中国城市化与体育用品制造业互动发展模式分析

安俊英

（上海体育学院经济管理学院，上海200438）

中国城市化与体育用品制造业互动发展模式分析

安俊英

（上海体育学院经济管理学院，上海200438）

依据城市化发展的多维概念以及衡量体育用品制造业发展的经济指标，通过因子分析法，构建“中国城市化水平”与“体育用品制造业发展水平”这2个指标的综合观测因子。建立动态计量经济学模型，探讨中国城市化发展与体育用品制造业的演变趋势以及两者的互动关系，最后建立误差修正模型反映两者的短期波动与长期均衡关系。

中国城市化；体育用品制造业；因子分析法；动态计量；指标

Author’s addressSchool of Economics Management，Shanghai University of Sport，Shanghai200438，China

我国体育产业统计最新数据显示，2010年我国体育用品制造业总产出达到1 006亿700万元，占该年我国体育产业总产出的16.09%，体育用品制造业在我国体育产业中占有十分重要的地位。文献［1］虽就中国城市化水平与体育用品制造业之间的关系进行了研究，得出城市化进程与体育用品制造业发展之间存在长期的均衡关系，以及短期内两者之间的相互作用及影响。该文献在“中国城市化水平”与“体育用品制造业发展水平”这2个主要衡量指标的选取上略显单一；另外，此文在讨论到两者之间的脉冲响应函数以及预测方差分解时，并未对所建立的VAR模型进行平稳性检验。因此有必要在文献［1］的基础上，进一步研究中国城市化发展与体育用品制造业发展之间的演变过程以及互动关系。

因子分析法是一种处理多因子变量的科学经济计量方法，它在解决企业业绩评价、投资项目财务综合评价、行业区域竞争等诸多方面均起到不可估量的作用［2-3］。本文将在文献［1］的基础上进行改进，对“中国城市化水平”与“体育用品制造业发展水平”这2个指标采用复合指标方法，利用因子分析法，力求使用现有的、较为完善的数据反映指标的特征，在得出两者综合指标的基础上，应用计量经济学知识，探讨两者的关系，并且建立误差修正模型反映两者的动态关系。

1 城市化发展水平与体育用品制造业发展综合指标的建立

1.1 城市化发展水平综合指标的建立 城市化水平是一个国家和区域社会经济发展水平的重要标志之一，城市化水平的测度指标准确性与科学性成为众多学者研究的热点问题，城市化水平的测度有单一指标法与复合指标法［4］。文献［1］采用“城市人口占总人口的比重”这一单一指标作为中国城市化发展的测度指标，体现农村人口向城市集聚的数量过程，从人口角度较为形象地体现出城市化发展水平。这一指标虽然简单易行，但受到不少学者的质疑。从城市化的多维概念考虑，城市化水平仅仅用城市人口比重衡量是不够的，还应考虑随着城乡结构的调整，经济与社会结构的转变、生产与生活方式的改变、各产业之间的转型。另外，国外不少国家的城市化标准设定也多采用综合指标，比如日本城镇化标准涉及城镇人口比重、规模以及第二、三产业就业人口。法国利用城镇人口规模、建成区人口密度作为衡量标准，捷克斯洛伐克采用较为复杂的综合标准，涉及城镇人口规模、密度，医疗，教育以及城市社会公共服务程度等多个方面［5］。国际经验告诉我们，城市化的度量不应仅仅采用单一标准，而可以利用多种指标复合因子进行研究。

文献［6-9］在分别研究各区域城市特点的基础上，构建了既有共性又各具区域特点的城市化水平综合评价体系。在文献［4］中，陈明星等从人口、经济、社会、土地4个方面构建中国城市化水平评价指标体系，对中国城市化综合水平的发展以及城市化动力因子呈现特征进行分析。总结上述学者的观点，根据城市化的定义、内涵及中国城市化水平发展现状，同时考虑数据指标的可获取性，本文确立了包括4个维度、14项具体测度指标的中国城市化水平评价体系，以此构建中国城市化水平的综合指数。

4个一级指标分别为人口城市化、经济城市化、土地城市化与社会城市化。人口城市化指人口向城市地区集中，农业人口转变为非农业人口的过程，同时由于产业结构转型而导致的第二、三产业就业人员的调整，因此，利用城镇人口占总人口比重与第二、三产业就业人口来衡量；经济城市化指农村经济转化为城市化大生产的过程，产业结构转变的过程，由原来的第一产业转向第二、三产业，居民职业的转变，利用人均GDP，第二、三产业产值比重表示；土地城市化指地域景观的变化过程，利用城市人均公园绿地面积，人均道路铺设面积衡量；社会城市化指农村生活方式转变为城市生活方式的过程，包括医疗、教育以及城市社会公共服务等，利用万人拥有医生数、万人拥有床位数、城镇职工基本医疗保险、适龄人口中学的入学率、各级各类学校招生数、用水普及率、燃气普及率以及人均用电量衡量。这14项具体测度指标数据均来源于《中国统计年鉴（1995—2010年）》。

