鐘亞平，李強(qiáng)誼

1 問題的提出

自1994年國家正式批準(zhǔn)體育彩票發(fā)行到現(xiàn)在，20多年間體育彩票成為中國增長(zhǎng)最快的產(chǎn)業(yè)之一，為國家籌集了超過2 500億元的公益金，極大地支持了國家體育事業(yè)的發(fā)展和人民福利的提高。但由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)、人口、文化、資源等具有較大差異，我國體育彩票銷售量存在明顯的空間非均衡特征。因此，本文要解決兩個(gè)主要問題：其一，研究中國體育彩票銷售量的空間分布特征和演變趨勢(shì)，即體育彩票銷售量的地區(qū)差異問題；其二，體育彩票銷售量的地區(qū)差異如何形成？其差異來源是什么？對(duì)于以上問題的研究不僅可以為中國體育彩票銷售的相關(guān)部門提供一定的理論支持和政策參考，而且也能夠?yàn)榇龠M(jìn)體育彩票銷售協(xié)同發(fā)展提供新思路。

從研究進(jìn)展來看，雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)從體育資源配置水平[1-3]、教練員[4]、體育設(shè)施[5]、體育財(cái)政支出[6]、體育公共服務(wù)[5][7]等視角研究了其地區(qū)差異現(xiàn)象，但是對(duì)于體育彩票銷售量地區(qū)差距的研究卻相對(duì)匱乏。據(jù)筆者搜集文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，截至目前，僅有李剛(2009)[8]、宗濤(2011)[9]、魏德樣和雷雯(2013)[10]等少量文獻(xiàn)實(shí)證研究了中國體育彩票銷售的地區(qū)差異問題。且這些文獻(xiàn)對(duì)于地區(qū)差異現(xiàn)象的研究基本都停留于簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)描述層面或者定性層面，難以深入凸顯出體育彩票銷售量的地區(qū)差距來源。而極化特征作為空間差異的一個(gè)補(bǔ)充，進(jìn)一步說明差異存在的同時(shí)，還進(jìn)一步說明是否存在體育彩票銷售量高水平或者低水平“俱樂部”現(xiàn)象。極化現(xiàn)象的度量通常采用ER型極化指數(shù)、EGR極化指數(shù)和LU極化指數(shù)進(jìn)行測(cè)度。其實(shí)，已有個(gè)別學(xué)者從空間自相關(guān)和空間集聚角度出發(fā)，例證了中國體育彩票存在極化現(xiàn)象，如陳頗等(2015)[11]指出2009～2013年中國體育彩票事業(yè)發(fā)展存在非常明顯的兩極分化現(xiàn)象。魏德樣和雷雯(2013)[10]采用同樣的方法也得出比較一致的結(jié)論。雖然他們證明了中國體育彩票銷售存在極化特征，但遺憾的是，并未對(duì)這種極化特征進(jìn)行度量和測(cè)算。

收斂理論作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的重要內(nèi)容之一，近年來，該理論在體育事業(yè)發(fā)展的相關(guān)問題中也逐步顯現(xiàn)，但在體育彩票銷售的相關(guān)研究中，甚是匱乏。如徐飛(2015)[12]通過空間β收斂模型，分析了2012年和2013年體育財(cái)政支出的β收斂特征，研究發(fā)現(xiàn)中國各省體育支出存在β收斂特征。隨后，黃小云(2016)[13]則在此基礎(chǔ)上，將研究時(shí)段擴(kuò)充為2007～2013年，同時(shí)采用σ收斂模型β收斂模型分析了各省區(qū)體育財(cái)政支出的收斂性，研究指出全國和東部地區(qū)人均體育財(cái)政支出存在σ收斂和絕對(duì)β收斂，且不同地區(qū)的收斂性存在較大差異。

基于上述文獻(xiàn)，本文擬在以下三個(gè)方面展開研究：一是運(yùn)用泰爾指數(shù)測(cè)算及其分解方法對(duì)2008～2016中國31個(gè)省市人均體育彩票銷售量的地區(qū)差異程度進(jìn)行度量，并且對(duì)總體差異按照東部、中部和西部三大區(qū)域進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解。二是采用空間ER極化指數(shù)、EGR極化指數(shù)以及LU極化指數(shù)分析中國人均體育彩票銷售量的空間極化特征。三是借助經(jīng)濟(jì)收斂理論中的β收斂檢驗(yàn)方法，對(duì)2008～2016中國人均體育彩票銷售量的收斂性進(jìn)行實(shí)證考察。

2 研究方法與數(shù)據(jù)說明

2.1 人均體育彩票銷售量區(qū)域差異的測(cè)算方法

本文借鑒了Heil(1997)[14]、Duro(2006)[15]對(duì)泰爾指數(shù)的研究，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整構(gòu)建出體育彩票銷售量泰爾指數(shù)計(jì)算公式：

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，T表示人均體育彩票銷售量總體泰爾指數(shù)，Twi表示各區(qū)域人均體育彩票銷售量泰爾指數(shù)，Tw和Tb分別表示區(qū)域內(nèi)人均體育彩票銷售量泰爾指數(shù)和區(qū)域間人均體育彩票銷售量泰爾指數(shù)，公式(5)表示總體泰爾指數(shù)等于區(qū)域間泰爾指數(shù)與區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)之和。splot表示所有省區(qū)體育彩票銷售量之和。sploti表示各省區(qū)體育彩票銷售量，splotj表示各區(qū)域體育彩票銷售量之和，pop表示所有省區(qū)人口數(shù)之和，popi、popj分別表示各省區(qū)和各區(qū)域的人口總數(shù)。此外，區(qū)域間(內(nèi))貢獻(xiàn)率等于區(qū)域間(內(nèi))泰爾指數(shù)與總體泰爾指數(shù)之比，即Tb/T(Tw/T)。各子區(qū)域貢獻(xiàn)率等于各子區(qū)域泰爾指數(shù)的加權(quán)值與總體泰爾指數(shù)之比，即(popj/pop)×(Twi/T)。

2.2 人均體育彩票銷售量的空間極化測(cè)度

極化的本質(zhì)表示組群之間和組內(nèi)之間的分裂程度，目前測(cè)度極化指數(shù)的指標(biāo)主要分為兩種類型，分別為“W型”極化指數(shù)和“ER型”極化指數(shù)。由于“W型”極化指數(shù)主要用于測(cè)度兩極分化現(xiàn)象，而多極分化現(xiàn)象通常采用“ER型”極化指數(shù)，因此“ER型”極化指數(shù)被選用進(jìn)行測(cè)度分析中國人均體育彩票銷售量的極化程度。

2.2.1 ER指數(shù) 基于Esteban 和 Ray的研究[16]，本文構(gòu)造出人均體育彩票銷售量的ER極化指數(shù)，如公式(6)所示：

(6)

公式(6)中，K>0，用來對(duì)ER極化指數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的參數(shù)，使得ER極化指數(shù)位于0～1之間。n表示劃分的組群個(gè)數(shù)，pi，pj分別表示第i,j組樣本容量占總體樣本容量的比重；α∈[0,1.6]，為了更好的區(qū)分極化指數(shù)與基尼系數(shù)，α取值越大越好，通常情況下取α=1.5；xi，xj分別表示第i,j組樣本的人均體育彩票銷售量的平均水平。ER極化指數(shù)越大，說明極化程度越高。

2.2.2EGR指數(shù) Esteban在1999年指出ER極化指數(shù)存在一些不足，因此，在ER極化指數(shù)基礎(chǔ)上，提出了一種新的極化指數(shù)：即EGR極化指數(shù)[17]。結(jié)合公式(6)，本文構(gòu)造出人均體育彩票銷售量的EGR極化指數(shù)，如公式(7)所示：

(7)

從公式(7)可以發(fā)現(xiàn)，EGR極化指數(shù)主要由ER極化指數(shù)和組內(nèi)差距組成。其中，T表示總體差距(本文指總體泰爾指數(shù))，T間表示組間差距(本文指區(qū)域間泰爾指數(shù))。同樣，可以通過調(diào)整K,ξ的值進(jìn)行調(diào)整，使得EGR極化指數(shù)位于0～1之間。同樣地，EGR值越大，其極化程度越高，反之亦然。

2.2.3 LU指數(shù) Lasso等在2006年發(fā)現(xiàn)EGR極化指數(shù)依然存在一定的缺陷，特別是在各組成員中人均體育彩票銷售量存在重疊時(shí)，EGR極化指數(shù)就不能很好的反應(yīng)地區(qū)之間的極化程度。Lasso和Urrutia對(duì)EGR極化指數(shù)進(jìn)行改進(jìn)，得到LU極化指數(shù)[18]，如公式(8)所示：

(8)

公式(8)中，Ti表示第i組人均體育彩票銷售量的泰爾指數(shù)，同樣LU極化指數(shù)也需要對(duì)K,ξ系數(shù)進(jìn)行調(diào)整，以保證LU∈(0,1)。LU值越大，表示極化程度越高，反之亦然。

2.3 人均體育彩票銷售量的β收斂模型

2.3.1 絕對(duì)β收斂 根據(jù)Markandya等[19]的研究思路，筆者設(shè)定人均體育彩票銷售量絕對(duì)β收斂公式如(9)所示：

ln(psploti,t/psploti,t-M)/M=α+βlnpsploti,t-M+εi,t

(9)

公式(9)中，psplotit表示i地區(qū)第t年的人均體育彩票銷售量，M表示考察設(shè)定的時(shí)間段，α、β分別為待估參數(shù)，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。通常情況下，M取值為1，公式(9)則可以變形為公式(10)：

ln(psploti,t/psploti,t-1)=α+βlnpsploti,t-1+εi,t

(10)

公式(10)中，如果β<0，則表示存在絕對(duì)β收斂，即人均體育彩票銷售量增長(zhǎng)與初始水平呈相反演變趨勢(shì)，說明人均體育彩票銷售量低水平區(qū)域在“追趕”人均體育彩票銷售量高水平區(qū)域，說明存在收斂態(tài)勢(shì)。相反，如果β>0，則說明人均體育彩票銷售量處于發(fā)散態(tài)勢(shì)。

2.3.2 空間絕對(duì)β收斂模型 為進(jìn)一步檢驗(yàn)中國各省市人均體育彩票銷售量的空間收斂效應(yīng)，本文構(gòu)建出空間誤差模型(SEM)，探討各省市體育彩票銷售量的空間收斂情況。其中，空間誤差模型(SEM)公式如下:

ln(psploti,t/psploti,t-1)=α+βlnpsploti,t-1+εi,t+λ×Wij+u

(11)

2.3.3 條件β收斂 與絕對(duì)β收斂不同，條件β收斂考慮到了各地區(qū)影響人均體育彩票銷售量的不同因素。綜合現(xiàn)有研究[20-24]，本文選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鎮(zhèn)居民收入、農(nóng)村居民收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、人口規(guī)模等作為影響各地區(qū)人均體育彩票銷售量的主要因素。在絕對(duì)β收斂模型的基礎(chǔ)上，加入上述控制變量(Xit)，得到人均體育彩票銷售量的條件β收斂模型，如公式(12)：

ln(psploti,t/psploti,t-1)=α+βlnpsploti,t-1+φXit-1+εi,t

(12)

2.3.4 空間條件β收斂 在模型(12)的基礎(chǔ)上，加入空間誤差項(xiàng)，則可以得到空間條件β收斂模型，其計(jì)量模型如下：

ln(psploti,t/psploti,t-1)=α+βlnpsploti,t-1+εi,t+φXit-1+λ×Wij+u

(13)

2.4 數(shù)據(jù)說明與區(qū)域劃分

2.4.1 相關(guān)參數(shù)的選擇 為了確保ER極化指數(shù)、EGR極化指數(shù)以及LU極化指數(shù)均位于0～1之間。在具體計(jì)算過程中，需要對(duì)公式(6)～(8)中的參數(shù)K、ξ進(jìn)行調(diào)整。公式(6)～(8)的參數(shù)值分別設(shè)定為：K=1/80000；K=1/80000、ξ=0.5；K=1/70000、ξ=0.5。

2.4.2 地域劃分 為了更加全面地探討中國人均體育彩票銷售量的空間分布情況，筆者根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的劃分方式，將中國劃分為東部、中部和西部地區(qū)[3]。

2.4.3 控制變量的選擇 在計(jì)算條件β收斂模型中，筆者遵循了現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究[20-24]，選取了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鎮(zhèn)居民收入、農(nóng)村居民收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、人口規(guī)模等作為控制變量，詳細(xì)描述如表1所示。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取的時(shí)間跨度為2008～2016年。

表1 變量的定義與符號(hào)

3 中國人均體育彩票銷售量的地區(qū)差異及結(jié)果分析

3.1 全國和三大地區(qū)人均體育彩票銷售量的泰爾指數(shù)

運(yùn)用泰爾指數(shù)及其結(jié)構(gòu)分解公式，測(cè)算出東部、中部、西部三大區(qū)域人均體育彩票銷售量的泰爾指數(shù)以及區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)。全國總體泰爾指數(shù)在2008-2011年之間，先呈現(xiàn)為緩慢上升趨勢(shì)，從2008年的0.1556緩慢上升至2011年達(dá)到考察期內(nèi)最大值0.1754。此后則表現(xiàn)為持續(xù)下降趨勢(shì)，并于2016年達(dá)到最小值0.0775。若以2008年為基期，全國總體泰爾指數(shù)年均下降達(dá)8.35%。從三大地區(qū)來看，東部地區(qū)較之中西部地區(qū)而言，波動(dòng)更為明顯。具體來看，東部地區(qū)泰爾指數(shù)分別于2009年和2013年達(dá)到考察期內(nèi)的極小值，具體數(shù)值對(duì)應(yīng)為：0.0490、0.0330；于2011年和2014年分別達(dá)到考察期內(nèi)的極大值，具體數(shù)值對(duì)應(yīng)為：0.0611、0.0359。中部地區(qū)其泰爾指數(shù)在2008-2014年，變化非常微弱，只是在2015年短暫上升至考察期內(nèi)最大值0.0311，2016年則再次下降至0.0100。西部地區(qū)其泰爾指數(shù)從2008年的0.0380波動(dòng)下降至2010年的0.0144，而后則保持平穩(wěn)波動(dòng)態(tài)勢(shì)，直至2016年達(dá)到0.0147。若以2008年為基期，2016年東部、中部和西部地區(qū)泰爾指數(shù)年均分別下降17.67%、3.20%、8.85%。

3.2 區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間人均體育彩票銷售量的泰爾指數(shù)

研究得出，區(qū)域間泰爾指數(shù)較之區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)波動(dòng)更為明顯，且總體均表現(xiàn)為下降趨勢(shì)。具體來看，區(qū)域間泰爾指數(shù)呈倒“V”型演變趨勢(shì)，先從2008年的0.0507持續(xù)上升至2011年達(dá)到考察期內(nèi)最大值0.0924，此后則表現(xiàn)為連續(xù)下降趨勢(shì)，并于2016年達(dá)到最低點(diǎn)0.0399。除了個(gè)別年份之外，區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)則表現(xiàn)為連續(xù)下降的演變趨勢(shì)，從2008年的0.1049持續(xù)下降到2013年達(dá)到考察期內(nèi)的極小值0.0612，2014年則上升至考察期內(nèi)的極大值0.0723，不過2016年再次跌至0.0376。若以2008年為基期，2016年區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)年均分別下降2.95%和12.04%。

3.3 三大區(qū)域人均體育彩票銷售量泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率

就均值而言，三大區(qū)域中，東部地區(qū)泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率最大，為17.10%；其次是中部地區(qū)，為2.58%；而西部地區(qū)最小，為2.45%。從演變趨勢(shì)來看，從2008年至2016年東部泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率呈持續(xù)下降趨勢(shì)，年均下降率達(dá)到10.28%。先從2008年的21.89%，短暫下降至2009年的18.45%，隨后在2010年達(dá)到考察期內(nèi)的最大值23.33%，而后呈持續(xù)下降演變趨勢(shì)，并于2015年達(dá)到最小值7.85%，2016年再次上升至9.19%。中部地區(qū)其泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率在2008～2014年之間，波動(dòng)較為平緩，基本保持在1%-3.2%之間，而2015年則上升至考察期內(nèi)最大值6.47%，2016年下降至3.36%。若以2008年為基期，2016年中部地區(qū)泰爾指數(shù)年均增長(zhǎng)6.44%。西部地區(qū)泰爾指數(shù)，則從2008年的3.91%上升至2009年達(dá)到最大值4.20%，隨后的年份中波動(dòng)較為微弱，且呈現(xiàn)出緩慢上升趨勢(shì)，并于2016年達(dá)到3.54%。若以2008年為基期，2016年西部地區(qū)泰爾指數(shù)年均下降1.22%。

3.4 區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間人均體育彩票銷售量泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)率

從演變趨勢(shì)來看，區(qū)域間泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出先上升-再下降-后上升的演變趨勢(shì)。從2008年的32.60%持續(xù)上升至2011年達(dá)到最大值52.70%，隨后波動(dòng)下降至2014年達(dá)到極小值44.36%，此后再次表現(xiàn)為上升趨勢(shì)，并于2016年達(dá)到51.50%。若以2008年為基期，2016年人均體育彩票銷售量區(qū)域間泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率年均上升5.88%。區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率恰好跟區(qū)域間泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率的演變過程相反，先從2008年的67.40%，大幅度下降至2011年達(dá)到47.30%，經(jīng)歷短暫的上升波動(dòng)后，于2014年達(dá)到極大值55.64%，2014年之后，則再次表現(xiàn)為下降趨勢(shì)，2016年達(dá)到48.50%。若以2008年為基期，2016年人均體育彩票銷售量區(qū)域內(nèi)泰爾指數(shù)貢獻(xiàn)率年均下降4.03%。

4 中國人均體育彩票銷售量的極化研究

根據(jù)中國31個(gè)省、市(自治區(qū))2008～2016 年體育彩票銷售量數(shù)據(jù)，分別計(jì)算出中國人均體育彩票銷售水平的空間ER極化指數(shù)、EGR極化指數(shù)以及LU極化指數(shù)。從分析可以發(fā)現(xiàn)，在樣本考察期內(nèi)，三種極化指數(shù)所計(jì)算的中國人均體育彩票銷售量的極化程度均表現(xiàn)為明顯的上升趨勢(shì)。

具體來看，東、中、西三大區(qū)域分組情況下中國人均體育彩票銷售量的空間極化指數(shù)中，LU極化指數(shù)最大、ER極化指數(shù)次之、而EGR極化指數(shù)最小。從演變過程來看，可以分為三個(gè)階段：(1)第一階段是2008～2014年，三種極化指數(shù)均保持持續(xù)上升的演變趨勢(shì)。其中，ER極化指數(shù)由2008年的0.1701持續(xù)上升至2014年的0.7668，年均增長(zhǎng)率達(dá)到28.53%。EGR極化指數(shù)由0.1177上升至0.7306，年均增長(zhǎng)率達(dá)到35.57%，在三種極化指數(shù)中，其年均增長(zhǎng)率最快；LU極化指數(shù)由0.1903持續(xù)上升至0.8646，年均增長(zhǎng)率達(dá)到28.70%。(2)第二階段是2014～2015年，經(jīng)歷持續(xù)上升趨勢(shì)后轉(zhuǎn)為短暫的下降態(tài)勢(shì)，ER極化指數(shù)、EGR極化指數(shù)、LU極化指數(shù)分別下降了12.22%、16.18%、0.59%，并于2015年分別達(dá)到0.6731、0.6427、0.7623。(3)第三階段是2015～2016年，在此期間重啟升勢(shì)，只是上升幅度較小，2016年，ER極化指數(shù)、EGR極化指數(shù)、LU極化指數(shù)分別達(dá)到0.6731、0.6427、0.7623。若以2008年為基期，2016年中國體育彩票銷售水平的ER極化指數(shù)、EGR極化指數(shù)、LU極化指數(shù)年均分別上升19.59%、24.81%、19.81%，三種極化指數(shù)的增長(zhǎng)幅度中，EGR指數(shù)> LU指數(shù)> ER指數(shù)。

5 中國人均體育彩票銷售量的β收斂性檢驗(yàn)

5.1 絕對(duì)β收斂

結(jié)合絕對(duì)β收斂模型公式(10)和條件β收斂模型公式(12)，通過對(duì)中國人均體育彩票銷售量的收斂情況進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。根據(jù)Hausman結(jié)果顯示，表2中所有模型均接受固定效應(yīng)模型。從全國層面看，根據(jù)表2的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，全國層面中，lnpsplott-1的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明中國人均體育彩票銷售量在全國整體范圍內(nèi)存在絕對(duì)β收斂。從區(qū)域?qū)用鎭砜矗鶕?jù)表2的回歸結(jié)果可知，東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)的lnpsplott-1的估計(jì)系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，并且其值為負(fù)，表明東部、中部以及西部地區(qū)人均體育彩票銷售量存在顯著的絕對(duì)β收斂特征。

表2全國和三大地區(qū)絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

Table2Absoluteconvergencetestresultsofthewholecountryandthethreeregions

變量全國東部中部西部lnpsplott-1-0.1828???-0.1663???-0.1934???-0.1973???(0.0344)(0.0485)(0.0685)(0.0669)常數(shù)項(xiàng)2.3932???2.3029???2.5356???2.4296???(0.4197)(0.6188)(0.8421)(0.7706)估計(jì)模型FEFEFEFER20.13220.35740.13080.1181樣本容量217776377

注：括號(hào)內(nèi)表示標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別表示P<0.01、P<0.05、P<0.10。

5.2 條件β收斂

表3顯示出全國和三大地區(qū)人均體育彩票銷售量的條件β收斂特征。從全國層面來看，根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，lnpsplott-1的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為負(fù)，說明中國人均體育彩票銷售量在全國層面存在條件β收斂。從控制變量來看，人口規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)普及率均通過1%顯著性水平。具體來看，人口規(guī)模和網(wǎng)絡(luò)普及率的回歸系數(shù)顯著為正，回歸系數(shù)分別為2.1960、0.5245，說明人口規(guī)模和網(wǎng)絡(luò)普及率能夠促進(jìn)全國人均體育彩票銷售量收斂。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)居民收入的回歸系數(shù)為正，農(nóng)村居民收入的回歸系數(shù)為負(fù)，但是其三者均未通過顯著性水平的檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入對(duì)人均體育彩票銷售量的β收斂特征的影響不明顯。

從地區(qū)層面來看，東部、中部以及西部地區(qū)的lnpsplott-1的回歸系數(shù)分別在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，并且其值顯著為負(fù)，分別為-0.5972、-0.6059、-0.6631。說明東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)人均體育彩票銷售量均存在顯著的條件β收斂。從控制變量來看，東部地區(qū)，僅人口規(guī)模和網(wǎng)絡(luò)普及率的回歸系數(shù)通過了顯著性水平檢驗(yàn)，并且其回歸系數(shù)顯著為正，說明人口規(guī)模和網(wǎng)絡(luò)普及率促進(jìn)了東部地區(qū)人均體育彩票銷售量的收斂。但兩者對(duì)中部地區(qū)和西部地區(qū)而言，影響不顯著。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)居民收入、農(nóng)村居民收入等對(duì)三大地區(qū)人均體育彩票銷售量的收斂性影響均未通過顯著性水平檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)居民收入、農(nóng)村居民收入對(duì)人均體育彩票銷售量的收斂性影響不明顯。

表3全國和三大地區(qū)條件β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

Table3Conditionalconvergencetestresultsofthewholecountryandthethreeregions

變量全國東部中部西部lnpsplott-1-0.5851???-0.5972???-0.6059???-0.6631???(0.0813)(0.1335)(0.1949)(0.1451)lnecon0.42050.96520.03970.5513(0.4845)(0.9055)(0.8845)(0.8886)lnpop2.1960???2.9311??-0.36781.9958(0.7701)(1.2057)(3.2382)(1.8394)lnczsr0.4625-0.49891.25860.8632(0.5039)(0.7062)(1.4735)(0.9961)lnncsr-0.24770.2445-0.7183-0.3579(0.3776)(0.5938)(1.0409)(0.7578)lnwalu0.5245???0.9613???0.47450.3727(0.1582)(0.3306)(0.3289)(0.2557)常數(shù)項(xiàng)-12.688??-14.1451?5.2443-12.7077(5.3942)(8.4107)(25.2958)(13.2763)估計(jì)模型FEFEFEFER20.33530.36980.29750.4044N217776377

注：括號(hào)內(nèi)表示標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別表示P<0.01、P<0.05、P<0.10。

5.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步例證本文觀點(diǎn)的穩(wěn)健性，筆者借鑒已有文獻(xiàn)的研究思路，采用地理相鄰權(quán)重矩陣對(duì)中國人均體育彩票銷售量的空間收斂性做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以期獲得更加可靠的研究結(jié)論。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國人均體育彩票銷售量在全國、東部、中部以及西部地區(qū)均存在絕對(duì)β收斂。同樣地，從空間條件β收斂結(jié)果也可以得知，中國人均體育彩票銷售量在全國和三大地區(qū)均存在條件β收斂。綜上所述，本文得到的回歸結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

6 結(jié)論與建議

6.1 結(jié)論

首先， 泰爾指數(shù)測(cè)算結(jié)果表明：2008～2016年全國人均體育彩票銷售量的地區(qū)差異程度變化較大，全國人均體育彩票銷售量總體差異程度表現(xiàn)為波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)；此外，對(duì)于東部、中部以及西部地區(qū)而言，其差異程度依次減小。區(qū)域內(nèi)體育彩票銷售差異呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，而區(qū)域間體育彩票銷售差異則表現(xiàn)為上升趨勢(shì)。

其次，ER型極化指數(shù)表明：全國人均體育彩票銷售水平的極化程度均表現(xiàn)為明顯的上升趨勢(shì)，呈現(xiàn)出“低水平俱樂部”和“高水平俱樂部”效應(yīng)。其中，“低水平俱樂部”相比“高水平俱樂部”的趨同穩(wěn)定性更強(qiáng)。體育彩票低水平銷售省份可能會(huì)落入“銷售貧困陷阱”。

最后，收斂經(jīng)典模型顯示：全國以及三大地區(qū)體育彩票銷售量均存在趨同演變態(tài)勢(shì)，并且這種態(tài)勢(shì)較為穩(wěn)定。同時(shí)，體育彩票銷售也受到地理鄰近效應(yīng)的影響。

6.2 建議

第一，遵循體育彩票銷售的市場(chǎng)規(guī)律，加速建立以市場(chǎng)為導(dǎo)向的銷售體系。在此過程中，政府要加強(qiáng)對(duì)體育彩票銷售的引導(dǎo)作用，加強(qiáng)對(duì)體育彩票的獎(jiǎng)金、發(fā)行成本費(fèi)和公益金等政策的制定，使得區(qū)域整體的體育彩票銷售水平得到提高，進(jìn)而在全國層面縮小體育彩票銷售的省際差異程度，進(jìn)而在省際體育彩票銷售上兼顧效率和公平。

第二，實(shí)施差別化并有側(cè)重的區(qū)域體育彩票銷售發(fā)展戰(zhàn)略，逐步縮小省際體育彩票銷售差異。由于當(dāng)前中國體育彩票銷售存在低水平和高水平俱樂部趨同，為了有效避免區(qū)域體育彩票銷售差異的“馬太效應(yīng)”。政府在制定整體體育彩票銷售發(fā)展戰(zhàn)略過程中，應(yīng)該加大對(duì)體育彩票銷售“低水平俱樂部”的政策支持，同時(shí)，可以適當(dāng)增加體彩品種，改變體彩獎(jiǎng)金結(jié)構(gòu)、價(jià)格結(jié)構(gòu)以及設(shè)計(jì)不同游戲規(guī)則等，增加多形式、多玩法銷售方式。以此來提高低水平區(qū)域體育彩票銷售水平，進(jìn)而逐步縮小區(qū)域差異。

第三，應(yīng)該充分重視區(qū)域間的溢出效應(yīng)和帶動(dòng)效應(yīng)，應(yīng)該有效引導(dǎo)省際間體育彩票銷售的全方面交流與合作、協(xié)調(diào)與配合。讓有著較高水平體育彩票銷售的地區(qū)積極帶動(dòng)周邊低水平地區(qū)的發(fā)展，尤其是對(duì)于體育彩票銷售發(fā)展過程中的技術(shù)推廣經(jīng)驗(yàn)和先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)等，以最大限度地發(fā)展區(qū)域間互補(bǔ)與合作，實(shí)現(xiàn)省際間協(xié)調(diào)發(fā)展，從而打破體育彩票銷售“高水平壟斷”現(xiàn)象。