四川體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系探究
——以2002－2011年體育用品業(yè)數(shù)據(jù)為實(shí)證對象

譚 宏

四川體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)增長動(dòng)態(tài)關(guān)系探究
——以2002－2011年體育用品業(yè)數(shù)據(jù)為實(shí)證對象

譚 宏1，2

基于四川省2002－2012年的體育用品業(yè)年度數(shù)據(jù)和相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為樣本，利用基于VAR模型的單位根檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析等計(jì)量方法，針對四川省體育用品業(yè)發(fā)展對第三產(chǎn)業(yè)增長的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：從長期來看，通過協(xié)整檢驗(yàn)可以得知，四川省體育用品業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長之間存在長期的均衡關(guān)系；從短期來看，體育用品與第三產(chǎn)業(yè)間存在著相互促進(jìn)的效應(yīng)；當(dāng)滯后期為1時(shí)，格蘭杰檢驗(yàn)拒絕了“體育用品業(yè)產(chǎn)值不是第三產(chǎn)業(yè)增長的原因”的原假設(shè)，說明四川省體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長間存在單向的因果關(guān)系。

體育產(chǎn)業(yè)；體育用品業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長；第三產(chǎn)業(yè)增長；VAR

2014年10月國務(wù)院出臺(tái)了《關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進(jìn)體育消費(fèi)的若干意見》，在意見中明確指出了要遵循體育產(chǎn)業(yè)自身的發(fā)展規(guī)律，完善市場機(jī)制，積極培育多元市場主體，支持西部地區(qū)發(fā)展特色體育產(chǎn)業(yè)，這充分表明了體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展上升到國家戰(zhàn)略層面［1］。四川省是西部地區(qū)唯一擁有國家體育產(chǎn)業(yè)基地的省份，在《四川省體育事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》中也明確指出要加大體育產(chǎn)業(yè)的投入，使體育產(chǎn)業(yè)增加值在十二五期間達(dá)到四川省GDP的0.5%。四川省體育產(chǎn)業(yè)高速增長是否對其它產(chǎn)業(yè)具有推動(dòng)作用，能否適應(yīng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是我們需要關(guān)注的問題。

1 體育產(chǎn)業(yè)相關(guān)研究概述

從20世紀(jì)80年代開始，國外體育產(chǎn)業(yè)逐漸發(fā)展成熟，已經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)新的增長點(diǎn)，占國民經(jīng)濟(jì)的比重越來越大，產(chǎn)業(yè)地位越來越高，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的問題開始受到體育界和經(jīng)濟(jì)學(xué)界的關(guān)注，開始把體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是否能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長作為一個(gè)重要的課題來研究。

國外體育學(xué)者和經(jīng)濟(jì)學(xué)者主要從以下幾個(gè)方面對體育產(chǎn)業(yè)的增長效應(yīng)進(jìn)行分析：首先是體育競賽、體育表演等行業(yè)層面分析，Vamplew（1982）以蘇格蘭足球產(chǎn)業(yè)化為研究對象，研究了體育產(chǎn)業(yè)對投資者的激勵(lì)問題［2］。其次是關(guān)于國家產(chǎn)業(yè)政策、經(jīng)濟(jì)環(huán)境對體育產(chǎn)業(yè)的影響，以日本學(xué)者Oga，J（1998）為代表，從國內(nèi)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對日本體育產(chǎn)業(yè)的影響，來探討體育產(chǎn)業(yè)價(jià)值，分析表明：體育產(chǎn)業(yè)的價(jià)值取向會(huì)受到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，表現(xiàn)出正相關(guān)［3］。三是關(guān)于體育產(chǎn)業(yè)的預(yù)測分析，Milano，Michael（2011），以美國體育產(chǎn)業(yè)1995－2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，提出了用國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值來預(yù)測體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［4］。