根据上述中国城市化发展水平评价指标体系，借助统计分析软件SPSS12.0对城市化水平的14个评价指标进行因子分析。相关检验结果显示，统计量KMO值为0.770，Bartlett球形检验值的显著性水平是0.000（＜0.05），说明各指标之间存在较强的相关性，适合采用因子分析。按照特征值大于1的原则提取公因子，经处理14项指标归结为3个公因子，其累计方差贡献率达98.491%（＞90%），即3个公因子可以反映原指标体系绝大部分信息，这些变量的信息丢失较少，表明提取的3个公因子是合理、有效的。

为了更好地解释公因子，使用方差最大化正交旋转方法进行因子旋转，得到城市化发展水平评价指标旋转后的因子载荷矩阵。由因子载荷矩阵可知，第1个公因子涵盖了“各级各类学校招生数（0.967）”“城镇职工基本医疗保险（0.953）”“人均道路铺设面积（0.950）”“城镇人口比重（0.947）”“人均公园绿地面积（0.945）”“适龄人口中学的入学率（0.936）”“第二、三产业就业人口（0.920）”“人均用电量（0.914）”“第二、三产业产值比重（0.905）”“人均 GDP（0.889）”10个方面的信息，其中小括号中的数值是各评价指标在第1公因子上的载荷值。

这10个指标变量在第1个公因子上的载荷值较大，涵盖了教育、社保、就业3个民生问题以及城市服务设施等方面的信息；因此，将第1公因子命名为“城市服务设施与民生保障指标”。第2个公因子涵盖了“用水普及率（0.951）”与“燃气普及率（0.951）”，其中小括号中的数值为各评价指标在第2公因子上的载荷值，这2个指标变量在第2个公因子上的载荷值较高。由于我国城市家庭已基本普及了洗浴设施、洗衣机与煤气灶，热水系统也逐步普及，这2个指标从某一侧面反映出城市居民生活的质量；因此，将第2个公因子命名为“城市居民生活质量指标”。第3个公因子涵盖了“万人拥有医生数（0.991）”与“万人拥有床位数（0.718）”，其中小括号中的数值是各评价指标在第3公因子上的载荷值，这2个指标变量在第3个公因子上的载荷值较大，反映的是公共卫生医疗服务状况；因此，将第3个公因子命名为“城市公共卫生医疗服务指标”。依据上述公因子提取结果、公因子得分系数矩阵以及各公因子的方差贡献率，运用回归分析法，借助统计分析软件SPSS 12.0计算出1995—2010年中国城市化发展水平综合指数（表1）。

表1 1995—2010年城市发展水平与体育用品制造业综合观测因子一览Table 1 Comprehensive Observation Factors of Development of Urbanization and Sports Goods Industry in 1995—2010

1.2 体育用品制造业发展水平衡量指标的确定 反映体育用品制造业发展的指标同样很多，但在文献［1］中仅采用“工业总产值”作为衡量指标，显然不能全面地反映体育用品制造业发展状况。反映工业发展水平的指标大致可分为2类，即经济类指标与经济效益类指标。经济类指标体现的是投资、经营的结果，反映的是工业的生产规模、生产基础以及市场营销水平等；经济效益类指标是反映工业经济运行质量的指标，体现工业发展能力、资金利用效率、生产效率以及经营的活动能力等［10］。本文选用《中国统计年鉴》中“全部国有及规模以上非国有工业企业”中“文教体育用品制造业”的相关指标，既保证了数据的统一、系统，又保证了数据的科学性。为了避免指标的重复作用，对指标进行了筛选：选择工业总产值、工业增加值、资产总计、产品销售收入、利润总额、固定资产年评价余额、流动资产年平均余额以及年底从业人员8个指标作为经济类评价指标；选择总资产贡献率、资产负债率、工业成本费用利润率、全员劳动生产率和产品销售率等5个指标作为经济效益类评价指标。体育用品制造业发展水平的13项测度指标数据均来源于《中国统计年鉴》（1995—2010年）。

以上指标从不同角度对工业经济运行情况进行考核；但由于指标间具有较为复杂的相关关系，难以直接衡量工业发展状况，这就需要利用因子分析法把各项指标归纳为一项或多项综合指标。借助统计分析软件SPSS 12.0对城市化水平的13项评价指标进行因子分析。相关检验结果显示，统计量KMO值为0.817，Bartlett球形检验值的显著性水平为0.000（＜0.05），说明各指标之间存在较强的相关性，适合采用因子分析。按照特征值大于1的原则提取公因子，经处理13项指标归结为2个公因子，其累计方差贡献率达96.071%（＞90%），即2个公因子可以反映原指标体系绝大部分信息，这些变量的信息丢失较少，表明提取的2个公因子是合理、有效的。

为了更好地解释公因子，使用方差最大化正交旋转方法进行因子旋转，得到体育用品制造业评价指标旋转后的因子载荷矩阵。由因子载荷矩阵可知，第1个公因子涵盖了“资产总计（0.971）”“流动资产年平均余额（0.967）”“固定资产年平均余额（0.963）”“从业人员（0.961）”“产品销售收入（0.959）”“工业总产值（0.958）”“流动资产周转次数（0.955）”“劳动生产率（0.948）”“工业增加值（0.925）”“总资产贡献率（0.857）”“利润总额（0.843）”“资产负债率（-0.781）”12个方面的信息。这12个指标变量在第1个公因子上的载荷值较大，反映的是企业在一定时期内的经济利益资源、生产能力、经济利益流入、生产规模、生产水平、流动资金周转速度、人均创造的新价值量、获利能力与经营活动的能力等。从总体上看，这12个因子综合反映的是企业的生产能力以及经营能力，因此将第1个公因子命名为“生产经营指标”。第2个公因子仅包含“工业成本费用利润率（0.979）”单个指标变量，这个指标变量在第2个公因子上的载荷值较大，该因子指的是实现利润与成本费用投入的比值，是反映降低成本的经济效益指标；因此将第2个公因子命名为“降低成本指标”。同理依据上述公因子提取结果及公因子得分系数矩阵等，计算出1995—2010年体育用品制造业发展水平综合指数（表1）。

2 我国城市化发展水平与体育用品制造业发展关系的实证分析

2.1 我国城市化发展水平与体育用品制造业发展的演变趋势（图1）

图1 我国城市化发展水平与体育用品制造业发展的演变趋势Figure 1. Evolution Trend between Development of Urbanization and Sports Goods Industry of China

自我国改革开放以来，城市化政策由过去实行城乡分割、限制人口流动，逐渐转变为放松管制、允许农民进入城市就业、鼓动农民迁入小城镇等，并且确立了以积极发展小城镇为主的城市发展方针。在中国城市化政策以及城市发展方针的指引下，中国城市化进程明显加快。由表1可以看出，中国城市化水平综合指数表现出非常平稳的增长趋势，综合指数由1995年的2 895.79增至2010年的7 381.68，提高了1.5倍，说明现阶段中国已进入高速城市化阶段。体育用品制造业发展综合因子从1 198.87增至5 411.83，提高了3.5倍。从总体来看，中国城市化发展水平与体育用品制造业发展呈现较为一致的稳步增长趋势，特别是在2001年我国加入WTO并且申奥成功以后，国内经济快速发展，我国体育用品制造业呈现出迅猛增长的势头。

2.2 时间序列变量的单位根检验 为进一步深入认识中国城市化发展水平与体育用品制造业发展的互动关系，运用动态计量经济模型分析1995—2010年我国城市发展与体育用品制造业发展的关系，以考察两者的整体情况。由于在实践中遇到的经济和金融数据大多是非平稳的时间序列，因此，若直接对原始数据采用OLS回归分析就可能产生“伪回归”现象，同时可能存在异方差现象。为了消除时间序列可能存在的异方差现象，同时又不改变原始序列的协整关系，本文对原始数据取自然对数，为书写方便，将“城市化发展水平综合指标”与“体育用品制造业发展水平综合指标”分别简记为“CSFZ”与“TYYP”，取自然对数后，简记为“lnCSFZ”与“lnTYYP”。

在进行协整检验之前，首先借助计量经济学分析软件Eviews5.0，对原始序列以及取对数后的序列进行ADF单位根检验（表2）。从表2得知，我国城市化发展水平综合指数与体育用品制造业发展综合指数的原始序列以及取对数后的序列均是非平稳的，在经一阶差分后为平稳序列，即CSFZ、TYYP、lnCSFZ、lnTYYP均是I（1）序列。

表2 时间序列变量的单位根检验结果Table 2 Results of Unit Root Tests of Time Sequence Variable

协整检验的目的是检验一组非稳定序列的线性组合是否具有协整关系，由于lnCSFZ和lnTYYP均是一阶非平稳序列，现检验两者是否存在协整关系。首先建立如下回归方程：lnTYYP=β0+β1lnCSFZ+ut

估计后得到

公式（1）中，R2接近于1，各项系数均具有显著性意义（P＜0.01），模型拟合效果较好。对上式的残差进行单位根检验，统计量t=-4.807 9，概率值P=0.008 8，结果显示序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定平稳序列，即～I（0）。从协整理论的思想来看：lnCSFZ和lnTYYP之间存在长期协整关系，协整向量为（1，-1.384 4），即lnTYYP能被lnCSFZ的线性组合所解释，两者之间存在稳定的均衡关系。在短期内，由于政策法规、经济影响等因素干扰，两者有可能偏离均值。从数据结果来看，中国城市化发展与体育用品制造业发展之间存在着一定的长期协整关系，这种偏离是暂时的，随着时间推移将会回到均衡状态。

2.3 Granger因果检验 中国城市化水平发展综合指数与体育用品制造业发展综合指数统计意义上显著相关，但两者之间的模型未必是有实际意义的。Granger提出一个判断因果关系的Granger因果检验，能够判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因。本文利用经济计量软件Eviews5.0进行中国城市化水平发展综合指数与体育用品制造业发展综合指数的因果判断，Granger因果检验结果见表3。

表3显示，对于原假设“体育用品制造业发展不能引起中国城市水平发展”，当滞后期为1、2、3时，拒绝其可能犯错误的概率均大于0.05，表明接受原假设，即体育用品制造业发展不是中国城市化水平发展的原因；同时，当滞后期为1、2、3时，对于原假设“中国城市水平发展不能引起体育用品制造业发展”，拒绝其可能犯错误的概率均小于0.01，表明拒绝原假设，即中国城市水平发展能引起体育用品制造发展，同时表明中国城市水平发展和体育用品制造业发展之间仅存在单向因果关系，即中国城市化水平发展能推动体育用品制造业发展，而体育用品制造业发展不能引起中国城市化水平发展。

表3 Granger因果检验的结果Table 3 Results of Granger Causality Tests

通过Granger因果检验可以得出，自改革开放以来，我国城市化的发展进程在很大程度上推进了我国体育用品制造业的发展，而我国体育用品制造业发展对城市化水平发展的拉动作用微乎其微。我国城市化的发展进程能推动体育用品制造业发展的原因有以下3点：一是城市化进程必然会带来产业结构的转变，由原来的第一产业转向第二、三产业，居民职业发生改变，农村剩余劳动力逐渐成为第二、三产业发展的人力保障，第二、三产业也将日益壮大，与此同时，体育用品制造业作为第二产业的一个分支，也将蓬勃发展；二是城市化发展必然带来城市人口的增加以及城市居民人均收入的提高，从而增加休闲体育的消费人口和提高休闲体育的消费能力，同时导致体育用品及相关产品的消费人群增多和体育消费能力的提高，其结果将会为体育用品制造业提供发展平台和广阔的市场空间；三是随着城市化进程的发展，居民的体育消费观念、生活方式以及传统的文化形式发生着潜移默化的改变，人们越来越多地注重自身的健康以及更为时尚、更为科学的体育休闲方式。体育消费正成为居民消费新时尚，很多市民都将健身运动提到自己的生活日程中，将更多的空暇时间用于健身休闲等体育运动，对健身器械和体育运动器材的需求呈上升趋势，这些在无形之中都推动了球类、体育器材及配件、训练健身器材、运动防护用具等体育用品制造业的发展，为体育用品制造业提供更加广阔的发展前景。

我国体育用品制造业对我国城市化进程的拉动作用甚微的主要原因有以下2点：一是我国体育用品制造业起步较晚，虽然数量多，但存在着规模小、质量参差不齐、缺少知名品牌等制约因素，导致体育用品制造业在整个制造业中的整体规模较小；二是我国体育用品制造业东、中、西差距较大，位于东部的企业发展较快，集团优势明显，融资能力强，企业数量与规模均远远超过中、西部。从整体上看，体育用品制造业发展不平衡，限制了我国城市化水平的整体提高。

2.4 误差修正模型 本文模型（1）表达了2个变量之间的一种“长期均衡关系”，但实际经济数据是由“非均衡过程”生成的；因此，在建模时需要用数据的短期动态非均衡过程逼近经济理论的长期均衡过程。从Engle和Granger于1987年提出的著名Granger表述定理可知，由于lnTYYP与lnCSFZ是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型（error correction model，简记ECM）表述；因此，本节将建立误差修正模型反映两者的短期波动与长期均衡关系。

通过模型（1）得知两者的协整方程的残差序列是平稳序列，令误差修正项ecmt=，建立如下的误差修正模型：ΔlnTYYP=β0+β1ΔlnCSFZ+αecmt-1+εt；

利用经济计量软件估计得到

在上面的误差修正模型中，体育用品制造业发展的波动可以分为短期波动和长期均衡两部分，短期波动由差分项反映，长期均衡部分由误差项反映。误差修正项ecmt的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。我国体育用品制造业发展与中国城市化水平发展之间存在密切的关系。短期内，城市化发展将引起体育用品制造业相同方向的变化，如果城市化水平每增加1%，则引起体育用品制造业增加0.256 3%，而非均衡误差将以-80.75%的比例对每年的体育用品制造业与其长期均衡值的偏差作出修正。一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道，误差修正机制的存在能够纠正这种偏离，将体育用品制造业发展与中国城市化进程拉回到长期均衡发展的状态。

从理论分析的角度看，我国体育用品制造业的发展目前受到一些内部环境与外部环境的影响，如国内体育用品制造业在产品的设计、研制开发等方面普遍存在标准化建设水平低的现象，存在着诸如产品创新力度不够、新材料新工艺应用少、产品更新换代的进度缓慢等内部矛盾。另外，少数国外企业占有着中国体育用品制造业市场的较大份额，中国体育用品制造业面临着较大的国际竞争等外部压力，诸如此类的环境影响可能使得中国体育用品制造业与中国城市化进程不能完全同步，在短期内发生偏离长期均衡的情况。同样，中国城市化发展水平也可能受到经济因素、政策法规等因素的干扰而发生偏离长期均衡的情况；但是由于误差修正因素的存在，如国家经济持续增长，居民体育消费观念的转变，国家发展第二、三产业的政策导向以及世界级体育赛事的举办等，最终使得体育用品制造业与中国城市化进程回到长期均衡发展的轨道。

3 结论

第一，通过对综合指数进行单位根检验，得出我国城市化发展水平综合指数与体育用品制造业发展综合指数的原始序列以及取对数后的序列均是非平稳的，但是两者的线性组合是平稳序列，即中国城市化发展与体育用品制造业发展之间存在着一定的长期协整关系。

第二，通过Granger因果检验得出中国城市水平发展和体育用品制造业发展之间仅存在单向因果关系，即我国城市化的发展进程在很大程度上推进了我国体育用品制造业的发展，而我国体育用品制造业发展对我国城市化水平发展的拉动作用微乎其微。这种结论与现实意义是非常吻合的。由于城市化进程导致的产业结构的转变，城市人口增加，居民人均收入提高，居民的体育消费观念、生活方式以及传统文化形式的改变，均在一定程度上促使健身器械和体育运动器材的需求增强，无形中推动了体育器材及配件、训练健身器材、运动防护用具等体育用品制造业的发展，为体育用品制造业提供更加广阔的发展前景。同时，由于体育用品制造业在整个制造业中的规模效益和经济效益还不显著，以及体育用品制造业的区域发展不平衡等特点，导致其在社会国民经济中的地位受到限制，对以经济为主导的城市化进程的推动作用是微小的。

第三，通过构建误差修正模型得出中国城市水平发展和体育用品制造业发展之间存在短期波动与长期均衡关系。在短期内，我国体育用品制造业与中国城市化发展可能会由于政策法规、经济因素或者是自身的内部矛盾与外部压力的影响而偏离均值；但这种偏离是暂时的，最终会由于国家经济持续增长，居民体育消费观念的转变，国家发展第二、三产业的政策导向以及世界级体育赛事的举办等误差修正因素的存在，将体育用品制造业与中国城市化进程拉回到长期均衡发展的轨道，达到协调发展的双赢局面。

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The Interactive Development between Urbanization and Sports Goods Industry in China

∥AN Junying

Based on the multi-dimensional definition of urbanization development and the economic index to measure sports goods industry development，factor analysis is used in this paper to build the 2 comprehensive observation factors，i.e.，the urbanization level in China and the sports goods industry development level，and then to build dynamic econometrics，which is to find the development tendency and the interactive relationship between China urbanization process and sports goods industry.Finally the error correction model is established to show the relationships of short-term fluctuation and long-term balance. Key words urbanization in China；sports goods industry；factor analysis；dynamic metrology；index

G80- 05

A

1000 -5498（2013)02 -0056 -06

2012 -09 -10；

2012 -11 -27

上海高校选拔培养优秀青年教师科研专项基金资助项目（STY10009）

安俊英（1980 -），女，山西交城人，上海体育学院讲师，博士；Tel：（021）51253275，E- mail：anjunying@ sus.edu.cn