汪 艷，王 躍，李 杰

（1.華東理工大學 體育經(jīng)濟理論研究所，上海 200237；2.深圳市社會科學院 經(jīng)濟所，深圳 518028）

近年來，我國體育產(chǎn)業(yè)持續(xù)快速發(fā)展，對社會經(jīng)濟的貢獻度也不斷增強。2016年至2018年我國名義體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模的增速不斷提升，雖到2019年有所下降，但都高于同年名義GDP的增速，見圖1（a）。同時，體育產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重也逐年提升，見圖1（b），體育產(chǎn)業(yè)正在逐步成為我國國民經(jīng)濟的重要支柱。從國際視角來看，以體育產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達的美國為例，根據(jù)Plunkett Research估算，美國在2015年和2019年體育產(chǎn)業(yè)總值分別達4 752億美元和5 626億美元，5年增長了18.39%。我國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模在2015年和2019年分別為17 107億元和29 483億元，按照當年平均匯率計算分別折合約為2 747.14美元和4 274.94美元，根據(jù)美元值計算，5年增長了55.61%?？梢姡陙砦覈w育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模的增速遠遠超過了美國。

圖1 我國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模增長速度及增加值GDP占比

通過梳理相關文獻發(fā)現(xiàn)，有些學者對促進我國體育產(chǎn)業(yè)增長的多種動力因素進行了分析［1-2］。自2015年末我國提出“供給側結構性改革”以來，許多學者結合這一背景在研究中強調(diào)供給側的因素對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要性［3-4］。還有一些研究采用了定量分析方法，重點分析了勞動、資本、技術、土地等相關生產(chǎn)要素投入對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響［5-6］。2020年中央經(jīng)濟工作會議提出，構建雙循環(huán)新發(fā)展格局也要注重需求側管理，從需求端牽引供給。毋庸置疑，需求能夠引致經(jīng)濟增長［7-8］。潘磊等利用投入產(chǎn)出法對影響體育事業(yè)發(fā)展的需求因素進行了實證分析［9］。董艷梅等運用SDA結構分解技術重點探討了消費、投資、出口等需求因素對體育產(chǎn)業(yè)增長的影響［10］。張蕾等通過建立MS-VAR模型分析了體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能增長的相關需求因素［11］。但此類從需求角度出發(fā)的實證研究仍相對較少。此外，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手，近年來我國體育產(chǎn)業(yè)的區(qū)域發(fā)展也備受學者關注［12-13］。優(yōu)化體育產(chǎn)業(yè)布局，促進產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展也是推動我國體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。雖然已有部分文獻對我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求側的因素進行了定量分析，但大都是基于全國總體數(shù)據(jù)，并未充分考慮我國的區(qū)域發(fā)展特征。張瑞林等結合產(chǎn)業(yè)基礎和產(chǎn)業(yè)消費的區(qū)域發(fā)展，從區(qū)域異質(zhì)性視角探討了體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展動力［14］，但其研究主要是側重于理論論證?；谝陨舷嚓P文獻，本文試圖利用區(qū)域性省級數(shù)據(jù)，根據(jù)凱恩斯宏觀經(jīng)濟模型，實證分析需求側動力因素對體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展的影響，并在基本模型的基礎上將區(qū)域間的空間相關性納入分析，以期在“雙循環(huán)”經(jīng)濟新發(fā)展格局背景下，為優(yōu)化我國體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域空間布局，從需求側拉動體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展提供一定的客觀依據(jù)，不斷促進體育產(chǎn)業(yè)的需求側與供給側動力因素協(xié)同發(fā)力。

1 我國體育產(chǎn)業(yè)的區(qū)域分布

體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（也稱總規(guī)模），即一個國家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)的所有體育貨物和服務的價值，反映常住單位從事體育生產(chǎn)活動的總規(guī)模［15］。從概念范圍看，我國體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與發(fā)達國家對體育國內(nèi)生產(chǎn)總值（Gross Domestic Sports Product-GDSP）［16］的范圍界定類似，因此本文采用GDSP代表體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出。

