餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實(shí)證研究

西南財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院 陳騁

廣西北部灣銀行 黃瑩

“食在中國，味在成都”，作為川菜的發(fā)源地，成都不僅是國內(nèi)當(dāng)之無愧的“美食之都”，而且已經(jīng)逐漸走向國際，成為全球最重要的美食中心之一。“美食”已經(jīng)成為成都一張閃亮的城市名片，世界各地的人們都通過美食來感受成都深厚的文化底蘊(yùn)和濃郁的城市魅力。2010年初被聯(lián)合國教科文組織授予“美食之都”的榮譽(yù)稱號(hào)，成為亞洲第一個(gè)獲此殊榮的城市。

成都市美食之都促進(jìn)會(huì)發(fā)布《2011成都餐飲業(yè)調(diào)查報(bào)告》(2010財(cái)政年度)，報(bào)告顯示，2010年，成都市餐飲業(yè)零售總額320.2億元，同比增長19.9%，增幅位列全國36個(gè)主要城市之首。占四川省餐飲業(yè)零售總額的32.4%，占成都市社會(huì)消費(fèi)品零售總額的13.2%，占成都市GDP總值的5.8%。高于同期國內(nèi)生產(chǎn)總值和社會(huì)消費(fèi)品零售總額的增長速度。由此可見，成都餐飲業(yè)的高速發(fā)展對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長具有拉動(dòng)作用。

同時(shí)，餐飲業(yè)是連接上游生產(chǎn)企業(yè)和下游消費(fèi)者的重要產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展帶動(dòng)了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。如餐飲產(chǎn)業(yè)規(guī)模的增長會(huì)給原材料、調(diào)味品、半成品、廚具、餐具、裝修等產(chǎn)品和服務(wù)帶來需求的增長；餐飲業(yè)運(yùn)營效率的提高也會(huì)給食品加工工業(yè)化、教育培訓(xùn)、信息化等相關(guān)產(chǎn)業(yè)帶來需求的增長；餐飲業(yè)與旅游業(yè)之間具有潛在的合作需求，二者相互促進(jìn)，共同發(fā)展；另外，餐飲業(yè)的發(fā)展對(duì)新產(chǎn)品或新的服務(wù)行業(yè)也會(huì)提出相應(yīng)的需求。可見，餐飲業(yè)促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方式是多種多樣的。

綜上，餐飲業(yè)已成為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要產(chǎn)業(yè)，其在成都這座“美食之都”中更是占據(jù)相當(dāng)重要的地位，對(duì)成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不可小覷，故研究餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響可為成都以促進(jìn)餐飲業(yè)的發(fā)展拉動(dòng)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供有益借鑒，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文以成都市為研究對(duì)象，建立計(jì)量模型的定量分析方法，試圖就餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響進(jìn)行較為全面規(guī)范的研究，將成都餐飲業(yè)對(duì)其社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)以直觀的數(shù)據(jù)形式表現(xiàn)出來。量化分析餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展各方面的影響及貢獻(xiàn)，以明確餐飲業(yè)在成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，使之得到更廣泛的重視，以促進(jìn)成都餐飲業(yè)發(fā)展來達(dá)到帶動(dòng)其經(jīng)濟(jì)、就業(yè)及消費(fèi)等增長的目的，從而進(jìn)一步增強(qiáng)成都的城市競爭力。

1 文獻(xiàn)回顧

我國對(duì)餐飲理論的系統(tǒng)研究始于20世紀(jì)80年代，從現(xiàn)有研究看，關(guān)于餐飲業(yè)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究仍比較缺乏，餐飲業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究的相關(guān)文獻(xiàn)歸納梳理如下:

梁達(dá)(2007)認(rèn)為餐飲業(yè)已成為經(jīng)濟(jì)增長的助推器，提供了大量的就業(yè)機(jī)會(huì)，有利于社會(huì)的穩(wěn)定，其發(fā)展對(duì)相關(guān)產(chǎn)業(yè)具有一定的帶動(dòng)作用；并總結(jié)了促進(jìn)餐飲業(yè)發(fā)展的主要因素；李莜，韓函(2007)從社會(huì)效益、發(fā)展?fàn)顩r及發(fā)展新趨勢(shì)等方面探討了我國餐飲業(yè)應(yīng)該如何更好的發(fā)展；梁有才(2008)詳述了餐飲業(yè)在西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展中拉動(dòng)農(nóng)業(yè)、畜牧業(yè)、旅游業(yè)和食品加工業(yè)的重要作用，并指出挖掘餐飲文化內(nèi)涵對(duì)餐飲企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的提高乃至餐飲業(yè)的發(fā)展具有重要意義；潘小慈(2009)指出:餐飲業(yè)具有抵御經(jīng)濟(jì)周期影響的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)以及啟動(dòng)大眾消費(fèi)市場的巨大潛力，是拉動(dòng)節(jié)假日消費(fèi)和落實(shí)保障民生政策的重要途徑；宋冬雯(2008)運(yùn)用計(jì)量分析中回歸分析的方法分析了餐飲消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的關(guān)系，闡明了餐飲消費(fèi)與GDP、居民收入、就業(yè)及旅游收入之間的相互影響作用；張進(jìn)銘，肖德勇(2009)通過描述性分析及實(shí)證分析來研究影響餐飲業(yè)發(fā)展的主要?jiǎng)右颉?/p>

