中國(guó)城市化與體育用品制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展模式分析

安俊英

（上海體育學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海200438）

中國(guó)城市化與體育用品制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展模式分析

安俊英

（上海體育學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海200438）

依據(jù)城市化發(fā)展的多維概念以及衡量體育用品制造業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，通過(guò)因子分析法，構(gòu)建“中國(guó)城市化水平”與“體育用品制造業(yè)發(fā)展水平”這2個(gè)指標(biāo)的綜合觀測(cè)因子。建立動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，探討中國(guó)城市化發(fā)展與體育用品制造業(yè)的演變趨勢(shì)以及兩者的互動(dòng)關(guān)系，最后建立誤差修正模型反映兩者的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

中國(guó)城市化；體育用品制造業(yè)；因子分析法；動(dòng)態(tài)計(jì)量；指標(biāo)

Author’s addressSchool of Economics Management，Shanghai University of Sport，Shanghai200438，China

我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)最新數(shù)據(jù)顯示，2010年我國(guó)體育用品制造業(yè)總產(chǎn)出達(dá)到1 006億700萬(wàn)元，占該年我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的16.09%，體育用品制造業(yè)在我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)中占有十分重要的地位。文獻(xiàn)［1］雖就中國(guó)城市化水平與體育用品制造業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，得出城市化進(jìn)程與體育用品制造業(yè)發(fā)展之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，以及短期內(nèi)兩者之間的相互作用及影響。該文獻(xiàn)在“中國(guó)城市化水平”與“體育用品制造業(yè)發(fā)展水平”這2個(gè)主要衡量指標(biāo)的選取上略顯單一；另外，此文在討論到兩者之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)以及預(yù)測(cè)方差分解時(shí)，并未對(duì)所建立的VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此有必要在文獻(xiàn)［1］的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究中國(guó)城市化發(fā)展與體育用品制造業(yè)發(fā)展之間的演變過(guò)程以及互動(dòng)關(guān)系。

因子分析法是一種處理多因子變量的科學(xué)經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法，它在解決企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)、投資項(xiàng)目財(cái)務(wù)綜合評(píng)價(jià)、行業(yè)區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)等諸多方面均起到不可估量的作用［2-3］。本文將在文獻(xiàn)［1］的基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)，對(duì)“中國(guó)城市化水平”與“體育用品制造業(yè)發(fā)展水平”這2個(gè)指標(biāo)采用復(fù)合指標(biāo)方法，利用因子分析法，力求使用現(xiàn)有的、較為完善的數(shù)據(jù)反映指標(biāo)的特征，在得出兩者綜合指標(biāo)的基礎(chǔ)上，應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識(shí)，探討兩者的關(guān)系，并且建立誤差修正模型反映兩者的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

1 城市化發(fā)展水平與體育用品制造業(yè)發(fā)展綜合指標(biāo)的建立

1.1 城市化發(fā)展水平綜合指標(biāo)的建立 城市化水平是一個(gè)國(guó)家和區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要標(biāo)志之一，城市化水平的測(cè)度指標(biāo)準(zhǔn)確性與科學(xué)性成為眾多學(xué)者研究的熱點(diǎn)問(wèn)題，城市化水平的測(cè)度有單一指標(biāo)法與復(fù)合指標(biāo)法［4］。文獻(xiàn)［1］采用“城市人口占總?cè)丝诘谋戎亍边@一單一指標(biāo)作為中國(guó)城市化發(fā)展的測(cè)度指標(biāo)，體現(xiàn)農(nóng)村人口向城市集聚的數(shù)量過(guò)程，從人口角度較為形象地體現(xiàn)出城市化發(fā)展水平。這一指標(biāo)雖然簡(jiǎn)單易行，但受到不少學(xué)者的質(zhì)疑。從城市化的多維概念考慮，城市化水平僅僅用城市人口比重衡量是不夠的，還應(yīng)考慮隨著城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，經(jīng)濟(jì)與社會(huì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、生產(chǎn)與生活方式的改變、各產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)型。另外，國(guó)外不少國(guó)家的城市化標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定也多采用綜合指標(biāo)，比如日本城鎮(zhèn)化標(biāo)準(zhǔn)涉及城鎮(zhèn)人口比重、規(guī)模以及第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口。法國(guó)利用城鎮(zhèn)人口規(guī)模、建成區(qū)人口密度作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，捷克斯洛伐克采用較為復(fù)雜的綜合標(biāo)準(zhǔn)，涉及城鎮(zhèn)人口規(guī)模、密度，醫(yī)療，教育以及城市社會(huì)公共服務(wù)程度等多個(gè)方面［5］。國(guó)際經(jīng)驗(yàn)告訴我們，城市化的度量不應(yīng)僅僅采用單一標(biāo)準(zhǔn)，而可以利用多種指標(biāo)復(fù)合因子進(jìn)行研究。

文獻(xiàn)［6-9］在分別研究各區(qū)域城市特點(diǎn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了既有共性又各具區(qū)域特點(diǎn)的城市化水平綜合評(píng)價(jià)體系。在文獻(xiàn)［4］中，陳明星等從人口、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、土地4個(gè)方面構(gòu)建中國(guó)城市化水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，對(duì)中國(guó)城市化綜合水平的發(fā)展以及城市化動(dòng)力因子呈現(xiàn)特征進(jìn)行分析?？偨Y(jié)上述學(xué)者的觀點(diǎn)，根據(jù)城市化的定義、內(nèi)涵及中國(guó)城市化水平發(fā)展現(xiàn)狀，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)指標(biāo)的可獲取性，本文確立了包括4個(gè)維度、14項(xiàng)具體測(cè)度指標(biāo)的中國(guó)城市化水平評(píng)價(jià)體系，以此構(gòu)建中國(guó)城市化水平的綜合指數(shù)。

4個(gè)一級(jí)指標(biāo)分別為人口城市化、經(jīng)濟(jì)城市化、土地城市化與社會(huì)城市化。人口城市化指人口向城市地區(qū)集中，農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)變?yōu)榉寝r(nóng)業(yè)人口的過(guò)程，同時(shí)由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型而導(dǎo)致的第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的調(diào)整，因此，利用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎嘏c第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口來(lái)衡量；經(jīng)濟(jì)城市化指農(nóng)村經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化為城市化大生產(chǎn)的過(guò)程，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的過(guò)程，由原來(lái)的第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二、三產(chǎn)業(yè)，居民職業(yè)的轉(zhuǎn)變，利用人均GDP，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重表示；土地城市化指地域景觀的變化過(guò)程，利用城市人均公園綠地面積，人均道路鋪設(shè)面積衡量；社會(huì)城市化指農(nóng)村生活方式轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘猩罘绞降倪^(guò)程，包括醫(yī)療、教育以及城市社會(huì)公共服務(wù)等，利用萬(wàn)人擁有醫(yī)生數(shù)、萬(wàn)人擁有床位數(shù)、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、適齡人口中學(xué)的入學(xué)率、各級(jí)各類(lèi)學(xué)校招生數(shù)、用水普及率、燃?xì)馄占奥室约叭司秒娏亢饬?。這14項(xiàng)具體測(cè)度指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1995—2010年）》。

根據(jù)上述中國(guó)城市化發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，借助統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS12.0對(duì)城市化水平的14個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行因子分析。相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，統(tǒng)計(jì)量KMO值為0.770，Bartlett球形檢驗(yàn)值的顯著性水平是0.000（＜0.05），說(shuō)明各指標(biāo)之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，適合采用因子分析。按照特征值大于1的原則提取公因子，經(jīng)處理14項(xiàng)指標(biāo)歸結(jié)為3個(gè)公因子，其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)98.491%（＞90%），即3個(gè)公因子可以反映原指標(biāo)體系絕大部分信息，這些變量的信息丟失較少，表明提取的3個(gè)公因子是合理、有效的。

為了更好地解釋公因子，使用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)方法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，得到城市化發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。由因子載荷矩陣可知，第1個(gè)公因子涵蓋了“各級(jí)各類(lèi)學(xué)校招生數(shù)（0.967）”“城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)（0.953）”“人均道路鋪設(shè)面積（0.950）”“城鎮(zhèn)人口比重（0.947）”“人均公園綠地面積（0.945）”“適齡人口中學(xué)的入學(xué)率（0.936）”“第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口（0.920）”“人均用電量（0.914）”“第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（0.905）”“人均 GDP（0.889）”10個(gè)方面的信息，其中小括號(hào)中的數(shù)值是各評(píng)價(jià)指標(biāo)在第1公因子上的載荷值。

這10個(gè)指標(biāo)變量在第1個(gè)公因子上的載荷值較大，涵蓋了教育、社保、就業(yè)3個(gè)民生問(wèn)題以及城市服務(wù)設(shè)施等方面的信息；因此，將第1公因子命名為“城市服務(wù)設(shè)施與民生保障指標(biāo)”。第2個(gè)公因子涵蓋了“用水普及率（0.951）”與“燃?xì)馄占奥剩?.951）”，其中小括號(hào)中的數(shù)值為各評(píng)價(jià)指標(biāo)在第2公因子上的載荷值，這2個(gè)指標(biāo)變量在第2個(gè)公因子上的載荷值較高。由于我國(guó)城市家庭已基本普及了洗浴設(shè)施、洗衣機(jī)與煤氣灶，熱水系統(tǒng)也逐步普及，這2個(gè)指標(biāo)從某一側(cè)面反映出城市居民生活的質(zhì)量；因此，將第2個(gè)公因子命名為“城市居民生活質(zhì)量指標(biāo)”。第3個(gè)公因子涵蓋了“萬(wàn)人擁有醫(yī)生數(shù)（0.991）”與“萬(wàn)人擁有床位數(shù)（0.718）”，其中小括號(hào)中的數(shù)值是各評(píng)價(jià)指標(biāo)在第3公因子上的載荷值，這2個(gè)指標(biāo)變量在第3個(gè)公因子上的載荷值較大，反映的是公共衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)狀況；因此，將第3個(gè)公因子命名為“城市公共衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)指標(biāo)”。依據(jù)上述公因子提取結(jié)果、公因子得分系數(shù)矩陣以及各公因子的方差貢獻(xiàn)率，運(yùn)用回歸分析法，借助統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS 12.0計(jì)算出1995—2010年中國(guó)城市化發(fā)展水平綜合指數(shù)（表1）。

表1 1995—2010年城市發(fā)展水平與體育用品制造業(yè)綜合觀測(cè)因子一覽Table 1 Comprehensive Observation Factors of Development of Urbanization and Sports Goods Industry in 1995—2010

1.2 體育用品制造業(yè)發(fā)展水平衡量指標(biāo)的確定 反映體育用品制造業(yè)發(fā)展的指標(biāo)同樣很多，但在文獻(xiàn)［1］中僅采用“工業(yè)總產(chǎn)值”作為衡量指標(biāo)，顯然不能全面地反映體育用品制造業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。反映工業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)大致可分為2類(lèi)，即經(jīng)濟(jì)類(lèi)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)效益類(lèi)指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)類(lèi)指標(biāo)體現(xiàn)的是投資、經(jīng)營(yíng)的結(jié)果，反映的是工業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)基礎(chǔ)以及市場(chǎng)營(yíng)銷(xiāo)水平等；經(jīng)濟(jì)效益類(lèi)指標(biāo)是反映工業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的指標(biāo)，體現(xiàn)工業(yè)發(fā)展能力、資金利用效率、生產(chǎn)效率以及經(jīng)營(yíng)的活動(dòng)能力等［10］。本文選用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中“全部國(guó)有及規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)”中“文教體育用品制造業(yè)”的相關(guān)指標(biāo)，既保證了數(shù)據(jù)的統(tǒng)一、系統(tǒng)，又保證了數(shù)據(jù)的科學(xué)性。為了避免指標(biāo)的重復(fù)作用，對(duì)指標(biāo)進(jìn)行了篩選：選擇工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、資產(chǎn)總計(jì)、產(chǎn)品銷(xiāo)售收入、利潤(rùn)總額、固定資產(chǎn)年評(píng)價(jià)余額、流動(dòng)資產(chǎn)年平均余額以及年底從業(yè)人員8個(gè)指標(biāo)作為經(jīng)濟(jì)類(lèi)評(píng)價(jià)指標(biāo)；選擇總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率、資產(chǎn)負(fù)債率、工業(yè)成本費(fèi)用利潤(rùn)率、全員勞動(dòng)生產(chǎn)率和產(chǎn)品銷(xiāo)售率等5個(gè)指標(biāo)作為經(jīng)濟(jì)效益類(lèi)評(píng)價(jià)指標(biāo)。體育用品制造業(yè)發(fā)展水平的13項(xiàng)測(cè)度指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1995—2010年）。

