我國城鄉居民消費支出與體育產業發展互動關系的計量研究
——基于2006—2015年的時間序列數據

任 波，戴 俊

●研究報道 ShortComunications

我國城鄉居民消費支出與體育產業發展互動關系的計量研究
——基于2006—2015年的時間序列數據

任 波，戴 俊

采用協整檢驗、誤差修正模型和Granger因果關系檢驗等方法，分析我國城鄉居民消費支出與體育產業發展的互動關系。研究表明：我國城鄉居民消費支出和體育產業發展是處于漸進式提高的過程，但城鎮與農村居民消費支出的差距依然存在；城鄉居民消費支出通過體育消費影響體育產業發展，體育產業通過提供適宜于人民群眾的體育產品和服務，推動城鄉居民消費支出向體育消費傾斜；從長期看，城鎮居民消費支出與體育產業發展之間具有協整關系，農村居民消費支出與體育產業發展之間沒有協整關系；在短期內，城鄉居民消費支出與體育產業發展之間不存在均衡關系；城鄉居民消費支出與體育產業發展之間沒有單向和雙向的Granger因果關系。在全民健身和健康中國上升為國家戰略的背景下，人民群眾的體育消費需求加大，體育產業發展迎來政策利好，我國城鄉居民消費支出與體育產業發展之間具有長期的良性互動關系，但受制于我國長期存在的城鄉二元結構和居民消費觀念的影響，在短期內城鄉居民消費支出對促進體育產業發展的作用不大。

城鄉居民；體育消費；體育產業；協整檢驗

“十三五”時期，是全面建成小康社會的決勝階段。隨著經濟社會的迅猛發展，人民生活水平顯著提高，城鄉居民消費支出呈現逐年上升趨勢，對體育產業發展具有重要影響。依據《中國統計年鑒（2016年）》，城鄉居民消費支出包括食品煙草、衣著、居住、生活用品及服務、交通通信、教育文化娛樂、醫療保健、其他用品及服務等8部分。2014年，國務院印發《關于加快發展體育產業促進體育消費的若干意見》（簡稱“46號”文件），將全民健身上升為國家戰略，體育產業迎來政策利好，對促進體育消費具有重要作用。目前，體育界對城鄉居民消費支出與體育產業發展互動關系的研究不多，具有代表性的文獻有趙恒等[1]對城鎮居民消費結構支出與體育用品業產出關系的多元統計分析，指出城鎮居民消費結構支出的發展水平越高，體育用品業的發展速度越快；何國民[2]利用擴展線性支出系統模型，分析武漢市居民家庭體育消費需求狀況；詹建國等[3]指出，體育用品消費是城市居民消費支出的一部分；滿江虹[4]采用結構方程模型，從階層認同視角，分析我國城鎮居民體育參與情況。以上文獻大多采用問卷調查和數理統計等方法，主要集中在對居民消費結構的分析，而城鄉居民消費支出對體育產業發展的影響研究，相對不足。

基于此，文章采用Eviews8.0計量經濟學統計軟件，對2006—2015年我國城鄉居民消費支出與體育產業增加值2個時間序列數據進行計量分析，運用協整檢驗對城鄉居民消費支出與體育產業發展是否存在長期均衡關系進行分析；誤差修正模型對城鄉居民消費支出與體育產業發展是否具有短期均衡關系進行分析；Granger因果關系檢驗城鄉居民消費支出與體育產業發展之間的關系。旨在分析城鄉居民消費支出與體育產業發展的相互影響，為進一步厘清城鄉居民消費結構對體育產業的影響，加快推進體育產業發展提供理論參考。

1 我國城鄉居民消費支出與體育產業發展之間關系的梳理與辨析

1.1 我國城鄉居民消費支出與體育產業發展之間關系的梳理

體育消費是指，人們通過支付一定數量費用而從體育活動中獲得效用的消費行為和過程。體育消費水平與體育產業發展之間具有內在關聯，體育產業的產生和發展很大程度上取決于居民的體育消費需求[5]。體育消費是居民消費支出的一部分，居民消費支出通過體育消費影響體育產業發展；體育產業是通過提供適宜于人民群眾需求的體育產品和服務，來提升居民消費支出更多地向體育消費傾斜（見圖1）。

