西南财经大学统计学院 陈骋

广西北部湾银行 黄莹

“食在中国，味在成都”，作为川菜的发源地，成都不仅是国内当之无愧的“美食之都”，而且已经逐渐走向国际，成为全球最重要的美食中心之一。“美食”已经成为成都一张闪亮的城市名片，世界各地的人们都通过美食来感受成都深厚的文化底蕴和浓郁的城市魅力。2010年初被联合国教科文组织授予“美食之都”的荣誉称号，成为亚洲第一个获此殊荣的城市。

成都市美食之都促进会发布《2011成都餐饮业调查报告》(2010财政年度)，报告显示，2010年，成都市餐饮业零售总额320.2亿元，同比增长19.9%，增幅位列全国36个主要城市之首。占四川省餐饮业零售总额的32.4%，占成都市社会消费品零售总额的13.2%，占成都市GDP总值的5.8%。高于同期国内生产总值和社会消费品零售总额的增长速度。由此可见，成都餐饮业的高速发展对其经济增长具有拉动作用。

同时，餐饮业是连接上游生产企业和下游消费者的重要产业，其发展带动了相关产业的发展。如餐饮产业规模的增长会给原材料、调味品、半成品、厨具、餐具、装修等产品和服务带来需求的增长；餐饮业运营效率的提高也会给食品加工工业化、教育培训、信息化等相关产业带来需求的增长；餐饮业与旅游业之间具有潜在的合作需求，二者相互促进，共同发展；另外，餐饮业的发展对新产品或新的服务行业也会提出相应的需求。可见，餐饮业促进国民经济发展的方式是多种多样的。

综上，餐饮业已成为国民经济发展的一个重要产业，其在成都这座“美食之都”中更是占据相当重要的地位，对成都经济发展的影响不可小觑，故研究餐饮业对成都经济发展的影响可为成都以促进餐饮业的发展拉动其经济发展提供有益借鉴，具有重要的现实意义。因此，本文以成都市为研究对象，建立计量模型的定量分析方法，试图就餐饮业对成都经济发展的影响进行较为全面规范的研究，将成都餐饮业对其社会经济发展的贡献以直观的数据形式表现出来。量化分析餐饮业对成都经济发展各方面的影响及贡献，以明确餐饮业在成都经济发展中的作用，使之得到更广泛的重视，以促进成都餐饮业发展来达到带动其经济、就业及消费等增长的目的，从而进一步增强成都的城市竞争力。

1 文献回顾

我国对餐饮理论的系统研究始于20世纪80年代，从现有研究看，关于餐饮业对社会经济发展影响的研究仍比较缺乏，餐饮业对经济发展研究的相关文献归纳梳理如下:

梁达(2007)认为餐饮业已成为经济增长的助推器，提供了大量的就业机会，有利于社会的稳定，其发展对相关产业具有一定的带动作用；并总结了促进餐饮业发展的主要因素；李莜，韩函(2007)从社会效益、发展状况及发展新趋势等方面探讨了我国餐饮业应该如何更好的发展；梁有才(2008)详述了餐饮业在西部经济发展中拉动农业、畜牧业、旅游业和食品加工业的重要作用，并指出挖掘餐饮文化内涵对餐饮企业经济效益的提高乃至餐饮业的发展具有重要意义；潘小慈(2009)指出:餐饮业具有抵御经济周期影响的产业优势以及启动大众消费市场的巨大潜力，是拉动节假日消费和落实保障民生政策的重要途径；宋冬雯(2008)运用计量分析中回归分析的方法分析了餐饮消费与经济发展间的关系，阐明了餐饮消费与GDP、居民收入、就业及旅游收入之间的相互影响作用；张进铭，肖德勇(2009)通过描述性分析及实证分析来研究影响餐饮业发展的主要动因。

现有的餐饮业对于经济发展影响的研究大多数只是定性分析或简单的数据分析及指标测算，鲜有规范的定量实证分析。本文在借鉴前人研究方法及成果的基础上，试图运用定性与定量相结合的分析方法，以成都市为例，进行相应指标的测算及模型的构建，具体量化餐饮业发展对城市经济发展的贡献作用，更为深入详细地分析餐饮业对经济发展的影响，以明确餐饮业在城市经济发展中的重要作用，以期为成都市促进餐饮业更加健康快速地发展提供有力的依据和支撑。

