許金富，楊少雄

(1.福建江夏學院 體育產業(yè)發(fā)展研究中心，福州 350108；2.福建師范大學 體育科學學院，福州 350108)

隨著我國經濟發(fā)展步入新常態(tài)，產業(yè)結構的升級優(yōu)化成為迫切任務。2013年，我國第三產業(yè)增加值比重首次超過第二產業(yè)，達到46.1%；2015年，第三產業(yè)增加值高達341 567億元，占GDP比值50.5%，首次超過50%。在隨后的幾年，第三產業(yè)增加值占GDP比重逐漸增加，我國產業(yè)結構發(fā)生了實質性的轉變。體育產業(yè)作為朝陽產業(yè)和綠色產業(yè)，是“十三五”時期需要大力發(fā)展的五大幸福產業(yè)的重要產業(yè)類別，是一個涵蓋多種產業(yè)功能的復合型產業(yè)。相關數據顯示，2013年我國體育產業(yè)增加值為3 563億元，而2018年我國體育產業(yè)增加值達到10 078億元，占同期GDP比重的1.1%，在短短的幾年間體育產業(yè)增加值增長了2.8倍，在我國經濟大格局中扮演著越來越重要的角色。推動體育產業(yè)發(fā)展，對于擴大內需、增加就業(yè)、培育新的經濟增長點、促進產業(yè)結構轉型升級具有重要意義，也是踐行全民健身國家戰(zhàn)略、推進健康中國建設、形成綠色發(fā)展方式的重要途徑。在此背景下，探討體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的影響效應，為促進體育產業(yè)發(fā)展和區(qū)域產業(yè)結構升級提供理論參考。

在學術層面上，關于體育產業(yè)與區(qū)域經濟之間的關系，已經有大量的實證與理論研究。研究表明，競技體育產業(yè)、休閑體育產業(yè)、體育用品制造業(yè)、體育財政投入、體育產業(yè)聚集等與區(qū)域經濟發(fā)展均存在顯著相關性[1-5]，并且為雙向正向顯著影響。然而，探討體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間關系的研究卻寥寥無幾。邵淑月認為在實施全民健身計劃的背景下加快體育產業(yè)化進程，會對我國產業(yè)結構的優(yōu)化產生一定促進作用[6]。劉德明認為體育旅游產業(yè)的發(fā)展，為區(qū)域產業(yè)結構的調整提供了新的競爭市場和機遇，而區(qū)域產業(yè)結構的調整也將為體育產業(yè)提供更寬廣的發(fā)展空間[7]。陳文勝通過對北京、上海、廣州等地的個案分析，指出舉辦大型體育賽事，不僅能夠改善舉辦地的基礎設施、提升城市形象，還能帶動當地相關產業(yè)的優(yōu)化與升級[8]。盧方群認為體育產業(yè)集群的形成，對技術創(chuàng)新、銷售規(guī)模、生產速度、產業(yè)分工等均會產生促進作用，進而有利于區(qū)域產業(yè)規(guī)模的升級[9]。綜合現(xiàn)有的少量文獻可知，體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間，存在著相輔相成的關系。為彌補當前研究多為定性研究的不足，本文采用定量研究方法，依據2008—2017年的相關數據，運用VAR模型分析體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的動態(tài)關系，以期為兩者的協(xié)同快速發(fā)展提供理論支撐和現(xiàn)實指導。

1 變量說明

表1 LnSpin和LnCyjg皮爾遜相關系數檢驗

注：*表示P<0.1，**表示P<0.05，***表示P<0.01；下同

由表1可知，LnSpin和LnCyjg相關系數為0.871 8，為高度相關，并具有高度顯著性意義。說明體育產業(yè)發(fā)展水平與區(qū)域產業(yè)結構升級之間存在顯著正相關，及存在線性或非線性關系，兩者間的相互作用機制及關系需要進一步驗證。

2 數據檢驗

2.1 數據平穩(wěn)性檢驗

考慮到時間序列有可能存在非平穩(wěn)的情況，若直接將變量的水平值用于研究經濟現(xiàn)象間的均衡關系，容易出現(xiàn)錯誤的結論，同時為了避免在回歸分析時“偽回歸”的發(fā)生，需要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗[15]。本文首先采用ADF檢驗方法對LnSpin和LnCyjg的時序數列進行平穩(wěn)性檢驗(表2)。

表2 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的ADF檢驗

從表2結果可知，LnSpin和LnCyjg的ADF值在5%的顯著性水平上均大于其臨界值，表現(xiàn)為非平穩(wěn)。對變量進行差分之后，D_LnCyjg的ADF值略小于5%的臨界值水平，D_LnSpin的ADF值略大于5%的臨界值，說明兩者均可以拒絕存在單位根的原假設，即差分變量均表現(xiàn)為一階平穩(wěn)變量。

2.2 Johansen協(xié)整檢驗

從平穩(wěn)性檢驗結果可知，D_LnCyjg和D_LnSpin均為平穩(wěn)變量，因此可以進行協(xié)整檢驗。選擇Johansen協(xié)整檢驗方法，以確定體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間是否存在長期均衡的關系(表3)。

體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級協(xié)整檢驗結果顯示，在0個協(xié)整向量的原假設中，跡統(tǒng)計量大于5%的臨界值水平，說明拒絕0個協(xié)整向量的原假設；在至多1個協(xié)整向量的原假設中，跡統(tǒng)計量大于5%的臨界值水平，說明應該拒絕至多1個協(xié)整向量的原假設；即可以認為至少有2個協(xié)整變量的存在，體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級間存在長期均衡關系。

2.3 誤差修正模型

為了彌補長期靜態(tài)模型的不足，在體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級長期均衡關系的基礎上，通過構建短期動態(tài)模型來進一步分析兩個變量的短期動態(tài)關系。估計結果如下：

D(LnCyjg)=0.014 1DLnCyjgt-1+0.069 8DLnSpint-1+0.008 2DLnCyjgt-2+0.021 8DLnSpint-2+0.010 5cointEq1(-0.068 6)

R2=0.876 4

F=14.22模型1

D(LnSpin)=0.056 5DLnSpint-1+0.096 5DLnCyjgt-1+0.090 6DLnSpint-2+0.056 2DL

nCyjgt-2+0.083 2cointEq1(-0.088 0)

R2=0.731 5

F=6.11模型2

由模型1和模型2可知，R2分別為0.876 4、0.731 5，即模型具有較好的擬合度，說明體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間存在短期動態(tài)均衡關系。從區(qū)域產業(yè)結構升級的誤差修正模型中可以看出，如果前1期區(qū)域產業(yè)結構升級的短期波動偏離長期均衡，當期就會以-0.068 6的調整力度調整至均衡狀態(tài)，區(qū)域產業(yè)結構升級滯后1期對當期表現(xiàn)為正向促進作用，短期彈性為0.014 1；滯后2期的區(qū)域產業(yè)結構升級系數對當期仍表現(xiàn)為正向促進作用，短期彈性為0.008 2；體育產業(yè)發(fā)展滯后1期對當期的區(qū)域產業(yè)結構升級表現(xiàn)為正向促進作用，短期彈性為0.069 8；滯后2期的短期彈性作用為0.021 8。

從體育產業(yè)發(fā)展的誤差修正模型中可以看出，如果前1期體育產業(yè)的短期波動偏離長期均衡，當期就會以-0.088 0的調整力度調整至均衡狀態(tài)，體育產業(yè)發(fā)展滯后1期對當期的體育產業(yè)發(fā)展為正向促進作用，短期彈性為0.056 5；滯后2期的短期彈性作用為0.090 6；產業(yè)結構升級滯后1期對當期體育產業(yè)發(fā)展表現(xiàn)為正向促進作用，短期彈性為0.096 5；滯后2期的產業(yè)結構升級系數對當期仍表現(xiàn)為正向促進作用，短期彈性為0.056 2。

3 實證與結果

3.1 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的因果關系檢驗

考慮到在計量經濟學中，時序變量之間的關系會發(fā)生被解釋變量對解釋變量的滯后。因此，在分析中選擇合適的滯后期，對全面反映模型的動態(tài)特征和控制待估參數的數量顯得十分重要[16]。因此，在進行VAR模型分析前，需要確認最優(yōu)的滯后階數，依據赤池信息準則AIC和施瓦茨信息準則SC的檢驗標準，確定的最優(yōu)滯后階數為1期，具體結果見表4。

表4 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的VAR模型最優(yōu)滯后期

通過上文分析可知，體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間存在長期均衡關系，為了讓兩者的相關分析更有實際意義，采用格蘭杰因果關系檢驗來進一步判斷兩者間是否為因果關系[17](表5)。

表5 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的格蘭杰因果關系檢驗

由表5可知，在最優(yōu)滯后1期時，“體育產業(yè)發(fā)展不是區(qū)域產業(yè)結構升級的格蘭杰原因”原假設λ2檢驗統(tǒng)計量為13.735，P<0.01，說明應該拒絕原假設，即體育產業(yè)發(fā)展是區(qū)域產業(yè)結構升級的格蘭杰原因[3]?！皡^(qū)域產業(yè)結構升級不是體育產業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因”原假設λ2檢驗統(tǒng)計量為0.1143，P=0.735，說明不能拒絕原假設，即區(qū)域產業(yè)結構升級不是體育產業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

3.2 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的VAR模型估計

由于VAR模型的有效性建立在AR單位根平穩(wěn)的基礎上，因此，先要通過AR單位根檢驗VAR的穩(wěn)定性。若AR單位根均小于1，則表示該模型平穩(wěn)。從圖1可知，在體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的脈沖響應圖中，AR單位根系數均小于1(都在單位圓內)，因此說明VAR模型平穩(wěn)。

圖1 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的AR單位根檢驗

基于上述分析可知，LnSpin和LnCyjg是平穩(wěn)的，因此，為了進一步分析體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間的動態(tài)關系，根據AIC和SC準則確定最優(yōu)滯后階數1期，確定如下VAR模型：

LnCyjg=0.374 9LnCyjgt-1+0.037 1LnSpint-1+0.138 7

(2.18) (3.71) (2.70)

R2=0.952 8

從模型結果可知，R2為0.952 8，擬合情況良好，解釋變量對被解釋變量的解釋程度非常高，另外從回歸系數的顯著性來看，滯后1期的區(qū)域產業(yè)結構升級和體育產業(yè)發(fā)展的回歸系數均顯著，說明模型整體是有效的。

3.3 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的脈沖響應函數分析

脈沖響應函數分析是指當一個誤差項受到沖擊或發(fā)生變化時，對整個系統(tǒng)產生的影響，也可以認為是變量間互相作用的動態(tài)變化情況[18]。為了進一步研究體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間的動態(tài)影響，構建脈沖響應函數，設置預測期為10期，其中橫坐標表示沖擊作用的期數，縱坐標表示體育產業(yè)發(fā)展或區(qū)域產業(yè)結構升級的變化程度(圖2、圖3)。

從圖2可以看出，如果當期給體育產業(yè)一個標準差大小的沖擊，區(qū)域產業(yè)結構升級首先在第1期表現(xiàn)出快速上升趨勢，并達到最頂峰，峰值為0.006 9，隨后快速下降至第3期；從第3期以后表現(xiàn)出波動性減弱，即總體影響效果為“短期效應強，長期效應弱”的正向作用。

圖2 體育產業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構升級的脈沖響應圖

圖3 區(qū)域產業(yè)結構升級對體育產業(yè)發(fā)展的脈沖響應圖

從圖3結果可知，若當期給區(qū)域產業(yè)結構一個標準差大小的沖擊，體育產業(yè)發(fā)展水平在短期內表現(xiàn)為迅速降低，在第4期時達到最低點，從第5期開始又呈現(xiàn)出緩慢上揚的趨勢。因此，區(qū)域產業(yè)結構升級對體育產業(yè)發(fā)展的影響先是快速降低，隨后到達一定時間后，開始表現(xiàn)為逐漸加強的態(tài)勢，即“短期效應弱，長期效應強”的正向作用。

3.4 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的方差分解

在脈沖響應函數分析的基礎上，為了進一步了解體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間的相互貢獻程度，通過構建方差分解預測模型來定量研究兩者之間的動態(tài)變化關系(表6)。

表6 體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級的方差分解

從表6可知，區(qū)域產業(yè)結構升級當期不受體育產業(yè)發(fā)展的影響，體育產業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構升級的貢獻度從第2期的3.675 7%快速上升至第4期的16.209 5%，從第5期開始，增長速度有所減慢，但依舊保持穩(wěn)步上漲趨勢，直至第10期貢獻率為43.036 4%。說明體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間存在顯著的解釋力，在預測期內區(qū)域產業(yè)結構升級的增長以自身驅動為主，但由于體育產業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構升級的沖擊力度正在快速增強，所以區(qū)域產業(yè)結構升級自身驅動力逐漸減弱，也體現(xiàn)了體育產業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構升級的影響存在滯后效應。體育產業(yè)發(fā)展當期受到自身波動和區(qū)域產業(yè)結構升級沖擊的影響，受自身波動的影響要大于區(qū)域產業(yè)結構升級的影響，并且隨著期數的增加受自身波動的影響逐漸加大。在第1—3期表現(xiàn)為較快的增長速度，從第4期增長趨緩，但依然保持增長趨勢，到第10期貢獻率為89.994 4%，說明體育產業(yè)發(fā)展主要受自身驅動力的影響，且這種影響隨著時間的推移，表現(xiàn)出緩慢的增長態(tài)勢。

4 討論與分析

格蘭杰因果關系檢驗表明，體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級存在單向因果關系，即體育產業(yè)發(fā)展是區(qū)域產業(yè)結構升級的格蘭杰原因。主要原因是，在國家政策的扶持下，全民健身上升為國家戰(zhàn)略，人們健身意識不斷增強，體育產業(yè)表現(xiàn)出強勁的發(fā)展勢頭，未來擁有廣闊的發(fā)展空間。從內部結構看，體育產業(yè)包括體育用品及相關產品制造、體育健身休閑活動、體育管理活動、體育競賽表演活動、體育場館服務、體育中介服務等眾多類別，因此體育產業(yè)的構成類別是以第三產業(yè)為主，第一、二產業(yè)并存的綠色產業(yè)。2014年國務院頒發(fā)的《關于加快發(fā)展體育產業(yè)促進體育消費的若干意見》(以下簡稱“46號文”)中指出，到2025年，我國要加大體育服務業(yè)在體育產業(yè)中的比重，使體育產業(yè)結構更加合理。產業(yè)結構升級是產業(yè)升級從量變到質變的結果，使國民經濟重心從第一產業(yè)向第二產業(yè)，進而向第三產業(yè)的升級。基于上述分析，當前體育產業(yè)的內部結構組成及結構變革趨勢與現(xiàn)階段我國區(qū)域產業(yè)結構升級的工作重心是一致的。

依據脈沖響應函數結果，體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間存在相互影響的正向作用機制，并且這種作用機制具有一定的階段性。早期，我國體育產業(yè)的支柱行業(yè)是體育制造業(yè)，與發(fā)達國家相比，我國體育服務業(yè)、體育競賽表演活動、體育健身休閑活動等發(fā)展相對滯后，所占比重較低。隨著“46號文”政策的出臺，我國體育產業(yè)快速發(fā)展，體育用品制造業(yè)的比重減低，體育服務等相關行業(yè)比重有所提升，體育產業(yè)內部結構正向多元化、合理化變革，對區(qū)域產業(yè)結構升級也產生了促進作用。但是，借鑒產業(yè)生命周期理論，當一個產業(yè)發(fā)展成熟后，所產生的帶動機制也會趨于穩(wěn)定。因此，體育產業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構升級的影響在快速上升后又會趨緩趨穩(wěn)。

現(xiàn)階段我國體育產業(yè)正處于在摸索中快速發(fā)展的階段，但在內外部結構上還存在較多問題[19]。我國體育產業(yè)是在市場經濟體制下形成的，但不完全的政府和不完全的市場的不完全結合是現(xiàn)階段經濟社會的現(xiàn)實選擇[20]。體育產業(yè)的發(fā)展既需要政府的宏觀調控，又需要市場機制的調節(jié)。市場機制通常存在效應滯后性、實施盲目性等缺陷，并會產生壟斷、信息不對稱等市場失靈現(xiàn)象，對產業(yè)的發(fā)展可能會起到抑制作用。這時就需要政府的宏觀調控讓市場機制更好地發(fā)揮作用，促進產業(yè)進一步發(fā)展[19]。因此，區(qū)域產業(yè)結構升級對體育產業(yè)發(fā)展的影響在減緩后又呈緩慢上升趨勢。

方差分解的結果顯示，體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間存在協(xié)同發(fā)展、相互作用的關系，但兩者都是以自身驅動為主，體育產業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構升級的影響存在滯后效應。體育產業(yè)是一個橫跨三個產業(yè)的關聯(lián)度較高的產業(yè)，體育產業(yè)的發(fā)展在一定程度上會拉動其他產業(yè)的發(fā)展。相關統(tǒng)計數據顯示，2017年我國體育場地設施建設、體育用品及相關產品制造、體育中介服務等3類細分行業(yè)，在自身發(fā)展的同時，還大幅帶動了國民經濟中其他行業(yè)的快速發(fā)展，3個行業(yè)的帶動效果分別為341.6%、317.7%、255.1%。隨著體育產業(yè)發(fā)展水平的不斷提高，其所產生的連帶經濟效益和產業(yè)變革也將逐步顯現(xiàn)，對區(qū)域產業(yè)結構升級的影響也將隨著時間的推移而越來越明顯。

5 結論

體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級之間存在長期均衡關系。從短期來看，二者之間表現(xiàn)為相互的正向促進關系。受到體育產業(yè)快速發(fā)展所產生的一系列拉動效應，體育產業(yè)發(fā)展是區(qū)域產業(yè)結構升級的格蘭杰原因。從自身發(fā)展來看，體育產業(yè)發(fā)展與區(qū)域產業(yè)結構升級主要依靠自身的內部驅動力。此外，體育產業(yè)發(fā)展對區(qū)域產業(yè)結構升級的影響程度表現(xiàn)為從無到有，并且呈現(xiàn)出快速增強的趨勢；自身波動對體育產業(yè)的影響表現(xiàn)為在原始程度較高的基礎上，依舊保持緩慢的增長趨勢；并且由于體育產業(yè)的強勢增長勢頭，導致區(qū)域產業(yè)結構升級對體育產業(yè)發(fā)展的影響逐漸減小。