目前，國內(nèi)學(xué)者對體育產(chǎn)業(yè)的研究主要集中在以下幾個(gè)方面：一是對體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的研究，如譚建湘（2002）從國民經(jīng)濟(jì)增長的視角探討了體育產(chǎn)業(yè)作為東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)的依據(jù)和可能性，并提出體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略［5］。胡承洪等人（2012）運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析法，對四川省體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了定量分析，并對四川省體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改進(jìn)提出了戰(zhàn)略優(yōu)化組合［6］。二是關(guān)于體育產(chǎn)業(yè)競爭力的評價(jià)研究，如盧金逵等人（2009）以波特“鉆石模型”作為理論基礎(chǔ)，對我國8個(gè)省市的區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)競爭力進(jìn)行實(shí)證分析，得出競爭力的區(qū)域?qū)哟危?］；陳一輝從我國加入WTO后對中國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素入手，提出了提高中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力的建議、對策［8］。三是關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)與體育事業(yè)投入的研究，如曾鳴（2013）采用1995－2011年體育事業(yè)投入的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對我國體育事業(yè)投入與GDP之間的長期均衡和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明：體育事業(yè)投入會(huì)促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展［9］。

雖然國外學(xué)者對體育產(chǎn)業(yè)的分析都顯示了體育產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長具有積極促進(jìn)作用，而我國體育產(chǎn)業(yè)特別是體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展較晚，在市場機(jī)制和管理體系等方面與其他國家體育產(chǎn)業(yè)有較大差異，因此其他國家在體育產(chǎn)業(yè)的相關(guān)研究成果不能反映我國體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。此外，國內(nèi)的相關(guān)研究由于研究目的的不同，大多集中在行業(yè)自身的發(fā)展研究上，對體育產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系研究相對較少。一方面體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開其他產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的支持，另一方面體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展對其他產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)是否有促進(jìn)作用呢？本文將以四川省為例，考察體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對第三產(chǎn)業(yè)的增長是否具有顯著作用，以及增長效應(yīng)的作用機(jī)制。

2 變量數(shù)據(jù)選取及實(shí)證模型

2.1 變量數(shù)據(jù)說明

體育用品業(yè)在體育產(chǎn)業(yè)中所占比重最大，已經(jīng)逐步進(jìn)入穩(wěn)定增長的成熟期［10］?；谒拇ㄊ◇w育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特征以及市場數(shù)據(jù)的可獲得性，選取體育產(chǎn)業(yè)的重要組成部分——體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值（TYYP）來反映四川省體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況。以第三產(chǎn)業(yè)（Tertiary Industry，后文簡稱TI）產(chǎn)值來反映除農(nóng)林牧漁以及工業(yè)制造等行業(yè)外其他服務(wù)和教育行業(yè)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長狀況。受數(shù)據(jù)獲取限制，這里選用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)為時(shí)間跨度為2002－2011年10個(gè)年份的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。其中，體育產(chǎn)業(yè)銷售產(chǎn)值2003年和2005年的數(shù)據(jù)缺失，考慮到數(shù)據(jù)的完整度對實(shí)證檢驗(yàn)的重要性，采用2002年和2004年的均值來替代2003年的數(shù)值，用2004年和2006年的數(shù)據(jù)均值來反映2005年數(shù)值，數(shù)據(jù)全部來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國投資統(tǒng)計(jì)年鑒》和中宏產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫。此外，為消除時(shí)間序列的異方差現(xiàn)象并使其趨勢線性化，本文對體育產(chǎn)業(yè)銷售產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)增長進(jìn)行了對數(shù)變換，分別用lnTYYP和lnTI表示。

2.2 實(shí)證模型

為了評估體育產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間的內(nèi)在聯(lián)系，同時(shí)避免由潛在內(nèi)生變量造成的有偏估計(jì)結(jié)果，這里采用向量自回歸模型（Vector Auto－Regression，VAR）。在經(jīng)濟(jì)理論中，變量間的因果關(guān)系是解釋回歸結(jié)果的一個(gè)重要前提，通常而言這種因果關(guān)系是未知的，因此需要更加深入的分析。在這種情況下，運(yùn)用VAR模型進(jìn)行因果關(guān)系的檢驗(yàn)估計(jì)比運(yùn)用單一方程模型更可靠 （Cuadros et al.，2004）［11］。本文VAR模型的具體形式如下：

在式（1）中，A0是常數(shù)項(xiàng)二維列向量，Ai（i＝1，2，3，…，s）是2×2維參數(shù)矩陣；εt是殘差二維列向量，服從分布N（0，Ω）。

3 實(shí)證分析

3.1 體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長的單位根檢驗(yàn)