根據(jù)國家統(tǒng)計局2015年頒布的《國家體育產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類》，我國體育產(chǎn)業(yè)主要涉及國民經(jīng)濟的第二、三產(chǎn)業(yè)，因此本文將第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的加總代表地區(qū)經(jīng)濟?；谖覈箨懜魇“l(fā)布的2015年和2017年體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出，計算得出的各省人均體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出及相應年份的第二、三產(chǎn)業(yè)加總值等數(shù)據(jù)，利用ArcMap10.7軟件可繪制出四分位地圖（見圖2和圖3）。由圖2（a）可知，2015年我國體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域分布呈現(xiàn)出“核心-邊緣”的特征，其中東部沿海省份體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出較高為“核心”，其他地區(qū)產(chǎn)出較低為“邊緣”。對比圖2（a）和圖2（b）可知，大多省份體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與人均值等級一致，一些人口較多的省份如山東、四川、湖南等相對體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出，其人均值等級較低。對比圖2（a）和圖2（c）可知，體育產(chǎn)業(yè)與地區(qū)經(jīng)濟的空間分布規(guī)律基本一致，但北京、福建、重慶等體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的等級更高，說明其體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展在地區(qū)經(jīng)濟中相對較好。陜西、河南等省的體育產(chǎn)業(yè)相對于整體經(jīng)濟而言發(fā)展偏弱。

圖2 2015年GDSP、人均GDSP和第二、三產(chǎn)業(yè)加總值區(qū)域分布地圖

圖3 2017年GDSP、人均GDSP和第二、三產(chǎn)業(yè)加總值區(qū)域分布地圖

根據(jù)圖3（a）可知，2017年仍是東部地區(qū)的體育產(chǎn)業(yè)更具優(yōu)勢。江蘇、福建、廣東的體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出處于最高級。圖3（b）顯示北京、上海、福建的人均體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出等級最高。與地區(qū)經(jīng)濟相比，北京、遼寧、上海、福建等地體育產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達。

2 體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域需求增長模型

我國體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的統(tǒng)計范圍包括體育管理活動、體育競賽表演活動、體育健身休閑活動，體育用品及相關產(chǎn)品制造等11大類，主要是從宏觀層面衡量體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模。因此本文基于凱恩斯宏觀經(jīng)濟模型和相關文獻［7，17］，從國民收入恒等式出發(fā)，構建體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域需求增長模型，重點考察國內(nèi)外相關需求因素的影響。

為了將研究聚焦在體育產(chǎn)業(yè)，首先假定某一時期，一個僅含有體育產(chǎn)業(yè)的封閉經(jīng)濟體內(nèi)，有體育產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)者、消費者及政府3個部門。與社會體育總需求相等時的均衡體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出，可分解為體育消費C、體育投資I和政府體育預算支出G的線型組合，將其推廣到i個地區(qū)，體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域需求增長模型可表示為：

進一步考慮開放經(jīng)濟下的外部需求，即體育凈出口（Xi-Mi）對體育產(chǎn)業(yè)增長的影響，在上述三部門模型的基礎上構建四部門體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域需求增長模型。

2.1 理論機制

根據(jù)凱恩斯宏觀經(jīng)濟理論，短期內(nèi)經(jīng)濟體的均衡產(chǎn)出是由總需求和總供給共同決定?？傂枨笫墙?jīng)濟增長的拉動力，總供給是推動力?？傂枨髸ㄟ^經(jīng)濟循環(huán)過程傳導到供給側，促進技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，提高企業(yè)盈利和居民收入水平，進一步產(chǎn)生引致需求，從而拉動經(jīng)濟增長。在前文所考慮的僅包含體育產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟體內(nèi)，體育總需求是由體育消費、體育投資、政府體育支出及體育凈出口組成。首先，擴大體育消費會促進體育總需求的增加，進而拉動體育產(chǎn)出增長。其次，體育投資規(guī)模的擴大會增加體育總需求，同時會通過乘數(shù)效應作用于體育產(chǎn)出增長。封閉經(jīng)濟下，投資乘數(shù)取決于邊際消費傾向的高低，一筆投資能通過乘數(shù)效應引起數(shù)倍于這筆投資的產(chǎn)出增加。此外，政府體育支出可以通過乘數(shù)效應和擠出效應對體育產(chǎn)出增長產(chǎn)生影響。政府體育支出的增加能通過乘數(shù)效應使體育產(chǎn)出提高數(shù)倍，同時也會引起私人投資和消費減少，降低部分總需求，產(chǎn)生擠出效應。一般乘數(shù)越大，擠出效應越大。最后，開放經(jīng)濟下體育外部需求可以通過實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟、促進技術進步和提高資源配置效率等促進體育產(chǎn)出增長。體育凈出口增長會通過外貿(mào)乘數(shù)引起體育產(chǎn)出的成倍增加。一般外貿(mào)乘數(shù)為1/(1-b+m)，其中b為邊際消費傾向，m為邊際進口傾向（即一單位國民收入增加引起的進口增加量）。由于存在邊際進口傾向，開放經(jīng)濟下的乘數(shù)效應會小于封閉經(jīng)濟下的乘數(shù)效應。

2.2 研究假說

在以上機制作用下，需求因素會拉動區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)增長。封閉經(jīng)濟下，當?shù)貐^(qū)i處于均衡產(chǎn)出時，假定其他變量保持不變，體育消費、投資和政府支出增加會引起體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出增加，可以提出假說1。

假說1：封閉經(jīng)濟下，體育消費、體育投資及政府體育支出增加會對區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)增長有正向作用。

當?shù)貐^(qū)i處于均衡產(chǎn)出時，假定其他變量不變，體育凈出口（Xi-Mi）增加會引起體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出增加，但受邊際進口傾向影響，乘數(shù)效應會比封閉經(jīng)濟下的乘數(shù)效應小，可以提出假說2。

假說2：開放經(jīng)濟下，外部需求對區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)增長有正向作用，但受乘數(shù)效應變小的影響，相關需求因素的作用相對封閉經(jīng)濟會減弱。

按照地理第一定律，任何地理事物間都有相關性，且與距離有關。一般距離越近，相關性越大［18］。因此，本地區(qū)產(chǎn)出增長會受到鄰近地區(qū)相關因素的影響，可以提出假說3。

假說3：區(qū)域間的空間相關性會使區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)的增長受到鄰近地區(qū)相關因素的影響。

3 實證模型設定與數(shù)據(jù)說明

3.1 實證模型設定

首先構建封閉經(jīng)濟標準截面數(shù)據(jù)計量模型，即三部門模型。為消除異方差，將所有變量取對數(shù)（下同）：

再考慮開放經(jīng)濟，將體育產(chǎn)品凈出口（Net Exports-NX）納入模型（3），其中εi為誤差項。定義NX=X-M，構建四部門模型：

在模型（4）的基礎上，將區(qū)域間的空間相關性納入分析框架。首先建立空間滯后模型（SLM），其形式如下：

式中ρ為空間滯后系數(shù)，表示鄰近區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出對本地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的影響。若ρ顯著，則表明體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出在區(qū)域間存在明顯的相互依賴，ρ的值越大表明區(qū)域間產(chǎn)出的空間溢出效應越大，Wij為空間權重矩陣的元素，該矩陣為標準化的各省會城市間大圓弧距離（即根據(jù)地球球面上經(jīng)緯度計算的城市間的最短距離）的倒數(shù)構建的空間權重矩陣（下同）。

Anselin指出誤差項中極有可能包含空間依賴性，模型中若將其忽略會得到無偏但缺乏效率的估計［19］?？臻g誤差模型（SEM）能通過空間自相關的誤差項消除空間自相關現(xiàn)象，其形式為：

式中εj為誤差項，λ為誤差項的空間滯后項系數(shù)，若λ顯著則說明誤差項中存在空間自相關，即模型中遺漏變量的空間相關性會顯著影響體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出。

3.2 數(shù)據(jù)說明

本文選取體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（Y）為被解釋變量，數(shù)據(jù)源于2015年我國大陸23個省體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模及增加值數(shù)據(jù)公告。選取體育固定資產(chǎn)投資（I）、體育消費（C）、政府體育支出（G）、體育產(chǎn)品凈出口（NX）為解釋變量。其中變量I數(shù)據(jù)源于中國經(jīng)濟社會大數(shù)據(jù)研究平臺，根據(jù)已公布的2014年的年度數(shù)據(jù)及2015年月度數(shù)據(jù)，按照比值法對缺失的2015年12月累計值進行了補齊。體育消費與文化娛樂消費有較強的相關性，都屬于非基本生活消費的發(fā)展型消費，我國省級體育消費統(tǒng)計尚未全面展開，據(jù)《2014年全民健身活動狀況調(diào)查公報》當年人均體育消費為926元，《中國文化及相關產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示2014年人均文化娛樂消費為671.5元，二者數(shù)量級比較一致，故采用文化娛樂消費作為變量C的替代指標。變量G采用政府公共預算中的體育支出衡量。變量C和G的數(shù)據(jù)均來自《中國文化及相關產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于部分省份以美元衡量的體育產(chǎn)品進口額大于出口額，即產(chǎn)生凈出口值為負的情況，無法用于計量模型估計，故變量NX采用以件為單位的體育產(chǎn)品凈出口數(shù)量來衡量，數(shù)據(jù)源于“國研網(wǎng)”體育產(chǎn)品（海關代碼9506）進出口量。表1為變量的描述性統(tǒng)計結果。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

4 體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展需求側動力實證分析

4.1 體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的空間相關性分析

4.1.1 全局空間自相關檢驗

Moran最早提出了Moran’s I檢驗［20］，是被廣泛采用的空間自相關檢驗方法，其公式為：

利用Stata15.1對體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（lnY）進行全局自相關檢驗，得出其Moran’s I值為0.260，通過1%的顯著性檢驗（見表2），說明我國體育產(chǎn)業(yè)存在顯著的空間正相關，實證檢驗時應構建空間計量模型分析。

表2 體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（lnY）的Moran's I

4.1.2 局部空間自相關檢驗

局部空間自相關分析通過測算空間關聯(lián)局域指標（LISA）分析每個區(qū)域與周邊地區(qū)間的空間差異程度，可以檢驗局部地區(qū)高值或低值是否在空間上趨于集聚［21］，其公式為：

其中，Ii為局域Moran’s I指數(shù)，Xi為地區(qū)i的觀測值，Wij為空間權重矩陣的元素。

根據(jù)Moran’s I散點圖可分為高高（HH）即高值地區(qū)被高值地區(qū)包圍，低高（LH）即低值地區(qū)被高值地區(qū)包圍，低低（LL）即低值地區(qū)被低值地區(qū)包圍以及高低（HL）即高值地區(qū)被低值地區(qū)包圍的4種關聯(lián)模式。

利用Stata15.1對體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（lnY）進行局部空間自相關檢驗（見表3）。從檢驗結果可知，有8個省份的局部空間自相關指數(shù)通過了至少10%的顯著性檢驗，且均為正。具體的空間相關模式為：江蘇、浙江和福建為HH型，這3個區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)較高，都處于東部沿海地區(qū)且互相臨近。廣西、重慶、貴州、陜西、寧夏屬于LL類型，其自身體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出較低，又被產(chǎn)出較低的地區(qū)所包圍。

表3 體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出（lnY）的局域空間自相關（LISA）檢驗結果

4.2 模型的計量分析結果

4.2.1 標準截面數(shù)據(jù)計量模型

通過標準截面數(shù)據(jù)計量模型（OLS）分別對封閉經(jīng)濟（三部門）和開放經(jīng)濟（四部門）進行估計（見表4）。利用方差膨脹因子（VIF）對模型進行多重共線性檢驗，結果表明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表4 標準截面數(shù)據(jù)計量模型回歸結果（OLS）

由表4可知，在封閉經(jīng)濟中，lnC系數(shù)為1.908 6，通過了5%的顯著性水平檢驗。表明體育消費每增加1%，體育產(chǎn)業(yè)增長1.908 6%。lnI系數(shù)為0.818 5，通過了5%的顯著性水平檢驗，即體育投資增加1%，體育產(chǎn)業(yè)增長0.818 5%。該結果部分驗證了假說1，即封閉經(jīng)濟下體育消費、體育投資會促進體育產(chǎn)業(yè)的增長。但政府支出系數(shù)未通過顯著性檢驗。在開放經(jīng)濟中，lnI系數(shù)為0.578 9，通過了10%的顯著性水平檢驗。說明體育投資每增加1%，體育產(chǎn)業(yè)增長0.578 9%。lnNX系數(shù)為0.180 7，通過了10%的顯著性水平檢驗。說明體育產(chǎn)品凈出口每增加1%，體育產(chǎn)業(yè)增長0.180 7%。其他變量的系數(shù)均未通過顯著性檢驗。通過對比三部門和四部門模型可知，由于外部需求加入乘數(shù)效應變小，體育投資系數(shù)變小，顯著性水平降低；體育消費系數(shù)變小，其影響變?yōu)椴伙@著，估計結果基本支持了假說2的成立。

4.2.2 空間截面數(shù)據(jù)計量模型

通過全局空間自相關和局部空間自相關檢驗可知，體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出存在顯著的空間相關性，因此有必要建立納入空間效應的空間計量模型進行檢驗。利用空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）對開放經(jīng)濟條件下的四部門模型進行估計，并與四部門標準截面數(shù)據(jù)計量模型（OLS）的估計結果進行對比，具體結果見表5。

表5 空間截面數(shù)據(jù)計量模型回歸結果

一般計量模型的擬合優(yōu)度（R2）和對數(shù)似然值（LogL）越大，擬合效果越好。從表5可知，SEM的R2和LogL都大于OLS模型和SLM模型，其擬合效果更好。根據(jù)SEM的結果，誤差項的空間滯后項系數(shù)λ為-1.143 8，且通過了5%的顯著性水平檢驗。說明某一地區(qū)與體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出相關的遺漏變量的誤差沖擊，會隨基于地理距離的空間權重矩陣W傳遞到鄰近地區(qū)，并對該地區(qū)的體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生顯著的負向影響。該結果驗證了假說3的成立。

SEM模型結果表明，lnC系數(shù)為1.017 6，通過了10%的顯著性水平檢驗，說明體育消費每增加1%體育產(chǎn)業(yè)增長1.017 6%。按照體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一般規(guī)律，人均GDP接近一萬美元時，體育產(chǎn)業(yè)一定會發(fā)力［22］。在考察期，我國已有10個省人均GDP突破了1萬美元。隨著居民生活水平的提高，其消費結構正朝著享受型和發(fā)展型消費方向轉變。體育消費作為該類消費之一也逐步成為居民消費的重要組成部分［23］，對區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展拉動力顯著。lnI系數(shù)為0.728 5，通過了1%的顯著性檢驗，即體育投資每增加1%體育產(chǎn)業(yè)增長0.728 5%，說明體育投資對體育產(chǎn)業(yè)增長的促進作用顯著。根據(jù)發(fā)達國家的經(jīng)驗，體育產(chǎn)業(yè)的資本報酬率相對社會平均報酬率更高，流入的資本也比一般產(chǎn)業(yè)高［24］。我國相關促進體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的紅利逐步釋放，也吸引了更多的資本投入體育產(chǎn)業(yè)［25］。lnNX系數(shù)為0.249 2，通過1%的顯著性水平檢驗，說明體育產(chǎn)品凈出口每增加1%，體育產(chǎn)業(yè)增長0.249 2%。加入WTO以來，我國體育用品通過出口長期占據(jù)全球體育用品市場，凈出口也是拉動體育產(chǎn)業(yè)增長的力量之一。lnG系數(shù)不顯著，《中國文化及相關產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)顯示，2015年我國體育財政支出為356.48億元，僅約占當年全部財政支出的0.2%，而文化財政支出的占比約為0.6%。說明政府體育支出的規(guī)模相對較小且作用不顯著，也說明體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展更多是靠市場化需求因素驅動［26］。

本文通過減少樣本量和改變空間權重矩陣構造方式（即采用歐氏距離的倒數(shù)構建空間權重矩陣）對SEM模型結果進行了穩(wěn)健性檢驗，其估計結果與前文估計結果基本一致，說明計量模型估計結果具有一定的穩(wěn)健性。

5 結語

我國體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出與區(qū)域經(jīng)濟的空間布局總體一致，有顯著的空間相關性。封閉經(jīng)濟下體育消費和體育投資對體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展具有促進作用。開放經(jīng)濟下，體育產(chǎn)品凈出口能夠促進區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)增長。與封閉經(jīng)濟相比，外部需求的加入會引起體育投資的拉動作用減少，體育消費的作用變?yōu)椴伙@著。納入空間效應的空間計量模型表明我國區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)增長主要依靠消費、投資和外部需求的拉動。

根據(jù)研究結果，可以得到以下啟示：首先，在體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，應充分考慮地區(qū)間的空間關聯(lián)效應，如在京津冀、長三角、粵港澳等國家重大戰(zhàn)略區(qū)域內(nèi)形成地區(qū)間分工協(xié)作，發(fā)揮各地比較優(yōu)勢，促進體育要素區(qū)域內(nèi)自由流動和優(yōu)化配置。通過區(qū)域內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展減少地區(qū)間差異，逐步帶動全國體育產(chǎn)業(yè)的區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展。其次，本文結果發(fā)現(xiàn)需求因素中消費的拉動力最強，其次為投資，外部需求的作用相對較小。當前國際新冠疫情造成外需前景不明，體育進出口貿(mào)易持續(xù)惡化［27］，因此短期內(nèi)應以擴大體育內(nèi)需為主導，通過創(chuàng)建“體育消費試點城市”等舉措，拓展消費空間、釋放消費潛力，探索新的體育消費增長點。同時還應廣泛吸引投資，促進投資、消費形成良性循環(huán)，共同拉動體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展。最后，應加強政府對區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)的調(diào)控作用，通過增加政府體育支出帶動社會投資、引導消費，但應注意避免對市場主體投資和居民消費的擠出效應。