李斌，黄仲宇，殷红*,2

1 广西壮族自治区烟草专卖局（公司），南宁 530022；

2 桂林市烟草专卖局（公司），广西桂林 541000

卷烟消费和社会经济环境联系紧密，人口、可支配收入、区域性社会亚文化等因素是影响卷烟消费的重要因素。本文以新经济地理学的市场潜力理论为基础，建立卷烟市场潜力模型，探讨卷烟市场潜力与卷烟销售之间的关系，识别并计算社会经济因素对卷烟销售的影响。笔者对社会经济与卷烟经济运行关系的探索研究作为一种尝试，以期起到抛砖引玉的效果，为行业高质量发展决策提供参考。

1 文献综述

行业内外学者围绕卷烟市场需求和消费问题进行了较多研究，本文选择部分代表性文献作为市场潜力指数编制的参考，文献及其主要观点见表1。

表1 代表性文献及其主要观点Tab. 1 Main points of the representative literatures

综上，学者普遍认为区域经济、空间因素均对卷烟市场潜力有影响，而克鲁格曼的新地理经济学（下称NEG）正是关于区域经济的空间关系研究，可以较好的统摄这两个方面的因素。基于此，笔者引入NEG理论作为卷烟市场潜力指数编制的理论依据。此外，毛正中等人关注的卷烟消费行为因素，如区域性控烟影响、“水烟”和“旱烟”吸食等行为因素，对市场潜力影响较大，是NEG市场潜力理论的有效补充。本文在实地调查的基础上，以卷烟平均消费倾向（APC）度量该行为因素影响。将APC纳入卷烟市场潜力分析，优化了指数编制。优化后的指数对实际卷烟市场的反映更为科学。

2 基于新地理经济学市场潜力理论的指数模型构建

当前，我国经济要素向中心城市集聚明显，符合NEG理论“中心—外围模型”揭示的区域经济要素交流的不对等性特征[6]，在理论层面拟合了人口等经济要素向中心城市流动的现象。基于NEG的工资方程，在市场均衡的状态下，推导的市场潜力模型如下[7]。

讨论烟草市场潜力，是讨论最终消费品中的一类，是居民总消费的一小部分。因此研究卷烟市场潜力时，应以居民收入水平中用于卷烟消费的部分计算卷烟市场潜力。本文以能够反映卷烟消费行为的居民卷烟平均消费倾向（APC）对MP模型进行了修正，如下：

其中APCh为h地卷烟平均消费倾向，当h=i时，表示卷烟零售端在本地的市场获得（本地消费者）；当h≠i时，表示卷烟零售端对其他城市卷烟消费需求的获取。

3 数据来源及数据分析

3.1 数据来源及参数值设定

新经济地理学认为，市场获取系数α是本地社会经济综合实力和本地与外围城市城际距离的函数。本文通过信息熵权法综合评价社会经济综合实力；城际距离以高德地图公路距离为基础，结合铁路通达性等调整记入（干线高铁节点城市之间以公路距离的0.6倍计，非干线节点以0.7倍计，无铁路直接连接的城际距离不调整）；本文假设卷烟平均消费倾向（APC）稳定，参考2015年广西区卷烟市场调查报告记入（该调查抽取消费者样本21000个，在95%的置信水平下，抽样误差为0.69%）；Y表示的居民收入水平，以总的城乡居民可支配收入计入；W表示的工资水平，本文采用城镇单位分市零售行业从业人员平均工资计算；G以商品房销售平均价格表示。2014年广西区内时速250 km的铁路正式开通，至今无重大改变，为了避免交通因素干扰，数据选取2014年至今数据。各年度经济数据以2014年为基期，以CPI为通货膨胀率进行调整，相关社会经济数据均来自广西统计局。运输因子T采用指数形式，τ为单位运输成本，含制度成本，本文以铁路运输成本0.0861元/t·km拟合；竞争程度n以零售户户均盈利空间表示（盈利空间以批零差和零售户相应卷烟销量的乘积之和计算），盈利空间越大说明竞争程度越低；系统参数β值取0.3；考虑到卷烟商品成瘾性，相似替代品少，本文设卷烟对一般商品的替代程度σ值为-9，则μ值取-0.9。

3.2 各市社会经济综合评价

3.3 各市卷烟市场潜力评价

在不考虑广西周边的省际和国际市场影响的情况，将经济指标代入（2）式计算各市卷烟市场潜力指数。各单位卷烟市场潜力同经济增长呈现出较一致的态势。本文将本地对外地市场获取与本地对外地市场的辐射（贡献）的差值定义为市场获得指数（market access index）。经计算首邑、潭池和吉新三地市场获得指数明显为正；元兴处于首邑和潭池之间，地理位置紧邻潭池，交通便捷，受中心城市首邑、潭池影响较大；边越受首邑影响较大。各单位市场潜力指数和市场获得指数见下表。

表2 广西各市卷烟市场潜力指数情况Tab. 2 The cigarette MP index of cities in Guangxi

4 市场潜力与实际卷烟销售的数据分析

本文选取2014-2018年各单位实际销售数据和由（2）式测算获得市场潜力指数，形成5个观察期、70个观察值的面板数据，以此检查市场潜力指数与实际卷烟销售额（模型中以XS表示）的关系，检验市场潜力指数对卷烟销售的解释力度。本文卷烟销售额数据是以2014年为基期、以CPI调整的实际值。

4.1 数据平稳性检验

经单位根检验（Unit Root Test），卷烟市场潜力指数平稳，卷烟销售数据为一阶单整。为了避免伪回归，本文以一阶差分模型考察市场潜力指数波动（模型中以DMP表示，DMPit=MPit-MPi(t-1)）与销售额波动（模型中以DXS表示，DXSit=XSit-XSi(t-1)）的关系及解释力度。一阶差分后，形成观察样本56个，数据单根检验结果见表3。基于表3数据知，市场潜力指数波动情况（DMP）和卷烟销售额波动情况（DXS）不存在单位根，数据均平稳。

表3 单位根检验Tab. 3 Unit root test

4.2 卷烟市场潜力指数与卷烟销售的Granger因果关系检验

在平稳性的基础上，如果市场潜力指数波动（DMP）有助于销售额波动（DXS）预测，同时销售额波动（DXS）不应当有助于市场潜力指数波动（DMP）预测，则称DMP同DXS构成Granger因果关系。DMP和DXS的滞后一期的Granger因果关系检验如表4。表4的检验结果符合Granger因果关系，据此，本文认为以DMP反映的市场潜力波动是卷烟销售额波动的Granger原因。

表4 Granger因果检验Tab. 4 Pairwise Granger Causality Test

4.3 卷烟市场潜力指数对卷烟销售的解释力度

4.3.1 波动的面板回归分析

本文通过Hausman检验判断市场潜力波动和销售额面板数据回归类型。经检验，Hausman统计量为0.6716，相应概率值为0.4125，不能拒绝原假设，应建立个体随机效应模型，模型形式如下：

wit为个体混合随机误差项。哑元变量定义如下：

将历年市场潜力指数波动数据和卷烟销售额波动数据代入，计算并检验个体随机效应的面板数据回归模型。模型整体F检验统计值为96.69，在0.01的显著性水平上模型整体成立。杜宾-瓦特森检验（DW检验）结果为1.595。查表知，在0.05的显著性水平上，样本量55解释变量为1的DW值区间为1.528至1.601；在0.05的显著性水平上，样本量为60解释变量为1的DW值区间为1.549至1.616。本文样本量为56（差分后），解释变量为1，模型参数符合杜宾-瓦特森检验要求，模型对各个系数的估计为一致无偏估计。模型参数见表5，模型的拟合优度（R-squared值）为0.6318，即市场潜力波动信息能够解释卷烟市场销售额波动的63.18%。

表5 面板回归模型参数情况Tab. 5 Panel regression model parameters

4.3.2 市场潜力指数的面板回归分析

卷烟市场潜力指数平稳，销售数据为一阶单整，考虑到卷烟经济运行内在稳定性，本文建立以下回归模型：

即：

其中uit为个体混合随机误差项，Dk为哑元变量，含义同上。

该回归类型与波动回归模型类型一致。模型整体F检验统计值为5161.404，在0.01的显著性水平上模型整体成立。杜宾-瓦特森检验（DW检验）结果为1.95，在2附近。模型对各个系数估计基本一致无偏，模型参数见表6：模型的拟合优度（Adjusted R-squared值）为0.9946，即市场潜力指数结合历史销售情况能够预测总体销售情况的99.46%。

表6 面板回归模型参数情况Tab. 6 Panel regression model parameters

5 结论与讨论

结合上述Granger因果检验和面板回归分析，本文形成以下四个主要观点：一是以DMP反映的市场潜力波动是卷烟销售额波动的统计意义上的原因；二是由市场潜力指数反映的市场潜力波动能够较好的解释卷烟销售额的波动；三是市场潜力指数结合历史销售情况能够准确预测总体销售情况；四是由市场潜力指数衍生的市场获取指数能够较好反映中心城市的集聚效应对卷烟经济运行的影响。综上所述，基于NEG市场潜力模型编制的卷烟市场潜力指数能够较好的反映各市公司的卷烟市场潜力，可以服务决策。

在自治区内部市场不受省（市、区）际和国际市场影响的假设下，基于市场潜力模型，本文形成以下三点建议：一是关注经济格局的空间动态调整影响，研究高铁、高速公路网及内河运输网络发展引起的交通通达性改变以及由此引起的市场潜力分布调整，对市场潜力指数增长高于一般增长状态的区域要适度增加计划；二是关注中心城市、中心城市周边城市以及政策密集型城市市场潜力增长情况，关注经济增长滞后城市市场潜力情况，根据卷烟市场潜力变化规划安排卷烟销售计划；三是要保持行业与经济社会发展同步，通过品牌培育等措施，保持零售户卷烟经营的盈利空间总额增长水平略高于、至少不低于社会平均工资和门店租金的增长水平，实现卷烟市场潜力持续增长或保持稳定。