2 餐饮业概念界定

欧美《标准行业分类法》对餐饮业的定义是:餐饮业是指以商业赢利为目的的餐饮服务机构；按照我国《国民经济行业分类》(GB/T4754～2002)的定义则是:餐饮业指在一定场所对食物进行现场烹饪、调制并出售给顾客主要供现场消费的服务活动；中国烹饪协会将餐饮产业定义为:通过生产制作加工、商品销售和服务性劳动等手段，向消费者提供饮料、食品、菜肴、消费场所和设备设施的经营单位均属餐饮产业。

在美国，餐饮业主要包括餐馆、快餐店、饭店餐饮、团体餐饮和咖啡、冷饮等饮品店。我国《国民经济行业分类》(GB/T4754—2002)将餐饮业分为:(1)正餐服务:指提供各种中西式炒菜和主食，并由服务员送餐上桌的餐饮服务；(2)快餐服务；(3)饮料及冷饮服务:指提供饮料和冷饮为主的服务；(4)其他餐饮服务:指上述未列明的餐饮服务。

1987年后，中国国家统计局将饮食业改为餐饮产业，其对餐饮产业的解释是:餐饮产业是指专门从事食品烹饪、调制并直接出售给居民饮食的各种经济类型的法人企业、产业活动单位和个体。由于本文所采用的分析研究数据均来源于统计年鉴及统计信息网，故本文对所述餐饮业概念的界定将与国家统计局对餐饮产业的解释相一致。

3 数据选取及模型构建

餐饮业对成都经济的影响，可以通过餐饮业生产总值与成都本地生产总值之间的关系来说明。

改革开放前，餐饮业长期以来在社会经济生活中只是充当生活补充的角色。直到改革开放以后，尤其是20世纪末，餐饮业的产业地位才得以确立。随后，餐饮产业的规模逐渐扩大，产业功能日益凸显和完善。目前，全国有多个省市已经将餐饮产业的发展提到相当重要的位置上来，提出把其作为支柱产业来发展。这使餐饮产业从当初的辅助产业跃升为如今的重要产业。所以本文在此选取成都1978～2009年餐饮业生产总值和本地生产总值数据为研究对象，原始数据来源于历年《成都统计年鉴》以及成都统计公众信息网。

考虑到经济体制的变化对产业及经济发展的影响，本文分两个阶段来研究成都餐饮业对其经济增长的贡献程度，即由传统计划经济体制全面转向社会主义市场经济体制以前(1978～1992)和确立社会主义市场经济体制以后(1993～2009)，这样更能反映在宏观环境变化的情况下，成都餐饮业对其社会经济发展影响程度的变化情况，从而得出更清晰地分析结果。

在接下来的研究分析中，对成都餐饮业生产总值和本地生产总值的原始数据取自然对数以消除时间序列的异方差，这将不会改变原序列间的协整关系。得到新的变量序列后建立以下回归模型，如(1)所示，对成都餐饮业生产总值与本地生产总值做回归分析，以具体量化餐饮业对其经济增长的贡献。

其中，GDP表示成都本地生产总值，CY表示餐饮业生产总值，u为残差项，LN表示对各变量取对数。

3.1 全面转向社会主义市场经济前成都餐饮业对其经济增长的贡献(1978～1992)

3.1.1 单位根检验

变量的平稳性是建立时间序列模型的重要前提，而多数经济时间序列都是非平稳的，若用非平稳时间序列建立回归模型会产生虚假回归问题。故在进行进一步分析之前有必要检验所用于研究的时间序列数据的平稳性。下面采用ADF检验方法对成都1978～1992年度数据序列LNGDP和LNCY进行平稳性检验。检验结果见表1。

由表1检验结果可知，变量LNGDP、LNCY的水平序列和一阶差分序列的ADF统计量都大于其各显著性水平下的临界值，表明成都1978～1992年度数据序列LNGDP和LNCY的水平值和一阶差分都是非平稳的。而LNGDP的二阶差分序列小于其各临界值，LNCY的二阶差分序列也在10%的显著性水平下小于其临界值，所以它们的二阶差分序列都是平稳的，即均为二阶单整I(2)。

3.1.2 协整检验

虽然LNGDP、LNCY两时间序列属于非平稳序列，但是它们的某种线性组合却有可能是平稳的。由以上对时间序列的平稳性检验可知，LNGDP、LNCY同为二阶单整序列，有可能存在协整关系，即长期均衡关系。为了研究二者是否存在长期均衡关系，本文将采用E-G (两步)检验法来检验LNGDP与LNCY的协整性。

