我國財政體育投入效能實證分析

朱漢義

(杭州電子科技大學體育與藝術教學部，浙江杭州310018)

長期以來，我國體育投入主要依靠財政投入，由于體育本身的屬性，其多表現為隱性作用。就理論而言，增加體育投入不僅可促進體育事業本身的發展，如提高我國競技體育水平、體育國際地位及國際話語權、國民身體素質及豐富社會體育文化等，還能帶動體育消費及其他相關產業的發展，乃至推動我國經濟的增長。在現實中，我國的體育投入促使競技體育、群眾體育在過去幾十年中飛速發展，體育經濟高速增長;然而，我國財政體育投入規模仍有限，未能完全滿足社會發展及居民日益增長的需求，因此，如何高效利用有限的財政體育投入顯得極為重要。

1 我國財政體育投入量及構成

財政投入是指財政支出方向，即財政用于社會公共服務管理、外交、國防、教科文、社會保障、醫療衛生等方面的支出。財政體育投入即財政資金用于發展我國體育事業方面的支出，通常通過中央和地方財政撥款，它是體育事業發展的基本保障。

1．1 財政體育投入量目前，我國體育系統財政投入主要包括國家財政撥款以及體育系統非財政收入。我國財政體育投入可從歷年財政體育支出中得到反映，其投入規模隨著我國財政收入的不斷增加逐年遞增:中央體育事業財政投入從1991年的1．37億元增加到2011年的13．49億元，增長近10倍;地方財政體育投入更是從1991年的15．16億元增加到2011年的252．86億元，增長了16．66 倍。

從長期看，我國財政體育投入一直呈上升趨勢(圖1)，1991—2011年財政體育投入以平均15．66%的增速增加，其中 1997、2001、2005、2007、2008 年增速均在20%以上，特別是北京奧運會前的2007年與奧運年(2008年)增幅巨大。

從中央和地方的結構比例看，中央和地方的財政體育投入比例較為穩定，中央投入穩定在5%～9%，地方投入占全國財政體育投入的90%以上。

財政體育投入的中央和地方投入比例與全國中央和地方財政投入的比例比較，中央財政體育投入比重偏低。中央財政投入比例雖然呈下降趨勢，但其比例最低也有15．1%，而財政體育投入最高僅為1993年的 9．07%。

圖1 1991—2011年我國中央、地方財政體育投入額、投入比重情況Figure 1．The Amount and Proportion of Central and Local Finance Input in Sports from 1991 to 2011

與中央和地方文化體育與傳媒財政投入比重相比(圖2)，雖然中央財政投入比重均有下降趨勢，但財政體育投入的比重較低。在2002—2011年文化體育與傳媒財政投入中，中央財政投入比例平均為11．19%，財政體育投入中中央財政投入比例平均為7．13%，明顯低于中央文化體育與傳媒的財政總投入比例(平均低4%)，同時兩者中央財政投入比例差距還有擴大的趨勢。

圖2 2002—2011年文化體育與傳媒財政投入與財政體育投入對比Figure 2． Comparison of the Financial Input in Culture，Sports and Media and Input in Sports from 2002 to 2011

財政體育投入雖然逐年有所增加，但財政體育投入占全國財政投入的比重呈下降趨勢(圖3)，即由1991年的0．488%降至2011年的0．244%。

圖3 2002—2011年我國財政體育投入占國家財政投入的比重Figure 3． The Proportion of China’s Finance Input in Sports to National Finance from 2002 to 2011

1．2 財政投入構成體育事業投入含財政投入和非財政投入，非財政投入主要包括上級補助、體育事業費(含預算外行政事業性收費以及提取的體育彩票公益金)、附屬單位上繳收入、經營收入以及其他收入等。由于目前無財政體育投入資金具體使用統計數據，且財政體育投入作為我國體育事業投入的主要來源［1］，因此，可以從我國體育事業投入方向反映財政投入構成。2008—2011年，我國財政體育事業投入絕對數分別為205．29、238．26、254．17、266．35 億元。我國體育事業投入方向主要用于競技體育、群眾體育、體育場館建設與維護以及其他方面的投入。從表1可以看出，直接關乎我國體育事業發展的競技體育、群眾體育、體育場館建設與維護投入之和不及每年體育事業投入的一半。此外，群眾體育投入除2008年占比超過20%，其后的幾年均不及體育事業投入的10%，應引起有關部門的重視。同時，今后財政資金的投入應注重群眾體育投入，重點關注民生［2］。

表1 2008—2011年我國體育事業投入方向及投入額Table 1 The Distribution and Amount of Input in China’s Sports from 2008 to 2011

2 我國財政體育投入效能現狀

“效能”原意是指事物所蘊藏的有利作用，有功效的意思［3］。財政體育投入效能是專門針對財政體育投入發揮具體作用而言的，是通過財政資金要素的投入，最終給社會經濟、體育事業發展所帶來的直接效果，如財政體育投入對社會經濟、競技體育、群眾體育等方面的直接影響。

2．1 體育經濟快速發展，成為經濟發展的助推器現代體育不再局限于體育本身，它與經濟活動密不可分，成為經濟發展的催化劑，對我國經濟增長的貢獻越來越大。體育投入對經濟的影響不完全體現在體育產業上，對其上、下游產業及其他行業如旅游休閑、建筑業、服裝紡織業、服務業等產生全方位的影響。2006—2008年體育產業增加值分別為 982．89、1 265．23、1 554．97億元［4］，增速在 20%以上，遠遠超過 GDP 的增速，其占GDP的比例也以4%的速度增長。

2．2 競技體育的綜合實力和競爭力不斷提升多年來，我國競技體育獲得了空前的發展，為社會提供更多的精神文化產品，不斷地滿足社會的精神文化需求。競技體育的綜合實力和競爭力不斷提升、后備人才層出不窮。1991—2011年我國運動員獲得世界冠軍數逐步上升(圖4)。我國自1984年首次參加第23屆奧運會以來，共參加了7屆奧運會，取得金牌163枚，銀牌117枚，銅牌106枚，獎牌總數為386枚。特別是在北京奧運會上，中國奧運代表團獲金牌總數第一，成為我國競技體育史上的一個重要里程碑。

圖4 1991—2011年我國運動員獲世界冠軍數與居民健康指數［5-6］變化情況Figure 4．The Number of the World Champion Athletes and the Changes of Residents’Health Index in China from 1991 to 2011

2．3 群眾體育蓬勃開展，居民的健康水平得到改善群眾體育也取得了驚人的成績，居民的健康水平得到改善，平均壽命從1990年的68．55歲增長到2010年的74．83歲。社會體育指導員認證工作持續進行，國民體質檢測工作全面展開，各地成立了國民體質監測站點，年度受測人數達20萬以上。同時，全民健身俱樂部每年組織的群眾體育活動和參與群眾數增多。此外，群眾體育活動的場地得到極大的改善。近年來，各級政府在健身路徑、體育公園、體育場館建設中投入大量資金，人均場地面積不斷擴大，居民的健康水平得到改善(圖4)。

3 我國體育財政投入效能實證分析

3．1 指標選擇與數據來源投入指標采用每年我國財政體育支出絕對數。效能指標采用GDP、代表我國競技體育發展水平的歷年獲世界冠軍數［7］，以及代表我國群眾體育發展水平的居民健康指數。財政體育投入原始數據來源于1991—2011《中國財政年鑒》，國內生產總值、獲世界冠軍數自于《中國統計年鑒》，居民健康指數是根據黃小平等［5-6］構建健康指數的方法，利用與居民體質健康相關的人口平均預期壽命、死亡率、體育文化消費投入、食品消費投入、醫療保健消費投入等5項單項指標值的幾何平均數計算得出。

對于經濟數據，考慮價格變化的影響，利用CPI價格指數進行平減處理，同時，考慮到對時間序列數據進行對數化后容易得到平穩序列及減少變量之間的異方差，而且并不改變時序數據的特征，本文實際分析時均采用各變量的對數值。

3．2 單整檢驗單位根檢驗用于檢查時間序列的平穩性，平穩性是一個在回歸領域中需要考慮的問題。在回歸模型的標準推導過程中假定了平穩回歸因子，非平穩回歸因子使得許多標準結果不再適用，并且需要進行特別的處理。為了避免時間序列不平穩帶來的“偽回”現象，需要在回歸分析之前進行單位根檢驗［8］。4個序列檢驗結果如表2所示。

結果顯示:所有變量原始序列均未通過檢驗，因此原序列都不是平穩序列;所有變量序列的一階差分在0．05顯著性水平下，除lnWCN外都拒絕變量有一個單位根的原假設，而所有序列的二階差分序列在0．01顯著性水平下都不拒絕變量有一個單位根的原假設。根據同階平穩原則，這些序列均為二階單整序列，因而它們之間可能存在長期協整關系。

表2 各變量序列單位根檢驗Table 2 Test of the Variables of Unit Root

3．3 協整檢驗協整表明變量之間存在長期的均衡關系，這意味著體育系統不存在破壞均衡的內在機制。如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整以使其重新回到均衡狀態。對于非平穩的變量序列，如果其都是單整序列，只有當它們的單整階數相同時才可能協整。以上單整檢驗說明lnSFE與lnGDP、lnWCN、lnHE三者之間存在長期協整關系的可能，還需要進行協整檢驗以判斷它們之間是否存在協整關系，以確定財政體育投入與經濟增長、競技體育發展水平、群眾體育發展水平之間是否存在長期效應關系。

