我國(guó)城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)評(píng)價(jià)

鞏俊賢

我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)以來(lái)，政府一直在對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，試圖轉(zhuǎn)變主要依靠進(jìn)出口和投資拉動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，擴(kuò)大內(nèi)需，發(fā)揮消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶領(lǐng)作用.黨的十九大報(bào)告指出，中國(guó)特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾.從消費(fèi)視角來(lái)看，就是指現(xiàn)有供給不能滿足城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)需要.深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，補(bǔ)齊短板，增加市場(chǎng)有效供給，不斷滿足城鄉(xiāng)居民日益增長(zhǎng)的消費(fèi)需求，推動(dòng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，這是我們當(dāng)前和今后一個(gè)時(shí)期面臨的主要任務(wù).在國(guó)家政府一系列供給側(cè)改革配套措施之下，我國(guó)居民消費(fèi)總量增長(zhǎng)迅速［1］.國(guó)家統(tǒng)計(jì)局資料顯示，2017年我國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額達(dá)到34734億元，同比增長(zhǎng)9.4%，而且2017年我國(guó)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)首次超過(guò)60%.在居民消費(fèi)總量不斷擴(kuò)大的同時(shí)，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在發(fā)展轉(zhuǎn)變，食品以及其他生活必需品支出在居民消費(fèi)支出中所占的比重逐漸降低，信息、文化、旅游以及體育產(chǎn)業(yè)消費(fèi)成為當(dāng)今消費(fèi)者的主流選擇，尤其是體育產(chǎn)品的消費(fèi)近年來(lái)增長(zhǎng)迅速.2014年中央政府頒布了《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(jiàn)》，鼓勵(lì)和支持居民進(jìn)行體育消費(fèi)，把體育消費(fèi)總量的增長(zhǎng)作為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力［2］.2016年國(guó)家體育總局頒布了《體育發(fā)展“十三五”規(guī)劃》，明確提出了要增加體育消費(fèi)品的供給，搞好體育經(jīng)濟(jì).在此背景下我國(guó)城鎮(zhèn)居民的體育產(chǎn)品消費(fèi)總量增長(zhǎng)迅速，2016年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均體育產(chǎn)品消費(fèi)支出超過(guò)800元［3］.體育消費(fèi)總量的增加為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了新動(dòng)力，基于此，以我國(guó)城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)的相關(guān)數(shù)據(jù)為依據(jù)，定量分析了我國(guó)城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，以期能夠?yàn)槲覈?guó)體育消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供參考.

1 國(guó)內(nèi)學(xué)者研究概述

我國(guó)居民的體育消費(fèi)近年來(lái)才逐漸興起，而國(guó)外居民體育消費(fèi)的總量遠(yuǎn)超我國(guó).我國(guó)學(xué)者在體育消費(fèi)經(jīng)濟(jì)方面的研究文獻(xiàn)明顯少于國(guó)外.Alain Decrop等人通過(guò)多維過(guò)程視圖定性分析影響居民進(jìn)行體育產(chǎn)品消費(fèi)的因素，他們發(fā)現(xiàn)體育消費(fèi)的自豪感可以鼓勵(lì)和影響更多的居民進(jìn)行體育消費(fèi).Erik Thibaut等以家庭為單位探究影響家庭進(jìn)行體育消費(fèi)的因素，他們將解釋變量設(shè)置為父母收入、職業(yè)、受教育水平等，被解釋變量為進(jìn)行體育消費(fèi)的頻率.研究表明，收入水平越高的群體進(jìn)行體育消費(fèi)的頻率越高，而職業(yè)和受教育水平也是影響居民進(jìn)行體育消費(fèi)的重要影響因素.Adam J.Karg等通過(guò)美國(guó)居民的體育消費(fèi)總量和美國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值的回歸分析發(fā)現(xiàn)，體育消費(fèi)與其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)為0.33，也就是說(shuō)美國(guó)居民體育消費(fèi)總量上升1個(gè)百分點(diǎn)，其國(guó)民生產(chǎn)總值會(huì)上升0.33個(gè)百分點(diǎn)，他的研究說(shuō)明了美國(guó)體育消費(fèi)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用.姜巖［4］研究了消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用.發(fā)現(xiàn)體育消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期的、穩(wěn)定的推動(dòng)作用，由此提出我國(guó)政府應(yīng)該出臺(tái)相關(guān)政策鼓勵(lì)居民進(jìn)行體育消費(fèi).龐善東［5］指出我國(guó)應(yīng)該培育新型體育消費(fèi)產(chǎn)品，滿足消費(fèi)者的差異化需求，以帶動(dòng)我國(guó)居民體育消費(fèi)總量的增長(zhǎng).

通過(guò)研究可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對(duì)體育消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)方面的研究較少，而且多數(shù)只是定性分析.因此，筆者采用定量的分析方法探究體育消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用.