圖1 城鄉居民消費支出與體育產業發展關系圖

“46號”文件的印發，充分說明了發展體育產業對培育體育消費的重要意義。加快推進供給側結構性改革，提供體育產品和服務的有效供給，以滿足日益增長的體育需求，為新常態下經濟轉型升級提供堅實力量。體育消費作為城鄉居民消費的組成部分，是影響體育產業持續、快速發展的重要力量。城鄉居民消費支出與體育產業發展是否具有良性互動關系，對培育體育消費具有重要意義。

1.2 我國城鄉居民消費支出與體育產業發展之間關系的辨析

在全民健身和健康中國上升為國家戰略的大背景下，人民群眾對健康生活方式的追求加大，大眾消費健身熱情高漲，推動體育產業發展。但在城鄉二元結構的影響下，城鎮居民與農村居民的消費需求仍然存在較大的差異，表現為城鎮居民服務性消費需求加大，而農村居民目前尚且處于物質性消費需求層面，大部分還沒有上升到精神層面的消費需求。城鄉消費這種差異性，制約體育產業的發展。

體育產業作為綠色產業、朝陽產業，是我國新的經濟增長點。目前，我國體育產業結構不合理問題依然存在，體育健身娛樂業和體育競賽表演業占體育產業總產值比重較低，體育用品行業存在產品科技含量低、品牌效應弱、同質化嚴重等問題，這與日益增加的大眾健身消費需求存在矛盾。

城鄉居民消費支出與體育產業發展是否具有內在關聯？從長期發展看，隨著人民生活水平的提高，城鄉居民消費需求的增加與全民健身上升為國家戰略的長期發展要求相契合。居民的消費需求，逐漸向服務性消費需求轉變，這符合恩格爾系數變化規律。在順應全民健身大背景下，城鄉居民消費支出能否在短期內推動體育產業發展？城鄉居民消費支出的內在差異性，對體育產業發展是否具有影響？發展體育產業是否能夠助推城鄉居民消費支出，是長期才能顯現亦或短期顯現？基于上述問題，下文將采用計量分析的方法，從實證層面進行解答。

2 我國城鄉居民消費支出與體育產業發展的計量分析

2.1 數據來源和研究方法

2.1.1 數據來源 根據相關文獻研究[6-9]和數據的可獲得性，以我國城鄉居民平均每人消費性支出反映城鄉居民消費情況；以我國體育產業增加值，反映體育產業發展狀況。我國城鄉居民消費支出數據來源于《中國統計年鑒（2006—2016年）》（http：// www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/）。體育產業增加值數據來源包括：查閱《中國體育及相關產業統計》（2011年），得到2006—2008年體育產業增加值；查閱《中國體育產業專題研究報告2015》，得到2009—2011年體育產業增加值；通過查閱國家體育總局局長劉鵬在全國體育局長會議上的講話[10-11]，得到2010—2014年體育產業增加值；查閱劉鵬在2015年全國體育產業工作會議上的講話[12]，得到2012—2013年體育產業增加值；從2016年12月27日，國家體育總局、國家統計局聯合發布的體育產業規模及增加值數據得出，2015年國家體育產業增加值為5 494億元，占同期國內生產總值的0.8%[13]（見表1）。

表1 城鄉居民消費支出和體育產業增加值數據

2.1.2 研究方法 采用IBM SPSS Statistics 19.0，對2006—2015年我國城鄉居民消費支出與體育產業增加值進行Pearson相關性分析，采用計量經濟學統計軟件Eviews8.0對城鄉居民消費支出和體育產業增加值進行協整檢驗、誤差修正模型和Granger因果關系檢驗，找出城鄉居民消費支出與體育產業發展的互動影響。

2.2 城鄉居民消費支出與體育產業發展的描述性統計

從2006—2015年的數據可以看出，我國農村居民人均消費支出與城鎮居民相比，具有較大差距，并且這種差距有擴大的趨勢，如2006年，我國城鎮居民人均消費支出為8 697元，農村居民人均消費支出為2 829元，相差5 868元；2015年，我國城鎮居民人均消費支出為21 392元，農村居民人均消費支出為9 223元，相差達到12 169元。由圖可知，城鎮人均消費支出增長態勢顯著，而農村人均消費支出增長較平緩。城鄉之間的這種差異，影響居民的體育消費選擇，對體育產業發展具有一定影響（見圖2）。

圖2 我國城鄉居民人均消費支出的柱形圖

數據表明，我國體育產業發展呈現穩步增長態勢（見圖3）。2015年，體育產業發展出現飛躍提升，這與中央“46號”文件的政策利好助推具有重要關系。隨著人民群眾整體生活水平的提高，追求健康、時尚的生活方式，已經成為人們生活中不可缺少的一個重要部分，全民健身上升為國家戰略順應時代發展要求，能夠滿足人們對健康生活方式的追求，體育產業在2015年出現井噴式發展具有一定的必然性。

圖3 我國體育產業增加值的柱形圖

綜上所述，從2006—2015年，我國城鄉居民消費支出和體育產業發展都處于漸進式提高的過程。而城鎮與農村居民消費支出的差距依然存在，一定程度上影響體育產業的發展。在國務院“46號”文件的助推下，全民健身上升為國家戰略，加快推進公共體育服務均等化，擴大全民健身“三納入”覆蓋面，引導城鄉居民體育消費需求，對促進體育產業發展具有重要作用。

Pearson相關性分析表明，中國體育產業與城鄉居民消費支出存在線性關系（見表2）。2015年，我國人均教育文化娛樂業支出為1 723元（數據來源于《中國統計年鑒（2016年）》），是居民消費支出的重要組成部分。近年來，我國教育文化娛樂業支出占居民消費支出的比重逐年提升，體育消費順應居民消費發展趨勢得到快速發展，體育產業結構進一步優化，體育服務業比重穩步提升，體育產業迎來良好發展環境。

表2 城鄉居民消費支出與體育用產業增加值的Pearson相關性分析（n=10）

“十三五”期間，國家轉變經濟發展方式，經濟結構戰略性調整，但目前中國經濟發展仍不能很好地帶動體育產業競爭力的提高[14]。加強供給側結構性改革，供給側和需求側同時發力，城鄉居民消費結構優化升級，為加快發展體育產業提供強勁動力。體育產業是服務業的重要組成部分，發展體育產業對以服務業為主的第三產業具有重要推動作用。隨著人民生活水平的提高，有利于城鎮消費結構優化、消費效益以及消費水平的提高[8]。在物質生活得到極大滿足后，人們將更多地追求精神生活，對體育運動的需求日益增長，加大了對體育用品業、體育健身業和體育競賽業的需求，有效地促進了體育產業的發展。

2.3 城鄉居民消費支出與體育產業時間序列的平穩性及其單整階數檢驗

在進行時間序列的平穩性和單整階數檢驗之前，需要對時間序列數據進行自然對數處理，來消除時間序列數據可能存在的異方差現象[15]。處理方式為：自然對數ln a=logea，即城鎮居民消費支出記為ln CZZC，農村居民消費支出記為ln NCZC，體育產業記為ln TYCY。對自然對數處理數據進行相關分析，得出序列ln CZZC與ln TYCY之間的相關系數為0.992，序列lln NCZC與ln-TYCY之間的相關系數為0.979，取自然對數的兩序列之間存在高度的線性關系，可以表明取自然對數的兩時間序列之間的方程擬合效果較好。

平穩性的時間序列是進行計量分析的前提，而對非平穩性的時間序列進行計量分析，容易產生偽回歸現象，影響計量分析結果[16]。如果時間序列是平穩的，則可以進行計量分析；如果時間序列是非平穩的，則需要進行差分處理。時間序列平穩性檢驗的基本方法是單位根檢驗，所以這里先對城鄉居民消費支出與體育產業發展的時間序列進行單位根檢驗，判斷序列是否平穩。假設有2個時間序列y1t和y2t，如果滿足以下條件：（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a=（a1，a2），通過使用計量經濟學統計軟件Eviews8.0，采用ADF檢驗對我國城鎮居民消費支出ln CZZC、農村居民消費支出ln NCZC和體育產業ln TYCY進行平穩性檢驗。操作設置為：檢驗類型為ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗，沒有截距項和趨勢項（Trend and intercept），差分項滯后階數采用計量經濟學中的AIC（Akaike’s Information Criterion）準則。

在時間序列ln CZZC、ln NCZC和ln TYCY的ADF檢驗中，t統計量的相伴概率都大于5%的顯著性水平，即序列ln CZZC、ln NCZC和ln TYCY是非平穩的，需進行差分處理；在時間序列ln CZZC、ln NCZC和ln TYCY的一階差分序列Δ1ln CZZC、Δ1ln NCZC和Δ1ln TYCY的ADF檢驗中，t統計量的相伴概率都大于5%的顯著性水平，即可認為序列Δ1ln CZZC、Δ1ln NCZC和Δ1ln TYCY是非平穩的；在時間序列的二階差分檢驗中，二階差分序列Δ2ln CZZC、Δ2ln NCZC和Δ2ln TYCY的t統計量的相伴概率都小于5%的顯著性水平，即序列的二階差分是平穩的，記為Δ2ln CZZC～I（2）、Δ2ln NCZC～I（2）和Δ2ln TYCY～I（2）（見表3）。

表3 城鄉居民消費支出與體育產業時間序列的ADF檢驗

2.4 城鄉居民消費支出與體育產業時間序列的協整檢驗

1987年，ENGLEn和GRANGER提出兩步檢驗法，來檢驗兩時間序列xt和yt是否具有協整關系。方法如下：（1）對同是d階單整的時間序列xt和yt，采用協整回歸的方法建立一個變量對另一個變量的回歸方程，即yt=α+βxt+εt，（α和β表示回歸系數的估計值）；（2）估計模型的回歸殘差=yt-α-βxt，若～I(0)，說明xt和yt具有協整關系，即存在兩時間序列的長期均衡關系[17-18]。R2是樣本可決系數（也稱為方程擬合優度），Adjusted R-squared（）是修正的可決系數，利用這2個統計量可以對模型進行擬合優度檢驗，即判斷模型的估計值（擬合值）對實際觀測值擬合的好壞。R2或越接近于1，說明模型對因變量擬合越好[18]。

城鎮居民消費支出（ln CZZC）與體育產業（ln TYCY）的協整回歸方程為：ln CZZC=5.224 7+0.556 9×ln TYCY，方程擬合優度指標R2和-R2都接近1，ln TYCY回歸系數的t統計量所對應的相伴概率P=0.000 0，小于5%的顯著性水平，即城鎮居民消費支出與體育產業發展之間有線性關系，協整回歸方程理想，擬合效果較好。序列ln TYCY的系數估計值表示城鎮居民消費支出對體育產業發展的彈性大小，其系數估計值為0.556 9，說明當體育產業增加值每提高1個百分點時，城鎮居民消費支出將增加0.556 9個百分點（見表4）。

表4 城市居民消費支出與體育產業的協整OLS回歸結果

農村居民消費支出（ln NCZC）與體育產業（ln TYCY）的協整回歸方程為：ln NCZC=2.733 3+0.744 3×ln TYCY，ln TYCY回歸系數的t統計量很顯著，相應的相伴概率P=0.000 0，方程的可決系數R2=0.958 0，調整后的可決系數-R2=0.952 8，說明回歸方程的擬合效果非常好。序列ln TYCY的系數估計值表示農村居民消費支出對體育產業的彈性大小，其系數估計值為0.744 3，表示體育產業增加值每增加1%，農村居民消費支出增加0.744 3%（見表5）。

表5 農村居民消費支出與體育產業的協整OLS回歸結果

城鎮居民消費支出、農村居民消費支出與體育產業的回歸方程殘差序列的ADF檢驗結果表明，檢驗類型沒有截距項和趨勢項，差分項滯后階數同樣采用AIC準則，城鎮居民消費支出與體育產業的協整回歸方程的t統計量相對應的相伴概率P= 0.020 2，小于5%的顯著水平；而農村居民消費支出與體育產業的協整回歸方程的t統計量相對應的相伴概率P=0.057 6，大于5%的顯著水平（見表6）。可以說明，ln CZZC與ln TYCY的殘差序列是平穩的，存在協整關系；ln NCZC與ln TYCY的殘差序列是非平穩的，不存在協整關系，即城鎮居民消費支出與體育產業發展之間具有長期均衡關系，而農村居民消費支出與體育產業發展之間不存在長期均衡關系。

表6 ln CZZC、ln NCZC與ln TYCY協整回歸方程的殘差序列u∧平穩性檢驗

2.5 城鄉居民消費支出與體育產業時間序列的誤差修正模型

誤差修正模型檢驗是建立在兩時間序列變量具有協整關系的基礎上進行分析的，是兩時間序列變量是否具有短期波動的變化測量，即分析兩時間序列變量之間的動態非均衡關系[15]。由于農村居民消費支出與體育產業發展之間不存在協整關系，所以無法建立誤差修正模型。但可以對城鎮居民消費支出與體育產業發展建立誤差修正模型如下：

式中，城鎮消費支出的誤差修正項 ecmt=ln(CZZC)t-1-c0-c1In(TYCY)t-1；ecmt反映了被解釋變量的短期波動變化，是分析變量之間動態非均衡關系的重要依據。

根據誤差修正模型的估計結果，城鎮居民消費支出與體育產業發展的相伴概率P=0.535 0＞0.05，模型估計不顯著。誤差修正項ECM(-1)的系數估計值所對應的相伴概率P=0.327 9，大于5%的顯著性水平，說明體育產業發展對城鎮居民消費支出偏離長期均衡關系的調整力度不顯著。城鎮居民消費支出的短期變動可以分為2個部分：一部分是由短期體育產業發展（即ΔIn TYCY）的影響，另一部分是由上一年城鎮居民消費支出偏離長期均衡關系（即ECMt-1）的影響。假如上一年城鎮居民消費支出沒有偏離長期均衡關系，即ECMt-1=0，那么當年城鎮居民消費支出全部來自于當年體育產業發展的影響；假如上一年城鎮居民消費支出偏離了長期均衡關系，即ECMt-1≠0，則為了維持城鎮居民消費支出與體育產業發展的長期均衡關系，當年將以均衡誤差（即誤差修正項系數的估計值）對上一年城鎮居民消費支出和體育產業發展之間的非均衡狀態進行調整，將其拉回到長期均衡狀態。研究表明，城鎮居民消費支出（ln CZZC）與體育產業發展（ln TYCY）的短期波動變化不顯著（P＞0.05），即不存在短期動態均衡關系（見表7）。

表7 城鎮居民消費支出ln CZZC與體育產業時間序列的誤差修正模型

2.6 城鎮居民消費支出與體育產業時間序列的Granger因果關系檢驗

假設要檢驗體育產業（X）與城鄉居民消費支出（Y）之間的Granger因果關系，需要構建以下回歸方程：

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[19]。時間序列數據的平穩性是Granger因果關系檢驗的前提條件，由于城鎮消費支出（ln CZZC）、農村消費支出（ln NCZC）和體育產業增加值（ln TYCY）的二階差分是平穩的，所以生成二階序列為“series Δ2ln CZZC=d（ln CZZC，2）、seriesΔ2ln NCZC=d（ln NCZC，2）、seriesΔ2ln TYCY=d（ln TYCY，2）”。

由于Granger因果關系檢驗結果受滯后長度的影響，其滯后長度不同，檢驗結果也不盡相同，一般選取滯后長度為2進行檢驗[15]。從我國城鄉居民消費支出與體育產業發展的Granger因果關系檢驗結果可以看出，在滯后長度為2的條件下，體育產業發展不是城鎮居民消費支出的Granger因果關系的相伴概率P＞0.05，體育產業發展不是農村居民消費支出的Granger因果關系的相伴概率P＞0.05，接受原假設。城鎮居民消費支出不是體育產業發展的Granger因果關系的相伴概率P＞0.05；農村居民消費支出不是體育產業發展的Granger因果關系的相伴概率P＞0.05（見表8）。綜上所述，城鎮居民消費支出與體育產業發展之間沒有相互的Granger因果關系，農村居民消費支出與體育產業發展之間也沒有相互的Granger因果關系。

