我國體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長相互關系的理論分析

任波 戴俊

摘 要：采用文獻資料法、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學、計量經(jīng)濟學方法，梳理體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長的關系，對2006—2015年中國體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長進行計量分析。我國體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間存在線性關系。體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間存在高度相關性，兩者之間存在協(xié)整關系，但不存在短期均衡關系，體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間沒有單向和雙向的Granger因果關系?；诖?，提出建議。

關鍵詞：體育經(jīng)濟；體育產(chǎn)業(yè)；協(xié)整檢驗；誤差修正模型；Granger因果關系；經(jīng)濟增長

中圖分類號：G 80-052 學科代碼：040301 文獻標識碼：A

Abstract： By using the methods of literature review， industrial economics and econometrics， this paper analyzes the relationship between the added value of sports industry and economic growth， and makes an econometric analysis of the added value of sports industry and economic growth in China from 2006 to 2015. There is a linear relationship between the added value of sports industry and economic growth in China. There is a high correlation between the added value of sports industry and economic growth. There is a co-integration relationship between them， but there is no short-term equilibrium relationship. There is no one-way and two-way Granger causality between the added value of sports industry and economic growth. Based on this， some suggestions are put forward.

Keywords：sports economy；sports industry；co-integration test；error correction model；Granger causality；economic growth

2010年《國務院辦公廳關于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)的指導意見》中提出：“加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)，對拓展體育發(fā)展空間，豐富群眾體育生活，培養(yǎng)體育人才，提高全民族身體素質、生活質量和競技體育水平，促進我國由體育大國向體育強國的轉變，促進經(jīng)濟社會協(xié)調發(fā)展，具有重要意義?！盵1]其中在主要目標中提出：“居民人均體育消費顯著增加，體育服務貿易較快發(fā)展，體育產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占全社會就業(yè)人數(shù)比例明顯提高，體育產(chǎn)業(yè)增加值在國內生產(chǎn)總值中所占比重明顯提高?！盵1]2014年《國務院關于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進體育消費的若干意見》又提出：“積極擴大體育產(chǎn)品和服務供給，推動體育產(chǎn)業(yè)成為經(jīng)濟轉型升級的重要力量，促進群眾體育與競技體育全面發(fā)展，加快體育強國建設，不斷滿足人民群眾日益增長的體育需求?！盵2]連續(xù)的多重利好政策助推我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。體育產(chǎn)業(yè)增加值是衡量體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的重要量化指標，對評價體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有指向作用?；诖?，本文對體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長的關系進行述評，采用Eviews7.2計量經(jīng)濟學統(tǒng)計軟件，分析2006—2015年體育產(chǎn)業(yè)增加值和國內生產(chǎn)總值（GDP）的2個時間序列數(shù)據(jù)，剖析體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間的關系，為體育產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟協(xié)調、快速、可持續(xù)發(fā)展提供參考。

1 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長關系的述評

1.1 體育產(chǎn)業(yè)是新的經(jīng)濟增長點

關于體育產(chǎn)業(yè)作為新的經(jīng)濟增長點的論述，可以追溯到2000年。鮑明曉[3]提出，21世紀體育產(chǎn)業(yè)必將大發(fā)展、大繁榮，體育產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位將越來越重要。此后，體育產(chǎn)業(yè)作為新的經(jīng)濟增長點的觀點，受到很多學者的關注。譚建湘[4]提出，體育產(chǎn)業(yè)是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展新的增長點，要重點培育東部地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展，積極扶持中部和西部地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。張保華等[5]運用產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學等方法，從體育產(chǎn)業(yè)的本質屬性、體育產(chǎn)業(yè)政策等角度，分析中國體育產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位和作用，指出我國體育產(chǎn)業(yè)對促進經(jīng)濟發(fā)展和增加就業(yè)等方面具有重要作用。盧金逵等[6]通過構建體育產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標體系，采用因子分析法對區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)競爭力進行綜合評價，指出提升我國體育產(chǎn)業(yè)競爭力需要以經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)為先導，逐步帶動周邊地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。鮑明曉[7]于2012年指出經(jīng)濟轉型、國民生活方式變革和體育發(fā)展方式轉變等將促進體育產(chǎn)業(yè)成為中國超預期增長行業(yè)。

由表1可見，體育產(chǎn)業(yè)的多重利好政策助推了經(jīng)濟的發(fā)展。隨著《國務院關于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進體育消費的若干意見》的出臺，全民健身上升為國家戰(zhàn)略，政府決策部門相關領導，相繼發(fā)表“體育產(chǎn)業(yè)助推經(jīng)濟增長”的相關論述。例如：“國發(fā)〔2014〕46號文件對推動全面建成小康社會和全面深化改革，引領體育發(fā)展具有重要作用。加快體育產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展，推動體育強國建設，對于提高人民群眾身體素質和健康水平，擴大內需、增加就業(yè)，培育新的經(jīng)濟增長點具有重要意義”，“要認真落實46號文件，加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)，大力促進體育消費，發(fā)揮體育產(chǎn)業(yè)對綠色發(fā)展、擴大內需、保障民生、提升文化競爭力的促進作用，推動體育產(chǎn)業(yè)成為新的經(jīng)濟增長點”，“當前經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，迫切需要尋找新的突破口和增長點，體育產(chǎn)業(yè)完全有條件成為我國經(jīng)濟發(fā)展新的增長點”，“體育產(chǎn)業(yè)對中國的經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義，在穩(wěn)增長、調結構、促改革、惠民生的發(fā)展大環(huán)境下，體育產(chǎn)業(yè)作為新的經(jīng)濟增長點具有產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度高、資源消耗低、附加值高、帶動作用強、輻射范圍廣、發(fā)展?jié)摿Υ蟮忍攸c，加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)有助于拉動經(jīng)濟增長?！?/p>

1.2 體育產(chǎn)業(yè)增加值在國內生產(chǎn)總值中的比重不高

體育產(chǎn)業(yè)增加值是反映體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要指標。如圖1所示，體育產(chǎn)業(yè)增加值占國內生產(chǎn)總值的比重從2006年的0.45%增長到2015年的0.8%。中國體育產(chǎn)業(yè)增加值逐年增長，有利于吸納就業(yè)，擴大消費，更好地滿足大眾體育需求。在經(jīng)濟新常態(tài)下，體育產(chǎn)業(yè)增加值穩(wěn)步提升，是適應經(jīng)濟結構調整的現(xiàn)實需求，對推動體育產(chǎn)業(yè)成為新的經(jīng)濟增長點具有積極意義。

從發(fā)達國家體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況看，美國、法國、日本的體育產(chǎn)業(yè)占GDP比重超過2.5%，發(fā)達國家體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間已經(jīng)形成了良性作用機制[13-14]?！扼w育發(fā)展“十三五”規(guī)劃》[11]主要目標指出，到2020年，全國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模超過3萬億元，體育產(chǎn)業(yè)增加值的年均增長速度明顯快于同期經(jīng)濟增長速度，在國內生產(chǎn)總值中的比重達到1%。近年來，我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，但體育產(chǎn)業(yè)競爭力仍有待進一步提升。

1.3 體育產(chǎn)業(yè)增加值的結構不合理，制約體育產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展

體育產(chǎn)業(yè)結構是指體育產(chǎn)業(yè)內部的構成及各部門之間存在的相互聯(lián)系、相互制約的比例關系，既反映了各種實物產(chǎn)品和服務生產(chǎn)部門之間的關系，也反映各類體育資源在各部門的配置狀況和體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值在各部門的分布情況[15-16]?！扼w育產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》[12]指出，我國體育產(chǎn)業(yè)結構不盡合理，距離國民經(jīng)濟轉型升級重要力量還有明顯差距。

合理的體育產(chǎn)業(yè)結構是以體育服務業(yè)為主，而當前我國體育產(chǎn)業(yè)增加值結構不合理，表現(xiàn)在體育用品業(yè)對體育產(chǎn)業(yè)增加值貢獻較大，而體育服務業(yè)對體育產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻較小。由表2可見，2015年體育用品及相關產(chǎn)品制造、銷售、貿易代理與出租的增加值占體育產(chǎn)業(yè)增加值的78.6%，而體育場館服務、體育培訓與教育等體育服務業(yè)占體育產(chǎn)業(yè)增加值比重較小。當前，我國體育產(chǎn)業(yè)增加值結構不合理，制約體育產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

2 研究方法

2.1 文獻資料法

2006—2008年體育產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于《中國體育及相關產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計》[18]；2009—2014年體育產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于“全國體育局長會議”和“全國體育產(chǎn)業(yè)工作會議”[19-20]；2015年體育產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)[17]。經(jīng)濟增長選取國內生產(chǎn)總值（GDP），2006—2014年國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2015年）。2015年國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于《2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

2.2 計量經(jīng)濟學方法

對體育產(chǎn)業(yè)增加值（CYZJZ）和國內生產(chǎn)總值（GDP）進行協(xié)整檢驗、建立誤差修正模型和進行Granger因果關系檢驗。步驟如下：

1）為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對體育產(chǎn)業(yè)增加值（CYZJZ）和國內生產(chǎn)總值（GDP）分別取自然對數(shù)，即：lnCYZJZ=logCYZJZ 和lnGDP=logGDP。對2個序列進行平穩(wěn)性檢驗，并建立方程：

3 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長的計量分析

3.1 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長的相關性分析

體育產(chǎn)業(yè)增加值是指一個國家（或地區(qū)）所有常住單位一定時期內進行體育產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動的最終成果[17]。由表3可見，2006—2015年體育產(chǎn)業(yè)增加值持續(xù)提升，但增長速度存在不穩(wěn)定性，2007年、2008年和2009年體育產(chǎn)業(yè)增加值增長速度均超過20%；2010年體育產(chǎn)業(yè)增加值增長速度為5.7%，出現(xiàn)了急劇下滑；到2015年，體育產(chǎn)業(yè)增加值達到5 494億元，增長速度為36%，呈現(xiàn)出快速增長態(tài)勢。從2006—2015年，我國國內生產(chǎn)總值穩(wěn)步增長，但增長速度出現(xiàn)下滑。通過Pearson相關性分析得出，體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間的Pearson相關性為0.965（相伴概率P<0.01），即我國體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間存在線性關系。

3.2 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長時間序列的平穩(wěn)性及其單整階數(shù)檢驗

在檢驗2個或多個時間序列是否存在協(xié)整關系之前，必須對序列的平穩(wěn)性及單整階數(shù)進行檢驗[22]。采用計量經(jīng)濟學軟件Eviews7.2對lnCYZJZ和lnGDP進行單位根檢驗，操作設置為：檢驗類型為ADF檢驗，不包含截距項和趨勢項，采用AIC準則。

由表4可見，序列l(wèi)nCYZJZ和序列l(wèi)nGDP的ADF檢驗t統(tǒng)計量對應的相伴概率分別為P=1.000 0和P=0.927 5，都大于5%的顯著性水平，可以認為序列l(wèi)nCYZJZ和序列l(wèi)nGDP是非平穩(wěn)的。序列l(wèi)nCYZJZ的一階差分序列？駐1lnCYZJZ的相伴概率P=0.521 5，大于5%的顯著性水平；二階差分序列？駐2lnCYZJZ的相伴概率P=0.000 4，即二階差分序列？駐2lnCYZJZ是平穩(wěn)的；序列InGDP的一階差分序列？駐1lnGDP的相伴概率P=0.095 4，大于5%的顯著性水平，二階差分序列？駐2lnGDP的相伴概率P=0.001 8，小于5%的顯著性水平，即二階差分序列？駐2lnGDP是平穩(wěn)的，記為：lnCYZJZ～I（2），lnGDP～I（2） 。

3.3 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長時間序列的協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是對兩時間序列數(shù)據(jù)之間具有長期均衡關系的描述[23]。首先需要估計一個最小二乘回歸方程，然后對殘差進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘差是平穩(wěn)的，則認為兩時間序列數(shù)據(jù)之間具有協(xié)整關系。表5顯示，對lnCYZJZ和lnGDP進行普通最小二乘估計（OLS），方程為：

lnCYZJZ=-10.079 2+1.379 3×lnGDP

式中，回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量對應的相伴概率P=0.000 0<0.05，回歸方程的R2 =0.974 5，R2 =0.9713，表明回歸方程的擬合效果好。可以看出，國內生產(chǎn)總值每增加1%，體育產(chǎn)業(yè)增加值提升1.379 3%。

根據(jù)方程2得到回歸殘差： =lnCYZJZ+10.079 2-1.379 3×lnGDP，對回歸殘差進行ADF單位根檢驗，其操作方法不包含截距項和趨勢項，采用AIC準則?？傻玫紸DF檢驗的t統(tǒng)計量為-2.452 9，相伴概率P=0.020 9<0.05，即認為殘差序列是平穩(wěn)的，所以體育產(chǎn)業(yè)增加值（CYZJZ）與經(jīng)濟增長（GDP）之間存在協(xié)整關系。

3.4 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長時間序列的誤差修正模型

1987年，Engle與Granger提出了著名的Granger表述定理，基本思想為：誤差修正模型是對變量之間具有短期非均衡關系的表述，變量之間具有協(xié)整關系是建立誤差修正模型的前提[22]。

表6顯示，根據(jù)方程3可得到誤差修正模型的估計結果， ？駐lnGDP的相伴概率為0.715 1>0.05，模型估計不顯著，表明經(jīng)濟增長與體育產(chǎn)業(yè)增加值之間沒有短期均衡關系。體育產(chǎn)業(yè)增加值的短期變動包括2個部分：一部分是由短期經(jīng)濟增長（即？駐lnGDP ）的影響，另一部分是由上一年體育產(chǎn)業(yè)增加值偏離長期均衡關系（即ECMt-1）的影響。假如上一年體育產(chǎn)業(yè)增加值沒有偏離長期均衡關系，即ECMt-1 =0，那么當年體育產(chǎn)業(yè)增加值全部來自于當年經(jīng)濟增長的影響；假如前一年體育產(chǎn)業(yè)增加值偏離了長期均衡關系，即ECMt-1≠0，則當年將以誤差修正項ECM（-1）的系數(shù)對上一年體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長的非均衡狀態(tài)進行調整，使其恢復到長期均衡狀態(tài)。由于體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間的誤差修正模型不顯著，所以兩者之間不存在短期均衡關系。

3.5 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長時間序列的Granger因果關系檢驗

協(xié)整分析是對2個或多個時間序列變量之間是否存在長期均衡關系的檢驗；誤差修正模型是對2個或多個時間序列變量之間是否存在短期均衡關系的檢驗；Granger因果關系是對2個或多個時間序列變量之間是否存在相互影響關系的檢驗。

表7顯示，根據(jù)方程4、方程5的Granger因果關系檢驗的回歸模型，設置滯后長度為2，Null Hypothesis給出了Granger因果關系檢驗的2個原假設，其相伴概率P>0.05，說明不能拒絕原假設，即從正向看，體育產(chǎn)業(yè)增加值不是經(jīng)濟增長的Granger因果關系；從反方向看，經(jīng)濟增長也不是體育產(chǎn)業(yè)增加值提升的Granger因果關系。

4 討論

4.1 我國體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，即長期均衡關系

隨著國家政策紅利逐漸釋放，《國務院關于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進體育消費的若干意見》《體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》等體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展頂層設計逐漸完善，對推動體育產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，拉動體育消費，起到重要作用。從長期看，到2025年我國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模將達到5萬億元，而經(jīng)濟長期保持中高速增長，推動產(chǎn)業(yè)結構調整，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展將迎來戰(zhàn)略機遇期。在中國經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下，促進體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展，是轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的內在要求，是體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展保持長期均衡關系的內在表現(xiàn)形式。在全民健身上升為國家戰(zhàn)略和“健康中國”建設的背景下，體育產(chǎn)業(yè)等將會成為推動未來中國經(jīng)濟增長的一個重要方式，為中國經(jīng)濟增長提供強勁動力。

4.2 誤差修正模型顯示，在短期內，我國體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間存在非均衡關系

在“三期疊加”的新形勢下，我國經(jīng)濟處于換擋期，經(jīng)濟發(fā)展從要素驅動向創(chuàng)新驅動轉變。促進體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展是一個長期的過程，短期內很難達到體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟協(xié)調、持續(xù)、快速地發(fā)展。隨著市場經(jīng)濟運行機制逐漸成熟，引導有實力的體育企業(yè)進入體育市場，加快形成體育產(chǎn)品和服務的多元供給模式，促進體育消費方式發(fā)生根本性轉變，以推動體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間的短期非均衡態(tài)勢向長期均衡發(fā)展轉變。

4.3 體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間沒有單向和雙向的Granger因果關系

在中國經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下，“轉方式、調結構”是目前經(jīng)濟下行壓力的一種選擇，從2016年《中國統(tǒng)計年鑒》可以看出，“三次產(chǎn)業(yè)和主要行業(yè)對國內生產(chǎn)總值增長的拉動”指標顯示，工業(yè)、金融業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)對國民經(jīng)濟的拉動作用大，而文化、體育、娛樂業(yè)對國民經(jīng)濟的拉動作用仍需進一步加大。而當前體育產(chǎn)業(yè)增加值占國民經(jīng)濟的比重較低，體育產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位和作用有待提高，發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下的“雙中高”經(jīng)濟增長態(tài)勢影響不顯著。

5 結論與建議

5.1 結論

1）我國體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長存在線性關系（相關系數(shù)r=0.965，相伴概率P<0.01），體育產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢。中國經(jīng)濟長期保持在中高速增長，對于提高體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的質量和效益，加快體育產(chǎn)業(yè)結構調整，具有重要意義。

2）體育產(chǎn)業(yè)增加值與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但不存在短期的均衡發(fā)展關系。從長期看，經(jīng)濟增長1%，體育產(chǎn)業(yè)增加值提高1.3793%。我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展是一個長期、持續(xù)的過程，在短期內難以對經(jīng)濟增長產(chǎn)生巨大影響。要從中國經(jīng)濟社會發(fā)展的現(xiàn)實狀況出發(fā)，培育體育消費，順應“經(jīng)濟新常態(tài)”、借力“供給側改革”，以更好地發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)。

3）從Granger因果關系檢驗的正向結果來看，體育產(chǎn)業(yè)增加值不是影響經(jīng)濟增長的決定因素，即我國體育產(chǎn)業(yè)占國民經(jīng)濟發(fā)展中的份額尚需進一步提高，尚未處于重要位置，體育產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟的拉動作用需進一步加大。從Granger因果關系的反向看，經(jīng)濟增長不是影響體育產(chǎn)業(yè)增加值提升的原因，即雖然國民經(jīng)濟得到了飛速發(fā)展，人們的生活水平得到了大幅度提升，但體育消費觀念有待加強，體育消費意識仍很局限。

5.2 建議

1）優(yōu)化體育產(chǎn)業(yè)結構，助力經(jīng)濟增長。在經(jīng)濟新常態(tài)和供給側結構性改革戰(zhàn)略下，體育產(chǎn)業(yè)蘊藏著巨大的需求和市場潛力。優(yōu)化體育產(chǎn)業(yè)結構，需大力推動競賽表演業(yè)和健身休閑業(yè)等體育服務業(yè)發(fā)展，以提供優(yōu)質、高效的體育產(chǎn)品與服務；體育用品制造業(yè)需通過科技創(chuàng)新和國產(chǎn)品牌培育，以滿足廣大人民群眾的多層次、多樣化體育需求，推動經(jīng)濟增長。

2）創(chuàng)新體育產(chǎn)業(yè)管理體制，推動經(jīng)濟發(fā)展。加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)，要充分發(fā)揮市場對資源配置的決定性作用。通過轉變職能、簡政放權，充分調動市場的積極性，提升體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內生動力。進一步激發(fā)體育賽事市場活力，發(fā)展體育競賽表演業(yè)。加快推行體育領域的管辦分離，強化政策調節(jié)、市場監(jiān)管和公共體育服務等職能，形成政府引導、部門協(xié)同和多方參與的良性互動機制。拓寬體育產(chǎn)業(yè)投融資渠道，鼓勵社會資本等投資體育產(chǎn)業(yè)，以提高體育產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟效益。

3）推進城鄉(xiāng)公共體育服務均等化，促進區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展。推進城鄉(xiāng)基本公共體育服務均等化，符合體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內在要求，對促進體育消費具有重要意義。在經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展要適應新常態(tài)，需因地制宜地發(fā)展地域特色體育產(chǎn)業(yè)，進一步推動全民健身活動開展，提升體育產(chǎn)品與服務供給，以滿足人民群眾日益增長的體育需求。要進一步完善農村體育基礎設施建設，豐富基本公共體育服務供給，運用市場機制配置體育資源，調動社會力量發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)。加快建構公共體育服務體系，形成多元主體供給模式，提升公共體育服務的水平和效益，以推進體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟社會協(xié)調發(fā)展。

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