居民人均可支配收入的增加对公共体育消费需求影响的实证分析—以安徽省为例

张瑞全

(滁州城市职业学院,安徽 滁州 239000)

改革开放40年来，我国各地区的经济发展水平有了较大幅度的提升.经济发展水平的提升带动了各地区居民收入水平的显著提高，2017年《中国经济与社会发展统计公报》显示：我国居民人均可支配收入已经达道25974元.伴随着居民收入水平的提升，我国居民的消费规模有了巨大的提升，消费结构也逐渐发生了转变.较为明显的就是居民在体育消费方面的支出不断增加，体育消费支出分为公共体育消费和私人体育消费，当前我国居民主要的体育消费支出为公共体育消费支出[1].我国各级政府对体育产业的发展十分重视，2014 年 10 月 2 日国务院发布《关于加快体育产业发展促进体育消费的若干意见》明确指出，到 2025 年体育产业总规模超过 5 万亿元，人均体育场地面积达到 2 m2，人均体育消费支出明显提高，经常参加体育锻炼的人数达到 5 亿，体育公共服务基本覆盖全民[2].在此背景下，安徽省体育产业也呈现快速发展状态，居民在体育消费方面的支出也不断上升，本文对安徽省居民人均可支配收入的增加对公共体育消费需求关联性进行研究，具有一定的现实意义.

1 文献综述

国内外有关公共体育消费方面的研究并不多.Carolin Plewa等(2010)认为消费者的意愿是影响公共体育需求的主要因素，他进一步指出运动意愿较强的居民公共体育消费需求的意愿也更强烈.Alain Decrop(2013)通过收入、意愿、身体状况这三大维度对公共体育消费的影响因素进行深入分析，结果表明消费者的收入以及身体状况是影响其参与公共体育消费的主要因素.Paul Pedersen(2016)通过问卷调查研究认为公共体育产业产品供给、市场营销策略等因素对居民公共体育产品需求也具有重要影响.我国学者叶心民(2009)通过上海市2005-2006年的居民体育消费支出与居民收入等相关数据对居民收入与体育消费规模的相关性进行实证分析，结果表明居民体育消费支出与居民收入之间为正相关关系.曹楠楠(2013)以淮南市为例对居民公共体育消费进行研究，她认为淮南的公共体育消费框架还没有形成，但是淮南市民的体育锻炼意愿强烈，随着居民收入水平的进一步扩展，淮南市的公共体育消费需求必然会大幅度提升.易正兰(2014)对长沙大学生的收入与体育消费支出费用的关联性进行研究，他认为大学生群体的公共体育消费需求明显强于社会居民，大学生收入的增加对其公共体育消费需求的影响十分显著.李晶(2016)也对大学生群体的公共体育消费进行研究，他认为公共体育产品性能、使用价值以及收入是影响大学生群体公共体育消费的主要因素.

学者们的研究取得了丰富的成果，但是进行实证研究的学者较少，本文以安徽省为例进行实证研究，在研究方式上具有创新性.

2 居民人均可支配收入的增加影响公共体育消费需求的实证分析

2.1 变量设置与数据来源

本文的研究主题是安徽省居民人均可支配收入增加对公共体育消费需求的影响，因此本文将居民的公共体育消费需求作为被解释变量.但是在安徽省公开数据中并没有对公共体育消费规模进行统计，笔者参考王小娟等(2008)年的做法，使用安徽省体育消费年度数据近似代替，用TC表示，她们的文章发表在国内核心期刊上，说明学术界对此做法也表示认同[3].此做法的机理在于体育消费分为私人体育消费和公共体育消费，当前我国主要的体育消费仍是公共体育消费，公共体育消费在体育消费总量中占据较大比重，私人体育消费规模较小.由于我国城镇居民人均可支配收入存在较大差异，对其公共体育消费意愿的影响也必然存在差异，所以本文将安徽省居民人均可支配收入分为城镇居民人均可支配收入，用CS表示，农村居民人均可支配收入，用NS表示.此外根据以往学者对居民公共体育消费意愿影响因素的研究，本文选取经济发展水平，用GDP表示；城镇化率，用CZ表示；商品价格水平变化，用PPI表示，作为控制变量[4].为了提升计量分析的准确度，本文选取了安徽省1997-2017年数据，其中1999、2004等年份数据存在缺失，本文使用插值法进行了补充，以上数据主要来源于安徽省统计年鉴和安徽省经济与社会发展统计公报.

2.2 变量平稳性检验

选取时间序列作为研究变量可以提升计量分析的准确性，但是缺点在于时间序列跨度较大，往往缺乏稳定性，如果使用非平稳的时间序列进行回归分析会出现“伪回归”的现象，导致计量结果失去现实意义[5]，所以本文首先对原始序列进行稳定性检验，结果如表1所示：

表1 ADF检验结果

为了消除异方差性，本文对原始数据进行了取对数处理，表1结果表明：lnTC、lnCS、lnNS、lnGDP以及lnPPI的原始数据都不是平稳的时间序列，但是对其进行一阶差分再进行平稳性检验得到了平稳序列.而lnCZ的原始序列是平稳序列，与其它变量不是同阶平稳序列，所以本文将其剔除.

2.3 模型的设置与结果

ADF检验表明lnTC、lnCS、lnNS、lnGDP以及lnPPI都是一阶单整序列，根据协整的定义，非平稳序列只要满足同阶单整即可构建协整模型，所以本文构建了协整模型分析这些变量之间的关系[6]，模型如方程(1)所示：

lnTC=C+b1*lnCS+b2lnNS+b3*lnGDP+b4*lnPPI+a

(1)

如方程(1)所示：C为常数项，b为相关系数，a为随机误差项，需要注意的是根据协整的定义，随机误差项a必须为平稳序列，变量之间的协整关系才成立.根据模型(1)原理，使用Eviews8.0进行回归分析结果如表2所示：

表2 模型输出结果

如表2所示：模型P值为0，R-squared为0.924832，F-statistic为19.3467，说明本文构建的协整模型，拟合效果较好.解释变量lnCS、lnNS的回归P值分别为0.0059、0.0038，控制变量lnGDP、lnPPI的P值分别为0.0193、0.0254.P值均低于0.05，说明回归系数有效.解释变量lnCS与lnTC之间的相关系数为0.794604，说明lnCS与lnTC之间为正相关关系，lnCS每提升一个百分点能够带动lnTC上升0.794604个百分点.lnNS与lnTC之间的相关系数为0.330763，说明lnNS与lnTC之间为正相关关系，lnNS每提升一个百分点能够带动lnTC上升0.330763个百分点.控制变量lnGDP与lnTC之间的相关系数为0.729048，说明lnGDP与lnTC之间为正相关关系，lnGDP每提升一个百分点能够带动lnTC上升0.729048个百分点.lnPPI与lnTC之间的相关系数为-0.437553，说明lnPPI与lnTC之间为负相关关系，lnPPI每提升一个百分点会导致lnTC下降-0.437553个百分点.

对模型的输出残差a进行平稳性检验，结果显示ADF值为-3.794931，在5%的显著性水平下为平稳序列，说明lnTC、lnCS、lnNS、lnGDP以及lnPPI之间的协整关系成立.

2.4 脉冲响应分析

协整分析说明lnTC与lnCS、lnNS之间存在长期稳定的均衡关系，但是在滞后期内lnTC对lnCS、lnNS变动的反映程度并不能通过协整分析得出，本文对lnTC与lnCS、lnNS进行脉冲响应分析以探究滞后期内lnTC对lnCS、lnNS变动的响应程度，结果如图1所示：

图1 lnTC与lnCS、lnNS脉冲响应结果

如图1所示：对lnTC施加一个lnCS的冲击，在初期lnTC的响应程度较高，在2期时达到最高，之后呈现波动下降的趋势，3期至4期有轻微上升，但是4期以后一直处于下降趋势.对lnTC施加一个lnNS的冲击，lnTC的响应程度在1期至3期呈现上升趋势，3期时响应程度达到最高，但是响应程度相对较低，3期之后响应程度逐渐下降.

3 结论与政策建议

本文得出以下几点结论：(1)安徽省的城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入、GDP、PPI与其公共体育需求之间为协整关系，城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入、GDP的上升能够促进公共体育消费需求的上升，PPI的上升会导致公共体育消费需求下降；(2)安徽省的城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入对公共体育消费需求的影响存在差异，城镇居民人均可支配收入的上升对公共体育消费需求的增加具有显著的影响，而农村居民人均可支配收入的增加对公共体育消费需求的增加影响程度较低.(3)脉冲响应分析表明：城镇居民人均可支配收入的增加对公共体育消费的影响在初期较高，之后呈现波动下降的趋势；而农村居民人均可支配收入的增加对公共体育消费需求的影响相对较低，在初期呈上升趋势，之后不断下降.

为进一步扩大安徽省公共体育消费规模，本文认为安徽省应当从以下几点着手：第一，持续提升居民人均可支配收入.收入是消费的基础，本文实证分析也表明了安徽省城镇与乡村居民人均可支配收入的增长对公共体育消费需求具有正向影响.所以，安徽省政府应该完善收入分配政策，降低个人税费以提升居民收入[7].第二，扩大公共体育产品的供给.当前安徽省的公共体育消费产品总量和类别依然不多，所以在以后的发展中，安徽省政府应该扩大财政支出在公共体育方面的支出，以扩大公共体育消费品的供应.第三，引导居民消费观念改善.受传统观念的影响，安徽省居民在体育消费方面的支出比例过少，安徽省政府应该通过媒体、报纸、互联网等途径宣传体育锻炼的优点，引导居民在体育消费方面支出的扩大.