2 體育消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系的模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)的選取及說(shuō)明

由于我國(guó)缺乏對(duì)體育消費(fèi)方面的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，因此居民年度體育消費(fèi)支出的具體數(shù)據(jù)是不可獲得的.學(xué)術(shù)界普遍的做法是選擇居民的文化、娛樂(lè)、體育的支出來(lái)衡量居民體育消費(fèi)支出.這主要是由于體育產(chǎn)業(yè)和文化、娛樂(lè)產(chǎn)業(yè)結(jié)合密度較大，在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)工作時(shí)很難進(jìn)行區(qū)分，因此我國(guó)統(tǒng)計(jì)部門只對(duì)居民的文化、娛樂(lè)以及體育的消費(fèi)支出作整體統(tǒng)計(jì)，沒(méi)有一一區(qū)分.以往學(xué)者，如魏延［6］、韓嬌［7］、孟濤［8］等都使用了居民的文化、娛樂(lè)、體育支出來(lái)表示居民的體育消費(fèi)支出.研究發(fā)現(xiàn)，使用居民的文化、娛樂(lè)、體育支出來(lái)表示居民的體育消費(fèi)支出具有一定的合理性，得到了學(xué)術(shù)界的認(rèn)可.鑒于此，本文亦使用居民的文化、娛樂(lè)、體育支出來(lái)表示居民的體育消費(fèi)支出.本文選取了《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中2000-2016年我國(guó)城鎮(zhèn)居民的文化、娛樂(lè)以及體育消費(fèi)人均支出，然后使用城鎮(zhèn)居民人均文化、娛樂(lè)以及體育消費(fèi)支出乘以城鎮(zhèn)居民總數(shù)得到城鎮(zhèn)居民文化、娛樂(lè)以及體育消費(fèi)總量，在下文中記為體育消費(fèi)總量，使用TC表示.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平使用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示，在下文中記為GDP.

2.2 VAR模型分析

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn).原始時(shí)間序列可能存在的異方差性會(huì)影響實(shí)證分析的準(zhǔn)確性.因此，本文在實(shí)證分析前對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理以消除可能存在的異方差性，取對(duì)數(shù)結(jié)果分別用LNTC和LNGDP表示，取對(duì)數(shù)命令如方程（1）所示:

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 VAR模型滯后期選擇

VAR模型要求原始序列為平穩(wěn)性序列，所以本文首先對(duì)LNGDP和LNTC進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示.

從表1可見(jiàn)，DLNGDP和DLNTC為一階差分后的結(jié)果.LNGDP的ADF檢驗(yàn)值為-3.647983，大于10%顯著水平下的臨界值-3.981343，所以LNGDP在1%～10%顯著水平下不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，對(duì)其進(jìn)行一階差分之后，DLNGDP的ADF檢驗(yàn)值為-2.857386仍然低于10%顯著水平下的臨界值-2.593723，但高于5%顯著水平下的臨界值-3.760551，說(shuō)明一階差分之后得到了10%顯著水平下的平穩(wěn)序列.LNTC的ADF檢驗(yàn)值為-3.931432，高于10%顯著水平下的臨界值-3.854185，說(shuō)明LNTC不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，一階差分后其ADF檢驗(yàn)值在1%顯著水平下的臨界值和5%顯著水平下的臨界值之間，說(shuō)明5%的顯著水平下DLNTC為平穩(wěn)序列.雖然DLNGDP和DLNTC都是一階平穩(wěn)序列，但是其顯著性水平不同，所以不能直接構(gòu)建VAR模型，它們之間必須滿足協(xié)整關(guān)系才能構(gòu)建VAR模型［6］.

（2）協(xié)整分析.利用 Eviews對(duì) LNGDP和LNTC進(jìn)行回歸分析，通過(guò)相關(guān)系數(shù)值可以明確體育消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，結(jié)果如方程（2）所示:

如方程（1）所示LNTC與LNGDP之間為正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.28，也就是說(shuō)LNTC每上升1個(gè)百分點(diǎn)，LNGDP會(huì)上升28.29個(gè)百分點(diǎn).對(duì)方程（2）的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，殘差的ADF值為-5.371753，在1%顯著水平下是平穩(wěn)序列，所以其殘差是穩(wěn)定的.由此，可以得出LNTC與LNGDP之間為協(xié)整關(guān)系，可以構(gòu)建VAR模型.

（3）VAR模型滯后期選擇.所謂滯后期是指被解釋變量對(duì)解釋變量的回應(yīng)有一個(gè)時(shí)間上的延遲，學(xué)術(shù)界稱之為滯后期［7］.研究者先構(gòu)建了初步VAR模型，選擇2階作為初步VAR模型的滯后階數(shù)，然后使用信息準(zhǔn)則法對(duì)VAR模型最佳滯后期進(jìn)行檢測(cè)，結(jié)果如表2所示.

如表2所示，3階時(shí)AIC、SC、LR、FPE以及HQ達(dá)到最小值，所以本文建立的LNGDP和LNTCL之間的VAR模型最佳滯后期為3階.

（4）模型輸出結(jié)果.以3階為滯后階數(shù)對(duì)初步建立的VAR模型進(jìn)行修正，VAR（3）的輸出結(jié)果，如表3所示.

表3 VRA（3）輸出結(jié)果

如表3所示，本文所構(gòu)建的VAR（3）模型，T值均在2以上，說(shuō)明模型系數(shù)達(dá)到了顯著性水平要求，也就是說(shuō)系數(shù)是有效的.LNGDP和LNTC（-1）、LNTC（-2）以及LNTC（-3）之間的系數(shù)均為正數(shù)，說(shuō)明LNGDP與LNTC之間為正相關(guān)關(guān)系.同理 LNTC 與 LNGDP（-1）、LNGDP（-2）以及LNGDP（-3）之間的相關(guān)系數(shù)也為正數(shù)，說(shuō)明LNGDP的增長(zhǎng)對(duì)LNTC的增長(zhǎng)具有正向推動(dòng)作用.如果VAR模型不穩(wěn)定則表1的系數(shù)就失去了意義，本文對(duì)VAR（3）進(jìn)行AR根檢驗(yàn)結(jié)果顯示VAR（3）所有根模的倒數(shù)小于1，即所有的單位根均落在單位圓內(nèi)，說(shuō)明本文建立的VAR（3）是穩(wěn)定的.穩(wěn)定的VAR（3）模型說(shuō)明了LNGDP與LNTC之間的正相關(guān)關(guān)系比較穩(wěn)定，也就是說(shuō)體育消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系.

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

VAR模型的動(dòng)態(tài)分析一般采用“正交”脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)實(shí)現(xiàn)，脈沖響應(yīng)函數(shù)可以用來(lái)描述在某一個(gè)特定時(shí)期以及滯后期內(nèi)一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量施加的沖擊后，該變量的響應(yīng)程度，它可以反映這種響應(yīng)程度隨著時(shí)間推移的變化軌跡［8］.其原理如方程（3）所示:

如方程（3）Y表示被沖擊變量，X表示沖擊變量，t為滯后期，b為響應(yīng)程度系數(shù).按照此原理，本文使用Eviews8.0對(duì)LNGDP和LNTC進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果分別如圖1和圖2所示，其中圖1是LNGDP對(duì)LNTC的脈沖響應(yīng)結(jié)果，圖2是LNTC對(duì)LNGDP的脈沖響應(yīng)結(jié)果.

圖1 LNGDP對(duì)LNTC的脈沖響應(yīng)結(jié)果

如圖1所示，橫軸表示滯后期，1期的時(shí)間跨度為1年，縱軸表示LNGDP對(duì)LNTC沖擊的響應(yīng)程度，數(shù)值越大表示響應(yīng)程度越高，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，實(shí)線表示LNGDP對(duì)LNTC沖擊的響應(yīng)程度.LNGDP對(duì)LNTC的脈沖響應(yīng)程度1期時(shí)在0.4左右，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)體育消費(fèi)沖擊的響應(yīng)程度為0.4，在2期時(shí)有所上升，達(dá)到0.5左右，但是2期到3期有所下降，3期時(shí)響應(yīng)程度在0.35左右，3期至5期呈直線上升，5期時(shí)達(dá)到最高點(diǎn)，在0.55左右，說(shuō)明體育消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有一定的滯后作用，滯后期為5期時(shí)，體育消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大，5期之后有所下降，但是下降幅度不大，基本維持在0.4水平以上.

圖2 LNTC對(duì)LNGDP的脈沖響應(yīng)結(jié)果

如圖2所示:橫軸表示滯后期，縱軸表示LNTC對(duì)LNGDP沖擊的響應(yīng)程度.LNTC對(duì)LNGDP的脈沖響應(yīng)程度1期時(shí)在0.2左右，2期時(shí)有所上升達(dá)到0.4左右，說(shuō)明體育消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)程度在2期有所上升，但是2期至3期下降幅度較大，響應(yīng)程度下降到0.2左右，說(shuō)明此階段體育消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)程度有所下降，3期至5期響應(yīng)程度波動(dòng)上升，5期達(dá)到最高點(diǎn)0.4，說(shuō)明體育消費(fèi)在滯后期為5期時(shí)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)程度最大，5期以后響應(yīng)程度基本維持在0.4左右，說(shuō)明5期后體育消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)程度在0.4左右.

3 結(jié)論

通過(guò)上述實(shí)證分析可以得出以下結(jié)論:首先我國(guó)城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)量與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間為長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)總量的提升顯著地帶動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提升；基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)于城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)的增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的反應(yīng)程度，此外這種反應(yīng)在初期有所波動(dòng)，但中后期基本維持在較高水平之上.從長(zhǎng)期來(lái)看城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)量的增長(zhǎng)對(duì)于我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提升具有明顯的推動(dòng)作用，而且這種推動(dòng)作用是相互的，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提升也能夠帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民體育消費(fèi)總量的提升.