中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展關系的理論與實證研究

任　波,　夏成前

(鹽城師范學院 體育學院,江蘇 鹽城 224002)

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中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展關系的理論與實證研究

任波,夏成前

(鹽城師范學院 體育學院,江蘇 鹽城 224002)

依據(jù)“鉆石模型”理論和指標評價基本原則,構(gòu)建中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標體系。以此為基礎,對1996—2013年中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力進行因子分析。結(jié)果顯示:中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間具有長期均衡關系,短期內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平影響體育產(chǎn)業(yè)競爭力,二者之間不存在單向和雙向的Granger因果關系?；诖?，提出相關建議。

體育產(chǎn)業(yè)競爭力;經(jīng)濟發(fā)展;因子分析;因果關系

Author’s addressSchool of Physical Education,Yancheng Teachers University,Yancheng 224002,Jiangsu,China

“十二五”期間,國家更加重視社會事業(yè)發(fā)展,為體育事業(yè)發(fā)展提供了廣闊的空間。體育產(chǎn)業(yè)作為體育事業(yè)的一部分,現(xiàn)已逐漸剝離并呈獨立發(fā)展趨勢,機遇和挑戰(zhàn)并存。黨的十八屆三中全會指出：“經(jīng)濟體制改革是全面深化改革的重點,加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,推動經(jīng)濟更有效率、更加公平、更可持續(xù)發(fā)展。”《體育事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》指出：“加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè),增強體育產(chǎn)業(yè)競爭力?！斌w育產(chǎn)業(yè)在推動體育事業(yè)蓬勃發(fā)展的同時,也進一步凸顯對社會經(jīng)濟發(fā)展的拉動效應[1]。體育作為社會事業(yè)的一部分,在以深化經(jīng)濟體制改革的大背景下,如何謀求體育產(chǎn)業(yè)競爭力的大發(fā)展,是一個值得研究的課題。相關學者[2-4]對體育產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究較多,并且主要集中在理論研究層面,主要包括體育產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位和作用分析、體育產(chǎn)業(yè)作為新的經(jīng)濟增長點的論證等;對體育產(chǎn)業(yè)競爭力的研究,主要集中在評價體系的構(gòu)建、提升體育產(chǎn)業(yè)競爭力的對策等方面[5-6]。目前對體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究,還存在一定不足?；诖?筆者采用定性和定量相結(jié)合、理論與實證相結(jié)合的方法,運用SPSS 19.0統(tǒng)計軟件和Eviews7.0計量經(jīng)濟學統(tǒng)計軟件,對中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平進行理論與實證研究,旨在分析中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的良性互動關系,為提升體育產(chǎn)業(yè)競爭力提供理論基礎。

1　體育產(chǎn)業(yè)競爭力研究的理論基礎

1.1產(chǎn)業(yè)競爭力“鉆石模型”美國經(jīng)濟學家、管理學家邁克爾·波特認為,國家經(jīng)濟環(huán)境對產(chǎn)業(yè)競爭力具有重要影響,其影響最大的4個因素為生產(chǎn)要素、需求狀況、相關和支持產(chǎn)業(yè)、企業(yè)的戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)和同業(yè)競爭等,這4個因素之間具有相互促進、相互影響的雙向作用,進而形成鉆石體系[7]。還有兩大因素為政府和機會,政府政策在一定程度上決定著產(chǎn)業(yè)競爭力的走向,機會可以給產(chǎn)業(yè)競爭力提供更好的發(fā)展空間(圖1)。

1.2 體育產(chǎn)業(yè)競爭力的“鉆石模型”分析在生產(chǎn)要素方面,體育產(chǎn)業(yè)競爭力需要大量的高級生產(chǎn)要素,人力資源尤為重要。高級要素的投資、培育和獲得對于提升體育產(chǎn)業(yè)國際競爭力具有極其重要的作用。在需求狀況方面,人們生活水平的提高和消費方式的轉(zhuǎn)變,對體育健身的需求日益加大,對體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有重要意義,影響我國的體育產(chǎn)業(yè)國際競爭力。在相關及支持產(chǎn)業(yè)方面,體育產(chǎn)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)的結(jié)合、體育產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)的融合,必將會相互促進,共同發(fā)展。在企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和同業(yè)競爭方面,體育產(chǎn)業(yè)各內(nèi)部行業(yè)不斷競爭,謀求大發(fā)展,是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整和優(yōu)化升級的必然趨勢,同時體育產(chǎn)業(yè)必須適應國家大的發(fā)展戰(zhàn)略,制訂適合自身發(fā)展的戰(zhàn)略決策,乘勢而上,提升體育產(chǎn)業(yè)競爭力。

圖1　邁克爾·波特的產(chǎn)業(yè)競爭力“鉆石模型”

2　體育產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標體系的構(gòu)建

2.1評價指標體系構(gòu)建的原則采用邁克爾·波特的產(chǎn)業(yè)競爭力“鉆石模型”分析體育產(chǎn)業(yè)競爭力,指出生產(chǎn)要素、需求狀況、相關支持產(chǎn)業(yè)、同企業(yè)的戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)和同業(yè)競爭、本體因素、政府政策導向等為科學構(gòu)建體育產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標體系提供理論基礎。結(jié)合體育自身的本質(zhì)屬性,對4個維度進行描述的14個相關指標,賦予了科學性定位,既保證了二級指標的目的性、全面性和可行性,又保證了評價體系的科學性。同時，在構(gòu)建指標體系時，也遵循目的性、全面性和可行性原則。

2.2指標選取和數(shù)據(jù)來源

2.2.1指標選取綜合有關學者在權威期刊上的研究成果,構(gòu)建指標體系。結(jié)合文獻[5,8-9]中的研究,構(gòu)建體育產(chǎn)業(yè)競爭力指標評價體系。

2.2.2數(shù)據(jù)來源數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(1996—2013年)》《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒(1996—2013年)》。1996—2009年體育事業(yè)投入數(shù)據(jù)來源于文獻[10],可以保證原始數(shù)據(jù)來源的權威性和可靠性。2010—2013年體育事業(yè)投入數(shù)據(jù)是根據(jù)近年來體育事業(yè)投入額占GDP的0.1%推算而得,原因有二:① 1996—2009年體育事業(yè)經(jīng)費投入占GDP的比重在0.1%左右,根據(jù)《體育事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》指出的“確保體育事業(yè)各項投入與社會經(jīng)濟發(fā)展同步”,故采用2010—2013年體育事業(yè)投入按占GDP的0.1%推測;② 根據(jù)《我國體育事業(yè)投入與經(jīng)濟增長的關系研究》[11]一文,也同樣采用近幾年體育事業(yè)投入額占GDP的比重保持在0.1%左右。體育彩票年銷售額來源于騰訊體育。

2.3評價指標體系的構(gòu)建

(1) 生產(chǎn)要素。人口的數(shù)量和質(zhì)量對體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展舉足輕重,選取城鎮(zhèn)人口比重和普通高校在校人數(shù)可以基本反映人口的數(shù)量和質(zhì)量。

(2) 需求狀況。經(jīng)濟發(fā)展水平是體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎,體育產(chǎn)業(yè)總體屬于第三產(chǎn)業(yè),選取第三產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重、第三產(chǎn)業(yè)總值;居民消費傾向和生活水平很大程度上影響體育產(chǎn)業(yè)競爭力,選取居民消費水平、人均GDP、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、財政收入占GDP比重。

(3) 本體因素。由于此方面數(shù)據(jù)較難獲得(如體育服務業(yè)和體育用品制造業(yè)數(shù)據(jù)等),故本指標選取在力求失去較少信息的情況下,能全面反映體育產(chǎn)業(yè)競爭力的信息：體育系統(tǒng)從業(yè)人數(shù)表現(xiàn)在促進體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的人力資源方面;文體娛樂業(yè)增加值可以全面涵蓋體育產(chǎn)業(yè)的年增加值;體育彩票年銷售額對籌集公益金發(fā)展體育事業(yè)意義重大;體育事業(yè)投入額是國家財政每年投入到體育事業(yè)的經(jīng)費,對體育產(chǎn)業(yè)的市場開發(fā)和利用、提升產(chǎn)業(yè)競爭力有重要作用。

(4) 相關產(chǎn)業(yè)與政府投入因素。國內(nèi)旅游收入是指國內(nèi)游客在國內(nèi)旅行和游覽過程中的全部消費;體育事業(yè)投入占財政支出比重可以間接反映政府對體育產(chǎn)業(yè)的投入(圖2)。

圖2　體育產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標體系

3　體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展關系的實證分析

3.1體育產(chǎn)業(yè)競爭力的因子分析運用SPSS 19.0統(tǒng)計軟件對體育產(chǎn)業(yè)競爭力做因子分析。要輸出的描述統(tǒng)計:KMO和Bartlett球形度檢驗。因子抽取方法:主成份分析法。因子旋轉(zhuǎn)方法:方差最大正交旋轉(zhuǎn)。因子得分:采用回歸方法計算因子得分。體育產(chǎn)業(yè)競爭力評價體系的因子提取數(shù)為2。

表1顯示,體育產(chǎn)業(yè)競爭力的KMO檢驗分別為0.786,大于0.6;Bartlett檢驗的相伴概率P<0.01,說明體育產(chǎn)業(yè)競爭力14個指標的評價體系適合做因子分析。

表1　體育產(chǎn)業(yè)競爭力的KMO和Bartlett檢驗

表2顯示,體育產(chǎn)業(yè)競爭力的14個評價指標,可以用2個公共因子解釋總方差的94.07%?？傮w上,評價指標體系的原有變量信息丟失較少,因子分析效果較理想。

表2　體育產(chǎn)業(yè)競爭力的因子解釋總方差

因子分析采用客觀賦權法,對公共因子的權重進行確定。通過體育產(chǎn)業(yè)競爭力的2個公共因子各自的方差貢獻率的比重(0.792 0和0.148 7)進行加權平均,可以得到公共因子的權重為f1∶f2=0.841 9∶0.158 1。體育產(chǎn)業(yè)競爭力的評價模型為

F=0.841 9f1+0.158 1f2

(1)

表3顯示,通過回歸方法計算出體育產(chǎn)業(yè)競爭力的2個公共因子得分。需要說明的是,體育產(chǎn)業(yè)競爭力的因子得分有負值存在,這里的負值是指在平均水平之下的含義。

表3　體育產(chǎn)業(yè)競爭力的因子得分

將體育產(chǎn)業(yè)競爭力的因子得分,代入方程1,可得到1996—2013年體育產(chǎn)業(yè)競爭力的綜合得分(表4)。

表5顯示1996—2013年國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)數(shù)據(jù),為了便于分析,對國內(nèi)生產(chǎn)總值進行標準化處理,計算方法為:

(2)

3.2體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平的計量分析

3.2.1體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平的描述性統(tǒng)計分析運用Eviews7.0計量經(jīng)濟學統(tǒng)計軟件,對體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合得分,做回歸散點圖(圖3)。Eviews采用最小二乘估計回歸直線的參數(shù),得到擬合的回歸直線,散點大部分分布在直線的周圍,顯示出經(jīng)濟發(fā)展水平和體育產(chǎn)業(yè)競爭力之間具有較強的線性關系。通過SPSS19.0統(tǒng)計學軟件對經(jīng)濟發(fā)展水平和體育產(chǎn)業(yè)競爭力進行Pearson相關性分析,得到相關系數(shù)r=0.986、P<0.01,進一步論證二者具有較強的線性關系。

表4　體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合得分

表5　1996—2013年國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)　億元

圖3　體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸散點圖

3.2.2體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平時間序列的協(xié)整檢驗

(1) 體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平時間序列的平穩(wěn)性檢驗。協(xié)整檢驗的基本思想是對回歸方程的殘差單位根檢驗,若殘差序列是平穩(wěn)序列,則表明方程的因變量和解釋變量之間存在協(xié)整關系,否則不存在協(xié)整關系。假設有2個序列y1t和y2t,如果滿足如下條件:① 序列y1t和y2t是d階單整,即yit～I(d),i=1,2;② 存在非零向量α=(α1,α2),使得α1y1t+α2y2t～I(d-b),其中0

為了消除變量的異方差,對體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平進行自然對數(shù)處理,即分別用ln GDP和ln TYCY表示。在檢驗時間序列體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間是否存在協(xié)整關系之前,需要對2個序列進行平穩(wěn)性檢驗。使用計量經(jīng)濟學軟件Eviews 7.0,采用最常用的ADF檢驗(Augmented Dickey-Fuller test)方法對2個序列進行平穩(wěn)性檢驗。表6顯示,序列l(wèi)n GDP和序列l(wèi)n TYCY的ADF檢驗t統(tǒng)計量相應的相伴概率值遠遠大于5%的顯著性水平,即時間序列l(wèi)n GDP和ln TYCY是非平穩(wěn)的;序列l(wèi)n GDP的一階差分序列Δ1ln GDP的檢驗t統(tǒng)計量相應的相伴概率值大于5%的顯著性水平,即為非平穩(wěn)序列;序列l(wèi)n GDP的二階差分序列Δ2ln GDP的檢驗t統(tǒng)計量相應的相伴概率值小于5%的顯著性水平,即可認為序列Δ2ln GDP是平穩(wěn)的,有Δ2ln GDP～I(2);序列l(wèi)n TYCY的一階差分序列Δ1ln TYCY是非平穩(wěn)的,其二階差分Δ2ln TYCY序列的檢驗t統(tǒng)計量所對應的相伴概率值小于5%的顯著性水平,即Δ2ln TYCY～I(2)。

(2) 協(xié)整檢驗。協(xié)整是對非平穩(wěn)變量長期影響關系的統(tǒng)計描述,非平穩(wěn)經(jīng)濟變量間存在的長期穩(wěn)定的均衡關系稱作協(xié)整關系[13]。對于2個單整時間序列,只有當它們的單整階數(shù)相同時,才可能協(xié)整[14]。協(xié)整分析過程如下:

求體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平的協(xié)整回歸方程,采用普通最小二乘估計(OLS)方法?；貧w方程為

表6　體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平時間序列的ADF檢驗

注:在檢驗類型(c,t,n)中,c表示模型中帶有截距項(c取0表示模型中不帶有常數(shù)項),t表示模型中帶有趨勢項(t取0表示模型中不帶有趨勢項),n表示模型中帶有的差分滯后階數(shù)。差分項滯后階數(shù)采用SIC(Schwarz Information Criterion)準則

ln TYCY=0.365 2+0.911 3×ln GDP

(3)

進行殘差序列{et}平穩(wěn)性檢驗。通過協(xié)整回歸方程,得到回歸殘差為

(4)

在此采用ADF檢驗,操作方法不包含截距項和趨勢項(Trendandintercept),差分項滯后階數(shù)采用SIC(SchwarzInformationCriterion)準則。表7顯示,殘差序列平穩(wěn)性檢驗的相伴概率P=0.012 9,小于5%的檢驗水平,拒絕殘差序列存在單位根的原假設,說明序列是平穩(wěn)的,可得到序列l(wèi)nTYCY和序列l(wèi)nGDP之間存在協(xié)整關系,即體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在協(xié)整關系。

表7　回歸方程的殘差序列{et}平穩(wěn)性檢驗

3.2.3體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平時間序列的誤差修正模型Granger提出,如果2個時間序列存在協(xié)整關系(即長期均衡關系),這2個序列的短期非均衡關系可以用誤差修正模型表達。其表達式如下:

ΔlnTYCY=c+c1ΔlnGDP+c1et+εt

(5)

式中,et為誤差修正項,

et=ln TYCYt-1-c0-c1ln GDPt-1[13]

(6)

表8顯示,Δln GDP的t統(tǒng)計量相應的相伴概率值P=0.034 4<0.05,可以解釋為經(jīng)濟發(fā)展水平對體育產(chǎn)業(yè)競爭力變化的短期彈性顯著,即在短期內(nèi),經(jīng)濟發(fā)展水平增加1%,體育產(chǎn)業(yè)競爭力將增加0.531 7%,遠遠小于長期體育產(chǎn)業(yè)競爭力彈性0.911 3%。誤差修正項et(-1)的相伴概率大于5%的顯著性水平,說明對體育產(chǎn)業(yè)競爭力偏離長期均衡關系的調(diào)整力度不顯著。由表8可見,誤差修正項(et)的系數(shù)為負值,誤差修正項的修正是反向的,符合誤差修正原理。

表8　體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平的誤差修正模型結(jié)果

體育產(chǎn)業(yè)競爭力的短期變動可以分為兩部分:第一部分是短期經(jīng)濟發(fā)展變動(Δln GDP)的影響;第二部分是由于前期經(jīng)濟發(fā)展水平偏離長期均衡關系(et-1)的影響。表8顯示,當年的經(jīng)濟發(fā)展水平對當年的體育產(chǎn)業(yè)競爭力影響較大,而前一年的經(jīng)濟發(fā)展水平偏離長期均衡關系不顯著。為了維持當年體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平的長期均衡關系,當年將以-0.099 9的速度對前一年體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間的非均衡狀態(tài)進行調(diào)整,將二者拉回到長期均衡狀態(tài)。

3.2.4體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平時間序列的Granger因果關系檢驗假設要檢驗經(jīng)濟發(fā)展水平(X)與體育產(chǎn)業(yè)競爭力(Y)之間的因果關系,需要構(gòu)建如下回歸方程:

(7)

(8)

式中,假定隨機誤差項ut和vt之間是不相關的。Granger因果關系檢驗的原假設是:“X不是引起Y變化的Granger原因”或“Y不是引起X變化的Granger原因”[13]。進行Granger因果關系檢驗的前提條件是時間序列具有平穩(wěn)性。因為經(jīng)濟發(fā)展水平(ln GDP)和體育產(chǎn)業(yè)競爭力(ln TYCY)的二階差分是平穩(wěn)的,所以生成二階序列分別為:Δ2ln GDP=d(ln GDP,2),Δ2ln TYCY=d(ln TYCY,2)。

由于Granger因果關系檢驗對于滯后期數(shù)比較敏感,不同的滯后期數(shù)可能會得到完全不同的檢驗結(jié)果,故對經(jīng)濟發(fā)展水平和體育產(chǎn)業(yè)競爭力2個時間序列之間的Granger因果關系檢驗選取1～4的滯后期數(shù)。

表9列出了滯后期數(shù)為1～4的Granger因果關系檢驗結(jié)果:4個滯后長度的體育產(chǎn)業(yè)競爭力不是經(jīng)濟發(fā)展水平的Granger因果關系的相伴概率P>0.05,接受原假設;經(jīng)濟發(fā)展水平不是體育產(chǎn)業(yè)競爭力的Granger因果關系的相伴概率也大于5%的顯著性水平,即體育產(chǎn)業(yè)競爭力不是經(jīng)濟發(fā)展水平的Granger因果關系,同時經(jīng)濟發(fā)展水平也不是體育產(chǎn)業(yè)競爭力的Granger因果關系。

表9　體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟發(fā)展水平的Granger因果關系檢驗結(jié)果

4　討論

我國體育產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標體系包含以下4個方面:

(1) 體育產(chǎn)業(yè)具有很強的競爭力,涵蓋的生產(chǎn)要素有自然資源、體育基礎設施等基本要素,也有高質(zhì)量體育人力資源等高端要素,尤其體育相關的高級生產(chǎn)要素對體育產(chǎn)業(yè)競爭力的形成、發(fā)展具有重要意義。同時,適宜的社會經(jīng)濟、政治、法律環(huán)境,對體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有重要的導向作用。目前生產(chǎn)要素存在一些缺陷,如體育高層次專業(yè)管理人員、體育市場開發(fā)與營銷人員等還急劇匱乏,這是在生產(chǎn)要素維度導致體育產(chǎn)業(yè)競爭力欠缺的一個因素。

(2) 體育產(chǎn)業(yè)的外部需求狀況,在一定程度上決定了體育產(chǎn)業(yè)競爭力的發(fā)展。在全民健身上升為國家戰(zhàn)略的大環(huán)境下,為體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來了黃金期。體育企業(yè)內(nèi)部需轉(zhuǎn)型發(fā)展、整合資源、做大做強,以滿足日益增長的居民體育消費需求,謀求體育產(chǎn)業(yè)的國際競爭力。目前體育產(chǎn)業(yè)的需求狀況并不強烈,應采取有效措施,刺激并拉動外部需求,促進體育產(chǎn)業(yè)競爭力提高。

(3) 體育產(chǎn)業(yè)內(nèi)在發(fā)展的相關因素,如體育系統(tǒng)從業(yè)人數(shù)、文體娛樂業(yè)增加值、體育彩票年銷售額、體育事業(yè)投入額等,是體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在源泉,對調(diào)整體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提升體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值具有積極的推動作用。近年來,體育彩票公益金、體育產(chǎn)業(yè)引導資金逐年增加,為體育產(chǎn)業(yè)帶來較大活力,但投入結(jié)構(gòu)尚不夠合理,投入產(chǎn)出效益不明顯,導致目前體育產(chǎn)業(yè)競爭力提升不顯著。

(4) 體育產(chǎn)業(yè)與旅游、文化、餐飲等相關產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展,不斷擴大與相關上游、下游產(chǎn)業(yè)合作,創(chuàng)造競爭優(yōu)勢、推動產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展。目前需要設法促成相關產(chǎn)業(yè)與體育產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展,如打造體育服務綜合體,餐飲、休閑、健身、旅游、度假一體化的運作模式,打造全新的體育電子商務平臺,促使體育產(chǎn)業(yè)競爭力得到綜合提升。

5　結(jié)論與建議

5.1結(jié)論

(1) 根據(jù)指標選取遵循的科學性原則、目的性原則、全面性原則和可行性原則,以及“鉆石模型”理論,得出體育產(chǎn)業(yè)競爭力指標評價體系由生產(chǎn)要素、需求條件、本體因素、相關產(chǎn)業(yè)與政府投入因素4個維度、14個二級指標構(gòu)成。

(2) 中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間具有較強的線性相關關系(r=0.986、P<0.01),二者具有協(xié)整關系(即長期穩(wěn)定的均衡關系)。在長期內(nèi),經(jīng)濟發(fā)展水平每增加1%,體育產(chǎn)業(yè)競爭力增加0.911 3%。誤差修正模型的檢驗結(jié)果顯示,在短期內(nèi),經(jīng)濟發(fā)展水平對體育產(chǎn)業(yè)競爭力變化的彈性不強,但經(jīng)濟發(fā)展水平偏離長期均衡關系的調(diào)整力度顯著(以-0.099 9的速度對前一年體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間的非均衡狀態(tài)進行調(diào)整)。

(3) 體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間不存在單向和雙向的Granger因果關系。從正向結(jié)果看,提高中國體育產(chǎn)業(yè)競爭力不能加速中國經(jīng)濟發(fā)展,該結(jié)果的深層原因在于體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重還較小,占中國經(jīng)濟社會發(fā)展的份額還很低。另外,當前我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)存在缺陷,在體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中,主體產(chǎn)業(yè)比重較低,表現(xiàn)為體育服務業(yè)所占比重低,體育用品制造業(yè)比重高,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理,體育產(chǎn)業(yè)整體競爭力較弱,對提升經(jīng)濟發(fā)展作用不大。從反向結(jié)果看,中國經(jīng)濟發(fā)展不能帶動體育產(chǎn)業(yè)競爭力的提高。盡管經(jīng)濟發(fā)展導致我國居民的人均可支配收入有了顯著提高,但由于還未形成普遍的體育消費意識,大多數(shù)民眾對體育消費的理解還僅僅局限于公益性體育參與行為,未形成成熟的消費市場。從中國經(jīng)濟大環(huán)境看,城市居民體育消費剛剛起步,廣大鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)體育消費更是微乎其微。中國社會特定的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu),直接決定了我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡,提升中國整體體育產(chǎn)業(yè)競爭力較難。同時，隨著經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變,體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要從單純追求數(shù)量和規(guī)模向追求質(zhì)量和效益等方向轉(zhuǎn)變。從總體上看,盡管當前中國經(jīng)濟發(fā)展水平與以往相比有了較大提高,但對體育產(chǎn)業(yè)競爭力的拉動作用并不明顯,體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展之路依然任重而道遠。

5.2建議

(1) 提高體育產(chǎn)業(yè)競爭力需要加大對高級生產(chǎn)要素的投入和培育,人力資源尤為重要；因此,要加大經(jīng)濟發(fā)展力度,提高人們生活水平,刺激并提升人們的體育消費意識。加大體育基礎設施建設,以滿足人民群眾日益增長的體育需求。加強體育產(chǎn)業(yè)與旅游和文化產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展。加快體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,以謀求體育產(chǎn)業(yè)大發(fā)展。體育產(chǎn)業(yè)要適應國家大的發(fā)展戰(zhàn)略,制定出適合自身發(fā)展的戰(zhàn)略決策,提升體育產(chǎn)業(yè)競爭力。

(2) 中國體育產(chǎn)業(yè)所占中國經(jīng)濟社會發(fā)展的比重還很低,政府要加大體育事業(yè)的經(jīng)費投入,鼓勵和引導更多社會力量興辦體育,拓寬投融資渠道,大力提高體育產(chǎn)業(yè)競爭力。同時，政府應具有改革創(chuàng)新精神,提升人力資本(包括知識資源和科技水平等),推進體制機制改革和制度創(chuàng)新,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),給予體育產(chǎn)業(yè)新的生機和活力。從反向結(jié)果看,中國經(jīng)濟發(fā)展不能帶動體育產(chǎn)業(yè)競爭力的提高,政府需要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,以科學發(fā)展觀為指導,進一步推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,提高體育產(chǎn)業(yè)競爭力。

(3) 提升我國體育產(chǎn)業(yè)競爭力需要以發(fā)達省市為先導,逐漸延伸到欠發(fā)達地區(qū),以點帶面、逐步推進,促進體育產(chǎn)業(yè)競爭力和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。政府需要加大區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展力度,優(yōu)化集群區(qū)體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),在各自集群區(qū)內(nèi)形成合力,共同促進體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展,形成體育產(chǎn)業(yè)競爭力與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的良好局面,從而促進體育事業(yè)與體育產(chǎn)業(yè)全面、協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展,推動我國由體育大國向體育強國邁進。

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Theoretical and Empirical Study of Coordinated Development between the Competitiveness of China’s Sports Industry and the Economy Development∥

REN Bo,XIA Chengqian

Based on the “Diamond Model” theory and basic principles of index evaluation,the study established the assessment indicator system of Chinese sports industry.With this system,this article conducted the factor analysis on China’s sports industry competitiveness (from 1996 to 2013).The study shows that there is a long-term equilibrium relationship between China’s sports industry competitiveness and the level of economic development.In the short term,the level of economic development has an influence on the sports industry competitiveness,without unidirectional or bidirectional Granger causality between the two.This article puts forward corresponding advices accordingly.

sports industry competitiveness; economy development; factor analysis; causal-effect analysis

2015-10-10；

2015-12-28

國家社會科學基金資助項目(13BTY048);江蘇省社會科學基金資助項目(12TYB002);江蘇省博士后科研資助計劃項目(1402182C);鹽城師范學院校級科研青年項目(15YCKWQ009)

任波(1990-),男,安徽滁州人,鹽城師范學院教師;Tel.:(0515)88233198,E-mail:renbo781650315@sina.cn

G80-05

A

1000-5498(2016)03-0023-07

10.16099/j.sus.2016.03.004