首先，建立LNGDP与LNCY的回归模型如(1)式，并对其进行最小二乘回归，回归结果如下:

由回归结果中的DW=0.893可知，残差项具有较强的一阶自相关性，故考虑进一步加入LNGDPt 和LNCYt的滞后项，得LNGDP与LNCY的分布滞后模型，在对模型进行逐步回归剔除不显著变量之后，得到最终回归结果如下:

此时，Q统计量不显著，表明自相关已消除；R2=0.997表明模型整体拟合度较好，各变量也都通过了显著性t检验。由上式可知，成都本地生产总值不仅受当期餐饮业生产总值的影响，同时也受到前一期本地生产总值的影响。

对上式的残差项et进行平稳性检验得其ADF统计量为-3.535124，小于显著性水平为0.01时的临界值-2.7760，故残差序列是平稳的，即表明LNGDP和LNCY是(2，2)阶协整的，它们之间存在长期稳定的均衡关系。

由(2)式可得LNGDP关于LNCY的长期关系(弹性):

(3)式是长期均衡方程，它说明1978～1992年期间，成都本地生产总值(LNGDP)对其餐饮业生产总值(LNCY)的平均弹性是0.78，即当成都餐饮业生产总值增加1%时，其本地生产总值平均增加0.78%。

3.1.3 建立误差修正(短期关系)模型

以上协整检验表明LNGDP和LNCY两者之间存在长期均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精度，我们将通过建立误差修正模型把餐饮业与成都经济的短期动态关系与长期均衡关系联系起来。

以平稳的时间序列et作为误差修正项，建立误差修正模型，对其估计结果如下:

从上述误差修正模型的估计结果中不难发现:(1)其误差修正系数-0.9126为负，符合反向修正机制，这表明当LNGDP和LNCY之间的短期波动偏离长期均衡时，将以一定的调整力度把非均衡状态拉回到均衡状态；误差修正系数的绝对值较大，说明对偏离进行调整的力度较大。(2)LNGDP关于LNCY的短期弹性0.3581为正，说明餐饮业的发展对成都经济增长具有短期促进作用。由于变量对数的差分近似地等于该变量的变化率，因此，短期弹性说明:1978～1992年间，若成都餐饮业增速提高1%，则成都GDP增速将提高0.3581%。

3.2 全面转向社会主义市场经济后成都餐饮业对其经济增长的贡献(1993～2009)

3.2.1 单位根检验

用ADF检验方法对成都1993～2009年度数据序列LNGDP和LNCY进行平稳性检验。检验结果见表2。

表2 ADF单位根检验结果(1993～2009)

由表2检验结果可知，变量LNGDP、LNCY的水平序列和一阶差分序列的ADF统计量都大于其各显著性水平下的临界值，说明成都1993～2009年度数据序列LNGDP和LNCY都是非平稳的。而LNGDP的二阶差分序列小于其各显著性水平下的临界值，LNCY的二阶差分序列也在10%的显著性水平下小于其临界值，所以它们的二阶差分序列都是平稳的，即均为二阶单整I(2)。

3.2.2 协整检验

由以上对时间序列LNGDP和LNCY的平稳性检验可知，两者同为二阶单整序列，因此有可能存在协整关系。接下来研究二者是否存在长期均衡关系，用E-G (两步)检验法检验LNGDP与LNCY的协整性。

建立LNGDP与LNCY的回归模型并对其进行最小二乘回归，回归结果如下:

由回归结果中的DW=0.234可知，残差项存在很强的一阶自相关性，故考虑加入适当的滞后项，得LNGDP与LNCY的分布滞后模型，在对模型进行逐步回归剔除不显著变量之后，所得回归结果如(5)式所示:

此时，Q统计量不显著，表明自相关已消除，R2=0.999表明模型整体拟合度很好，各变量也都通过了显著性t检验。上式表明，成都本地生产总值不仅受当期餐饮业生产总值的影响，同时也受到前两期本地生产总值的影响。

对上式残差项et进行平稳性检验，得其ADF统计量为-5.04835，小于显著性水平为0.01时的临界值-2.7570，说明残差序列是平稳的，即LNGDP和LNCY是(2，2)阶协整的，它们之间存在长期稳定的均衡关系。

由(5)式可得LNGDP关于LNCY的长期关系(弹性):

上述长期均衡方程说明:1993～2009年间，成都本地生产总值(LNGDP)对其餐饮业产值(LNCY)的平均弹性是1.0315，即当成都餐饮业生产总值增加1%时，其本地生产总值平均增加1.0315%。

