我国城乡居民消费支出与体育产业发展互动关系的计量研究——基于2006—2015年的时间序列数据

任 波，戴 俊

●研究报道 ShortComunications

我国城乡居民消费支出与体育产业发展互动关系的计量研究
——基于2006—2015年的时间序列数据

任 波，戴 俊

采用协整检验、误差修正模型和Granger因果关系检验等方法，分析我国城乡居民消费支出与体育产业发展的互动关系。研究表明：我国城乡居民消费支出和体育产业发展是处于渐进式提高的过程，但城镇与农村居民消费支出的差距依然存在；城乡居民消费支出通过体育消费影响体育产业发展，体育产业通过提供适宜于人民群众的体育产品和服务，推动城乡居民消费支出向体育消费倾斜；从长期看，城镇居民消费支出与体育产业发展之间具有协整关系，农村居民消费支出与体育产业发展之间没有协整关系；在短期内，城乡居民消费支出与体育产业发展之间不存在均衡关系；城乡居民消费支出与体育产业发展之间没有单向和双向的Granger因果关系。在全民健身和健康中国上升为国家战略的背景下，人民群众的体育消费需求加大，体育产业发展迎来政策利好，我国城乡居民消费支出与体育产业发展之间具有长期的良性互动关系，但受制于我国长期存在的城乡二元结构和居民消费观念的影响，在短期内城乡居民消费支出对促进体育产业发展的作用不大。

城乡居民；体育消费；体育产业；协整检验

“十三五”时期，是全面建成小康社会的决胜阶段。随着经济社会的迅猛发展，人民生活水平显著提高，城乡居民消费支出呈现逐年上升趋势，对体育产业发展具有重要影响。依据《中国统计年鉴（2016年）》，城乡居民消费支出包括食品烟草、衣着、居住、生活用品及服务、交通通信、教育文化娱乐、医疗保健、其他用品及服务等8部分。2014年，国务院印发《关于加快发展体育产业促进体育消费的若干意见》（简称“46号”文件），将全民健身上升为国家战略，体育产业迎来政策利好，对促进体育消费具有重要作用。目前，体育界对城乡居民消费支出与体育产业发展互动关系的研究不多，具有代表性的文献有赵恒等[1]对城镇居民消费结构支出与体育用品业产出关系的多元统计分析，指出城镇居民消费结构支出的发展水平越高，体育用品业的发展速度越快；何国民[2]利用扩展线性支出系统模型，分析武汉市居民家庭体育消费需求状况；詹建国等[3]指出，体育用品消费是城市居民消费支出的一部分；满江虹[4]采用结构方程模型，从阶层认同视角，分析我国城镇居民体育参与情况。以上文献大多采用问卷调查和数理统计等方法，主要集中在对居民消费结构的分析，而城乡居民消费支出对体育产业发展的影响研究，相对不足。

基于此，文章采用Eviews8.0计量经济学统计软件，对2006—2015年我国城乡居民消费支出与体育产业增加值2个时间序列数据进行计量分析，运用协整检验对城乡居民消费支出与体育产业发展是否存在长期均衡关系进行分析；误差修正模型对城乡居民消费支出与体育产业发展是否具有短期均衡关系进行分析；Granger因果关系检验城乡居民消费支出与体育产业发展之间的关系。旨在分析城乡居民消费支出与体育产业发展的相互影响，为进一步厘清城乡居民消费结构对体育产业的影响，加快推进体育产业发展提供理论参考。

1 我国城乡居民消费支出与体育产业发展之间关系的梳理与辨析

1.1 我国城乡居民消费支出与体育产业发展之间关系的梳理

体育消费是指，人们通过支付一定数量费用而从体育活动中获得效用的消费行为和过程。体育消费水平与体育产业发展之间具有内在关联，体育产业的产生和发展很大程度上取决于居民的体育消费需求[5]。体育消费是居民消费支出的一部分，居民消费支出通过体育消费影响体育产业发展；体育产业是通过提供适宜于人民群众需求的体育产品和服务，来提升居民消费支出更多地向体育消费倾斜（见图1）。

图1 城乡居民消费支出与体育产业发展关系图

“46号”文件的印发，充分说明了发展体育产业对培育体育消费的重要意义。加快推进供给侧结构性改革，提供体育产品和服务的有效供给，以满足日益增长的体育需求，为新常态下经济转型升级提供坚实力量。体育消费作为城乡居民消费的组成部分，是影响体育产业持续、快速发展的重要力量。城乡居民消费支出与体育产业发展是否具有良性互动关系，对培育体育消费具有重要意义。

1.2 我国城乡居民消费支出与体育产业发展之间关系的辨析

在全民健身和健康中国上升为国家战略的大背景下，人民群众对健康生活方式的追求加大，大众消费健身热情高涨，推动体育产业发展。但在城乡二元结构的影响下，城镇居民与农村居民的消费需求仍然存在较大的差异，表现为城镇居民服务性消费需求加大，而农村居民目前尚且处于物质性消费需求层面，大部分还没有上升到精神层面的消费需求。城乡消费这种差异性，制约体育产业的发展。

体育产业作为绿色产业、朝阳产业，是我国新的经济增长点。目前，我国体育产业结构不合理问题依然存在，体育健身娱乐业和体育竞赛表演业占体育产业总产值比重较低，体育用品行业存在产品科技含量低、品牌效应弱、同质化严重等问题，这与日益增加的大众健身消费需求存在矛盾。

城乡居民消费支出与体育产业发展是否具有内在关联？从长期发展看，随着人民生活水平的提高，城乡居民消费需求的增加与全民健身上升为国家战略的长期发展要求相契合。居民的消费需求，逐渐向服务性消费需求转变，这符合恩格尔系数变化规律。在顺应全民健身大背景下，城乡居民消费支出能否在短期内推动体育产业发展？城乡居民消费支出的内在差异性，对体育产业发展是否具有影响？发展体育产业是否能够助推城乡居民消费支出，是长期才能显现亦或短期显现？基于上述问题，下文将采用计量分析的方法，从实证层面进行解答。

2 我国城乡居民消费支出与体育产业发展的计量分析

2.1 数据来源和研究方法

2.1.1 数据来源 根据相关文献研究[6-9]和数据的可获得性，以我国城乡居民平均每人消费性支出反映城乡居民消费情况；以我国体育产业增加值，反映体育产业发展状况。我国城乡居民消费支出数据来源于《中国统计年鉴（2006—2016年）》（http：// www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/）。体育产业增加值数据来源包括：查阅《中国体育及相关产业统计》（2011年），得到2006—2008年体育产业增加值；查阅《中国体育产业专题研究报告2015》，得到2009—2011年体育产业增加值；通过查阅国家体育总局局长刘鹏在全国体育局长会议上的讲话[10-11]，得到2010—2014年体育产业增加值；查阅刘鹏在2015年全国体育产业工作会议上的讲话[12]，得到2012—2013年体育产业增加值；从2016年12月27日，国家体育总局、国家统计局联合发布的体育产业规模及增加值数据得出，2015年国家体育产业增加值为5 494亿元，占同期国内生产总值的0.8%[13]（见表1）。

表1 城乡居民消费支出和体育产业增加值数据

2.1.2 研究方法 采用IBM SPSS Statistics 19.0，对2006—2015年我国城乡居民消费支出与体育产业增加值进行Pearson相关性分析，采用计量经济学统计软件Eviews8.0对城乡居民消费支出和体育产业增加值进行协整检验、误差修正模型和Granger因果关系检验，找出城乡居民消费支出与体育产业发展的互动影响。

2.2 城乡居民消费支出与体育产业发展的描述性统计

从2006—2015年的数据可以看出，我国农村居民人均消费支出与城镇居民相比，具有较大差距，并且这种差距有扩大的趋势，如2006年，我国城镇居民人均消费支出为8 697元，农村居民人均消费支出为2 829元，相差5 868元；2015年，我国城镇居民人均消费支出为21 392元，农村居民人均消费支出为9 223元，相差达到12 169元。由图可知，城镇人均消费支出增长态势显著，而农村人均消费支出增长较平缓。城乡之间的这种差异，影响居民的体育消费选择，对体育产业发展具有一定影响（见图2）。

图2 我国城乡居民人均消费支出的柱形图

数据表明，我国体育产业发展呈现稳步增长态势（见图3）。2015年，体育产业发展出现飞跃提升，这与中央“46号”文件的政策利好助推具有重要关系。随着人民群众整体生活水平的提高，追求健康、时尚的生活方式，已经成为人们生活中不可缺少的一个重要部分，全民健身上升为国家战略顺应时代发展要求，能够满足人们对健康生活方式的追求，体育产业在2015年出现井喷式发展具有一定的必然性。

图3 我国体育产业增加值的柱形图

综上所述，从2006—2015年，我国城乡居民消费支出和体育产业发展都处于渐进式提高的过程。而城镇与农村居民消费支出的差距依然存在，一定程度上影响体育产业的发展。在国务院“46号”文件的助推下，全民健身上升为国家战略，加快推进公共体育服务均等化，扩大全民健身“三纳入”覆盖面，引导城乡居民体育消费需求，对促进体育产业发展具有重要作用。

Pearson相关性分析表明，中国体育产业与城乡居民消费支出存在线性关系（见表2）。2015年，我国人均教育文化娱乐业支出为1 723元（数据来源于《中国统计年鉴（2016年）》），是居民消费支出的重要组成部分。近年来，我国教育文化娱乐业支出占居民消费支出的比重逐年提升，体育消费顺应居民消费发展趋势得到快速发展，体育产业结构进一步优化，体育服务业比重稳步提升，体育产业迎来良好发展环境。

表2 城乡居民消费支出与体育用产业增加值的Pearson相关性分析（n=10）

“十三五”期间，国家转变经济发展方式，经济结构战略性调整，但目前中国经济发展仍不能很好地带动体育产业竞争力的提高[14]。加强供给侧结构性改革，供给侧和需求侧同时发力，城乡居民消费结构优化升级，为加快发展体育产业提供强劲动力。体育产业是服务业的重要组成部分，发展体育产业对以服务业为主的第三产业具有重要推动作用。随着人民生活水平的提高，有利于城镇消费结构优化、消费效益以及消费水平的提高[8]。在物质生活得到极大满足后，人们将更多地追求精神生活，对体育运动的需求日益增长，加大了对体育用品业、体育健身业和体育竞赛业的需求，有效地促进了体育产业的发展。

2.3 城乡居民消费支出与体育产业时间序列的平稳性及其单整阶数检验

在进行时间序列的平稳性和单整阶数检验之前，需要对时间序列数据进行自然对数处理，来消除时间序列数据可能存在的异方差现象[15]。处理方式为：自然对数ln a=logea，即城镇居民消费支出记为ln CZZC，农村居民消费支出记为ln NCZC，体育产业记为ln TYCY。对自然对数处理数据进行相关分析，得出序列ln CZZC与ln TYCY之间的相关系数为0.992，序列lln NCZC与ln-TYCY之间的相关系数为0.979，取自然对数的两序列之间存在高度的线性关系，可以表明取自然对数的两时间序列之间的方程拟合效果较好。

平稳性的时间序列是进行计量分析的前提，而对非平稳性的时间序列进行计量分析，容易产生伪回归现象，影响计量分析结果[16]。如果时间序列是平稳的，则可以进行计量分析；如果时间序列是非平稳的，则需要进行差分处理。时间序列平稳性检验的基本方法是单位根检验，所以这里先对城乡居民消费支出与体育产业发展的时间序列进行单位根检验，判断序列是否平稳。假设有2个时间序列y1t和y2t，如果满足以下条件：（1）序列y1t和y2t是d阶单整，即yit～I（d），i=1，2；（2）存在非零向量a=（a1，a2），通过使用计量经济学统计软件Eviews8.0，采用ADF检验对我国城镇居民消费支出ln CZZC、农村居民消费支出ln NCZC和体育产业ln TYCY进行平稳性检验。操作设置为：检验类型为ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验，没有截距项和趋势项（Trend and intercept），差分项滞后阶数采用计量经济学中的AIC（Akaike’s Information Criterion）准则。

在时间序列ln CZZC、ln NCZC和ln TYCY的ADF检验中，t统计量的相伴概率都大于5%的显著性水平，即序列ln CZZC、ln NCZC和ln TYCY是非平稳的，需进行差分处理；在时间序列ln CZZC、ln NCZC和ln TYCY的一阶差分序列Δ1ln CZZC、Δ1ln NCZC和Δ1ln TYCY的ADF检验中，t统计量的相伴概率都大于5%的显著性水平，即可认为序列Δ1ln CZZC、Δ1ln NCZC和Δ1ln TYCY是非平稳的；在时间序列的二阶差分检验中，二阶差分序列Δ2ln CZZC、Δ2ln NCZC和Δ2ln TYCY的t统计量的相伴概率都小于5%的显著性水平，即序列的二阶差分是平稳的，记为Δ2ln CZZC～I（2）、Δ2ln NCZC～I（2）和Δ2ln TYCY～I（2）（见表3）。

表3 城乡居民消费支出与体育产业时间序列的ADF检验

2.4 城乡居民消费支出与体育产业时间序列的协整检验

1987年，ENGLEn和GRANGER提出两步检验法，来检验两时间序列xt和yt是否具有协整关系。方法如下：（1）对同是d阶单整的时间序列xt和yt，采用协整回归的方法建立一个变量对另一个变量的回归方程，即yt=α+βxt+εt，（α和β表示回归系数的估计值）；（2）估计模型的回归残差=yt-α-βxt，若～I(0)，说明xt和yt具有协整关系，即存在两时间序列的长期均衡关系[17-18]。R2是样本可决系数（也称为方程拟合优度），Adjusted R-squared（）是修正的可决系数，利用这2个统计量可以对模型进行拟合优度检验，即判断模型的估计值（拟合值）对实际观测值拟合的好坏。R2或越接近于1，说明模型对因变量拟合越好[18]。

城镇居民消费支出（ln CZZC）与体育产业（ln TYCY）的协整回归方程为：ln CZZC=5.224 7+0.556 9×ln TYCY，方程拟合优度指标R2和-R2都接近1，ln TYCY回归系数的t统计量所对应的相伴概率P=0.000 0，小于5%的显著性水平，即城镇居民消费支出与体育产业发展之间有线性关系，协整回归方程理想，拟合效果较好。序列ln TYCY的系数估计值表示城镇居民消费支出对体育产业发展的弹性大小，其系数估计值为0.556 9，说明当体育产业增加值每提高1个百分点时，城镇居民消费支出将增加0.556 9个百分点（见表4）。

表4 城市居民消费支出与体育产业的协整OLS回归结果

农村居民消费支出（ln NCZC）与体育产业（ln TYCY）的协整回归方程为：ln NCZC=2.733 3+0.744 3×ln TYCY，ln TYCY回归系数的t统计量很显著，相应的相伴概率P=0.000 0，方程的可决系数R2=0.958 0，调整后的可决系数-R2=0.952 8，说明回归方程的拟合效果非常好。序列ln TYCY的系数估计值表示农村居民消费支出对体育产业的弹性大小，其系数估计值为0.744 3，表示体育产业增加值每增加1%，农村居民消费支出增加0.744 3%（见表5）。

表5 农村居民消费支出与体育产业的协整OLS回归结果

城镇居民消费支出、农村居民消费支出与体育产业的回归方程残差序列的ADF检验结果表明，检验类型没有截距项和趋势项，差分项滞后阶数同样采用AIC准则，城镇居民消费支出与体育产业的协整回归方程的t统计量相对应的相伴概率P= 0.020 2，小于5%的显著水平；而农村居民消费支出与体育产业的协整回归方程的t统计量相对应的相伴概率P=0.057 6，大于5%的显著水平（见表6）。可以说明，ln CZZC与ln TYCY的残差序列是平稳的，存在协整关系；ln NCZC与ln TYCY的残差序列是非平稳的，不存在协整关系，即城镇居民消费支出与体育产业发展之间具有长期均衡关系，而农村居民消费支出与体育产业发展之间不存在长期均衡关系。

表6 ln CZZC、ln NCZC与ln TYCY协整回归方程的残差序列u∧平稳性检验

2.5 城乡居民消费支出与体育产业时间序列的误差修正模型

误差修正模型检验是建立在两时间序列变量具有协整关系的基础上进行分析的，是两时间序列变量是否具有短期波动的变化测量，即分析两时间序列变量之间的动态非均衡关系[15]。由于农村居民消费支出与体育产业发展之间不存在协整关系，所以无法建立误差修正模型。但可以对城镇居民消费支出与体育产业发展建立误差修正模型如下：

式中，城镇消费支出的误差修正项 ecmt=ln(CZZC)t-1-c0-c1In(TYCY)t-1；ecmt反映了被解释变量的短期波动变化，是分析变量之间动态非均衡关系的重要依据。

根据误差修正模型的估计结果，城镇居民消费支出与体育产业发展的相伴概率P=0.535 0＞0.05，模型估计不显著。误差修正项ECM(-1)的系数估计值所对应的相伴概率P=0.327 9，大于5%的显著性水平，说明体育产业发展对城镇居民消费支出偏离长期均衡关系的调整力度不显著。城镇居民消费支出的短期变动可以分为2个部分：一部分是由短期体育产业发展（即ΔIn TYCY）的影响，另一部分是由上一年城镇居民消费支出偏离长期均衡关系（即ECMt-1）的影响。假如上一年城镇居民消费支出没有偏离长期均衡关系，即ECMt-1=0，那么当年城镇居民消费支出全部来自于当年体育产业发展的影响；假如上一年城镇居民消费支出偏离了长期均衡关系，即ECMt-1≠0，则为了维持城镇居民消费支出与体育产业发展的长期均衡关系，当年将以均衡误差（即误差修正项系数的估计值）对上一年城镇居民消费支出和体育产业发展之间的非均衡状态进行调整，将其拉回到长期均衡状态。研究表明，城镇居民消费支出（ln CZZC）与体育产业发展（ln TYCY）的短期波动变化不显著（P＞0.05），即不存在短期动态均衡关系（见表7）。

表7 城镇居民消费支出ln CZZC与体育产业时间序列的误差修正模型

2.6 城镇居民消费支出与体育产业时间序列的Granger因果关系检验

假设要检验体育产业（X）与城乡居民消费支出（Y）之间的Granger因果关系，需要构建以下回归方程：

假定随机误差项ut和vt之间是不相关的，Granger因果关系检验的原假设是：X不是引起Y变化的Granger原因或Y不是引起X变化的Granger原因[19]。时间序列数据的平稳性是Granger因果关系检验的前提条件，由于城镇消费支出（ln CZZC）、农村消费支出（ln NCZC）和体育产业增加值（ln TYCY）的二阶差分是平稳的，所以生成二阶序列为“series Δ2ln CZZC=d（ln CZZC，2）、seriesΔ2ln NCZC=d（ln NCZC，2）、seriesΔ2ln TYCY=d（ln TYCY，2）”。

由于Granger因果关系检验结果受滞后长度的影响，其滞后长度不同，检验结果也不尽相同，一般选取滞后长度为2进行检验[15]。从我国城乡居民消费支出与体育产业发展的Granger因果关系检验结果可以看出，在滞后长度为2的条件下，体育产业发展不是城镇居民消费支出的Granger因果关系的相伴概率P＞0.05，体育产业发展不是农村居民消费支出的Granger因果关系的相伴概率P＞0.05，接受原假设。城镇居民消费支出不是体育产业发展的Granger因果关系的相伴概率P＞0.05；农村居民消费支出不是体育产业发展的Granger因果关系的相伴概率P＞0.05（见表8）。综上所述，城镇居民消费支出与体育产业发展之间没有相互的Granger因果关系，农村居民消费支出与体育产业发展之间也没有相互的Granger因果关系。

表8 城乡居民消费支出与体育产业发展的Granger因果关系检验结果

3 分析与讨论

我国城镇居民消费支出与体育产业发展之间存在协整关系，农村居民消费支出与体育产业发展之间不存在协整关系。我国城乡二元结构的长期存在，导致城乡基本公共服务不均等、城乡公共资源配置不均衡，农村发展仍然滞后，体育消费动力不足，难以形成全民健身氛围，制约农村体育产业发展。体育产业作为第三产业的重要组成部分，对推动服务性消费具有重要作用。随着居民生活水平的提高，城乡居民对体育产业的需求存在差异，城镇居民更多地倾向于观赏型和参与型体育消费，而农村居民更多地进行实物型体育消费。城镇居民的体育消费方式符合体育产业向良性循环发展的要求，而农村居民体育消费受制于目前的经济发展状况和公共服务供给等原因，很难有效促进体育产业快速发展。

误差修正模型显示，我国城乡居民消费支出与体育产业发展之间不存在短期均衡发展关系。我国体育产业结构不合理依然存在，体育健身娱乐业和体育竞赛表演业作为主导产业的地位没有充分发挥出来。运动服装、运动器材等实物型体育消费占据的市场份额较大，其满足了中低端的体育消费需求，不利于供给侧结构性改革战略下体育产业的发展要求。在中央“46号”文件的助推下，体育产业发展迎来黄金期，到2025年体育产业总规模超过5万亿元的巨大商机，能够促使居民消费结构优化升级，在中长期将给体育产业发展带来政策利好。但在短期内，居民消费观念仍局限于公益性体育服务供给的意识层面，加之我国传统消费观念的影响，很难实现居民体育消费大的突破。

我国城乡居民消费支出与体育产业发展之间不存在单向和双向的Granger因果关系。目前，国家对体育消费的统计工作没有纳入《中国统计年鉴》，体育消费占城乡居民消费支出比重较小，体育消费意识仍然不强，花钱买健康的体育消费观念仍很薄弱，对体育产业发展具有一定消极影响。2015年，我国体育用品和相关产品制造业总产出为11 238.2亿元，占国家体育产业总产出的65.7%；体育服务业总产出为5 713.6亿元，占33.4%[13]。体育产业内部结构不合理，人民群众日益增长的体育需求与有效供给不足的矛盾依然存在，这种结构性问题，难以在短期内得到改变，一定程度上影响城乡居民的消费选择。

4 结论与建议

（1）我国城乡居民消费支出和体育产业发展呈现逐年稳步增长态势，城乡居民消费支出与体育产业发展存在线性关系（P＜0.01）。我国城乡居民消费支出通过体育消费影响体育产业发展，体育产业通过政府的政策引导和市场化培育，以满足城乡居民的体育需求，提升城乡居民消费支出。（2）从长期看，城镇居民消费支出与体育产业发展之间具有协整关系，农村居民消费支出与体育产业发展之间不存在协整关系。误差修正模型显示，我国城乡居民消费支出与体育产业发展之间没有短期均衡关系。（3）城乡居民消费支出与体育产业发展之间没有单向和双向的Granger因果关系。从正向看，城乡居民消费支出不是体育产业发展的原因，在城乡居民消费结构中，体育消费所占的份额较小，且大多集中在实物型消费需求，对观赏型和参与型消费需求薄弱，影响体育产业的发展。从反向看，体育产业的发展不是城乡居民消费支出增长的原因，当前我国体育产业结构不合理，对提供适应于人民群众日益增长的体育消费需求仍然不足，难以带动居民整体的消费需求。（4）推进以人为核心的新型城镇化建设，加快推进城乡基本公共体育服务均等化，稳步推进全民健身“三纳入”常态化发展，提升公益性体育健身服务水平，培育壮大体育市场主体，丰富体育供给内容，提升人民群众的体育消费意识。

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A quantitative research on the Interactive Relationship between Consum ption Expenditure of Urban and Ru⁃ral Residents and the Developm ent of Sports Industry in China：Based on the Time Series Data from 2006 to 2015

REN Bo，DAIJun
（Schoolof PE，Yancheng Teachers University，Yancheng 224002，China）

By themethods of co-integration test，error correctionmodel，Granger causality test，the paper analyzed the interaction between urban and rural residents'consumption and the development of sports industry in china.The study showed that consumption expenditure of urban and rural residents and the development of sports industry are in the process of gradual improvement，but the gap between urban and rural residents'consumption still exists.Through sports consumption，the expenditure of urban and rural residents influences the developmentof sports industry.The sports industry promotes its consumption by providing suitable products and services for the people.In the long term，there is a cointegration relationship between rural residents'consumption and sports industry developmentbut there isno such relationship in the ruralareas.In the short term，there isnoequilibrium relationship，the single and bi-direc⁃tional Granger causality between the consumption of urban and rural residents and the developmentof sports industry.In the context that national fitness and Health Chinahave become thenationalstrategy，and people's consumption demand on sports ison the increase.Asa result，the developmentofsports industry faces a good policy and there is a long-term virtuous interaction between consumption of urban and rural residentsand sports industry development in china. But due to the influencesof the dual structure in urban and rural areas and the consumption conceptof residents，people’s consumption will not contribute a lot to the developmentofsports industry in the short term.

urban and rural residents；sports consumption；sports industry；cointegration test

G 80-05

：A

：1005-0000（2017）01-087-06

10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2017.01.015

2016-10-21；

2016-12-30；录用日期：2016-12-31

江苏省哲学社会科学项目（项目编号：16TYB001）；江苏省高校哲学社会科学研究项目（项目编号：2016SJB890015）

任 波（1990-），男，安徽滁州人，讲师，研究方向为体育产业经济学；通信作者：戴 俊（1965-），男，江苏盐城人，教授，研究方向为体育人文社会学。

盐城师范学院体育学院，江苏盐城224002。