淺析餐飲消費與經濟發展的關系

[摘要] 俗話說，民以食為天。在我國，餐飲業已成為近年來發展速度最快、影響力最大、涉及面最廣的產業之一。消費在國民經濟中占有重要的地位，是社會再生產過程的重要環節。進入新世紀以來，餐飲業對刺激消費需求，推動經濟增長發揮了重要作用。餐飲消費日益成為人們日常生活中的一種主要消費形式，推動著經濟發展的步伐。基于以上各種因素的綜合考慮，本文簡單分析餐飲消費與經濟發展的關系，主要利用計量中回歸分析的方法得到分析的結論。

[關鍵詞] 餐飲業 消費 餐飲消費 經濟發展 回歸分析

一、引言

餐飲業是一個歷史悠久的行業。廣義的餐飲業是指：從事烹飪產品加工和飲食品銷售，提供飲食消費設施，供應顧客各種餐飲食品，具有生產、銷售和服務三種社會職能的行業。我國餐飲業種類繁多、名目繁雜，大致劃分為中式正餐、西式正餐、中式快餐、西式快餐、咖啡及休閑餐飲店、其他餐飲等六大類。改革開放近30年來，餐飲業在我國蓬勃發展，餐飲消費日益增加，一方面這主要得益于幾個因素：首先，得益于我國經濟的快速增長以及居民收入水平的不斷提高；其次，社會經濟交往活動的增加，直接刺激了餐飲業的發展和餐飲消費的增加；再次，消費觀念的逐漸改變，居民增加了在外用餐的消費支出。近幾年來，居民生活節奏的加快和消費觀念的更新，外出就餐已成時尚。加上飲食觀念的轉變，消費檔次也逐年提高。此外，餐飲業結構調整加快，服務質量提高活躍了市場。另一方面，餐飲業的發展和餐飲消費的增加也對經濟的發展起到不容忽視的推動作用：首先，餐飲業已成為經濟增長的助推器，強勁的餐飲消費，對經濟增長做出了積極的貢獻；其次，餐飲業的發展提供了大量的就業機會，有利于社會的穩定；再次，餐飲消費的增長有利于提高人民生活水平，加快我國全面建設小康社會的步伐；此外，餐飲業的發展有力地推動了相關產業的發展。

二、餐飲消費與經濟發展關系的實證研究

1.模型的建立

(1)變量選取

餐飲業消費品零售總額（R），反映我國餐飲消費的情況；國內生產總值GDP（G），反映我國經濟發展的總體情況；居民人均可支配收入（I），反映居民生活水平；就業人數（L），反映居民就業的情況；旅游收入（T），反映相關產業的發展情況。

(2)數據

本文選取1989年～2005年共17年的數據，數據來源于1990年～2006年的《中國統計年鑒》，統一按照居民消費價格指數換算成可比價格，再以1989年為基數，將后16年的數據換算成相對于1989年的相對數（由于旅游收入數據的缺失，故該項以1994年為基數）。為了使數據的特征反映得更明顯，在分析時對數據取自然對數，分別記為LR、LG、LI、LE、LL、LT。

(3)變量的平穩性檢驗

根據協整檢驗的前提條件，在對變量進行協整檢驗之前，首先要對變量進行平穩性檢驗，只有當變量滿足同階單整的條件時，才能進行協整分析和格蘭杰因果關系檢驗。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗方法，利用EView5.0軟件實現，對各變量序列進行單位根檢驗，判斷各變量序列的平穩性（都是以10%的顯著性水平下的臨界值作為參考得出的結論）。通過ADF檢驗得出，原序列中，就業人數這項指標序列已經是平穩的，對非平穩序列進行一階差分之后，各項序列都已經是平穩的。

(4)餐飲消費與經濟變量的格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗只適用于平穩序列，或者存在協整關系的非平穩序列。如果非平穩序列之間不存在協整關系，將不能進行格蘭杰因果關系檢驗，或者說任何因果推斷都是無效的。本文采用Engle-Granger（EG）檢驗方法，利用EView5.0軟件實現，對餐飲消費與各經濟變量之間的因果關系進行格蘭杰因果關系檢驗（以95%的置信水平作為參考得出的結論）。

由格蘭杰因果關系檢驗結果可以得出：GDP的增長能夠促進餐飲消費的增長，反之餐飲消費對GDP的貢獻不顯著；居民人均可支配收入能夠促進餐飲消費的增長，反之餐飲消費對居民人均可支配收入的作用不顯著；就業人數對餐飲消費的貢獻不顯著，反之餐飲消費能夠促進就業人數的增長；旅游收入對餐飲消費的貢獻不顯著，反之餐飲消費能夠促進旅游收入的增長。

2.影響餐飲消費的因素分析

(1)GDP對餐飲消費影響的回歸分析

對LR與LG進行OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗，說明解釋變量對被解釋變量的影響還是比較顯著的；調整后的擬合優度值為0.991783，說明模型的擬合效果較好；但是DW值僅為0.335486，偏離2較遠，說明殘差序列存在自相關，為了把序列相關納入方程，這里在解釋變量中加入一階自回歸項AR(1)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.998578，比之前的擬合效果更好；DW值為1.582618，比之前有了明顯改善，但是偏離2仍然有一定距離，為了進一步考察殘差序列的自相關性，這里在解釋變量中再加入二階自回歸項AR(2)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.998153，擬合效果很好；DW值為1.998236，已經基本消除了自相關性；LG對LR的彈性系數為1.450639376，說明LG變動1個百分點時，LR同向變動1.450639376個百分點，這表明GDP的變化對餐飲消費影響還是比較顯著的。