首先，使用最小二乘法 OLS回歸，分別建立lnGDP與lnSFE、lnWCN 與lnSFE、lnHI與lnSFE的協整方程:

由協整方程(1)～(3)估計結果可知，回歸方程擬合優度較高，各自的擬合程度分別為 92．09%、58．96%、98．53%，最低也接近60%，同時各方程的T、F統計值均通過顯著性檢驗。可見，以上3個回歸方程的系數均通過了顯著性檢驗，回歸方程也是顯著的。

另設e1為協整方程(1)殘差，則有e1=lnGDP-7．815 6-0．907 8 × ln SFE，為了檢驗殘差 e1的平穩性，對殘差e1進行ADF單位根檢驗。同理，對協整方程(2)、(3)殘差e2、e3進行平穩性檢驗，殘差序列的平穩性檢驗結果如表3所示。

表3 方程(1)～(3)殘差序列的平穩性檢驗Table 3 Stationary Test of Residuals of Equation(1)—(3)

結果顯示，殘差序列ADF檢驗P值分別為0．002 9、0．010 2、0．000 2，殘差在0．05 的顯著性水平下都拒絕存在單位根的原假設，表明殘差屬平穩序列;因此，lnGDP與lnSFE、lnWCN 與lnSFE、lnHI與lnSFE 之間長期協整關系成立，說明他們之間不存在破壞均衡的內在機制。由于 3個彈性系數(0．907 8、0．207 8、0．506 6)均大于0，說明財政體育投入對經濟增長、競技體育水平以及居民健康水平有正向促進作用。通過對比系數值，從長期看，它對經濟、國民健康以及競技體育的影響依次變弱，對經濟影響強度最大，而對競技體育的作用最弱。

3．4 建立誤差修正模型ECM通過協整分析，可以確定變量之間存在長期均衡關系，但是無法得知這些變量偏離他們共同的隨機趨勢時的調整速度，這個問題可以采用誤差修正模型加以解決。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量可以建立誤差修正模型。因此，在協整檢驗的基礎上進一步建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型(ECM)，以此研究上述各變量之間的短期動態調整關系。

首先，為了考察體育財政投入與GDP的短期動態關系，建立lnGDP與lnSFE之間的EMC為

從式(4)估計結果可看出，模型的擬合優度為79．75%，F統計量均通過顯著性檢驗。從ECM看，誤差修正系數為-0．118 3(＜0)，符合反向修正機制，ECM的系數反映了對偏離長期均衡的調整力度，即上一年度偏離均衡的誤差以11．83%的比例對本年度的D(lnGDP)作出反向修正。從短期看，上一年度經濟情況對本年度GDP系正向作用，其彈性系數為0．334 1，主要是因為前期經濟高增長的慣性，導致本期經濟增長的預期較高，進而促進本期經濟增長水平。從短期看，我國財政體育投入對GDP的短期彈性系數為-0．029 6，表明財政體育投入對GDP的短期影響為反向作用，即當年可能給經濟增長帶來負面效應。主要原因是:①財政體育投入是通過提高和改善人力資本而對經濟起到促進作用，而人力資本的提高和改善需要一個漸進過程;②通過體育產業以及相關產業的發展，對我國經濟發展有疊加效應，然而，盡管體育產業是我國經濟新的增長點，但目前總量過小，難以在短期內對經濟發展產生明顯影響。從長遠看，財政體育投入對經濟增長的促進作用是正向的，只是現階段這一作用在我國的經濟增長中尚未得到充分的體現。

為了考察財政體育投入與競技體育成績短期動態關系，建立如下lnWCN與lnSFE之間的ECM:

從式(5)估計結果可看出，模型的擬合優度為73．25%，F統計量均通過顯著性檢驗。誤差修正系數為-1．747 8(＜0)，符合反向修正機制，說明上一年度偏離均衡的誤差以174．78%的比例對本年度的D(lnWCN)作出反向修正。從短期看，上一年度競技成績對本年度競技成績系正向作用，其彈性系數為0．450 8，彈性系數較大，主要是與運動員的運動生命周期相關，運動員一旦在某一年取得好的競技成績，在未來的幾年競技成績都可能有良好的表現。財政體育投入對體育競技成績的短期彈性系數為0．242 7，將促進我國競技體育水平的提升。

為了考察財政體育投入與競技體育成績短期動態關系，建立如下lnWCN與lnSFE之間的ECM:

從式(6)估計結果可看出，模型的擬合優度為60．02%，F統計量通過顯著性檢驗。誤差修正系數為-0．236 5(＜0)，符合反向修正機制，即上一年度偏離均衡的誤差以23．65%的比例對本年度的D(lnHI)作出反向修正。從短期看，上一年度居民健康水平對本年度居民健康水平有正向作用，其彈性系數為0．775 1，說明上一年度居民健康水平對下一年度有較大的影響。我國財政體育投入對居民健康水平的短期彈性系數為0．139 8，表明財政體育投入對居民健康水平的短期影響為正向作用，但短期的彈性不大，說明改善居民健康水平須長期努力［9］。

從以上ECM可見，財政體育投入對經濟、競技體育和居民健康水平的短期彈性系數分別為-0．029 6、0．242 7、0．139 8，即對經濟影響最小，甚至可能產生負效應，對競技體育的運動成績影響最大。

3．5 Granger(格蘭杰)因果關系檢驗協整分析表明，變量間具有長期與短期均衡關系，但無法提供任何關于因果方向的信息。為進一步研究財政體育投入與經濟、競技體育和群眾體育之間的因果聯系，本文采用基于向量的ECM的Granger因果關系檢驗，從長期和短期2個層次的因果關系把握系統內變量間的動態聯系。

表4 Granger(格蘭杰)因果關系檢驗結果Table 4 Granger Causality Test

從表4看，財政體育投入與GDP互為因果關系，在滯后前3期的情況下，財政體育投入不是GDP增長的原因被接受，但第4期以后，財政體育投入因不是GDP增長的原因被拒絕，而GDP不是財政體育投入增長原因的原假設是滯后前3期都拒絕原假設，以后是接受原假設，這說明我國財政體育投入還主要依賴GDP的增長，它是財政體育投入的主要原因，同時也表明短期的財政體育投入對經濟影響不明顯，但長期財政體育投入將有利于GDP的增長。獲得世界冠軍的數量不是影響財政體育投入的因素，但是財政體育投入是影響我國競技體育發展水平的原因，競技體育對財政的支持依賴性較高，lnSFE與lnWCN是單向關系。居民健康水平與財政體育投入因果關系也是單向關系，其主要原因是:①1991—2011年，財政體育投入用于群眾體育的資金過少，導致它對居民健康水平的影響有限［10］;②居民健康水平是影響人力資本的重要因素之一，人力資本的改善會促進經濟的增長，而財政體育投入又受到經濟的影響。

4 結論與建議

4．1 結論通過財政體育投入與效能的實證分析發現，我國財政體育投入與經濟增長、競技體育及群眾體育發展水平存在長期協整關系。從長期看，財政體育投入對經濟、國民健康水平以及競技體育成績的影響依次變弱，對經濟影響強度最大，而對競技體育的影響最弱。

從短期看，財政體育投入對GDP短期可能帶來負面效應，對競技體育成績和居民健康水平的影響為正向作用。財政體育投入對競技體育和居民健康水平、經濟的影響依次變弱。

財政體育投入與GDP的增長存在雙向關系，互為因果;財政體育投入與競技體育發展水平存在單向關系，即前者是后者的原因;財政體育投入與居民健康水平存在單向關系，即后者是前者的原因。

4．2 建議

4．2．1 政府應重視財政體育投入，完善公共財政供給制度 公共財政是整個體育發展的保障。在現有的財政支付體系不能滿足體育事業發展的情況下，應進一步改革與完善公共財政的供給制度，加大財政體育投入。

4．2．2 提高財政體育投入比例，完善財政體育投入構成 應逐步提高財政體育投入占GDP的比重，及時調整體育發展戰略，不斷優化體育公共財政投入的構成［11］，提高群眾體育的財政投入比例，保障民生體育的發展。加大非營利性公共體育投入，將營利性的體育項目部分推向市場，讓財政體育投入的有限資金發揮最大的效益。

4．2．3 根據實際情況，適時調整財政體育投入 各地區經濟、競技體育發展水平以及居民健康狀況不盡相同，應根據本地區實際情況，與當地短期以及長期發展目標相結合，及時調整財政體育投入，使其有效地促進經濟、競技體育以及居民健康水平的協調發展，使有限的財政體育投入效益最大化。

4．2．4 體育投入渠道多元化，形成預算、考核機制 制定相關的優惠政策，廣泛吸納社會資金，為體育發展籌集更多的經費，同時，體育系統要提高自身造血功能，減少對財政投入的依賴［12］。形成體育投入的預算制度，摒棄短視的急功近利意識，長遠規劃財政體育投入。此外，應迅速建立財政體育投入評估指標體系，并對各地區財政體育投入執行科學的考核制度，加強財政體育投入監管，對投入結構、效率進行有效管理。

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