李慧晴 林婷婷 陳利昌

摘 要：科學發(fā)展餐飲業(yè)，對于提高人民生活質量和釋放消費潛力具有重要作用。本文利用1999—2022年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立了中國餐飲業(yè)營業(yè)額影響因素的計量經(jīng)濟模型，選取國內生產(chǎn)總值、居民人均消費支出、餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)、餐飲業(yè)年末從業(yè)人數(shù)、國內旅游總花費和國內游客作為解釋變量。經(jīng)過分析，本文發(fā)現(xiàn)國內生產(chǎn)總值、餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)和國內旅游總花費對餐飲業(yè)營業(yè)額具有顯著的正向影響，并提出促就業(yè)提收入、強化政策引導、發(fā)揮旅游優(yōu)勢等利于餐飲行業(yè)長遠向好發(fā)展的對策，以供參考。

關鍵詞：餐飲業(yè)；居民人均消費；雙對數(shù)模型；旅游經(jīng)濟；消費潛力

本文索引：李慧晴，林婷婷，陳利昌.<變量 2>[J].中國商論，2024（11）：-125.

中圖分類號：F719 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）06（a）--04

1 引言

2022年12月，中共中央、國務院印發(fā)《擴大內需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035年）》，提出要促進餐飲業(yè)健康發(fā)展。隨著小康社會的全面建成和全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程的開啟，中國餐飲業(yè)發(fā)展迅速，營業(yè)額逐年穩(wěn)步增長，由1999年的442.59億元增長至2022年的8070.85億元。自2020年起，新冠疫情對各大消費領域造成了較大沖擊，其中餐飲業(yè)尤為顯著。但隨著新冠疫情的基本穩(wěn)定，經(jīng)濟穩(wěn)步回升，消費市場持續(xù)回暖。同時，人們更加注重便捷性和個性化體驗，這為餐飲業(yè)提供了新的機遇。外賣行業(yè)的迅速崛起，進一步拓寬了餐飲業(yè)的銷售渠道，在多方因素復合作用下，餐飲業(yè)市場潛力無限。

餐飲業(yè)作為服務行業(yè)的強大動力源泉之一，在見證人們消費水平提升的同時，也逐漸成為擴內需、促消費、穩(wěn)增長、惠民生的支撐性產(chǎn)業(yè)。同時，由于不同地區(qū)的飲食習俗與當?shù)匚幕⑾⑾嚓P，餐飲業(yè)也是各個國家輸出資本、品牌和文化的重要載體，蘊含著巨大的發(fā)展?jié)撃?。此外，餐飲業(yè)與許多產(chǎn)業(yè)有高度關聯(lián)性，一邊連接著農(nóng)業(yè)這一基礎產(chǎn)業(yè)，為國民經(jīng)濟的基礎注入發(fā)展動力；另一邊連接著運輸業(yè)、旅游業(yè)、娛樂業(yè)等諸多服務性行業(yè)，不僅能夠通過跨界融合、多業(yè)態(tài)協(xié)同發(fā)展的形式打造新的消費增長點，還能提供大量的就業(yè)崗位，促進國民收入的提高。盡管中國餐飲業(yè)近年來發(fā)展迅速，但仍然存在一些不容忽視的問題。其中，從業(yè)人員素質的參差不齊以及行業(yè)進入門檻相對較低，成為制約行業(yè)健康發(fā)展的重要因素。此外，餐飲行業(yè)近年來還面臨著新的挑戰(zhàn)，如從業(yè)人數(shù)不足、企業(yè)間的盲目競爭以及食品安全問題頻發(fā)等，餐飲業(yè)發(fā)展向新階段邁進存在不少阻力。因此，積極探索和分析中國餐飲業(yè)發(fā)展的影響因素并以此為依據(jù)提出有針對性的建議，是推動餐飲業(yè)健康快速發(fā)展的必然要求。

2 文獻綜述

邴杰（2012）從關聯(lián)產(chǎn)業(yè)角度出發(fā)，選用1992—2006年官方統(tǒng)計年鑒的相關數(shù)據(jù)，選定時間、餐飲業(yè)總零售額、正餐飲業(yè)就業(yè)總人數(shù)、常住人口、人均可支配收入、普通高等學校學生數(shù)、全部法人及企業(yè)活動單位數(shù)、旅游人數(shù)和旅游收入13個變量作為解釋變量，分析了北京市的餐飲業(yè)影響規(guī)模因素，發(fā)現(xiàn)人均可支配收入以及企業(yè)法人數(shù)對餐飲業(yè)零售額影響顯著，通過建立的虛擬變量模型得出旅游收入對餐飲業(yè)的規(guī)模也有一定的沖擊作用。張軍茹（2015）認為國內生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民可支配收入、食品類居民消費價格指數(shù)等都在一定程度上代表我國的經(jīng)濟發(fā)展水平，本文選取1999—2013年的餐飲業(yè)營業(yè)額及GDP數(shù)據(jù)，通過恩格爾-格蘭杰協(xié)整檢驗得出我國經(jīng)濟發(fā)展水平與我國餐飲業(yè)的發(fā)展水平存在正相關關系。從雨佳和孫亞萍（2016）選取《中國統(tǒng)計年鑒》中1999—2014年的餐飲業(yè)營業(yè)額數(shù)據(jù)，將居民消費水平、國內旅游總花費、國內生產(chǎn)總值等作為解釋變量，構建多元回歸模型并對其進行修正，得到居民消費水平和國內旅游總花費對我國餐飲行業(yè)的發(fā)展影響顯著的結論。洛桑平措（2019）采用2001—2015年國內餐飲行業(yè)營業(yè)收入的相關數(shù)據(jù)，選取國內生產(chǎn)總值、居民消費價格指數(shù)、居民消費水平等五個解釋變量，并運用計量方法進行分析、檢驗及修正，對結果進行經(jīng)濟意義分析。金義富（2019）通過收集餐飲業(yè)相關數(shù)據(jù)，選定性別、年齡、教育程度、家庭經(jīng)濟狀況、就餐環(huán)境、菜肴質量和菜品齊全度作為解釋變量，通過回歸分析發(fā)現(xiàn)餐飲業(yè)消費受到顧客的教育程度以及家庭經(jīng)濟狀況的影響。張?zhí)扃R（2020）利用2012—2017年北京餐飲業(yè)企業(yè)營業(yè)額、居民消費、城鎮(zhèn)人口數(shù)、餐飲企業(yè)從業(yè)人數(shù)以及連鎖餐飲企業(yè)門店總數(shù)，搭建多元線性回歸模型并進行實證分析，隨后采用逐步回歸法進一步修正模型并發(fā)現(xiàn)北京市餐飲業(yè)營業(yè)額與居民消費和餐飲企業(yè)從業(yè)人數(shù)息息相關。劉希琳（2022）選取餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)、城鎮(zhèn)人口數(shù)以及城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為主要的研究變量，利用STATA軟件對餐飲業(yè)營業(yè)額的影響因素進行定量分析，建立了具有較高可信度的回歸模型，得出餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)及城鎮(zhèn)居民人均消費支出均對餐飲業(yè)營業(yè)額有顯著的正向影響。何闖（2022）選定餐飲業(yè)營業(yè)額作為被解釋變量，以全國居民人均可支配收入、餐飲企業(yè)從業(yè)人數(shù)、國內游客人數(shù)、城鎮(zhèn)人口和餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)作為解釋變量，利用EViews軟件進行多元回歸分析，檢驗參數(shù)并進行修正。

本文通過對相關研究文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)對餐飲業(yè)發(fā)展的影響因素已有較豐富的研究成果。在研究角度上，有學者選取宏觀因素變量如GDP、居民收入等進行研究，也有學者聚焦于微觀因素如教育程度、家庭經(jīng)濟狀況、就餐環(huán)境等對餐飲行業(yè)影響的分析；從研究方法來看，以上文獻涵蓋了因子分析、協(xié)整檢驗、多元線性回歸等實證方法，其中最主要的方法是多元線性回歸模型。

3 變量選擇與樣本數(shù)據(jù)

經(jīng)過對國內外已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，我國餐飲業(yè)營業(yè)額主要取決于居民收入水平、餐飲企業(yè)從業(yè)人數(shù)、國內游客人數(shù)、城鎮(zhèn)人口和餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)等多種因素。本文立足于我國實際情況，在合理吸收我國學者的理論分析的基礎上選擇了六個解釋變量：國內生產(chǎn)總值（X1）、居民人均消費支出（X2）、餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)（X3）、餐飲業(yè)年末從業(yè)人數(shù)（X4）、國內旅游總花費（X5）、國內游客（X6），以及被解釋變量餐飲業(yè)營業(yè)額（Y）對我國餐飲業(yè)營業(yè)額的影響因素進行定量研究，為賦能我國餐飲業(yè)高質量發(fā)展提供基礎資料。

4 模型估計與檢驗

4.1 模型估計

本文為了分析中國餐飲業(yè)營業(yè)額的影響因素及其變化規(guī)律，擬建立雙對數(shù)模型：

模型1：

其中，Y表示餐飲業(yè)營業(yè)額（億元）；X1表示國內生產(chǎn)總值（億元）；X2表示居民人均消費支出（元）；X3表示餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)（個）；X4表示餐飲業(yè)年末從業(yè)人數(shù)（萬人）；X5表示國內旅游總花費（億元）；X6表示國內游客（萬人次）；U表示隨機干擾項；Bi表示偏回歸系數(shù)（i=1，2，3，4，5，6）。

根據(jù)經(jīng)濟理論與相關研究可知，國內生產(chǎn)總值、居民人均消費支出、餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)、餐飲業(yè)年末從業(yè)人數(shù)、國內旅游總花費、國內游客人次對餐飲業(yè)營業(yè)額的影響，均具有正向關系。

文中的模型估計及檢驗結果均采用Eviews 10軟件實現(xiàn)，參數(shù)估計及檢驗結果如下：

模型2：

由回歸結果可知，模型2中的lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5參數(shù)估計值與預期符號相符，而lnX6的參數(shù)估計值與預期符號不符，且lnX1、lnX2的參數(shù)估計值不能通過t檢驗。由此可以判定，模型2可能存在多重共線性。通過計算發(fā)現(xiàn)各解釋變量的相關系數(shù)較高，進一步證實模型存在嚴重的多重共線性，因此采用逐步回歸法處理多重共線性問題。首先將lnY對6個解釋變量分別進行回歸，找到逐步回歸法的基本方程為lnY對lnX1的回歸。在此方程基礎上，按照R2大小順次加入其他變量進行逐步回歸，如表1所示。

根據(jù)逐步回歸結果，最終選取lnX1、lnX3、lnX5作為解釋變量進行參數(shù)估計，得到模型3：

4.2 模型檢驗

4.2.1 經(jīng)濟學檢驗

各解釋變量的符號均和預期一致，符合經(jīng)濟學理論，均通過了經(jīng)濟學檢驗。

4.2.2 擬合優(yōu)度檢驗

調整可決系數(shù)為0.9970，說明對數(shù)形式下各解釋變量（國內生產(chǎn)總值X1、餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)X3、國內旅游總花費X5）對餐飲業(yè)營業(yè)額的聯(lián)合解釋力度較高，達到99.70%。

4.2.3 F檢驗

給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出臨界值F0.05 （3，20）=3.098。由表5得到F=2560.8680>F0.05（3，20）=3.098，應拒絕原假設，說明回歸方程整體是顯著的。

4.2.4 參數(shù)顯著性t檢驗及含義

給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得自由度為n-k=20的t臨界值t0.05/2（20）=2.086。與lnX1、lnX3、lnX5對應的t統(tǒng)計量均大于t0.05/2（20）=2.086，這說明三個解釋變量的偏回歸系數(shù)都是顯著的。

4.2.5 多重共線性檢驗

模型各個參數(shù)估計值符號與理論預期一致，均為正相關，而t檢驗也顯著，說明模型中的共線性問題已解決。

4.2.6 自相關檢驗

模型中的德賓·沃森d統(tǒng)計量D.W=1.5347∈（dL，dU），落在無法判定區(qū)域，無法保證不存在自相關問題，于是對模型采取補救措施。

首先，通過本期殘差et對滯后一期的殘差et-1進行回歸，得到的結果為：

可知=0.1658，對原模型進行廣義差分變換，并進行參數(shù)估計，得到模型4：

此時，樣本容量減少了1個，為23個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知dL=1.08，dU=1.66，模型中D.W.= 1.8384∈（dU，4-dU），說明廣義差分模型中已無一階自相關。

4.2.7 異方差檢驗

本文對模型4進行懷特一般異方差檢驗，得到表2所示的結果。針對H0：隨機項μ不存在異方差，由表4可知，在5%的顯著性水平下，n*R2=4.6225，小于卡方臨界值16.919，不拒絕原假設，表明模型3不存在異方差。

4.2.8 單位根檢驗（ADF）

文章對殘差項序列進行單位根檢驗，結果如表3所示。針對H0：存在單位根，在1%、5%和10%三個顯著水平下，單位根檢驗的t統(tǒng)計量為-4.1593，其絕對值均大于三個臨界值，拒絕原假設，表明不存在單位根，是平穩(wěn)序列，故模型不存在“偽回歸”問題。

4.3 最終模型結果說明

本文經(jīng)過一系列討論，發(fā)現(xiàn)模型4能夠通過以上所有統(tǒng)計學、計量經(jīng)濟學檢驗，就是要尋找的“好的”模型：

根據(jù)最終模型所得出的偏彈性系數(shù)分別為0.5075、0.4771、0.1060，其結果表明，當其他因素保持不變時，國內生產(chǎn)總值每增加1%，我國餐飲業(yè)年度營業(yè)額平均增加0.5075%；同理，當其他因素保持不變時，餐飲業(yè)法人企業(yè)數(shù)每增加1%，我國餐飲業(yè)年度營業(yè)額平均增加0.4771%；當其他因素保持不變時，我國國內旅游總花費每增加1%，我國餐飲業(yè)年度營業(yè)額平均增加0.1060%。進而說明，我國要擴大餐飲業(yè)規(guī)模，不斷提升居民的生活消費水平、為餐飲企業(yè)提供良好的發(fā)展環(huán)境以及加快旅游業(yè)發(fā)展是關鍵。

5 促進我國餐飲業(yè)發(fā)展的幾點思考

餐飲業(yè)是穩(wěn)增長、促消費、擴就業(yè)、惠民生的重要行業(yè)，對促進形成強大國內市場具有重要作用。本文結合實證分析結果、前人研究成果及餐飲業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，從以下幾方面提出我國餐飲行業(yè)可持續(xù)發(fā)展對策建議，以期為相關決策提供參考。

5.1 促發(fā)展，提升居民生活消費水平

從實證分析結果可知，國民經(jīng)濟發(fā)展水平是影響餐飲業(yè)發(fā)展的重要因素，刺激餐飲消費的前提是提升我國整體經(jīng)濟水平，以收入增加帶動餐飲消費，而收入離不開就業(yè)。因此需要促進經(jīng)濟平穩(wěn)增長，提升人民的生活水平。不斷完善發(fā)展現(xiàn)有的社會保障體系，擴大就業(yè)規(guī)模，提升勞動者最低工資標準，統(tǒng)一城鄉(xiāng)養(yǎng)老金發(fā)放金額，提升城鄉(xiāng)居民收入，縮小城鄉(xiāng)社會保障水平和收入差異，進而促進餐飲業(yè)健康發(fā)展。

5.2 強化政策引導，優(yōu)化營商環(huán)境

鼓勵打造規(guī)模企業(yè)品牌，注重企業(yè)品牌經(jīng)營觀念，培育具有競爭力的餐飲企業(yè)，擴大餐飲規(guī)模數(shù)量。大力發(fā)展相關行業(yè)科技，促進科技與餐飲行業(yè)相融合，進行服務升級。完善餐飲業(yè)從業(yè)標準，從人員健康檢查、行業(yè)服務培訓等方面嚴格把關，確保餐飲衛(wèi)生。完善餐飲相關產(chǎn)業(yè)的標準化和規(guī)范化，加強對餐飲企業(yè)的監(jiān)管與管理，確保餐飲服務的質量與安全。

5.3 因地制宜，發(fā)揮旅游優(yōu)勢，擴大餐飲行業(yè)消費規(guī)模

大力推動地區(qū)特色餐飲與旅游發(fā)展相結合，實施旅游餐飲全程服務，吸引旅客在當?shù)剡M行消費，通過旅游行業(yè)規(guī)模帶動餐飲消費。各地可以根據(jù)自身的特點，形成具有本地特色的餐飲文化，例如淄博燒烤、粵式早茶，吸引潛在消費群體，擴大餐飲消費規(guī)模。政府主管部門也需要制定配套政策支持特色餐飲文化建設，從工商登記、衛(wèi)生監(jiān)管以及稅收減免等方面給予政策支持，簡化工商登記程序，為個體經(jīng)營者創(chuàng)造良好的餐飲經(jīng)營環(huán)境。

參考文獻

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