(2)居民人均可支配收入對餐飲消費影響的回歸分析

對LR與LI進行OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗，說明解釋變量對被解釋變量的影響還是比較顯著的；調整后的擬合優度值為0.991228，說明模型的擬合效果較好；但是DW值僅為0.385872，偏離2較遠，說明殘差序列存在自相關，為了把序列相關納入方程，這里在解釋變量中加入一階自回歸項AR(1)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.998413，比之前的擬合效果更好；DW值為1.764703，比之前有了明顯改善，但是偏離2仍然有一定距離，為了進一步考察殘差序列的自相關性，這里在解釋變量中再加入二階自回歸項AR(2)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.998050，擬合效果較好；但是DW值為1.587276，比之前反而有所降低，出現了波動，為了進一步考察殘差序列的自相關性，并消除DW值的波動，這里在解釋變量中再加入三階自回歸項AR(3)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.998164，擬合效果很好；DW值為2.142942，已經基本消除了自相關性；LI對LR的彈性系數為1.619624773，說明LI變動1個百分點時，LR同向變動1.619624773個百分點，這表明居民人均可支配收入的變化對餐飲消費影響還是比較顯著的。

3.餐飲消費推動經濟發展

(1)餐飲消費影響就業人數的回歸分析

對LL與LR進行OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗，說明解釋變量對被解釋變量的影響還是比較顯著的；調整后的擬合優度值為0.979255，說明模型的擬合效果較好；但是DW值僅為0.311011，偏離2較遠，說明殘差序列存在自相關，為了把序列相關納入方程，這里在解釋變量中加入一階自回歸項AR(1)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過F檢驗，但是沒有通過t檢驗，這與之前的估計結果相比出現了矛盾，說明產生了波動；調整后的擬合優度值為0.998833，比之前有了一定改善，說明擬合效果更好；DW值為1.551066，比之前有了明顯改善，但是偏離2仍然有一定距離，為了進一步考察殘差序列的自相關性，并消除t檢驗的波動，這里在解釋變量中再加入二階自回歸項AR(2)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.995038，擬合效果較好；但是DW值為2.775706，在2的另一方偏離的更遠，回顧LL數據本身的特點，LL數據在1990年有一個很大的增長，影響了平穩性檢驗，所以在后面的分析中拋棄1989年的數據，從1990年開始，這些造成了分析結果的誤差，因此如果要消除自相關性，應該考慮擴大樣本容量來完成；LR對LL的彈性系數為0.05187454252，說明LR變動1個百分點時，LL同向變動0.05187454252個百分點，顯然餐飲消費對就業人數的影響不是十分顯著。

(2)餐飲消費影響旅游收入的回歸分析

對LT與LR進行OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗，說明解釋變量對被解釋變量的影響還是比較顯著的；調整后的擬合優度值為0.965014，說明模型的擬合效果較好；但是DW值僅為0.869661，偏離2較遠，說明殘差序列存在自相關，為了把序列相關納入方程，這里在解釋變量中加入一階自回歸項AR(1)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.962365，擬合效果較好；DW值為2.213326，比之前有了明顯改善，但是在2的另一邊偏離一定距離，為了進一步考察殘差序列的自相關性，這里在解釋變量中再加入二階自回歸項AR(2)，再做一次OLS回歸估計，結果顯示回歸通過t檢驗、F檢驗；調整后的擬合優度值為0.928313，擬合效果較好；DW值為2.0056720，已經基本消除了自相關性；LR對LT的彈性系數為0.6563063688，說明LR變動1個百分點時，LT同向變動0.6563063688個百分點，這表明餐飲消費對旅游收入的影響還是比較顯著的。

三、結論與啟示

通過回歸分析可以得到：GDP的變化，以及居民人均可支配收入的變化對餐飲消費影響是比較顯著的；另一方面，餐飲消費對旅游收入的影響是比較顯著的，而對就業人數的影響不是十分顯著。這些與之前所做的格蘭杰因果關系的結論基本相符，關于就業人數這一項的結論出現較大背離，主要原因是樣本容量由于數據缺失的限制而偏小，導致結論一定程度上的非真實性，這需要通過擴大樣本容量來完成，基于本文搜集數據有限，只能在今后的研究中做進一步的討論。根據實證分析的結論，我們看到改革開放近30年來，餐飲業的蓬勃發展和餐飲消費的增長，與我國經濟發展的腳步相一致，一方面，經濟的發展促進了餐飲業的發展和餐飲消費的增長；另一方面，餐飲業的發展和餐飲消費的增長又推動經濟發展。因此，在經濟建設的過程中，我們應該充分認識餐飲業與餐飲消費的重要性，進一步加強基礎設施建設，完善服務功能，推動餐飲現代化，促進餐飲消費，拉動經濟的增長。

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