我国财政体育投入效能实证分析

朱汉义

(杭州电子科技大学体育与艺术教学部，浙江杭州310018)

长期以来，我国体育投入主要依靠财政投入，由于体育本身的属性，其多表现为隐性作用。就理论而言，增加体育投入不仅可促进体育事业本身的发展，如提高我国竞技体育水平、体育国际地位及国际话语权、国民身体素质及丰富社会体育文化等，还能带动体育消费及其他相关产业的发展，乃至推动我国经济的增长。在现实中，我国的体育投入促使竞技体育、群众体育在过去几十年中飞速发展，体育经济高速增长;然而，我国财政体育投入规模仍有限，未能完全满足社会发展及居民日益增长的需求，因此，如何高效利用有限的财政体育投入显得极为重要。

1 我国财政体育投入量及构成

财政投入是指财政支出方向，即财政用于社会公共服务管理、外交、国防、教科文、社会保障、医疗卫生等方面的支出。财政体育投入即财政资金用于发展我国体育事业方面的支出，通常通过中央和地方财政拨款，它是体育事业发展的基本保障。

1．1 财政体育投入量目前，我国体育系统财政投入主要包括国家财政拨款以及体育系统非财政收入。我国财政体育投入可从历年财政体育支出中得到反映，其投入规模随着我国财政收入的不断增加逐年递增:中央体育事业财政投入从1991年的1．37亿元增加到2011年的13．49亿元，增长近10倍;地方财政体育投入更是从1991年的15．16亿元增加到2011年的252．86亿元，增长了16．66 倍。

从长期看，我国财政体育投入一直呈上升趋势(图1)，1991—2011年财政体育投入以平均15．66%的增速增加，其中 1997、2001、2005、2007、2008 年增速均在20%以上，特别是北京奥运会前的2007年与奥运年(2008年)增幅巨大。

从中央和地方的结构比例看，中央和地方的财政体育投入比例较为稳定，中央投入稳定在5%～9%，地方投入占全国财政体育投入的90%以上。

财政体育投入的中央和地方投入比例与全国中央和地方财政投入的比例比较，中央财政体育投入比重偏低。中央财政投入比例虽然呈下降趋势，但其比例最低也有15．1%，而财政体育投入最高仅为1993年的 9．07%。

图1 1991—2011年我国中央、地方财政体育投入额、投入比重情况Figure 1．The Amount and Proportion of Central and Local Finance Input in Sports from 1991 to 2011

与中央和地方文化体育与传媒财政投入比重相比(图2)，虽然中央财政投入比重均有下降趋势，但财政体育投入的比重较低。在2002—2011年文化体育与传媒财政投入中，中央财政投入比例平均为11．19%，财政体育投入中中央财政投入比例平均为7．13%，明显低于中央文化体育与传媒的财政总投入比例(平均低4%)，同时两者中央财政投入比例差距还有扩大的趋势。

图2 2002—2011年文化体育与传媒财政投入与财政体育投入对比Figure 2． Comparison of the Financial Input in Culture，Sports and Media and Input in Sports from 2002 to 2011

财政体育投入虽然逐年有所增加，但财政体育投入占全国财政投入的比重呈下降趋势(图3)，即由1991年的0．488%降至2011年的0．244%。

图3 2002—2011年我国财政体育投入占国家财政投入的比重Figure 3． The Proportion of China’s Finance Input in Sports to National Finance from 2002 to 2011

1．2 财政投入构成体育事业投入含财政投入和非财政投入，非财政投入主要包括上级补助、体育事业费(含预算外行政事业性收费以及提取的体育彩票公益金)、附属单位上缴收入、经营收入以及其他收入等。由于目前无财政体育投入资金具体使用统计数据，且财政体育投入作为我国体育事业投入的主要来源［1］，因此，可以从我国体育事业投入方向反映财政投入构成。2008—2011年，我国财政体育事业投入绝对数分别为205．29、238．26、254．17、266．35 亿元。我国体育事业投入方向主要用于竞技体育、群众体育、体育场馆建设与维护以及其他方面的投入。从表1可以看出，直接关乎我国体育事业发展的竞技体育、群众体育、体育场馆建设与维护投入之和不及每年体育事业投入的一半。此外，群众体育投入除2008年占比超过20%，其后的几年均不及体育事业投入的10%，应引起有关部门的重视。同时，今后财政资金的投入应注重群众体育投入，重点关注民生［2］。

表1 2008—2011年我国体育事业投入方向及投入额Table 1 The Distribution and Amount of Input in China’s Sports from 2008 to 2011

2 我国财政体育投入效能现状

“效能”原意是指事物所蕴藏的有利作用，有功效的意思［3］。财政体育投入效能是专门针对财政体育投入发挥具体作用而言的，是通过财政资金要素的投入，最终给社会经济、体育事业发展所带来的直接效果，如财政体育投入对社会经济、竞技体育、群众体育等方面的直接影响。

2．1 体育经济快速发展，成为经济发展的助推器现代体育不再局限于体育本身，它与经济活动密不可分，成为经济发展的催化剂，对我国经济增长的贡献越来越大。体育投入对经济的影响不完全体现在体育产业上，对其上、下游产业及其他行业如旅游休闲、建筑业、服装纺织业、服务业等产生全方位的影响。2006—2008年体育产业增加值分别为 982．89、1 265．23、1 554．97亿元［4］，增速在 20%以上，远远超过 GDP 的增速，其占GDP的比例也以4%的速度增长。

2．2 竞技体育的综合实力和竞争力不断提升多年来，我国竞技体育获得了空前的发展，为社会提供更多的精神文化产品，不断地满足社会的精神文化需求。竞技体育的综合实力和竞争力不断提升、后备人才层出不穷。1991—2011年我国运动员获得世界冠军数逐步上升(图4)。我国自1984年首次参加第23届奥运会以来，共参加了7届奥运会，取得金牌163枚，银牌117枚，铜牌106枚，奖牌总数为386枚。特别是在北京奥运会上，中国奥运代表团获金牌总数第一，成为我国竞技体育史上的一个重要里程碑。

图4 1991—2011年我国运动员获世界冠军数与居民健康指数［5-6］变化情况Figure 4．The Number of the World Champion Athletes and the Changes of Residents’Health Index in China from 1991 to 2011

2．3 群众体育蓬勃开展，居民的健康水平得到改善群众体育也取得了惊人的成绩，居民的健康水平得到改善，平均寿命从1990年的68．55岁增长到2010年的74．83岁。社会体育指导员认证工作持续进行，国民体质检测工作全面展开，各地成立了国民体质监测站点，年度受测人数达20万以上。同时，全民健身俱乐部每年组织的群众体育活动和参与群众数增多。此外，群众体育活动的场地得到极大的改善。近年来，各级政府在健身路径、体育公园、体育场馆建设中投入大量资金，人均场地面积不断扩大，居民的健康水平得到改善(图4)。

3 我国体育财政投入效能实证分析

3．1 指标选择与数据来源投入指标采用每年我国财政体育支出绝对数。效能指标采用GDP、代表我国竞技体育发展水平的历年获世界冠军数［7］，以及代表我国群众体育发展水平的居民健康指数。财政体育投入原始数据来源于1991—2011《中国财政年鉴》，国内生产总值、获世界冠军数自于《中国统计年鉴》，居民健康指数是根据黄小平等［5-6］构建健康指数的方法，利用与居民体质健康相关的人口平均预期寿命、死亡率、体育文化消费投入、食品消费投入、医疗保健消费投入等5项单项指标值的几何平均数计算得出。

对于经济数据，考虑价格变化的影响，利用CPI价格指数进行平减处理，同时，考虑到对时间序列数据进行对数化后容易得到平稳序列及减少变量之间的异方差，而且并不改变时序数据的特征，本文实际分析时均采用各变量的对数值。

3．2 单整检验单位根检验用于检查时间序列的平稳性，平稳性是一个在回归领域中需要考虑的问题。在回归模型的标准推导过程中假定了平稳回归因子，非平稳回归因子使得许多标准结果不再适用，并且需要进行特别的处理。为了避免时间序列不平稳带来的“伪回”现象，需要在回归分析之前进行单位根检验［8］。4个序列检验结果如表2所示。

结果显示:所有变量原始序列均未通过检验，因此原序列都不是平稳序列;所有变量序列的一阶差分在0．05显著性水平下，除lnWCN外都拒绝变量有一个单位根的原假设，而所有序列的二阶差分序列在0．01显著性水平下都不拒绝变量有一个单位根的原假设。根据同阶平稳原则，这些序列均为二阶单整序列，因而它们之间可能存在长期协整关系。

表2 各变量序列单位根检验Table 2 Test of the Variables of Unit Root

3．3 协整检验协整表明变量之间存在长期的均衡关系，这意味着体育系统不存在破坏均衡的内在机制。如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。对于非平稳的变量序列，如果其都是单整序列，只有当它们的单整阶数相同时才可能协整。以上单整检验说明lnSFE与lnGDP、lnWCN、lnHE三者之间存在长期协整关系的可能，还需要进行协整检验以判断它们之间是否存在协整关系，以确定财政体育投入与经济增长、竞技体育发展水平、群众体育发展水平之间是否存在长期效应关系。

首先，使用最小二乘法 OLS回归，分别建立lnGDP与lnSFE、lnWCN 与lnSFE、lnHI与lnSFE的协整方程:

由协整方程(1)～(3)估计结果可知，回归方程拟合优度较高，各自的拟合程度分别为 92．09%、58．96%、98．53%，最低也接近60%，同时各方程的T、F统计值均通过显著性检验。可见，以上3个回归方程的系数均通过了显著性检验，回归方程也是显著的。

另设e1为协整方程(1)残差，则有e1=lnGDP-7．815 6-0．907 8 × ln SFE，为了检验残差 e1的平稳性，对残差e1进行ADF单位根检验。同理，对协整方程(2)、(3)残差e2、e3进行平稳性检验，残差序列的平稳性检验结果如表3所示。

表3 方程(1)～(3)残差序列的平稳性检验Table 3 Stationary Test of Residuals of Equation(1)—(3)

结果显示，残差序列ADF检验P值分别为0．002 9、0．010 2、0．000 2，残差在0．05 的显著性水平下都拒绝存在单位根的原假设，表明残差属平稳序列;因此，lnGDP与lnSFE、lnWCN 与lnSFE、lnHI与lnSFE 之间长期协整关系成立，说明他们之间不存在破坏均衡的内在机制。由于 3个弹性系数(0．907 8、0．207 8、0．506 6)均大于0，说明财政体育投入对经济增长、竞技体育水平以及居民健康水平有正向促进作用。通过对比系数值，从长期看，它对经济、国民健康以及竞技体育的影响依次变弱，对经济影响强度最大，而对竞技体育的作用最弱。

3．4 建立误差修正模型ECM通过协整分析，可以确定变量之间存在长期均衡关系，但是无法得知这些变量偏离他们共同的随机趋势时的调整速度，这个问题可以采用误差修正模型加以解决。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量可以建立误差修正模型。因此，在协整检验的基础上进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型(ECM)，以此研究上述各变量之间的短期动态调整关系。

首先，为了考察体育财政投入与GDP的短期动态关系，建立lnGDP与lnSFE之间的EMC为

从式(4)估计结果可看出，模型的拟合优度为79．75%，F统计量均通过显著性检验。从ECM看，误差修正系数为-0．118 3(＜0)，符合反向修正机制，ECM的系数反映了对偏离长期均衡的调整力度，即上一年度偏离均衡的误差以11．83%的比例对本年度的D(lnGDP)作出反向修正。从短期看，上一年度经济情况对本年度GDP系正向作用，其弹性系数为0．334 1，主要是因为前期经济高增长的惯性，导致本期经济增长的预期较高，进而促进本期经济增长水平。从短期看，我国财政体育投入对GDP的短期弹性系数为-0．029 6，表明财政体育投入对GDP的短期影响为反向作用，即当年可能给经济增长带来负面效应。主要原因是:①财政体育投入是通过提高和改善人力资本而对经济起到促进作用，而人力资本的提高和改善需要一个渐进过程;②通过体育产业以及相关产业的发展，对我国经济发展有叠加效应，然而，尽管体育产业是我国经济新的增长点，但目前总量过小，难以在短期内对经济发展产生明显影响。从长远看，财政体育投入对经济增长的促进作用是正向的，只是现阶段这一作用在我国的经济增长中尚未得到充分的体现。

为了考察财政体育投入与竞技体育成绩短期动态关系，建立如下lnWCN与lnSFE之间的ECM:

从式(5)估计结果可看出，模型的拟合优度为73．25%，F统计量均通过显著性检验。误差修正系数为-1．747 8(＜0)，符合反向修正机制，说明上一年度偏离均衡的误差以174．78%的比例对本年度的D(lnWCN)作出反向修正。从短期看，上一年度竞技成绩对本年度竞技成绩系正向作用，其弹性系数为0．450 8，弹性系数较大，主要是与运动员的运动生命周期相关，运动员一旦在某一年取得好的竞技成绩，在未来的几年竞技成绩都可能有良好的表现。财政体育投入对体育竞技成绩的短期弹性系数为0．242 7，将促进我国竞技体育水平的提升。

为了考察财政体育投入与竞技体育成绩短期动态关系，建立如下lnWCN与lnSFE之间的ECM:

从式(6)估计结果可看出，模型的拟合优度为60．02%，F统计量通过显著性检验。误差修正系数为-0．236 5(＜0)，符合反向修正机制，即上一年度偏离均衡的误差以23．65%的比例对本年度的D(lnHI)作出反向修正。从短期看，上一年度居民健康水平对本年度居民健康水平有正向作用，其弹性系数为0．775 1，说明上一年度居民健康水平对下一年度有较大的影响。我国财政体育投入对居民健康水平的短期弹性系数为0．139 8，表明财政体育投入对居民健康水平的短期影响为正向作用，但短期的弹性不大，说明改善居民健康水平须长期努力［9］。

从以上ECM可见，财政体育投入对经济、竞技体育和居民健康水平的短期弹性系数分别为-0．029 6、0．242 7、0．139 8，即对经济影响最小，甚至可能产生负效应，对竞技体育的运动成绩影响最大。

3．5 Granger(格兰杰)因果关系检验协整分析表明，变量间具有长期与短期均衡关系，但无法提供任何关于因果方向的信息。为进一步研究财政体育投入与经济、竞技体育和群众体育之间的因果联系，本文采用基于向量的ECM的Granger因果关系检验，从长期和短期2个层次的因果关系把握系统内变量间的动态联系。

表4 Granger(格兰杰)因果关系检验结果Table 4 Granger Causality Test

从表4看，财政体育投入与GDP互为因果关系，在滞后前3期的情况下，财政体育投入不是GDP增长的原因被接受，但第4期以后，财政体育投入因不是GDP增长的原因被拒绝，而GDP不是财政体育投入增长原因的原假设是滞后前3期都拒绝原假设，以后是接受原假设，这说明我国财政体育投入还主要依赖GDP的增长，它是财政体育投入的主要原因，同时也表明短期的财政体育投入对经济影响不明显，但长期财政体育投入将有利于GDP的增长。获得世界冠军的数量不是影响财政体育投入的因素，但是财政体育投入是影响我国竞技体育发展水平的原因，竞技体育对财政的支持依赖性较高，lnSFE与lnWCN是单向关系。居民健康水平与财政体育投入因果关系也是单向关系，其主要原因是:①1991—2011年，财政体育投入用于群众体育的资金过少，导致它对居民健康水平的影响有限［10］;②居民健康水平是影响人力资本的重要因素之一，人力资本的改善会促进经济的增长，而财政体育投入又受到经济的影响。

4 结论与建议

4．1 结论通过财政体育投入与效能的实证分析发现，我国财政体育投入与经济增长、竞技体育及群众体育发展水平存在长期协整关系。从长期看，财政体育投入对经济、国民健康水平以及竞技体育成绩的影响依次变弱，对经济影响强度最大，而对竞技体育的影响最弱。

从短期看，财政体育投入对GDP短期可能带来负面效应，对竞技体育成绩和居民健康水平的影响为正向作用。财政体育投入对竞技体育和居民健康水平、经济的影响依次变弱。

财政体育投入与GDP的增长存在双向关系，互为因果;财政体育投入与竞技体育发展水平存在单向关系，即前者是后者的原因;财政体育投入与居民健康水平存在单向关系，即后者是前者的原因。

4．2 建议

4．2．1 政府应重视财政体育投入，完善公共财政供给制度 公共财政是整个体育发展的保障。在现有的财政支付体系不能满足体育事业发展的情况下，应进一步改革与完善公共财政的供给制度，加大财政体育投入。

4．2．2 提高财政体育投入比例，完善财政体育投入构成 应逐步提高财政体育投入占GDP的比重，及时调整体育发展战略，不断优化体育公共财政投入的构成［11］，提高群众体育的财政投入比例，保障民生体育的发展。加大非营利性公共体育投入，将营利性的体育项目部分推向市场，让财政体育投入的有限资金发挥最大的效益。

4．2．3 根据实际情况，适时调整财政体育投入 各地区经济、竞技体育发展水平以及居民健康状况不尽相同，应根据本地区实际情况，与当地短期以及长期发展目标相结合，及时调整财政体育投入，使其有效地促进经济、竞技体育以及居民健康水平的协调发展，使有限的财政体育投入效益最大化。

4．2．4 体育投入渠道多元化，形成预算、考核机制 制定相关的优惠政策，广泛吸纳社会资金，为体育发展筹集更多的经费，同时，体育系统要提高自身造血功能，减少对财政投入的依赖［12］。形成体育投入的预算制度，摒弃短视的急功近利意识，长远规划财政体育投入。此外，应迅速建立财政体育投入评估指标体系，并对各地区财政体育投入执行科学的考核制度，加强财政体育投入监管，对投入结构、效率进行有效管理。

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