對于回歸方程而言，考察變量間是否存在長期關(guān)系，需要首先檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。而體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)增長等時(shí)間序列數(shù)據(jù)通常是非平穩(wěn)的，若直接對變量進(jìn)行回歸分析，則可能出現(xiàn)偽回歸，所以要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF法（Augmented Dickey－Fuller test）對體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)增長進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，見表1。

從表1的結(jié)果可見，第三產(chǎn)業(yè)增長（lnTI）與體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值（lnTYYP）的原數(shù)據(jù)均不能拒絕單位根存在的原假設(shè)，可以認(rèn)為這兩個(gè)變量的原序列為非平穩(wěn)序列。而對兩者進(jìn)行一階差分處理后可以發(fā)現(xiàn)，體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值在10%的水平上拒絕了原假設(shè)，但僅在不考慮截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢和滯后階數(shù)時(shí)成立，而第三產(chǎn)業(yè)增長仍然不平穩(wěn)，因此需進(jìn)一步對兩個(gè)變量進(jìn)行二階差分處理。二階差分后可發(fā)現(xiàn)，二階差分序列D（D（lnTI））和D（D（lnTYYP））都能在5%的水平上顯著，能夠拒絕單位根存在的原假設(shè)，說明第三產(chǎn)業(yè)增長和體育用品業(yè)產(chǎn)值是二階單整序列，即I（2）序列。

表1 單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長的協(xié)整檢驗(yàn)

表2單位根的檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)增長是二階單整序列，這為接下來檢驗(yàn)變量間是否存在協(xié)整關(guān)系提供了必要的前提條件。不同于通常研究在處理兩個(gè)變量間是否存在長期均衡關(guān)系時(shí)所使用的Engle－Granger兩步法，本文采用更具一般性的Johansen檢驗(yàn)法對體育產(chǎn)業(yè)銷售產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)增長的長期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

可以看出，無論是以跡統(tǒng)計(jì)量還是以最大特征值統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果都能在1%的水平上拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè)，并且可以在5%的水平上拒絕至少有一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)。這就表明，體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)增長之間存在長期均衡關(guān)系，其協(xié)整方程見表2。由協(xié)整方程可知：對于四川省體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值每增加1%，將促使第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長0.571%。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長的VAR模型

在建立VAR模型時(shí)，對于變量滯后期的選擇將使模型最終的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生極大不同。這時(shí)，需要根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則AIC以及施瓦茨信息準(zhǔn)則SC來選擇變量的滯后期數(shù)。若AIC和SC的最小值反映的滯后期數(shù)不同，則需進(jìn)一步根據(jù)改進(jìn)序列似然比LR、最終預(yù)測誤差FPE以及漢娜奎因信息準(zhǔn)則HQ來進(jìn)行選擇。

表3顯示了體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長向量自回歸模型在滯后期為0－2時(shí)，極大似然值LogL、赤池信息準(zhǔn)則AIC、施瓦茨信息準(zhǔn)則SC、改進(jìn)序列似然比LR、最終預(yù)測誤差FPE以及漢娜奎因信息準(zhǔn)則HQ的計(jì)算結(jié)果。不難看出，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，當(dāng)模型滯后期數(shù)為2時(shí)，AIC和SC分別為－6.347和－6.248，同時(shí)達(dá)到最小值。此時(shí)，極大似然值最大為35.388，而LR、FPE和HQ統(tǒng)計(jì)量也同時(shí)達(dá)到最優(yōu)。因此，模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為2。

表3 向量自回歸模型滯后期選擇

進(jìn)一步，為考慮VAR模型（1）擬合的穩(wěn)定性， 需要對VAR模型（1）差分方程的特征根進(jìn)行計(jì)算。圖1顯示了特征根的位置分布，由其可知VAR模型（1）的所有特征根都小于1且位于單位圓內(nèi)，說明VAR模型（1）滿足了穩(wěn)定性條件。因此，這里可以根據(jù)VAR模型進(jìn)行擬合，最終的運(yùn)算結(jié)果見表4。