現(xiàn)有的餐飲業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究大多數(shù)只是定性分析或簡單的數(shù)據(jù)分析及指標(biāo)測算，鮮有規(guī)范的定量實(shí)證分析。本文在借鑒前人研究方法及成果的基礎(chǔ)上，試圖運(yùn)用定性與定量相結(jié)合的分析方法，以成都市為例，進(jìn)行相應(yīng)指標(biāo)的測算及模型的構(gòu)建，具體量化餐飲業(yè)發(fā)展對(duì)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)作用，更為深入詳細(xì)地分析餐飲業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，以明確餐飲業(yè)在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用，以期為成都市促進(jìn)餐飲業(yè)更加健康快速地發(fā)展提供有力的依據(jù)和支撐。

2 餐飲業(yè)概念界定

歐美《標(biāo)準(zhǔn)行業(yè)分類法》對(duì)餐飲業(yè)的定義是:餐飲業(yè)是指以商業(yè)贏利為目的的餐飲服務(wù)機(jī)構(gòu)；按照我國《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T4754～2002)的定義則是:餐飲業(yè)指在一定場所對(duì)食物進(jìn)行現(xiàn)場烹飪、調(diào)制并出售給顧客主要供現(xiàn)場消費(fèi)的服務(wù)活動(dòng)；中國烹飪協(xié)會(huì)將餐飲產(chǎn)業(yè)定義為:通過生產(chǎn)制作加工、商品銷售和服務(wù)性勞動(dòng)等手段，向消費(fèi)者提供飲料、食品、菜肴、消費(fèi)場所和設(shè)備設(shè)施的經(jīng)營單位均屬餐飲產(chǎn)業(yè)。

在美國，餐飲業(yè)主要包括餐館、快餐店、飯店餐飲、團(tuán)體餐飲和咖啡、冷飲等飲品店。我國《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T4754—2002)將餐飲業(yè)分為:(1)正餐服務(wù):指提供各種中西式炒菜和主食，并由服務(wù)員送餐上桌的餐飲服務(wù)；(2)快餐服務(wù)；(3)飲料及冷飲服務(wù):指提供飲料和冷飲為主的服務(wù)；(4)其他餐飲服務(wù):指上述未列明的餐飲服務(wù)。

1987年后，中國國家統(tǒng)計(jì)局將飲食業(yè)改為餐飲產(chǎn)業(yè)，其對(duì)餐飲產(chǎn)業(yè)的解釋是:餐飲產(chǎn)業(yè)是指專門從事食品烹飪、調(diào)制并直接出售給居民飲食的各種經(jīng)濟(jì)類型的法人企業(yè)、產(chǎn)業(yè)活動(dòng)單位和個(gè)體。由于本文所采用的分析研究數(shù)據(jù)均來源于統(tǒng)計(jì)年鑒及統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，故本文對(duì)所述餐飲業(yè)概念的界定將與國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)餐飲產(chǎn)業(yè)的解釋相一致。

3 數(shù)據(jù)選取及模型構(gòu)建

餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)的影響，可以通過餐飲業(yè)生產(chǎn)總值與成都本地生產(chǎn)總值之間的關(guān)系來說明。

改革開放前，餐飲業(yè)長期以來在社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活中只是充當(dāng)生活補(bǔ)充的角色。直到改革開放以后，尤其是20世紀(jì)末，餐飲業(yè)的產(chǎn)業(yè)地位才得以確立。隨后，餐飲產(chǎn)業(yè)的規(guī)模逐漸擴(kuò)大，產(chǎn)業(yè)功能日益凸顯和完善。目前，全國有多個(gè)省市已經(jīng)將餐飲產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提到相當(dāng)重要的位置上來，提出把其作為支柱產(chǎn)業(yè)來發(fā)展。這使餐飲產(chǎn)業(yè)從當(dāng)初的輔助產(chǎn)業(yè)躍升為如今的重要產(chǎn)業(yè)。所以本文在此選取成都1978～2009年餐飲業(yè)生產(chǎn)總值和本地生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，原始數(shù)據(jù)來源于歷年《成都統(tǒng)計(jì)年鑒》以及成都統(tǒng)計(jì)公眾信息網(wǎng)。