3.2.3 建立误差修正(短期关系)模型

以上协整检验表明LNGDP和LNCY两者之间存在着一个长期稳定的比例关系，接下来我们将通过建立误差修正模型来反映餐饮业与成都经济的短期动态关系。

以平稳的时间序列et作为误差修正项，建立误差修正模型，对其估计结果如下:由上述误差修正模型的估计结果可知:第一，其误差修正系数-1.3241小于零，符合反向修正机制，而误差修正系数的绝对值较大，说明对偏离进行调整的力度较大。第二，LNGDP关于LNCY的短期弹性为0.2858，说明餐饮业的发展对成都经济发展短期有正向促进作用，且成都餐饮业增速每提高1%将拉动成都GDP增速提高0.2858%。

以上对两阶段的成都本地生产总值及餐饮业生产总值的时间序列数据分别进行协整分析、建立分布滞后模型和误差修正模型，运用Eviews3.1软件进行数据处理、量化分析。

由以上回归分析结果可以看出，自改革开放即餐饮业重要产业的地位得以确立以来，成都餐饮业对其经济发展一直有着较大的拉动作用。更具体地，从产值的角度看，全面转向社会主义市场经济以前(1978～1992)，成都本地生产总值(LNGDP)对其餐饮业生产总值(LNCY)的平均弹性是0.78，即当成都餐饮业产值增加1%时，其本地生产总值平均增加0.78%；而全面转向社会主义市场经济以后(1993～2009)，该平均弹性上升为1.0315，即当成都餐饮业生产总值增加1%时，其本地生产总值平均增加1.0315%，这说明成都餐饮业对其经济增长的影响作用在社会主义市场经济体制确立以后的阶段有了明显提高。而从变化率的角度看，全面转向社会主义市场经济以后餐饮业增长速度的提高对成都本地生产总值增长速度的提高的拉动作用由0.3581%降至0.2858%，下降幅度较小。可见，餐饮业对成都经济增长的促进作用虽在短期内会有波动，但从长期来看，全面转向社会主义市场经济以后餐饮业对成都经济增长的贡献有所提高，这也表明餐饮业在成都经济发展中有着越来越重要的作用。

由此，我们应更加重视餐饮业的发展，将餐饮业的繁荣作为提高成都城市竞争力的重要一环，充分发挥其对成都经济发展的拉动作用，以期达到促进餐饮业健康有序快速地发展来带动成都社会经济蓬勃发展的目标。

4 结语

自餐饮业成为重要产业的地位得以确立以来，成都餐饮业对其经济发展一直有着较大的拉动作用，并且对其经济增长的影响在社会主义市场经济体制确立以后的阶段有了明显提高。具体地，(1)从产值的角度看，全面转向社会主义市场经济以前(1978～1992)，成都本地生产总值对其餐饮业生产总值的平均弹性是0.78，即当成都餐饮业产值增加1%时，其本地生产总值平均增加0.78%；而全面转向社会主义市场经济以后(1993～2009)，该平均弹性上升为1.0315，即当成都餐饮业生产总值增加1%时，其本地生产总值平均增加1.0315%，这说明成都餐饮业对其经济增长的影响作用在社会主义市场经济体制确立以后的阶段有了明显提高。(2)从变化率的角度看，全面转向社会主义市场经济以后餐饮业增长速度的提高对成都本地生产总值增长速度的提高的拉动作用由0.3581%小幅降至0.2858%。因此，由计量分析可知，餐饮业对成都经济增长的促进作用虽在短期内会有波动，但从长期来看，全面转向社会主义市场经济以后餐饮业对成都经济增长的贡献有所提高，这也表明餐饮业在成都经济发展中的作用逐渐增强。

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附录

附表1 取自然对数后的1978～2009年成都餐饮业产值(LNCY)和成都本地生产总值(LNGDP)

附表2 1978～1992年数据:

附表2-1 LNCY对LNGDP的一元回归结果，即(1)式:

附表2-2 LNGDP与LNCY的分布滞后模型回归结果，即(2)式:

附表2-3 误差修正模型，即(4)式:

附表3 1993～2009年数据:

附表3-1 LNCY对LNGDP的一元回归结果，即(5)式:

附表3-2 LNGDP与LNCY的分布滞后模型回归结果，即(6)式:

附表3-3 误差修正模型，即(8)式: