计量经济学论文影响我国餐饮业发展 的诸因素分析.docx
《计量经济学论文影响我国餐饮业发展 的诸因素分析.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《计量经济学论文影响我国餐饮业发展 的诸因素分析.docx（14页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。
计量经济学论文影响我国餐饮业发展的诸因素分析
计量经济学论文-影响我国餐饮业发展的诸因素分析
计量经济学---论文
系别:
贸易经济系
班级:
11营升本一班
组员:
郑丽华20113907155
李晓霞20113907154
杨文艳20113907157
张璐20113907120
指导:
吴春叶老师
摘要………………………………………………………………1关键词………………………………………………………………1一、我国餐饮业发展的基本现状……………………………..……1二、计量分析…………………………………………………………2
（一）模型设定的经济学原理……………………………..…………2
（二）模型设定……………………………………………..…………3
1、参数估计…………………………………………..……..………3
2、检验及修正………………………………………….….………4
1）经济意义检验……………………………………………………4
2）统计检验…………………………………………………………4
3）计量经济学检验…………………………………………………5
3、确定模型…………………………………………………………12（三）对模型的经济解释及存在的问题……………………….….12三、解决措施及建议………………………………………………13四、参考文献…………………………………………………………13
影响我国餐饮业发展的因素分析
摘要:
餐饮业是第三产业中一个传统服务性行业，我国改革开放后餐饮业始终保持着旺盛的增长势头，质量不断提高，经营业态日趋丰富，投资主体和消费需求日趋多样化，餐饮业现代化不断推进。
餐饮业营业收入是衡量餐饮业发展水平的重要指标，本文从计量经济学角度着重研究影响餐饮业营业收入的因素来考察制约餐饮业发展的关键所在，给出相关政策建议。
关键词:
餐饮业营业收入影响因素政策建议
2011年是“十二五”规划开局之年，也是中国经济处于重要转型期的一年，所以，促使我国经济成功转型将是全国人民共同面对的重要任务。
餐饮业作为服务行业的强大动力源泉，应该加快自我完善，推动我国经济的快速平稳转型。
因此，积极寻求和探索我国餐饮业发展的影响因素成为当前经济发展的必然要求。
一、我国餐饮业发展的基本现状
1（行业发展迅速，规模不断扩大
近年来，我国餐饮业持续快速发展。
2007年，我国连锁餐饮企业门店总数共10973个，而2010年已超过14000家，带动就业人数接近70万。
自从2001年我国餐饮业零售额突破4000亿元以来，其一直保持高速增长，除2003年的同比增长率11.62%以外，其他年份的增长都超过15%。
2（市场竞争加剧，新型业态不断涌现
21世纪以来，以肯德基、麦当劳等洋快餐为代表的新型餐饮业在中国迅速发展，逐渐改变了中国餐饮市场的格局。
特别在一些比较发达的城市，餐饮市场细分不断深化，中餐、西餐、中西合璧餐，正餐、快餐、休闲餐等业态都层出不穷。
3.集团化、连锁化趋势明显
随着餐饮行业管理经验的不断积累和品牌企业的迅速发展，很多大型企业正在追求规模经济和资本运作。
目前，已经有百胜餐饮集团、锦江国际酒店、福成餐饮公司以及小肥羊等多家企业成为上市公司，俏江南、谭鱼头等多家餐饮企业均已启动上市计划，希望通过搭建融资平台，变“民营”为“公众公司”，以扩大企业规模。
4.新问题逐渐显现
多年来，我国餐饮业一直都保持着两位数的高速增长，而2009年却出现了“三低”现象。
餐饮业收入相对于社会消费品零售总额的增长率降低，而且餐饮业的平均利润也在下降。
2009年全国餐饮百强企业的利润为10.43%，比2008年度百强企业下降约3个百分点。
此外，餐饮业城镇投资增长率也有了下滑。
2010年前4个月的城镇投资总额为558.06亿元，增长20.2%，却低于社会城镇投资平均增长率6.7个百分点。
这表明我国餐饮业面临的形势不容乐观，找出影响其发展的因素并及时给予改善才是当务之急。
二、餐饮业水平影响因素分析
（一）模型设定的经济学原理
鉴于餐饮业在国民经济中有如此重要的作用，我尝试通过经济学的方法来分析一下影响餐饮业的因素，并期望为我国餐饮业健康发展思路提供一定基础。
餐饮业营业收入是衡量餐饮业发展水平的重要指标，本文着重研究影响餐饮业营业收入的因素来考察制约餐饮业发展的关键所在。
假定除我们考虑到的因素外，其他因素对餐饮业营业收入的影响可以忽略。
这里:
?
GDP:
可以认为影响着餐饮业营业收入的总水平;
?
餐费收入:
餐费收入是餐饮业营业收入最主要一部分，对它的营业
收入存在一定的影响;
?
餐饮企业数:
企业数越多，营业收入也会越高;
?
居民消费水平:
反映我国城乡居民的餐饮消费水平
?
城乡居民人民币储蓄存款余额:
可以反映我国城乡居民的餐饮消
费能力。
（二）模型设定
根据经济学理论把模型设定为:
Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+C4X4+C5X5+u其中:
Y代表餐饮业营业收入（单位亿元）
X1代表GDP（单位亿元）
X2代表餐费收入（单位亿元）
X3代表餐饮业企业数（单位个）
X4居民消费水平（单位元）
X5代表城乡居民人民币储蓄存款余额（单位万元）
表2010年餐饮业营业收入影响因素的时间序列
YX1X2X3X4X5年
216.24941330199670142.5176.2494278938520.8
249.372914431997199.372978060.9300246279.8
308.32489199883024.3268.3315953407.5
510.9432661999410.9488479.2334659621.8
402.653508200098000.5302.65363264332.4
560.3941322001460.39108068.2388773762.4
621.2150212002119095.7521.21414486910.7
830.7159352003135174.0700.714475103617.7
1046.88100672004159586.8946.885032119555.4
1207.801007.8099222005183618.55573141051.0
1573.61410.6118222006215883.96263161587.3
1907.21711.3206942007266411.07255172534.2
2592.82358.4225232008315274.78349217885.4
2645.902441.31140702009341401.59098260771.7
3891.472893.23118222010403260.09968303302.5
数据来源:
中国统计年鉴、中国经济社会发展统计数据库
1.参数估计
模型:
Y=C+C1*X1+C2*X2+C3*X3+C4*X4+C5*X5+u
用Eviews估计结果为:
Y=1212.16+0.021604X1+0.456371X2+0.0011443X3-1.025294X4+0.009
140X5
t=（2.319100）（3.913374）（1.262002）（0.104541）（-3.049572）（1.636459）2R=0.995754S.E=88.42689D-W=1.466260F=422.1261
2.检验及修正
1）模型经济意义的检验
C=1212.16>0,C1=0.021604>0,C2=0.456371>0,C3=0.001443>0,C5=0.00914>0,说明餐饮业营业收入与GDP、餐费收入、餐饮业企业数、城乡居民人民币储蓄存款余额同方向变动，当其他条件不变时，GDP每增加一个百分点，营业收入平均增加2.16%，餐费收入每增加一个百分点，营业收入将平均增加45.64%，餐饮业企业数每增加一个百分点，营业收入将平均增加0.11%，城乡居民人民币储蓄存款每增加一个百分点营业收入将平均增加0.914%，而居民消费水平的系数的符号是负数与预期的相反，有可能存在严重的多重共线性。
2）统计检验
2R?
拟合优度检验:
=0.995754说明，GDP、餐费收入、餐饮业企业数、居民消费水平、城乡居民人民币储蓄存款余额99.58%做出解释。
回归方程的拟合优度比较好。
?
回归方差标准误差的评价:
S.E=88.42689说明回归方程与各观测点的平均
误差为88.42689。
?
总体显著性检验:
从全部因素的总体影响看，在显著性水平为5%时，F=422.1261>F（k,n-k-1）=F（5,11）=3.2说明GDP、餐费收入、餐饮业企业数、a0.05
居民消费水平、城乡居民人民币储蓄存款余额对餐饮营业收入的共同影响是显著的。
这从P=0.000000<0.05可以明显看出，回归方程是相当显著地。
?
单个回归系数检验:
从单个因素的影响看，在5%显著性水平上，t（X1）=3.91337>t（9）=2.26,t（X2）=1.26200t（9）=2.26,t（X5）=1.636459的t检验都不显著，而且有经济检验的出X5的符号与预期也不一样，这表明很可能存在严重的多重共线性。
3）计量经济学检验
（1）多重共线性检验及修正
FF?
检验:
由F=422.1261>（k,n-k-1）=（5,11）=3.2（显著水平a=0.05）0.050.05
表明模型从整体上看餐饮业营业收入与解释变量间线性关系显著。
简单相关系数矩阵法检验
由相关系数矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性。
辅助回归模型检验。
建立每个解释变量对其余解释变量的辅助回归模型:
t=（2.585139）（-1.685822）（3.250889）（-1.055104）
2DW,2.24939F,1567.768R,0.9977
t=（2.585139）（0.991131）（-0.682689）（0.671952）
22DW,2.6929F,475.77R,0.994773R,0.99268
t=（-1.685822）（0.991131）（4.586216）（-5.338927）
22DW,1.0623F,35.9061R,0.934906R,0.908869
t=（3.250889）（-0.682689）（4.586216）（4.405170）
22DW,1.6819F,2786.65R,0.999104R,0.998745
t=（-1.055104）（0.671952）（-5.338927）（4.405170）
22DW,1.0017F,934.68R,0.9973R,0.9963
2F、统计量的数值可以看出，解释变量X1、X2、从以上辅助回归模型中R
X3、X4、X5之间存在较为严重的多重共线性。
方差膨胀因子检验。
从以上辅助回归模型可知，VIF,625,VIF,20012VIF,15.38VIF,370.37,,,均明显大于10，解释变量X1、X2、VIF,1000354
X3、X4、X5之间存在较为严重的多重共线性。
?
修正多重共线性:
逐步回归法
表1一元回归结果（被解释变量Y下同）
解释变量X1X2X3X4X5
0.0100481.1910450.1247080.4559380.013117参数估计量
26.4580924.659494.33815619.8230922.75856T统计量
20.9817680.9790690.5914470.9679770.975516R
20.9803650.9774590.5600200.9655130.973632调整的R
2其中，含有解释变量X1的回归方程，调整的R最大，以X2为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果如表2所示。
表2二元回归结果
2变量X1X2X3X4X5ADJ-R
0.0074050.3146690.979192X1，X2
（1.443204）（0.516687）
0.011281-0.0239140.986877X1，X3
（20.58750）（-2.729463）
0.027142-0.7823730.9893X1，X4
（5.490479（-3.463370）
0.0077210.0030670.979468X1,X5
（2.166850）（0.657246）
2在x1的基础上分别加入X2X3X4X5后，加入X5调整的R没有提高，而
2X2X3的调整的R都有所提高，但t检验都不能通过，但考虑到餐饮业企业数和居民消费水平对餐饮营业收入影响挺大大，先保留。
考虑到X2（餐费收入）对餐饮营业收入的影响很大，这一步先保留X2。
表3三元回归结果
2变量X1X2X3X4X5ADJ-R
0.0059080.656520-0.0266750.987763X1X2X3
（1.490036）（1.367330）（-3.066833）
0.0242330.361136-0.7881030.989060X1X2X4
（3.941912）（0.817414）（-3.438552）
0.0046020.3506220.0032940.978224X1X2X5
（0.690835）（0.560784）（0.683136）
在X1X2的基础上加入X3X4后，X1X2的T检验不显著，且X3X的参数符号也不正确，这说明X3X4引起多重共线性，应予剔除。
加入X5后T检验也不显著调
2整后的R也没增加反而减少，考虑到X2X5对被解释变量的影响挺大的，出现这种情况可能是由于存在异方差性或自相关性，所以先保留下X1X2X5.模型修改为因而模型修改为如下形式:
Y=C+C1*X1+C2*X3+C5*X5+u
新模型估计结果:
（2）异方差检验及修正
?
检验模型是否存在异方差性
图示法
2模型OLS回归的得到的残差平方e与X1、X2、X5的散点图表明存在单调递增异方差性。
怀特检验。
本模型含交叉乘积项回归后不显著，因此取不含交叉乘积项执行命令之后，屏幕将显示辅助回归模型的估计值结果，如下图1所示。
其中F值为辅助回归模型的F统计量值。
取显著性水平,=0.05，由于22nR=14.92811>（6）=12.592,所以存在异方差性。
用输出结果的概率值（p值）,0.05
可以看出，只要取显著性水平a>0.020823，就可以认为存在异方差。
图1怀特检验结果
?
消除异方差性
采用加权最小二乘法对原模型进行回归。
取原模型残差绝对值的倒数为权数进行加权最小二乘法，回归结果如下图2所示
图2加权最小二乘法回归结果
Y=-174.3726+0.0028X1+0.6415X2+0.000687X5t=（-2.9841）（3.4885）（6.5885）（2.3875）2F,4896.45DW=2.1522R,0.999938
可以看出，与采用OLS估计的原模型相比，无论是拟合优度，还是各参数t统计量以及F统计量的值都有了显著的提高。
为了分析异方差校正情况，利用WLS估计出模型之后，还需要利用怀特检验再次判断模型是否存在异方差性，进行怀特检验后结果如下图3所示，取显著性
22水平,=0.05由于nR=7.9993<（6）=12.592,所以不存在异方差性。
0.05
图3WLS估计模型后的怀特检验结果（3）自相关检验及修正
?
残差图分析
图4残差图
图5e与e,e,„,e相关系数与偏相关系数tt-1t-2t-p
?
D-W检验。
根据图2估计结果，由DW=2.1522，给定显著性水平a=0.05查D-W统计表，n=15,k=3,得下限临界值d=0.82,d=1.75,4-d=4-1.75=2.25,这时LUU
D相关。
3.确定模型
Y=-174.3726+0.0028X1+0.6415X2+0.000687X5
由于该模型的回归结果，t值以及F统计值均显著，且不存在计量经济学问题，因此，最后定型为此。
（三）对模型的经济解释及存在的问题
从以上模型经分析可得出:
（1）从模型可以看出GDP、餐费收入、城乡居民人民币储蓄存款余额，是影响餐
饮业营业收入的最显著因素。
（2）根据先验信息，最终餐费收入应该与餐饮业营业收入存在正相关关系，从
我们建的模型得到的结果看，最终餐费收入与餐饮业营业收入存在正相关
关系。
这就表明我国餐饮业的发展还行。
（3）系数解释:
GDP提高1亿元，营业收入就会平均提高28万元;餐费收入提
高1亿元，营业收入就会平均提高0.6415亿元;城乡居民人民币储蓄存款
余额增加1亿元，营业收入平均提高6.8万元。
（4）综观餐饮业情况，在多重共线剔除的餐饮企业数与居民消费水平，对餐饮
业营业收入也起着很大作用，由于数据或其他原因导致无法在模型中体现
出来。
三、政策建议
（1）发展餐饮业经营业态多样化。
餐饮业在不断适应消费变化的同时，经营业态已形成了多样化的新格局。
餐饮业经营业态多样化趋势明显。
餐饮业在不断适应消费变化的同时，经营业态已形成了多样化的新格局。
在大力发展正餐经营的同时，快餐、大排档、农家乐、咖啡厅、西餐、酒吧、茶馆等多种经营业态百花齐放，成为新的经营热点和经济增长点。
（2）餐饮业投资来源多元、非公经济占主导地位。
从近几年投向餐饮业的资金来源看，逐渐趋于本地化、民间化，多数为房地产、建筑装饰业、贸易等行业的经营者从积累的资本中分流一部分转入餐饮业;部分具备一定实力的餐饮企业加大投入力度，扩大经营规模;外商投资餐饮业呈现快速增长态势，麦当劳、肯德基等国外品牌餐饮企业来琼投资步伐加快。
从全省餐饮业的所有制结构看，私营和个体餐饮业已经占据主导地位，外资、股份合作等餐饮企业在经营行业中占有一席之地，且发展势头看好。
（3）建立全餐饮业法规法律，统计体系，规范引导行业发展，各级政府应从扩大消费，促进就业，改善民生，提高国民素质的高度重视餐饮发展，将其纳入国民经济发展蓝图，出台相应的管理条例和战略规例，制定餐饮业态标准，餐饮市场准入标准，食品安全标准，餐饮服务规范等行业标准。
（4）实施品牌战略，发展集团经营和连锁经营。
推行品牌战略是餐饮企业提高餐饮产品竞争能力的需要，是社会消费水平提高的需要，也是参与国内外竞争的重要条件。
发展集团和连锁经营，才能够壮大竞争实力。
（5）提升文化品位，增加餐饮产品的文化附加值。
饮食文化是一个宽泛的概念，它贯穿于餐饮企业经营和餐饮活动的全过程，体现在各个方面、各个环节之中。
饮食文化品位上去了，可以提高企业的知名度，增加客源，有益于企业的长久发展。
综观中国餐饮业现状，与其他行业比，GDP、餐费收入、企业数、城乡居民人民币储蓄存款余额是制约餐饮业发展的关键因素，值得一提的是餐饮消费意识对餐饮业发展有重要的影响。
所以经济发展了，餐饮业才能够健康发展而带动其他行业的发展，最终达到整个国民经济分良性发展。
【参考文献】
1.《计量经济学》张敬水主编
2.《中国经济社会发展统计数据库》
3.《中国统计年鉴2012》
研究题目影响我国餐饮业发展的因素分析负责人李晓霞
研究成员杨文艳郑丽华张璐
教师评语:
姓名得分
李晓霞
杨文艳
郑丽华
张璐
升级会员 