考慮到經(jīng)濟(jì)體制的變化對(duì)產(chǎn)業(yè)及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文分兩個(gè)階段來研究成都餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度，即由傳統(tǒng)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制以前(1978～1992)和確立社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制以后(1993～2009)，這樣更能反映在宏觀環(huán)境變化的情況下，成都餐飲業(yè)對(duì)其社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響程度的變化情況，從而得出更清晰地分析結(jié)果。

在接下來的研究分析中，對(duì)成都餐飲業(yè)生產(chǎn)總值和本地生產(chǎn)總值的原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)以消除時(shí)間序列的異方差，這將不會(huì)改變?cè)蛄虚g的協(xié)整關(guān)系。得到新的變量序列后建立以下回歸模型，如(1)所示，對(duì)成都餐飲業(yè)生產(chǎn)總值與本地生產(chǎn)總值做回歸分析，以具體量化餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

其中，GDP表示成都本地生產(chǎn)總值，CY表示餐飲業(yè)生產(chǎn)總值，u為殘差項(xiàng)，LN表示對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。

3.1 全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)前成都餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)(1978～1992)

3.1.1 單位根檢驗(yàn)

變量的平穩(wěn)性是建立時(shí)間序列模型的重要前提，而多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，若用非平穩(wěn)時(shí)間序列建立回歸模型會(huì)產(chǎn)生虛假回歸問題。故在進(jìn)行進(jìn)一步分析之前有必要檢驗(yàn)所用于研究的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。下面采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)成都1978～1992年度數(shù)據(jù)序列LNGDP和LNCY進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由表1檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量LNGDP、LNCY的水平序列和一階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量都大于其各顯著性水平下的臨界值，表明成都1978～1992年度數(shù)據(jù)序列LNGDP和LNCY的水平值和一階差分都是非平穩(wěn)的。而LNGDP的二階差分序列小于其各臨界值，LNCY的二階差分序列也在10%的顯著性水平下小于其臨界值，所以它們的二階差分序列都是平穩(wěn)的，即均為二階單整I(2)。

3.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

雖然LNGDP、LNCY兩時(shí)間序列屬于非平穩(wěn)序列，但是它們的某種線性組合卻有可能是平穩(wěn)的。由以上對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，LNGDP、LNCY同為二階單整序列，有可能存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。為了研究二者是否存在長期均衡關(guān)系，本文將采用E-G (兩步)檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)LNGDP與LNCY的協(xié)整性。

首先，建立LNGDP與LNCY的回歸模型如(1)式，并對(duì)其進(jìn)行最小二乘回歸，回歸結(jié)果如下:

由回歸結(jié)果中的DW=0.893可知，殘差項(xiàng)具有較強(qiáng)的一階自相關(guān)性，故考慮進(jìn)一步加入LNGDPt 和LNCYt的滯后項(xiàng)，得LNGDP與LNCY的分布滯后模型，在對(duì)模型進(jìn)行逐步回歸剔除不顯著變量之后，得到最終回歸結(jié)果如下:

此時(shí)，Q統(tǒng)計(jì)量不顯著，表明自相關(guān)已消除；R2=0.997表明模型整體擬合度較好，各變量也都通過了顯著性t檢驗(yàn)。由上式可知，成都本地生產(chǎn)總值不僅受當(dāng)期餐飲業(yè)生產(chǎn)總值的影響，同時(shí)也受到前一期本地生產(chǎn)總值的影響。

對(duì)上式的殘差項(xiàng)et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)得其ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.535124，小于顯著性水平為0.01時(shí)的臨界值-2.7760，故殘差序列是平穩(wěn)的，即表明LNGDP和LNCY是(2，2)階協(xié)整的，它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由(2)式可得LNGDP關(guān)于LNCY的長期關(guān)系(彈性):

(3)式是長期均衡方程，它說明1978～1992年期間，成都本地生產(chǎn)總值(LNGDP)對(duì)其餐飲業(yè)生產(chǎn)總值(LNCY)的平均彈性是0.78，即當(dāng)成都餐飲業(yè)生產(chǎn)總值增加1%時(shí)，其本地生產(chǎn)總值平均增加0.78%。

3.1.3 建立誤差修正(短期關(guān)系)模型

以上協(xié)整檢驗(yàn)表明LNGDP和LNCY兩者之間存在長期均衡關(guān)系。但從短期來看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，我們將通過建立誤差修正模型把餐飲業(yè)與成都經(jīng)濟(jì)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系與長期均衡關(guān)系聯(lián)系起來。

以平穩(wěn)的時(shí)間序列et作為誤差修正項(xiàng)，建立誤差修正模型，對(duì)其估計(jì)結(jié)果如下:

從上述誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果中不難發(fā)現(xiàn):(1)其誤差修正系數(shù)-0.9126為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，這表明當(dāng)LNGDP和LNCY之間的短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以一定的調(diào)整力度把非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)；誤差修正系數(shù)的絕對(duì)值較大，說明對(duì)偏離進(jìn)行調(diào)整的力度較大。(2)LNGDP關(guān)于LNCY的短期彈性0.3581為正，說明餐飲業(yè)的發(fā)展對(duì)成都經(jīng)濟(jì)增長具有短期促進(jìn)作用。由于變量對(duì)數(shù)的差分近似地等于該變量的變化率，因此，短期彈性說明:1978～1992年間，若成都餐飲業(yè)增速提高1%，則成都GDP增速將提高0.3581%。

3.2 全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)后成都餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)(1993～2009)

3.2.1 單位根檢驗(yàn)

用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)成都1993～2009年度數(shù)據(jù)序列LNGDP和LNCY進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果(1993～2009)

由表2檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量LNGDP、LNCY的水平序列和一階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量都大于其各顯著性水平下的臨界值，說明成都1993～2009年度數(shù)據(jù)序列LNGDP和LNCY都是非平穩(wěn)的。而LNGDP的二階差分序列小于其各顯著性水平下的臨界值，LNCY的二階差分序列也在10%的顯著性水平下小于其臨界值，所以它們的二階差分序列都是平穩(wěn)的，即均為二階單整I(2)。

3.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

由以上對(duì)時(shí)間序列LNGDP和LNCY的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，兩者同為二階單整序列，因此有可能存在協(xié)整關(guān)系。接下來研究二者是否存在長期均衡關(guān)系，用E-G (兩步)檢驗(yàn)法檢驗(yàn)LNGDP與LNCY的協(xié)整性。

建立LNGDP與LNCY的回歸模型并對(duì)其進(jìn)行最小二乘回歸，回歸結(jié)果如下:

由回歸結(jié)果中的DW=0.234可知，殘差項(xiàng)存在很強(qiáng)的一階自相關(guān)性，故考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，得LNGDP與LNCY的分布滯后模型，在對(duì)模型進(jìn)行逐步回歸剔除不顯著變量之后，所得回歸結(jié)果如(5)式所示:

此時(shí)，Q統(tǒng)計(jì)量不顯著，表明自相關(guān)已消除，R2=0.999表明模型整體擬合度很好，各變量也都通過了顯著性t檢驗(yàn)。上式表明，成都本地生產(chǎn)總值不僅受當(dāng)期餐飲業(yè)生產(chǎn)總值的影響，同時(shí)也受到前兩期本地生產(chǎn)總值的影響。

對(duì)上式殘差項(xiàng)et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得其ADF統(tǒng)計(jì)量為-5.04835，小于顯著性水平為0.01時(shí)的臨界值-2.7570，說明殘差序列是平穩(wěn)的，即LNGDP和LNCY是(2，2)階協(xié)整的，它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由(5)式可得LNGDP關(guān)于LNCY的長期關(guān)系(彈性):

上述長期均衡方程說明:1993～2009年間，成都本地生產(chǎn)總值(LNGDP)對(duì)其餐飲業(yè)產(chǎn)值(LNCY)的平均彈性是1.0315，即當(dāng)成都餐飲業(yè)生產(chǎn)總值增加1%時(shí)，其本地生產(chǎn)總值平均增加1.0315%。

3.2.3 建立誤差修正(短期關(guān)系)模型

以上協(xié)整檢驗(yàn)表明LNGDP和LNCY兩者之間存在著一個(gè)長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，接下來我們將通過建立誤差修正模型來反映餐飲業(yè)與成都經(jīng)濟(jì)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

以平穩(wěn)的時(shí)間序列et作為誤差修正項(xiàng)，建立誤差修正模型，對(duì)其估計(jì)結(jié)果如下:由上述誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果可知:第一，其誤差修正系數(shù)-1.3241小于零，符合反向修正機(jī)制，而誤差修正系數(shù)的絕對(duì)值較大，說明對(duì)偏離進(jìn)行調(diào)整的力度較大。第二，LNGDP關(guān)于LNCY的短期彈性為0.2858，說明餐飲業(yè)的發(fā)展對(duì)成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展短期有正向促進(jìn)作用，且成都餐飲業(yè)增速每提高1%將拉動(dòng)成都GDP增速提高0.2858%。

以上對(duì)兩階段的成都本地生產(chǎn)總值及餐飲業(yè)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分別進(jìn)行協(xié)整分析、建立分布滯后模型和誤差修正模型，運(yùn)用Eviews3.1軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理、量化分析。

由以上回歸分析結(jié)果可以看出，自改革開放即餐飲業(yè)重要產(chǎn)業(yè)的地位得以確立以來，成都餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直有著較大的拉動(dòng)作用。更具體地，從產(chǎn)值的角度看，全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以前(1978～1992)，成都本地生產(chǎn)總值(LNGDP)對(duì)其餐飲業(yè)生產(chǎn)總值(LNCY)的平均彈性是0.78，即當(dāng)成都餐飲業(yè)產(chǎn)值增加1%時(shí)，其本地生產(chǎn)總值平均增加0.78%；而全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以后(1993～2009)，該平均彈性上升為1.0315，即當(dāng)成都餐飲業(yè)生產(chǎn)總值增加1%時(shí)，其本地生產(chǎn)總值平均增加1.0315%，這說明成都餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的影響作用在社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制確立以后的階段有了明顯提高。而從變化率的角度看，全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以后餐飲業(yè)增長速度的提高對(duì)成都本地生產(chǎn)總值增長速度的提高的拉動(dòng)作用由0.3581%降至0.2858%，下降幅度較小。可見，餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用雖在短期內(nèi)會(huì)有波動(dòng)，但從長期來看，全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以后餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有所提高，這也表明餐飲業(yè)在成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展中有著越來越重要的作用。

由此，我們應(yīng)更加重視餐飲業(yè)的發(fā)展，將餐飲業(yè)的繁榮作為提高成都城市競爭力的重要一環(huán)，充分發(fā)揮其對(duì)成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)作用，以期達(dá)到促進(jìn)餐飲業(yè)健康有序快速地發(fā)展來帶動(dòng)成都社會(huì)經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展的目標(biāo)。

4 結(jié)語

自餐飲業(yè)成為重要產(chǎn)業(yè)的地位得以確立以來，成都餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直有著較大的拉動(dòng)作用，并且對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的影響在社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制確立以后的階段有了明顯提高。具體地，(1)從產(chǎn)值的角度看，全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以前(1978～1992)，成都本地生產(chǎn)總值對(duì)其餐飲業(yè)生產(chǎn)總值的平均彈性是0.78，即當(dāng)成都餐飲業(yè)產(chǎn)值增加1%時(shí)，其本地生產(chǎn)總值平均增加0.78%；而全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以后(1993～2009)，該平均彈性上升為1.0315，即當(dāng)成都餐飲業(yè)生產(chǎn)總值增加1%時(shí)，其本地生產(chǎn)總值平均增加1.0315%，這說明成都餐飲業(yè)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的影響作用在社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制確立以后的階段有了明顯提高。(2)從變化率的角度看，全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以后餐飲業(yè)增長速度的提高對(duì)成都本地生產(chǎn)總值增長速度的提高的拉動(dòng)作用由0.3581%小幅降至0.2858%。因此，由計(jì)量分析可知，餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用雖在短期內(nèi)會(huì)有波動(dòng)，但從長期來看，全面轉(zhuǎn)向社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)以后餐飲業(yè)對(duì)成都經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有所提高，這也表明餐飲業(yè)在成都經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用逐漸增強(qiáng)。

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[45]Arthur O’Sullivan ,Urban Economics. Peking: Citic Publishing House, 2002.

附錄

附表1 取自然對(duì)數(shù)后的1978～2009年成都餐飲業(yè)產(chǎn)值(LNCY)和成都本地生產(chǎn)總值(LNGDP)

附表2 1978～1992年數(shù)據(jù):

附表2-1 LNCY對(duì)LNGDP的一元回歸結(jié)果，即(1)式:

附表2-2 LNGDP與LNCY的分布滯后模型回歸結(jié)果，即(2)式:

附表2-3 誤差修正模型，即(4)式:

附表3 1993～2009年數(shù)據(jù):

附表3-1 LNCY對(duì)LNGDP的一元回歸結(jié)果，即(5)式:

附表3-2 LNGDP與LNCY的分布滯后模型回歸結(jié)果，即(6)式:

附表3-3 誤差修正模型，即(8)式: