楊偉松　關(guān)朝陽

摘 要：運(yùn)用文獻(xiàn)資料、數(shù)理統(tǒng)計、向量自回歸模型等方法，基于2010-2020年體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)統(tǒng)計指標(biāo)數(shù)據(jù)，探討我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：長期來看，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向協(xié)整關(guān)系；短期內(nèi)，當(dāng)均衡狀態(tài)發(fā)生波動時，當(dāng)期體育產(chǎn)業(yè)增加值以-0.243 5倍的力度對上一期非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回長期均衡狀態(tài)；脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析結(jié)果顯示，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長均受到來自自身沖擊的影響。最后提出：發(fā)揮體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)互惠共生的力量、改善體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)的偏利關(guān)系、掌控體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)長期均衡發(fā)展的節(jié)點等優(yōu)化路徑，以推動體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)的協(xié)同發(fā)展。

關(guān)鍵詞：體育產(chǎn)業(yè)；國民經(jīng)濟(jì)；實證關(guān)系

中圖分類號：G80-052文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1009-9840（2023）01-0001-07

Empirical Research on the Relationship between the Development of China's Sports Industry and the Growth of National Economy

YANG Weisong1， GUAN Chaoyang2

（1.College of P.E.， Henan University of Science and Technology， Xinxiang 453003， Henan， China; 2. College of P.E.， Henan Normal University， Xinxiang 453007， Henan， China）

Abstract：Using literature review， mathematical statistics， vector auto-regressive model， based on the relevant statistical indicator data of the development of the sports industry and the growth of the national economy from 2010 to 2020， the authors explore the coupling relationship between the development of China's sports industry and the growth of the national economy. The results show that， in the long term， there is a positive co-integration relationship between the development of the sports industry and the growth of the national economy; in the short term， when the equilibrium state fluctuates， the added value of the sports industry in the current period will be adjusted by -0.2435 times the intensity of the previous period of disequilibrium， and then drew back to the long-term equilibrium state.; the results of impulse response function and variance decomposition analysis show that the development of the sports industry and the growth of the national economy are both affected by their own impact. Finally， optimized paths are proposed such as "playing the power of the sports industry and the national economy for mutual benefit"， "improving the partial benefit relationship between the sports industry and the national economy"， and "controlling the nodes of the long-term balanced development of the sports industry and the national economy" to promote the coordinated development of the sports industry and the national economy.

Key words：sports industry; national economy; empirical research

體育產(chǎn)業(yè)作為當(dāng)前最引人注目的新興產(chǎn)業(yè)，是社會經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)的產(chǎn)物，具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)［1］。廣義的體育產(chǎn)業(yè)指“與體育運(yùn)動相關(guān)的一切生產(chǎn)經(jīng)營活動，包括體育物質(zhì)產(chǎn)品和體育服務(wù)產(chǎn)品的生產(chǎn)、經(jīng)營兩大部分”。狹義的體育產(chǎn)業(yè)是指“體育服務(wù)業(yè)”或者是“體育事業(yè)中既可以進(jìn)入市場，又可以盈利的部分”。為推動體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，2014年10月國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進(jìn)體育消費的若干意見》，首次將體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，著力培育其成為新的經(jīng)濟(jì)增長點。近年來，我國體育產(chǎn)業(yè)得到快速發(fā)展，但與歐美國家相比，總體規(guī)模和發(fā)展活力仍存在較大差距。全球體育產(chǎn)業(yè)總值在2013年實現(xiàn)7.5萬億元，占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重約2%，其中，美國體育產(chǎn)業(yè)總值實現(xiàn)2.87萬億元，占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重高達(dá)2.93%［2］。而由于我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展起步較晚，2018年我國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重僅為1.1%。因此，如何進(jìn)一步推動體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以及探討體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點問題。

學(xué)術(shù)界關(guān)于體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題的現(xiàn)有文獻(xiàn)，大體可歸納為以下三類：一是體育產(chǎn)業(yè)的定位，具體表現(xiàn)在，體育產(chǎn)業(yè)成為新的經(jīng)濟(jì)增長點，其發(fā)展能夠增加就業(yè)、擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展［3-6］；二是體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系研究，主要體現(xiàn)在，兩者密切相關(guān)、相互影響，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展離不開國民經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)保障，國民經(jīng)濟(jì)增長需借助體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展力量［7-10］；三是經(jīng)濟(jì)理論視角下的體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究，這些理論性研究成果，為探討體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系提供了理論依據(jù)和參考［11-13］。

綜上，有關(guān)體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系的現(xiàn)有研究成果較為豐富，為進(jìn)一步探討兩者關(guān)系提供了重要借鑒，但多數(shù)文獻(xiàn)局限于定性分析，或?qū)嵶C分析中更注重體育產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的單向影響，較少涉及國民經(jīng)濟(jì)對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。藉此，本研究通過利用2010-2020年體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長等相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)，運(yùn)用向量自回歸模型（VAR），實證分析兩者之間的耦合關(guān)系，以期為兩者的協(xié)同發(fā)展提供參考建議。

1 指標(biāo)選取、研究方法與描述性統(tǒng)計

1.1 指標(biāo)選取

本研究針對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展衡量指標(biāo)的選取，參考了國家體育總局、國家統(tǒng)計局出臺的《國家體育產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類》標(biāo)準(zhǔn)及公布的體育產(chǎn)業(yè)增加值指標(biāo)數(shù)據(jù)，并結(jié)合李國等［8-9］、任波［10］、朱菊芳等［14］等文獻(xiàn)做法，以“體育產(chǎn)業(yè)增加值”作為體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的衡量指標(biāo)。針對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的衡量，政府、學(xué)術(shù)界較多采用的是具有較高國際認(rèn)可度、權(quán)威性和國際比較性的“國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）”指標(biāo)，這一指標(biāo)可概括性的度量某一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的總體情況。1993年我國正式將國內(nèi)生產(chǎn)總值指標(biāo)納入《中國國民經(jīng)濟(jì)核算體系》，其統(tǒng)計數(shù)據(jù)具有連續(xù)性。因此，本研究選取“國內(nèi)生產(chǎn)總值”作為我國國民經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo)。

1.2 研究方法

首先，采用文獻(xiàn)資料分析法，對體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系等相關(guān)研究成果分析，確定研究視角。其次，采用Stata15.0，對2010-2020年我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展、國民經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計和Pearson相關(guān)性系數(shù)分析。最后，運(yùn)用VAR模型，從模型估計、脈沖響應(yīng)分析、方差分解分析3個方面，探討體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的耦合關(guān)系，為推動體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)共發(fā)展提供實證依據(jù)。

1.3 描述性統(tǒng)計

圖1顯示了2010-2020年我國體育產(chǎn)業(yè)增加值及其增長率的變動情況。數(shù)據(jù)表明，2010-2019年我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)步增長趨勢，體育產(chǎn)業(yè)增加值從2010年的2 200億元增長至2019年的11 248.1億元。近11年間，我國體育產(chǎn)業(yè)增加值年均增長率為17.6%。從體育產(chǎn)業(yè)增加值的增長率來看，2011-2014年體育產(chǎn)業(yè)增加值的增長率處于下降趨勢，但在2015年增長率出現(xiàn)井噴式提升，上升為35.97%。這與2014年國發(fā)〔2014〕46號文件的政策利好推動密切相關(guān)。2015-2019年期間，體育產(chǎn)業(yè)增加值的增長率處于下降—上升—下降的波動趨勢，但增長率仍保持在10%以上。意味著，我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展活力日益突出，具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿?，對拉動國民?jīng)濟(jì)增長具有重要作用。但受新冠疫情影響，體育產(chǎn)業(yè)增加值由2019年的11 248.1億元下降至2020年10 735億元，增長率由2019年的11.61%下降至2020年-4.56%。

圖2顯示了2010-2020年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值及其增長率的變動情況。數(shù)據(jù)顯示，我國國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展也呈現(xiàn)出持續(xù)增長的態(tài)勢，2010年國內(nèi)生產(chǎn)總值實現(xiàn)412 119億元，到2020年國內(nèi)生產(chǎn)總值實現(xiàn)1 143 670億元，11年間年均增長率為10.8%。從國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率來看，2011年出現(xiàn)飛躍式提升，增長率為18.4%，之后呈現(xiàn)平緩變動趨勢，至2020年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率出現(xiàn)大幅增長，增長率為15.48%。表明與體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模發(fā)展相比，整個國民經(jīng)濟(jì)受新冠疫情等外部因素的影響較小。

綜上來看，除2020年外，2010-2019年間，體育產(chǎn)業(yè)增加值的年均增長率遠(yuǎn)高于同期GDP增長率，但體育產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值均處于漸進(jìn)式提高過程。國家體育總局出臺的《體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》提到，體育產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的綜合貢獻(xiàn)率明顯提升，成為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新的經(jīng)濟(jì)增長點。在“十三五”期間，國家調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，為體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供強(qiáng)大動力和堅實的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。本研究通過Pearson相關(guān)性分析，也發(fā)現(xiàn)我國體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)存在線性關(guān)系（見表1）。

2 體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長耦合關(guān)系VAR模型分析

2.1 VAR模型設(shè)計

VAR模型全稱為向量自回歸（Vector Autoregression）模型，是由美國計量經(jīng)濟(jì)學(xué)家和宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家Sims于1980年提出，該模型運(yùn)用非結(jié)構(gòu)性方法，旨在探討經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中各變量之間的交互關(guān)系，并分析隨機(jī)擾動項對經(jīng)濟(jì)變量的動態(tài)沖擊。VAR模型核心思想是每一個內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。VAR（p）模型數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

yt=β0+β1yt-1+…+βpyt-p+εt（1）

式（1）中，yt分別表示k維內(nèi)生變量，β為系數(shù)矩陣，p為滯后階數(shù)，解釋變量（yt-1，yt-2，…）依賴于（εt-1，εt-2，…），εt與其滯后值（εt-1，εt-2，…）不相關(guān)，故所有解釋變量的前定變量與當(dāng)期擾動項εt不相關(guān)，故可以使用OLS對方程進(jìn)行回歸。

2.2 平穩(wěn)性檢驗

本研究的分析變量是“體育產(chǎn)業(yè)增加值（TYC）”與“國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）”，由于兩者均為時間序列變量，可能存在異方差的影響。故首先采用取自然對數(shù)方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理，分別記作lnTYC、lnGDP，再進(jìn)行VAR模型實證分析。

以lnGDP作為被解釋變量，lnTYC作為解釋變量，本研究通過定義單位根變量，對兩者進(jìn)行OLS回歸（見表2）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，lnGDP對lnTYC的回歸系數(shù)在5%水平上顯著，且R2高達(dá)0.48，意味著，國內(nèi)生產(chǎn)總值和體育產(chǎn)業(yè)增加值雖然為相互獨立的單位根變量，但存在著“偽回歸”現(xiàn)象。故需要對兩組序列進(jìn)行單位根的平穩(wěn)性檢驗。

本研究使用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法進(jìn)行單位根檢驗。ADF檢驗方法的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

Δyt=β0+δyt-1+γ1Δyt-1+…+γp-1Δyt-p+1+γt+εt（2）

式（2）中（Δyt-1，…，Δyt-p+1）稱為滯后差分項，即一階差分Δyt的一階至（p-1）階滯后項；t為時期趨勢；β0為位移項；γ為時期t的系數(shù)；γi為未知參數(shù)；p為滯后項；εt為隨機(jī)擾動項。ADF檢驗為左邊單側(cè)檢驗，其拒絕區(qū)域僅分布在最左邊，故其假設(shè)為，H0：δ=0，H1：δ<0。即ADF檢驗值大于臨界值，接受原假設(shè)，意味著時間序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列，反之為平穩(wěn)序列。

表3顯示了體育產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果顯示，lnTYC、lnGDP的ADF值均大于10%臨界值，為非平穩(wěn)序列。一階差分處理后，dlnTYC的ADF值大于10%臨界值，dlnGDP的ADF值小于10%臨界值但大于1%臨界值，兩者仍為非平穩(wěn)序列。再次進(jìn)行二階差分處理，d2lnTYC、d2lnGDP的ADF檢驗值均小于1%臨界值，意味著lnTYC、lnGDP在二階單整I（2）下為平穩(wěn)序列，可構(gòu)建VAR模型。

2.3 協(xié)整性檢驗

根據(jù)ADF單位根檢驗結(jié)果，lnTYC、lnGDP序列本身不具平穩(wěn)性，但為二階單整序列，反映出兩序列數(shù)據(jù)之間可能存在平穩(wěn)的長期均衡關(guān)系，即“協(xié)整關(guān)系”。為進(jìn)一步明確體育產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間是否具備長期均衡關(guān)系，需進(jìn)行協(xié)整性檢驗。

確定滯后期數(shù)是協(xié)整性檢驗的前提條件，根據(jù)LL、LR、AIC、HQIC、SBIC等準(zhǔn)則發(fā)現(xiàn)（見表4），最佳滯后期為2。由表5結(jié)果可知，假設(shè)“l(fā)nTYC與lnGDP無協(xié)整關(guān)系”的跡檢驗統(tǒng)計量為22.234 6，大于5%臨界值15.41，拒絕該假設(shè)。假設(shè)“l(fā)nTYC與lnGDP至少存在一個協(xié)整關(guān)系”結(jié)果顯示，跡檢驗統(tǒng)計量2.088 3，小于5%臨界值3.76（P>0.05），接受該假設(shè)。故可認(rèn)為，lnTYC與lnGDP之間存在長期均衡關(guān)系。

lnTYC與lnGDP之間的長期均衡關(guān)系性質(zhì)，可由協(xié)整檢結(jié)果估計得到的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程解釋：

lnGDP = 0.502 9lnTYC＋9.130 1（3）

lnTYC = 1.952 3lnGDP-17.669 2（4）

方程（3）和方程（4）的擬合優(yōu)度R2均為0.981 9，擬合效果較好。由標(biāo)準(zhǔn)化方程可知，lnTYC與lnGDP之間的協(xié)整系數(shù)呈正向相關(guān)關(guān)系。方程（3）表示，體育產(chǎn)業(yè)增加值提高1%，經(jīng)濟(jì)增長將提升0.502 9%；方程（4）表示，經(jīng)濟(jì)增長提高1%，體育產(chǎn)業(yè)增加值將提升1.952 3%。由此可見，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間存在互惠共生的關(guān)系。

2.4 向量誤差修正模型

向量修正誤差模型（VCE）是建立在兩時間序列變量具有長期協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)之上，是對時間序列變量之間短期波動變化的測量。根據(jù)lnTYC與lnGDP之間的協(xié)整關(guān)系，我們可以對體育產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值建立向量修正誤差模型如下：

（5）式中，ecmt-1為修正誤差項，反映的是被解釋變量的短期波動變化，δ為誤差修正項系數(shù)，反映的是時間序列變量之間發(fā)生偏離長期均衡時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度；γi為解釋變量滯后差分項的系數(shù)，表示短期波動對被解釋變量的影響；p為差分解釋變量的最優(yōu)滯后階數(shù)；εt為殘差。模型檢驗結(jié)果見表6。

被解釋變量為體育產(chǎn)業(yè)增加值的方程擬合度指標(biāo)R2=0.806 6，chi2=20.850 4，P=0.000，被解釋變量為國內(nèi)生產(chǎn)總值的方程擬合度指標(biāo)R2=0.944 3，chi2=84.699 8，P=0.000，表示兩個方程的擬合度良好，可較好的解釋兩時間序列變量短期波動對長期均衡的影響。

模型估計結(jié)果顯示，被解釋變量為體育產(chǎn)業(yè)增加值的誤差修正模型的系數(shù)估計值為-1.277 4，所對應(yīng)的相伴概率P=0.181>0.05，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值對體育產(chǎn)業(yè)增加值偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度不顯著。被解釋變量為國內(nèi)生產(chǎn)總值的誤差修正模型的系數(shù)估計值為-0.243 5，所對應(yīng)的相伴概率P=0.000<0.05，表明體育產(chǎn)業(yè)增加值對國內(nèi)生產(chǎn)總值偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度顯著，即當(dāng)期體育產(chǎn)業(yè)增加值以-0.243 5倍的力度對上一期兩變量之間的偏離狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回長期均衡狀態(tài)。

2.5 VAR模型參數(shù)估計

由上文分析，體育產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間具有平穩(wěn)的長期正向均衡關(guān)系，且最佳滯后期為2。故可進(jìn)行VAR（2）的模型參數(shù)估計，對體育產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的正向相互關(guān)系展開驗證（表7）。

表中結(jié)果顯示，lnTYC與lnGDP的擬合優(yōu)度分別為0.975 8、0.993 1，兩者擬合指數(shù)良好。同時，VAR（2）模型的特征多項式的根的倒數(shù)均在單位圓范圍內(nèi)（如圖3），表明兩者序列數(shù)據(jù)穩(wěn)定性良好。意味著，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有穩(wěn)定性，在受到外界干擾性因素沖擊時，隨著時間推移，能夠逐漸恢復(fù)到穩(wěn)定均衡狀態(tài)。

在VAR（2）模型參數(shù)估計結(jié)果中，就體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展而言，國內(nèi)生產(chǎn)總值滯后1期和2期對體育產(chǎn)業(yè)增加值的影響系數(shù)分別為3.358 6、-0.694 4，但這種影響在統(tǒng)計上并不顯著，表明在短期內(nèi)國民經(jīng)濟(jì)增長對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響不大。從國民經(jīng)濟(jì)增長來看，體育產(chǎn)業(yè)增加值對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響系數(shù)在滯后1期和2期中分別為0.164 5、0.058 8，且滯后2期的系數(shù)在1%水平上顯著影響，意味著體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長，且隨著時間的推移，此正向影響逐漸減緩。

2.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

VAR模型估計結(jié)果顯示，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間具有長期協(xié)整關(guān)系，且相對穩(wěn)定，故可進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）反映的是，VAR模型中某個內(nèi)生變量受到一個標(biāo)準(zhǔn)差的外生沖擊時，給其他變量所帶來的動態(tài)影響。該函數(shù)是一種條件預(yù)測，估計發(fā)生沖擊后內(nèi)生變量在不同時點的值。

圖4顯示了體育產(chǎn)業(yè)增加值的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對VAR系統(tǒng)造成的影響。首先，體育產(chǎn)業(yè)增加值自身對其標(biāo)準(zhǔn)差沖擊做出立即響應(yīng)（圖4左），在第1期至第2期的響應(yīng)值呈現(xiàn)顯著下降趨勢，從第3期至第5期呈現(xiàn)上升—下降的趨勢，第6期至第8期的響應(yīng)趨勢呈現(xiàn)相似變化。從國內(nèi)生產(chǎn)總值對來自體育產(chǎn)業(yè)增加值的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)來看（圖4右），國內(nèi)生產(chǎn)總值對此沖擊未立即做出響應(yīng)，在第1期響應(yīng)為0，隨后響應(yīng)趨勢呈現(xiàn)大幅上升趨勢，在第2期達(dá)到峰值，第3期至第5期、第6期至第8期均呈現(xiàn)小幅度的下降—上升趨勢。由此，整體上來看，體育產(chǎn)業(yè)增加值對自身沖擊的響應(yīng)處于下降趨勢，國內(nèi)生產(chǎn)總值對體育產(chǎn)業(yè)增加值沖擊的響應(yīng)處于上升趨勢，但體育產(chǎn)業(yè)自身的響應(yīng)值高于國內(nèi)生產(chǎn)總值。故需圍繞體育產(chǎn)業(yè)自身系統(tǒng)設(shè)計，在加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度的同時，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長。此結(jié)論進(jìn)一步印證了前文的協(xié)整性分析、VAR（2）模型參數(shù)估計的結(jié)果。

圖5顯示了國內(nèi)生產(chǎn)總值的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對VAR系統(tǒng)造成的影響?？梢钥闯觯瑖鴥?nèi)生產(chǎn)總值對自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊立即做出響應(yīng)（圖5左），從1期到第2期的作用路徑呈現(xiàn)下降—上升的趨勢，在第2期作用效果達(dá)到最大，隨后第2期至第5期呈現(xiàn)相似U型變化，第6期開始呈現(xiàn)平穩(wěn)狀態(tài)，此影響到第8期都未消退。體育產(chǎn)業(yè)增加值對此沖擊的影響立即做出響應(yīng)（圖5右），第1期至第3期呈現(xiàn)明顯的下降—上升趨勢，第4期至第8期呈現(xiàn)相似趨勢，但變動幅度較小。由此可見，國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展受其自身系統(tǒng)波動的影響，且此波動在短期內(nèi)一定程度上阻礙了體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

2.7 方差分解分析

方差分解是VAR模型中描述系統(tǒng)動態(tài)的另一種方法，用來評價不同隨機(jī)擾動項沖擊的重要性，即不同沖擊對內(nèi)生變量動態(tài)變化的貢獻(xiàn)度。表8匯報了體育產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值序列VAR模型的方差分解結(jié)果。

就體育產(chǎn)業(yè)增加值方差分解結(jié)果來看，在第1期中，國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的方差貢獻(xiàn)率為36.1%，體育產(chǎn)業(yè)自身對其發(fā)展的方差貢獻(xiàn)率為63.9%。意味著，在第1期，體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展變化更大程度上受自身影響。之后，第2期至第8期，國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的方差貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐步上升的趨勢，在第8期中貢獻(xiàn)率達(dá)到48.49%。相應(yīng)地，體育產(chǎn)業(yè)自身的方差貢獻(xiàn)率呈下降趨勢，在8期中貢獻(xiàn)率下降至51.51%。這一結(jié)果表明，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展更多的受到自身影響，且隨時間推移，國民經(jīng)濟(jì)增長對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響逐漸增強(qiáng)。

國內(nèi)生產(chǎn)總值方差分解結(jié)果顯示，在第1期中，國民經(jīng)濟(jì)增長完全受自身擾動項的影響，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展對其未產(chǎn)生影響。第2期國內(nèi)生產(chǎn)總值方差有89.01%來自自身影響，10.99%來自體育產(chǎn)業(yè)增加值。到第3期，體育產(chǎn)業(yè)增加值對國內(nèi)生產(chǎn)總值方差的貢獻(xiàn)率迅速提高至47.74%，表明體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展對國民經(jīng)濟(jì)增長的作用迅速凸顯。之后，在第4期至第8期中，體育產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)略微下降趨勢，但基本處于45%左右。意味著，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展在短期內(nèi)未顯著推動國民經(jīng)濟(jì)增長，隨著時間推移，積極作用增強(qiáng)。

3 體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的優(yōu)化路徑

3.1 發(fā)揮體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)互惠共生的力量

Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長存在著長期均衡和互惠共生關(guān)系。具體表現(xiàn)在體育產(chǎn)業(yè)增加值對國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期彈性為0.502 9，國內(nèi)生產(chǎn)總值對體育產(chǎn)業(yè)增加值的長期彈性為1.952 3。這意味著，長期來看，國民經(jīng)濟(jì)增長對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響大于體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展對國民經(jīng)濟(jì)增長的影響。因此，為進(jìn)一步促進(jìn)兩者之間的互惠共生關(guān)系，發(fā)揮其力量，首先通過經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，切實推動國民經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，夯實國民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，同時激發(fā)市場主體活力、擴(kuò)大就業(yè)、完善收入分配，提升居民收入和消費水平的提升，為體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造條件。其次，通過提高體育服務(wù)業(yè)質(zhì)量，積極引導(dǎo)和吸引廣大居民的體育消費意識和消費水平，推動體育產(chǎn)業(yè)和國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3.2 改善體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)的偏利關(guān)系

向量誤差修正模型結(jié)果顯示，國內(nèi)生產(chǎn)總值對體育產(chǎn)業(yè)增加值偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度不顯著，體育產(chǎn)業(yè)增加值對國內(nèi)生產(chǎn)總值偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度顯著，且當(dāng)期以-0.243 5倍的力度對上一期的偏離狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回長期均衡狀態(tài)。這意味著，短期內(nèi)，體育產(chǎn)業(yè)增加值能顯著促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不能推動對體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。即在短期內(nèi)，兩者之間存在一種“偏利關(guān)系”。對此，一是通過科普體育鍛煉知識、普及體育基本公共服務(wù)設(shè)施，增強(qiáng)全民體育鍛煉意識；二是通過提高體育健身娛樂業(yè)和體育競賽表演業(yè)的市場份額、降低運(yùn)動服裝、運(yùn)動器材等實物型體育消費的市場份額，改善體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)居民體育消費優(yōu)化升級；三是重視體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的短期效應(yīng)，提升其在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展增添活力。

3.3 掌控體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)長期均衡發(fā)展的節(jié)點

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果顯示，體育產(chǎn)業(yè)增加值對來自自身沖擊的脈沖響應(yīng)，整體上呈現(xiàn)下降趨勢，說明體育產(chǎn)業(yè)自身沖擊對其發(fā)展造成負(fù)向影響，且此影響與對國民經(jīng)濟(jì)增長的影響均呈現(xiàn)周期性變化。國內(nèi)生產(chǎn)總值對自身沖擊的脈沖響應(yīng)也呈現(xiàn)下降—上升的周期性變動，且短期內(nèi)阻礙體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

方差分解結(jié)果顯示，在短期內(nèi)，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展對國民經(jīng)濟(jì)增長的影響較小，隨著時間的演進(jìn)，對國民經(jīng)濟(jì)增長的推進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)。國民經(jīng)濟(jì)增長對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的推動作用，也呈現(xiàn)出隨著時間發(fā)展日益擴(kuò)大的趨勢。

由此可見，識別體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)鍵節(jié)點，是推動兩者協(xié)同發(fā)展的重要路徑。首先，通過圍繞體育產(chǎn)業(yè)自身系統(tǒng)設(shè)計，明晰體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展癥結(jié)，同時采取措施實現(xiàn)與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的居民體育消費支出水平；其次，進(jìn)一步優(yōu)化體育產(chǎn)業(yè)的供給側(cè)結(jié)構(gòu)，識別并解決體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的瓶頸，提升居民體育消費水平，實現(xiàn)居民體育消費支出水平與國民經(jīng)濟(jì)增長水平相符合的目標(biāo)；再者，控制外部因素對國民經(jīng)濟(jì)增長的威脅，完善相關(guān)政策法律法規(guī)，創(chuàng)造穩(wěn)定的國民經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，重視國民經(jīng)濟(jì)對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的長期作用，盡力降低國民經(jīng)濟(jì)波動對自身與體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的負(fù)向作用。

4 小 結(jié)

近年來，我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)入現(xiàn)代化，處于快速發(fā)展時期，體育產(chǎn)業(yè)的新格局將助力國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展、擴(kuò)大就業(yè)、拉動內(nèi)需，成為新的經(jīng)濟(jì)增長點。同時，長期來看，國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也為體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大奠定了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，兩者之間處于互惠共生的發(fā)展形式。因此，在明晰體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，發(fā)揮兩者互惠共生的力量，掌控兩者長期均衡發(fā)展的節(jié)點與周期，實現(xiàn)兩者協(xié)同發(fā)展的目標(biāo)。

參考文獻(xiàn)：

［1］龔秋玲，劉飛平.我國體育產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析［J］.體育文化導(dǎo)刊，2014（9）：101-104.

［2］楊越.我國體育產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀與未來發(fā)展重點分析—基于三次全國經(jīng)濟(jì)普查的調(diào)查研究［J］.體育科學(xué)，2015，35（11）：24-29.

［3］朱凱迪，鮑明曉.體育產(chǎn)業(yè)促進(jìn)就業(yè)：域外經(jīng)驗與本土啟示［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報，2019，53（11）：10-15.

［4］張振峰.體育消費需求升級視角下體育產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展路徑［J］.西安體育學(xué)院學(xué)報，2017，34（4）：453-458.

［5］任波，戴俊.我國城鄉(xiāng)居民消費支出與體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動關(guān)系的計量研究—基于2006-2015年的時間序列數(shù)據(jù)［J］.天津體育學(xué)院學(xué)報，2017，32（1）：87-92.

［6］李國，張?zhí)旆?，孫慶祝.我國體育產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實證研究［J］.沈陽體育學(xué)院學(xué)報，2019，38（2）：36-42.

［7］龔秋玲，劉飛平.我國經(jīng)濟(jì)增長與體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系研究［J］.統(tǒng)計與決策，2015（15）：143-145.

［8］李國，孫慶祝.我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報，2019，53（1）：43-51，75.

［9］李國，孫慶祝.我國體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)共生行為模式實證分析［J］.西安體育學(xué)院學(xué)報，2020，37（0）：173-180.

［10］任波.我國體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展關(guān)聯(lián)關(guān)系測度研究［J］.中國體育科技，2021，57（9）：82-89.

［11］姜同仁.新常態(tài)下中國體育產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整研究［J］.體育科學(xué)，2016，36（4）：33-41.

［12］李格非.供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與中國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報，2016，50（4）：46-50.

［13］[JP2]龐善東.中國與發(fā)達(dá)國家體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)條件比較分析［J］.南京體育學(xué)院學(xué)報（社會科學(xué)版），2014，28（2）：42-48，58.

［14］朱菊芳，徐光輝.我國城鄉(xiāng)居民收入增長、消費結(jié)構(gòu)升級與體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展耦合關(guān)系［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報，2019，53（12）：37-45.

［15］人民網(wǎng).劉鵬局長在2015年全國體育局長會議上的講話［EB/OL］.（2015-12-29）［2022-07-21］.http：//culture.people.com.cn/n1/2015/1229/c172318-27988557.html.

［16］國家體育總局.劉鵬局長在2012年全國體育局長會議上的講話［EB/OL］.（2012-12-26）［2022-08-12］.http：//www.sport.gov.cn/n16/n1077/n1392/n3692/n3674593/n3677165/6018611/.html.

［17］國家體育總局，國家統(tǒng)計局.2015年國家體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模及增加值數(shù)據(jù)的公告［EB/OL］.（2016-12-27）［2022-05-28］.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201612/t20161227_1446406.html.

［18］國家體育總局，國家統(tǒng)計局.2016年國家體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模及增加值數(shù)據(jù)的公告［EB/OL］.（2018-01-13）［2022-06-06］.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201801/t20180113_1573014.html.

［19］國家體育總局，國家統(tǒng)計局.2017年國家體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模及增加值數(shù)據(jù)的公告［EB/OL］.（2019-01-08）［2022-07-26］.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201901/t20190108_1643790.html.

［20］國家體育總局，國家統(tǒng)計局.2018年國家體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模及增加值數(shù)據(jù)的公告［EB/OL］.（2020-01-20）［2022-06-13］.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202001/t20200120_1724122.html.

［21］國家體育總局，國家統(tǒng)計局.2019年國家體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模及增加值數(shù)據(jù)的公告［EB/OL］.（2020-12-31）［2022-04-23］.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202012/t20201231_1811943.html

［22］國家體育總局，國家統(tǒng)計局.2020年國家體育產(chǎn)業(yè)規(guī)模及增加值數(shù)據(jù)的公告［EB/OL］.（2021-12-30）［2022-08-12］.http：//www.stats.gov.cn/xxgk/sjfb/zxfb2020/202112/t20211230_1825764.html

收稿日期：2022-09-27

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目（編號： 20BTY010）。

作者簡介：楊偉松（1989- ），男，博士，研究方向為體育社會學(xué)、體育經(jīng)濟(jì)學(xué)。