圖1 VAR模型（1）的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

表4 VAR模型估計(jì)結(jié)果

一般而言，按照Granger定理，具有長期協(xié)整關(guān)系的變量組合一定存在誤差修正模型ECM（Error Correction Model）的表達(dá)。誤差修正模型能夠反映出變量數(shù)據(jù)偏離長期均衡的狀況，并且通過動(dòng)態(tài)非均衡的修正機(jī)制來逼近長期均衡狀況的過程。然而由于歷史原因，長期以來體育產(chǎn)業(yè)并未引起相關(guān)部門的足夠重視，極少有統(tǒng)計(jì)分析機(jī)構(gòu)對其財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行收集分析。目前來看，現(xiàn)有的數(shù)據(jù)庫資源極大地限制了相關(guān)數(shù)據(jù)的搜集工作，使得最終可供研究的數(shù)據(jù)量還不足以支撐向量誤差修正模型的分析，這也是本文研究分析的一大遺憾。因此，這里將不再分析體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

3.4 體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長的格蘭杰因果檢驗(yàn)

從搜集到的時(shí)間序列來看，2002－2011年體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.947，顯示了較為密切的關(guān)系，但無法說明兩者之間是否存在統(tǒng)計(jì)意義上的因果聯(lián)系。為了進(jìn)一步驗(yàn)證它們之間可能存在的單向或雙向因果關(guān)系，這里需要應(yīng)用格蘭杰因果檢驗(yàn)。由于格蘭杰檢驗(yàn)只能在變量平穩(wěn)的條件下進(jìn)行，因此檢驗(yàn)時(shí)體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長都取了二階差分。

從表5的結(jié)果來看，在滯后期為1的條件下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在5%的水平上拒絕了“體育用品業(yè)產(chǎn)值不能Granger引起第三產(chǎn)業(yè)增長”的原假設(shè)，而對于原假設(shè)2，其F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算結(jié)果則顯示接受。此外，在滯后期為2時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算結(jié)果都無法拒絕原假設(shè)1以及原假設(shè)2。結(jié)合前文的論述，可以認(rèn)為體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長間存在較為明顯的單向因果聯(lián)系。

表5 不同滯后期下的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長的脈沖響應(yīng)函數(shù)

在對體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)增長進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)后，需要注意到，由于VAR模型不需要對變量做任何先驗(yàn)約束，因此在分析時(shí)，主要側(cè)重研究整個(gè)系統(tǒng)在隨機(jī)誤差項(xiàng)變化時(shí)受到?jīng)_擊后表現(xiàn)出的動(dòng)態(tài)反映，而不是討論一個(gè)變量的變化對另一個(gè)變量有何影響，脈沖響應(yīng)函數(shù)就是分析這種動(dòng)態(tài)過程的有效方法。根據(jù)體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長的VAR模型（1），這里采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)方法來進(jìn)行脈沖響應(yīng)的相關(guān)分析，此方法能夠化解Cholesky分解結(jié)果嚴(yán)格依賴模型中變量次序而造成響應(yīng)結(jié)果不同的缺點(diǎn)，因而被廣泛應(yīng)用，結(jié)果見圖2和圖3。

從圖2可以看出，當(dāng)在本期給體育用品業(yè)一個(gè)正的沖擊后，第三產(chǎn)業(yè)在初期有一個(gè)正向增長，從第3期開始其響應(yīng)由正轉(zhuǎn)負(fù)持續(xù)到到第7期，且在第5期達(dá)到其最大負(fù)向響應(yīng)為0.482%。此后，雖然在第8期由負(fù)變正，但在之后的第9期和第10期其響應(yīng)仍然為負(fù)，但并不明顯，僅為0.252%。當(dāng)在本期給第三產(chǎn)業(yè)一個(gè)正向沖擊后，體育用品業(yè)在初期也有一個(gè)正向的增長，在第2期達(dá)到最大值為27.359%。在第4－5期均表現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)趨勢，而第6－9期變?yōu)檎蝽憫?yīng)，呈現(xiàn)出波動(dòng)性趨勢。在第10期再度變負(fù)，但此時(shí)其負(fù)向響應(yīng)程度已較微弱，降為1.855%。總體而言，在短時(shí)間內(nèi)，體育用品業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)間存在著相互促進(jìn)的效應(yīng)。雖然本文的檢驗(yàn)顯示，隨時(shí)間推移，體育用品業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)間的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)波動(dòng)性趨勢，甚至表現(xiàn)出負(fù)面作用，但可以看到這種趨勢逐漸趨于平穩(wěn)。當(dāng)然需要指出的是，由于數(shù)據(jù)年限受制，使得這種波動(dòng)性趨勢較為明顯，如果能使用更長期的數(shù)據(jù)，這種波動(dòng)性則可能會(huì)削弱。

圖2 第三產(chǎn)業(yè)對體育用品制造的脈沖響應(yīng)

圖3 體育用品制造對第三產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)

4 結(jié)論

綜合前文的分析，可以得到以下結(jié)論：

（1）從長期來看，通過協(xié)整檢驗(yàn)可以得知，體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長之間存在長期的均衡關(guān)系。與大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列類似，體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長的原序列為非平穩(wěn)序列，在對其進(jìn)行二階差分后，兩序列均拒絕了單位根存在的原始假設(shè)，具備了進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提。對于四川省而言，體育用品業(yè)銷售產(chǎn)值每增加1%，將促使第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長0.571%。

（2）從短期來看，體育用品業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)間存在著相互促進(jìn)的效應(yīng)。由脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，當(dāng)給體育用品一個(gè)正向沖擊后，在短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)出較為明顯的正響應(yīng)。同樣，當(dāng)給第三產(chǎn)業(yè)一個(gè)正向沖擊后，體育用品業(yè)在一定程度上也表現(xiàn)出了顯著的正向響應(yīng)。雖然本文的檢驗(yàn)顯示，隨時(shí)間推移，體育用品業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)間的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)波動(dòng)性趨勢，甚至表現(xiàn)出負(fù)面作用，但可以看到這種趨勢逐漸趨于平穩(wěn)，而這種波動(dòng)性特征可能與數(shù)據(jù)年限的長短有關(guān)。

（3）此外，當(dāng)滯后期為1時(shí)，格蘭杰檢驗(yàn)拒絕了“體育用品業(yè)產(chǎn)值不是第三產(chǎn)業(yè)增長的原因”的原假設(shè)，說明四川省體育用品業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)增長間存在單向的因果關(guān)系。因此，可以認(rèn)為第三產(chǎn)業(yè)不僅受到自身產(chǎn)業(yè)布局以及投入影響，還會(huì)受到來自體育用品業(yè)的一部分影響。

［1］ 國家體育總局.總局以改革創(chuàng)新為動(dòng)力推動(dòng)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展［EB／OL］.［2014－09－05］.http：／／www.sport.gov.cn／n16／n1077／n1227／5683734.html，

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Dynamic Relationship between Sports Industry and Tertiary Industry of Sichuan Province

TAN Hong1，2

Based on annual data of sports goods manufacturing industry and other related economic data in Sichuan Province from 2001－2012，this paper，depending the methods of unit root test，Johansen cointegration test，Granger causality test and impulse response function based on Vector Auto－regression model（VAR），conducts an empirical analysis on the influence of sports goods manufacturing industry on regional economic growth.The results show that the cointegration test indicates that，in the long run，long－term equilibrium relationship exists between sports goods manufacturing output and the tertiary industry；while，in the short term，there is a mutual reinforcing effect between them.When the lag period is 1，Granger causality test rejects the original supposition that“sports goods manufacturing industry output is not the Granger cause of the tertiary industry，＂indicating a one－way causal relationship between sports goods manufacturing output and the tertiary industry in Sichuan Province.

sports Industry；sports goods manufacturing industry；economic growth；tertiary industry growth；VAR

G80－052 Document code：A Article ID：1001－9154（2015）03－0041－05

10.15942／j.jcsu.2015.03.08

80－052

A

1001－9154（2015）03－0041－05

國家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目（14CTY006）；四川省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年項(xiàng)目（SC13C005）；四川省教育廳人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地——體育社會(huì)科學(xué)研究中心課題（TY2013306）；四川休閑體育用品制造業(yè)發(fā)展研究中心項(xiàng)目（XXTYCY2013D05）。

譚宏，西南科技大學(xué)副教授，重慶大學(xué)在讀博士，研究方向：體育經(jīng)濟(jì)學(xué)，E－mail：tanhong129＠163.com。

1.西南科技大學(xué)體育學(xué)科部，四川綿陽621010；2.重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶400044 1.Southwest University of Science and Technology，Mianyang Sichuan，621010；2.Chongqing University，Chongqing 400044

2014－12－08