居民人均可支配收入的增加對公共體育消費需求影響的實證分析—以安徽省為例

張瑞全

(滁州城市職業(yè)學院,安徽 滁州 239000)

改革開放40年來，我國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平有了較大幅度的提升.經(jīng)濟發(fā)展水平的提升帶動了各地區(qū)居民收入水平的顯著提高，2017年《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示：我國居民人均可支配收入已經(jīng)達道25974元.伴隨著居民收入水平的提升，我國居民的消費規(guī)模有了巨大的提升，消費結(jié)構(gòu)也逐漸發(fā)生了轉(zhuǎn)變.較為明顯的就是居民在體育消費方面的支出不斷增加，體育消費支出分為公共體育消費和私人體育消費，當前我國居民主要的體育消費支出為公共體育消費支出[1].我國各級政府對體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展十分重視，2014 年 10 月 2 日國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進體育消費的若干意見》明確指出，到 2025 年體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模超過 5 萬億元，人均體育場地面積達到 2 m2，人均體育消費支出明顯提高，經(jīng)常參加體育鍛煉的人數(shù)達到 5 億，體育公共服務(wù)基本覆蓋全民[2].在此背景下，安徽省體育產(chǎn)業(yè)也呈現(xiàn)快速發(fā)展狀態(tài)，居民在體育消費方面的支出也不斷上升，本文對安徽省居民人均可支配收入的增加對公共體育消費需求關(guān)聯(lián)性進行研究，具有一定的現(xiàn)實意義.

1 文獻綜述

國內(nèi)外有關(guān)公共體育消費方面的研究并不多.Carolin Plewa等(2010)認為消費者的意愿是影響公共體育需求的主要因素，他進一步指出運動意愿較強的居民公共體育消費需求的意愿也更強烈.Alain Decrop(2013)通過收入、意愿、身體狀況這三大維度對公共體育消費的影響因素進行深入分析，結(jié)果表明消費者的收入以及身體狀況是影響其參與公共體育消費的主要因素.Paul Pedersen(2016)通過問卷調(diào)查研究認為公共體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品供給、市場營銷策略等因素對居民公共體育產(chǎn)品需求也具有重要影響.我國學者葉心民(2009)通過上海市2005-2006年的居民體育消費支出與居民收入等相關(guān)數(shù)據(jù)對居民收入與體育消費規(guī)模的相關(guān)性進行實證分析，結(jié)果表明居民體育消費支出與居民收入之間為正相關(guān)關(guān)系.曹楠楠(2013)以淮南市為例對居民公共體育消費進行研究，她認為淮南的公共體育消費框架還沒有形成，但是淮南市民的體育鍛煉意愿強烈，隨著居民收入水平的進一步擴展，淮南市的公共體育消費需求必然會大幅度提升.易正蘭(2014)對長沙大學生的收入與體育消費支出費用的關(guān)聯(lián)性進行研究，他認為大學生群體的公共體育消費需求明顯強于社會居民，大學生收入的增加對其公共體育消費需求的影響十分顯著.李晶(2016)也對大學生群體的公共體育消費進行研究，他認為公共體育產(chǎn)品性能、使用價值以及收入是影響大學生群體公共體育消費的主要因素.

學者們的研究取得了豐富的成果，但是進行實證研究的學者較少，本文以安徽省為例進行實證研究，在研究方式上具有創(chuàng)新性.

2 居民人均可支配收入的增加影響公共體育消費需求的實證分析

2.1 變量設(shè)置與數(shù)據(jù)來源

本文的研究主題是安徽省居民人均可支配收入增加對公共體育消費需求的影響，因此本文將居民的公共體育消費需求作為被解釋變量.但是在安徽省公開數(shù)據(jù)中并沒有對公共體育消費規(guī)模進行統(tǒng)計，筆者參考王小娟等(2008)年的做法，使用安徽省體育消費年度數(shù)據(jù)近似代替，用TC表示，她們的文章發(fā)表在國內(nèi)核心期刊上，說明學術(shù)界對此做法也表示認同[3].此做法的機理在于體育消費分為私人體育消費和公共體育消費，當前我國主要的體育消費仍是公共體育消費，公共體育消費在體育消費總量中占據(jù)較大比重，私人體育消費規(guī)模較小.由于我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入存在較大差異，對其公共體育消費意愿的影響也必然存在差異，所以本文將安徽省居民人均可支配收入分為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，用CS表示，農(nóng)村居民人均可支配收入，用NS表示.此外根據(jù)以往學者對居民公共體育消費意愿影響因素的研究，本文選取經(jīng)濟發(fā)展水平，用GDP表示；城鎮(zhèn)化率，用CZ表示；商品價格水平變化，用PPI表示，作為控制變量[4].為了提升計量分析的準確度，本文選取了安徽省1997-2017年數(shù)據(jù)，其中1999、2004等年份數(shù)據(jù)存在缺失，本文使用插值法進行了補充，以上數(shù)據(jù)主要來源于安徽省統(tǒng)計年鑒和安徽省經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報.

2.2 變量平穩(wěn)性檢驗

選取時間序列作為研究變量可以提升計量分析的準確性，但是缺點在于時間序列跨度較大，往往缺乏穩(wěn)定性，如果使用非平穩(wěn)的時間序列進行回歸分析會出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象，導(dǎo)致計量結(jié)果失去現(xiàn)實意義[5]，所以本文首先對原始序列進行穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果如表1所示：

表1 ADF檢驗結(jié)果

為了消除異方差性，本文對原始數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理，表1結(jié)果表明：lnTC、lnCS、lnNS、lnGDP以及l(fā)nPPI的原始數(shù)據(jù)都不是平穩(wěn)的時間序列，但是對其進行一階差分再進行平穩(wěn)性檢驗得到了平穩(wěn)序列.而lnCZ的原始序列是平穩(wěn)序列，與其它變量不是同階平穩(wěn)序列，所以本文將其剔除.

2.3 模型的設(shè)置與結(jié)果

ADF檢驗表明lnTC、lnCS、lnNS、lnGDP以及l(fā)nPPI都是一階單整序列，根據(jù)協(xié)整的定義，非平穩(wěn)序列只要滿足同階單整即可構(gòu)建協(xié)整模型，所以本文構(gòu)建了協(xié)整模型分析這些變量之間的關(guān)系[6]，模型如方程(1)所示：

lnTC=C+b1*lnCS+b2lnNS+b3*lnGDP+b4*lnPPI+a

(1)

如方程(1)所示：C為常數(shù)項，b為相關(guān)系數(shù)，a為隨機誤差項，需要注意的是根據(jù)協(xié)整的定義，隨機誤差項a必須為平穩(wěn)序列，變量之間的協(xié)整關(guān)系才成立.根據(jù)模型(1)原理，使用Eviews8.0進行回歸分析結(jié)果如表2所示：

表2 模型輸出結(jié)果

如表2所示：模型P值為0，R-squared為0.924832，F(xiàn)-statistic為19.3467，說明本文構(gòu)建的協(xié)整模型，擬合效果較好.解釋變量lnCS、lnNS的回歸P值分別為0.0059、0.0038，控制變量lnGDP、lnPPI的P值分別為0.0193、0.0254.P值均低于0.05，說明回歸系數(shù)有效.解釋變量lnCS與lnTC之間的相關(guān)系數(shù)為0.794604，說明lnCS與lnTC之間為正相關(guān)關(guān)系，lnCS每提升一個百分點能夠帶動lnTC上升0.794604個百分點.lnNS與lnTC之間的相關(guān)系數(shù)為0.330763，說明lnNS與lnTC之間為正相關(guān)關(guān)系，lnNS每提升一個百分點能夠帶動lnTC上升0.330763個百分點.控制變量lnGDP與lnTC之間的相關(guān)系數(shù)為0.729048，說明lnGDP與lnTC之間為正相關(guān)關(guān)系，lnGDP每提升一個百分點能夠帶動lnTC上升0.729048個百分點.lnPPI與lnTC之間的相關(guān)系數(shù)為-0.437553，說明lnPPI與lnTC之間為負相關(guān)關(guān)系，lnPPI每提升一個百分點會導(dǎo)致lnTC下降-0.437553個百分點.

對模型的輸出殘差a進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示ADF值為-3.794931，在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，說明lnTC、lnCS、lnNS、lnGDP以及l(fā)nPPI之間的協(xié)整關(guān)系成立.

2.4 脈沖響應(yīng)分析

協(xié)整分析說明lnTC與lnCS、lnNS之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是在滯后期內(nèi)lnTC對lnCS、lnNS變動的反映程度并不能通過協(xié)整分析得出，本文對lnTC與lnCS、lnNS進行脈沖響應(yīng)分析以探究滯后期內(nèi)lnTC對lnCS、lnNS變動的響應(yīng)程度，結(jié)果如圖1所示：

圖1 lnTC與lnCS、lnNS脈沖響應(yīng)結(jié)果

如圖1所示：對lnTC施加一個lnCS的沖擊，在初期lnTC的響應(yīng)程度較高，在2期時達到最高，之后呈現(xiàn)波動下降的趨勢，3期至4期有輕微上升，但是4期以后一直處于下降趨勢.對lnTC施加一個lnNS的沖擊，lnTC的響應(yīng)程度在1期至3期呈現(xiàn)上升趨勢，3期時響應(yīng)程度達到最高，但是響應(yīng)程度相對較低，3期之后響應(yīng)程度逐漸下降.

3 結(jié)論與政策建議

本文得出以下幾點結(jié)論：(1)安徽省的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、GDP、PPI與其公共體育需求之間為協(xié)整關(guān)系，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、GDP的上升能夠促進公共體育消費需求的上升，PPI的上升會導(dǎo)致公共體育消費需求下降；(2)安徽省的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入對公共體育消費需求的影響存在差異，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的上升對公共體育消費需求的增加具有顯著的影響，而農(nóng)村居民人均可支配收入的增加對公共體育消費需求的增加影響程度較低.(3)脈沖響應(yīng)分析表明：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加對公共體育消費的影響在初期較高，之后呈現(xiàn)波動下降的趨勢；而農(nóng)村居民人均可支配收入的增加對公共體育消費需求的影響相對較低，在初期呈上升趨勢，之后不斷下降.

為進一步擴大安徽省公共體育消費規(guī)模，本文認為安徽省應(yīng)當從以下幾點著手：第一，持續(xù)提升居民人均可支配收入.收入是消費的基礎(chǔ)，本文實證分析也表明了安徽省城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村居民人均可支配收入的增長對公共體育消費需求具有正向影響.所以，安徽省政府應(yīng)該完善收入分配政策，降低個人稅費以提升居民收入[7].第二，擴大公共體育產(chǎn)品的供給.當前安徽省的公共體育消費產(chǎn)品總量和類別依然不多，所以在以后的發(fā)展中，安徽省政府應(yīng)該擴大財政支出在公共體育方面的支出，以擴大公共體育消費品的供應(yīng).第三，引導(dǎo)居民消費觀念改善.受傳統(tǒng)觀念的影響，安徽省居民在體育消費方面的支出比例過少，安徽省政府應(yīng)該通過媒體、報紙、互聯(lián)網(wǎng)等途徑宣傳體育鍛煉的優(yōu)點，引導(dǎo)居民在體育消費方面支出的擴大.