以上指標(biāo)從不同角度對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況進(jìn)行考核；但由于指標(biāo)間具有較為復(fù)雜的相關(guān)關(guān)系，難以直接衡量工業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，這就需要利用因子分析法把各項(xiàng)指標(biāo)歸納為一項(xiàng)或多項(xiàng)綜合指標(biāo)。借助統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS 12.0對(duì)城市化水平的13項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行因子分析。相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，統(tǒng)計(jì)量KMO值為0.817，Bartlett球形檢驗(yàn)值的顯著性水平為0.000（＜0.05），說(shuō)明各指標(biāo)之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，適合采用因子分析。按照特征值大于1的原則提取公因子，經(jīng)處理13項(xiàng)指標(biāo)歸結(jié)為2個(gè)公因子，其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)96.071%（＞90%），即2個(gè)公因子可以反映原指標(biāo)體系絕大部分信息，這些變量的信息丟失較少，表明提取的2個(gè)公因子是合理、有效的。

為了更好地解釋公因子，使用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)方法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，得到體育用品制造業(yè)評(píng)價(jià)指標(biāo)旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。由因子載荷矩陣可知，第1個(gè)公因子涵蓋了“資產(chǎn)總計(jì)（0.971）”“流動(dòng)資產(chǎn)年平均余額（0.967）”“固定資產(chǎn)年平均余額（0.963）”“從業(yè)人員（0.961）”“產(chǎn)品銷(xiāo)售收入（0.959）”“工業(yè)總產(chǎn)值（0.958）”“流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)次數(shù)（0.955）”“勞動(dòng)生產(chǎn)率（0.948）”“工業(yè)增加值（0.925）”“總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率（0.857）”“利潤(rùn)總額（0.843）”“資產(chǎn)負(fù)債率（-0.781）”12個(gè)方面的信息。這12個(gè)指標(biāo)變量在第1個(gè)公因子上的載荷值較大，反映的是企業(yè)在一定時(shí)期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)利益資源、生產(chǎn)能力、經(jīng)濟(jì)利益流入、生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)水平、流動(dòng)資金周轉(zhuǎn)速度、人均創(chuàng)造的新價(jià)值量、獲利能力與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的能力等。從總體上看，這12個(gè)因子綜合反映的是企業(yè)的生產(chǎn)能力以及經(jīng)營(yíng)能力，因此將第1個(gè)公因子命名為“生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)指標(biāo)”。第2個(gè)公因子僅包含“工業(yè)成本費(fèi)用利潤(rùn)率（0.979）”單個(gè)指標(biāo)變量，這個(gè)指標(biāo)變量在第2個(gè)公因子上的載荷值較大，該因子指的是實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)與成本費(fèi)用投入的比值，是反映降低成本的經(jīng)濟(jì)效益指標(biāo)；因此將第2個(gè)公因子命名為“降低成本指標(biāo)”。同理依據(jù)上述公因子提取結(jié)果及公因子得分系數(shù)矩陣等，計(jì)算出1995—2010年體育用品制造業(yè)發(fā)展水平綜合指數(shù)（表1）。

2 我國(guó)城市化發(fā)展水平與體育用品制造業(yè)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析

2.1 我國(guó)城市化發(fā)展水平與體育用品制造業(yè)發(fā)展的演變趨勢(shì)（圖1）

圖1 我國(guó)城市化發(fā)展水平與體育用品制造業(yè)發(fā)展的演變趨勢(shì)Figure 1. Evolution Trend between Development of Urbanization and Sports Goods Industry of China

自我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，城市化政策由過(guò)去實(shí)行城鄉(xiāng)分割、限制人口流動(dòng)，逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榉潘晒苤?、允許農(nóng)民進(jìn)入城市就業(yè)、鼓動(dòng)農(nóng)民遷入小城鎮(zhèn)等，并且確立了以積極發(fā)展小城鎮(zhèn)為主的城市發(fā)展方針。在中國(guó)城市化政策以及城市發(fā)展方針的指引下，中國(guó)城市化進(jìn)程明顯加快。由表1可以看出，中國(guó)城市化水平綜合指數(shù)表現(xiàn)出非常平穩(wěn)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，綜合指數(shù)由1995年的2 895.79增至2010年的7 381.68，提高了1.5倍，說(shuō)明現(xiàn)階段中國(guó)已進(jìn)入高速城市化階段。體育用品制造業(yè)發(fā)展綜合因子從1 198.87增至5 411.83，提高了3.5倍。從總體來(lái)看，中國(guó)城市化發(fā)展水平與體育用品制造業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)較為一致的穩(wěn)步增長(zhǎng)趨勢(shì)，特別是在2001年我國(guó)加入WTO并且申奧成功以后，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，我國(guó)體育用品制造業(yè)呈現(xiàn)出迅猛增長(zhǎng)的勢(shì)頭。

2.2 時(shí)間序列變量的單位根檢驗(yàn) 為進(jìn)一步深入認(rèn)識(shí)中國(guó)城市化發(fā)展水平與體育用品制造業(yè)發(fā)展的互動(dòng)關(guān)系，運(yùn)用動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析1995—2010年我國(guó)城市發(fā)展與體育用品制造業(yè)發(fā)展的關(guān)系，以考察兩者的整體情況。由于在實(shí)踐中遇到的經(jīng)濟(jì)和金融數(shù)據(jù)大多是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此，若直接對(duì)原始數(shù)據(jù)采用OLS回歸分析就可能產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，同時(shí)可能存在異方差現(xiàn)象。為了消除時(shí)間序列可能存在的異方差現(xiàn)象，同時(shí)又不改變?cè)夹蛄械膮f(xié)整關(guān)系，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)，為書(shū)寫(xiě)方便，將“城市化發(fā)展水平綜合指標(biāo)”與“體育用品制造業(yè)發(fā)展水平綜合指標(biāo)”分別簡(jiǎn)記為“CSFZ”與“TYYP”，取自然對(duì)數(shù)后，簡(jiǎn)記為“l(fā)nCSFZ”與“l(fā)nTYYP”。

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件Eviews5.0，對(duì)原始序列以及取對(duì)數(shù)后的序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)（表2）。從表2得知，我國(guó)城市化發(fā)展水平綜合指數(shù)與體育用品制造業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)的原始序列以及取對(duì)數(shù)后的序列均是非平穩(wěn)的，在經(jīng)一階差分后為平穩(wěn)序列，即CSFZ、TYYP、lnCSFZ、lnTYYP均是I（1）序列。

表2 時(shí)間序列變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Results of Unit Root Tests of Time Sequence Variable

協(xié)整檢驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)一組非穩(wěn)定序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，由于lnCSFZ和lnTYYP均是一階非平穩(wěn)序列，現(xiàn)檢驗(yàn)兩者是否存在協(xié)整關(guān)系。首先建立如下回歸方程：lnTYYP=β0+β1lnCSFZ+ut

估計(jì)后得到

公式（1）中，R2接近于1，各項(xiàng)系數(shù)均具有顯著性意義（P＜0.01），模型擬合效果較好。對(duì)上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量t=-4.807 9，概率值P=0.008 8，結(jié)果顯示序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定平穩(wěn)序列，即～I(xiàn)（0）。從協(xié)整理論的思想來(lái)看：lnCSFZ和lnTYYP之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為（1，-1.384 4），即lnTYYP能被lnCSFZ的線性組合所解釋?zhuān)瑑烧咧g存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在短期內(nèi)，由于政策法規(guī)、經(jīng)濟(jì)影響等因素干擾，兩者有可能偏離均值。從數(shù)據(jù)結(jié)果來(lái)看，中國(guó)城市化發(fā)展與體育用品制造業(yè)發(fā)展之間存在著一定的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，這種偏離是暫時(shí)的，隨著時(shí)間推移將會(huì)回到均衡狀態(tài)。

2.3 Granger因果檢驗(yàn) 中國(guó)城市化水平發(fā)展綜合指數(shù)與體育用品制造業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)統(tǒng)計(jì)意義上顯著相關(guān)，但兩者之間的模型未必是有實(shí)際意義的。Granger提出一個(gè)判斷因果關(guān)系的Granger因果檢驗(yàn)，能夠判斷一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因。本文利用經(jīng)濟(jì)計(jì)量軟件Eviews5.0進(jìn)行中國(guó)城市化水平發(fā)展綜合指數(shù)與體育用品制造業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)的因果判斷，Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3顯示，對(duì)于原假設(shè)“體育用品制造業(yè)發(fā)展不能引起中國(guó)城市水平發(fā)展”，當(dāng)滯后期為1、2、3時(shí)，拒絕其可能犯錯(cuò)誤的概率均大于0.05，表明接受原假設(shè)，即體育用品制造業(yè)發(fā)展不是中國(guó)城市化水平發(fā)展的原因；同時(shí)，當(dāng)滯后期為1、2、3時(shí)，對(duì)于原假設(shè)“中國(guó)城市水平發(fā)展不能引起體育用品制造業(yè)發(fā)展”，拒絕其可能犯錯(cuò)誤的概率均小于0.01，表明拒絕原假設(shè)，即中國(guó)城市水平發(fā)展能引起體育用品制造發(fā)展，同時(shí)表明中國(guó)城市水平發(fā)展和體育用品制造業(yè)發(fā)展之間僅存在單向因果關(guān)系，即中國(guó)城市化水平發(fā)展能推動(dòng)體育用品制造業(yè)發(fā)展，而體育用品制造業(yè)發(fā)展不能引起中國(guó)城市化水平發(fā)展。

表3 Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果Table 3 Results of Granger Causality Tests

通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)可以得出，自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)城市化的發(fā)展進(jìn)程在很大程度上推進(jìn)了我國(guó)體育用品制造業(yè)的發(fā)展，而我國(guó)體育用品制造業(yè)發(fā)展對(duì)城市化水平發(fā)展的拉動(dòng)作用微乎其微。我國(guó)城市化的發(fā)展進(jìn)程能推動(dòng)體育用品制造業(yè)發(fā)展的原因有以下3點(diǎn)：一是城市化進(jìn)程必然會(huì)帶來(lái)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，由原來(lái)的第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二、三產(chǎn)業(yè)，居民職業(yè)發(fā)生改變，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力逐漸成為第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的人力保障，第二、三產(chǎn)業(yè)也將日益壯大，與此同時(shí)，體育用品制造業(yè)作為第二產(chǎn)業(yè)的一個(gè)分支，也將蓬勃發(fā)展；二是城市化發(fā)展必然帶來(lái)城市人口的增加以及城市居民人均收入的提高，從而增加休閑體育的消費(fèi)人口和提高休閑體育的消費(fèi)能力，同時(shí)導(dǎo)致體育用品及相關(guān)產(chǎn)品的消費(fèi)人群增多和體育消費(fèi)能力的提高，其結(jié)果將會(huì)為體育用品制造業(yè)提供發(fā)展平臺(tái)和廣闊的市場(chǎng)空間；三是隨著城市化進(jìn)程的發(fā)展，居民的體育消費(fèi)觀念、生活方式以及傳統(tǒng)的文化形式發(fā)生著潛移默化的改變，人們?cè)絹?lái)越多地注重自身的健康以及更為時(shí)尚、更為科學(xué)的體育休閑方式。體育消費(fèi)正成為居民消費(fèi)新時(shí)尚，很多市民都將健身運(yùn)動(dòng)提到自己的生活日程中，將更多的空暇時(shí)間用于健身休閑等體育運(yùn)動(dòng)，對(duì)健身器械和體育運(yùn)動(dòng)器材的需求呈上升趨勢(shì)，這些在無(wú)形之中都推動(dòng)了球類(lèi)、體育器材及配件、訓(xùn)練健身器材、運(yùn)動(dòng)防護(hù)用具等體育用品制造業(yè)的發(fā)展，為體育用品制造業(yè)提供更加廣闊的發(fā)展前景。

我國(guó)體育用品制造業(yè)對(duì)我國(guó)城市化進(jìn)程的拉動(dòng)作用甚微的主要原因有以下2點(diǎn)：一是我國(guó)體育用品制造業(yè)起步較晚，雖然數(shù)量多，但存在著規(guī)模小、質(zhì)量參差不齊、缺少知名品牌等制約因素，導(dǎo)致體育用品制造業(yè)在整個(gè)制造業(yè)中的整體規(guī)模較?。欢俏覈?guó)體育用品制造業(yè)東、中、西差距較大，位于東部的企業(yè)發(fā)展較快，集團(tuán)優(yōu)勢(shì)明顯，融資能力強(qiáng)，企業(yè)數(shù)量與規(guī)模均遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)中、西部。從整體上看，體育用品制造業(yè)發(fā)展不平衡，限制了我國(guó)城市化水平的整體提高。

2.4 誤差修正模型 本文模型（1）表達(dá)了2個(gè)變量之間的一種“長(zhǎng)期均衡關(guān)系”，但實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是由“非均衡過(guò)程”生成的；因此，在建模時(shí)需要用數(shù)據(jù)的短期動(dòng)態(tài)非均衡過(guò)程逼近經(jīng)濟(jì)理論的長(zhǎng)期均衡過(guò)程。從Engle和Granger于1987年提出的著名Granger表述定理可知，由于lnTYYP與lnCSFZ是協(xié)整的，則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)誤差修正模型（error correction model，簡(jiǎn)記ECM）表述；因此，本節(jié)將建立誤差修正模型反映兩者的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

通過(guò)模型（1）得知兩者的協(xié)整方程的殘差序列是平穩(wěn)序列，令誤差修正項(xiàng)ecmt=，建立如下的誤差修正模型：ΔlnTYYP=β0+β1ΔlnCSFZ+αecmt-1+εt；

利用經(jīng)濟(jì)計(jì)量軟件估計(jì)得到

在上面的誤差修正模型中，體育用品制造業(yè)發(fā)展的波動(dòng)可以分為短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡兩部分，短期波動(dòng)由差分項(xiàng)反映，長(zhǎng)期均衡部分由誤差項(xiàng)反映。誤差修正項(xiàng)ecmt的系數(shù)大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。我國(guó)體育用品制造業(yè)發(fā)展與中國(guó)城市化水平發(fā)展之間存在密切的關(guān)系。短期內(nèi)，城市化發(fā)展將引起體育用品制造業(yè)相同方向的變化，如果城市化水平每增加1%，則引起體育用品制造業(yè)增加0.256 3%，而非均衡誤差將以-80.75%的比例對(duì)每年的體育用品制造業(yè)與其長(zhǎng)期均衡值的偏差作出修正。一旦短期波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡關(guān)系的軌道，誤差修正機(jī)制的存在能夠糾正這種偏離，將體育用品制造業(yè)發(fā)展與中國(guó)城市化進(jìn)程拉回到長(zhǎng)期均衡發(fā)展的狀態(tài)。

從理論分析的角度看，我國(guó)體育用品制造業(yè)的發(fā)展目前受到一些內(nèi)部環(huán)境與外部環(huán)境的影響，如國(guó)內(nèi)體育用品制造業(yè)在產(chǎn)品的設(shè)計(jì)、研制開(kāi)發(fā)等方面普遍存在標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)水平低的現(xiàn)象，存在著諸如產(chǎn)品創(chuàng)新力度不夠、新材料新工藝應(yīng)用少、產(chǎn)品更新?lián)Q代的進(jìn)度緩慢等內(nèi)部矛盾。另外，少數(shù)國(guó)外企業(yè)占有著中國(guó)體育用品制造業(yè)市場(chǎng)的較大份額，中國(guó)體育用品制造業(yè)面臨著較大的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)等外部壓力，諸如此類(lèi)的環(huán)境影響可能使得中國(guó)體育用品制造業(yè)與中國(guó)城市化進(jìn)程不能完全同步，在短期內(nèi)發(fā)生偏離長(zhǎng)期均衡的情況。同樣，中國(guó)城市化發(fā)展水平也可能受到經(jīng)濟(jì)因素、政策法規(guī)等因素的干擾而發(fā)生偏離長(zhǎng)期均衡的情況；但是由于誤差修正因素的存在，如國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，居民體育消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變，國(guó)家發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)的政策導(dǎo)向以及世界級(jí)體育賽事的舉辦等，最終使得體育用品制造業(yè)與中國(guó)城市化進(jìn)程回到長(zhǎng)期均衡發(fā)展的軌道。

3 結(jié)論

第一，通過(guò)對(duì)綜合指數(shù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出我國(guó)城市化發(fā)展水平綜合指數(shù)與體育用品制造業(yè)發(fā)展綜合指數(shù)的原始序列以及取對(duì)數(shù)后的序列均是非平穩(wěn)的，但是兩者的線性組合是平穩(wěn)序列，即中國(guó)城市化發(fā)展與體育用品制造業(yè)發(fā)展之間存在著一定的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

第二，通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)得出中國(guó)城市水平發(fā)展和體育用品制造業(yè)發(fā)展之間僅存在單向因果關(guān)系，即我國(guó)城市化的發(fā)展進(jìn)程在很大程度上推進(jìn)了我國(guó)體育用品制造業(yè)的發(fā)展，而我國(guó)體育用品制造業(yè)發(fā)展對(duì)我國(guó)城市化水平發(fā)展的拉動(dòng)作用微乎其微。這種結(jié)論與現(xiàn)實(shí)意義是非常吻合的。由于城市化進(jìn)程導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，城市人口增加，居民人均收入提高，居民的體育消費(fèi)觀念、生活方式以及傳統(tǒng)文化形式的改變，均在一定程度上促使健身器械和體育運(yùn)動(dòng)器材的需求增強(qiáng)，無(wú)形中推動(dòng)了體育器材及配件、訓(xùn)練健身器材、運(yùn)動(dòng)防護(hù)用具等體育用品制造業(yè)的發(fā)展，為體育用品制造業(yè)提供更加廣闊的發(fā)展前景。同時(shí)，由于體育用品制造業(yè)在整個(gè)制造業(yè)中的規(guī)模效益和經(jīng)濟(jì)效益還不顯著，以及體育用品制造業(yè)的區(qū)域發(fā)展不平衡等特點(diǎn)，導(dǎo)致其在社會(huì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位受到限制，對(duì)以經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)的城市化進(jìn)程的推動(dòng)作用是微小的。

第三，通過(guò)構(gòu)建誤差修正模型得出中國(guó)城市水平發(fā)展和體育用品制造業(yè)發(fā)展之間存在短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在短期內(nèi)，我國(guó)體育用品制造業(yè)與中國(guó)城市化發(fā)展可能會(huì)由于政策法規(guī)、經(jīng)濟(jì)因素或者是自身的內(nèi)部矛盾與外部壓力的影響而偏離均值；但這種偏離是暫時(shí)的，最終會(huì)由于國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，居民體育消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變，國(guó)家發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)的政策導(dǎo)向以及世界級(jí)體育賽事的舉辦等誤差修正因素的存在，將體育用品制造業(yè)與中國(guó)城市化進(jìn)程拉回到長(zhǎng)期均衡發(fā)展的軌道，達(dá)到協(xié)調(diào)發(fā)展的雙贏局面。

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The Interactive Development between Urbanization and Sports Goods Industry in China

∥AN Junying

Based on the multi-dimensional definition of urbanization development and the economic index to measure sports goods industry development，factor analysis is used in this paper to build the 2 comprehensive observation factors，i.e.，the urbanization level in China and the sports goods industry development level，and then to build dynamic econometrics，which is to find the development tendency and the interactive relationship between China urbanization process and sports goods industry.Finally the error correction model is established to show the relationships of short-term fluctuation and long-term balance. Key words urbanization in China；sports goods industry；factor analysis；dynamic metrology；index

G80- 05

A

1000 -5498（2013)02 -0056 -06

2012 -09 -10；

2012 -11 -27

上海高校選拔培養(yǎng)優(yōu)秀青年教師科研專(zhuān)項(xiàng)基金資助項(xiàng)目（STY10009）

安俊英（1980 -），女，山西交城人，上海體育學(xué)院講師，博士；Tel：（021）51253275，E- mail：anjunying@ sus.edu.cn