表8 城鄉居民消費支出與體育產業發展的Granger因果關系檢驗結果

3 分析與討論

我國城鎮居民消費支出與體育產業發展之間存在協整關系，農村居民消費支出與體育產業發展之間不存在協整關系。我國城鄉二元結構的長期存在，導致城鄉基本公共服務不均等、城鄉公共資源配置不均衡，農村發展仍然滯后，體育消費動力不足，難以形成全民健身氛圍，制約農村體育產業發展。體育產業作為第三產業的重要組成部分，對推動服務性消費具有重要作用。隨著居民生活水平的提高，城鄉居民對體育產業的需求存在差異，城鎮居民更多地傾向于觀賞型和參與型體育消費，而農村居民更多地進行實物型體育消費。城鎮居民的體育消費方式符合體育產業向良性循環發展的要求，而農村居民體育消費受制于目前的經濟發展狀況和公共服務供給等原因，很難有效促進體育產業快速發展。

誤差修正模型顯示，我國城鄉居民消費支出與體育產業發展之間不存在短期均衡發展關系。我國體育產業結構不合理依然存在，體育健身娛樂業和體育競賽表演業作為主導產業的地位沒有充分發揮出來。運動服裝、運動器材等實物型體育消費占據的市場份額較大，其滿足了中低端的體育消費需求，不利于供給側結構性改革戰略下體育產業的發展要求。在中央“46號”文件的助推下，體育產業發展迎來黃金期，到2025年體育產業總規模超過5萬億元的巨大商機，能夠促使居民消費結構優化升級，在中長期將給體育產業發展帶來政策利好。但在短期內，居民消費觀念仍局限于公益性體育服務供給的意識層面，加之我國傳統消費觀念的影響，很難實現居民體育消費大的突破。

我國城鄉居民消費支出與體育產業發展之間不存在單向和雙向的Granger因果關系。目前，國家對體育消費的統計工作沒有納入《中國統計年鑒》，體育消費占城鄉居民消費支出比重較小，體育消費意識仍然不強，花錢買健康的體育消費觀念仍很薄弱，對體育產業發展具有一定消極影響。2015年，我國體育用品和相關產品制造業總產出為11 238.2億元，占國家體育產業總產出的65.7%；體育服務業總產出為5 713.6億元，占33.4%[13]。體育產業內部結構不合理，人民群眾日益增長的體育需求與有效供給不足的矛盾依然存在，這種結構性問題，難以在短期內得到改變，一定程度上影響城鄉居民的消費選擇。

4 結論與建議

（1）我國城鄉居民消費支出和體育產業發展呈現逐年穩步增長態勢，城鄉居民消費支出與體育產業發展存在線性關系（P＜0.01）。我國城鄉居民消費支出通過體育消費影響體育產業發展，體育產業通過政府的政策引導和市場化培育，以滿足城鄉居民的體育需求，提升城鄉居民消費支出。（2）從長期看，城鎮居民消費支出與體育產業發展之間具有協整關系，農村居民消費支出與體育產業發展之間不存在協整關系。誤差修正模型顯示，我國城鄉居民消費支出與體育產業發展之間沒有短期均衡關系。（3）城鄉居民消費支出與體育產業發展之間沒有單向和雙向的Granger因果關系。從正向看，城鄉居民消費支出不是體育產業發展的原因，在城鄉居民消費結構中，體育消費所占的份額較小，且大多集中在實物型消費需求，對觀賞型和參與型消費需求薄弱，影響體育產業的發展。從反向看，體育產業的發展不是城鄉居民消費支出增長的原因，當前我國體育產業結構不合理，對提供適應于人民群眾日益增長的體育消費需求仍然不足，難以帶動居民整體的消費需求。（4）推進以人為核心的新型城鎮化建設，加快推進城鄉基本公共體育服務均等化，穩步推進全民健身“三納入”常態化發展，提升公益性體育健身服務水平，培育壯大體育市場主體，豐富體育供給內容，提升人民群眾的體育消費意識。

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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；錄用日期：2016-12-31

江蘇省哲學社會科學項目（項目編號：16TYB001）；江蘇省高校哲學社會科學研究項目（項目編號：2016SJB890015）

任 波（1990-），男，安徽滁州人，講師，研究方向為體育產業經濟學；通信作者：戴 俊（1965-），男，江蘇鹽城人，教授，研究方向為體育人文社會學。

鹽城師范學院體育學院，江蘇鹽城224002。