20113907155李晓霞 20113907154 杨文艳 20113907157 导：吴春叶老师目录 计量分析…………………………………………………………2（一）模型设定的经济学原理 2）统计检验…………………………………………………………43）计量经济学检验 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共享经济对餐饮业的影响，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，经营业态日趋丰富共享经济对餐饮业的影响，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 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%。 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。 .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。

.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“ 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) 2010年餐饮业营业收入影响因素的时间序列 X1X2 X3 X4 X5 1996 216.2494 70142.5 176.2494 1330 2789 38520.8 1997 249.3729 78060.9 199.3729 1443 3002 46279.8 1998 308.3 83024.3 268.3 2489 3159 53407.5 1999 510.94 88479.2 410.94 3266 3346 59621.8 2000 402.65 98000.5 302.65 3508 3632 64332.4 2001 560.39 108068.2 460.39 4188591673322.4 2002 621.21 119095.7 521.21 5188591673320.7 2003 830.71 135174.0 700.71 5935 4475 103617.7 2004 1046.88 159586.8 946.88 101885916733255.4 2005 1207.80 183618.5 1007.80 9922 5573 141051.0 2006 1573.6 215883.9 1410.6 11822 6263 161587.3 2007 1907.2 266411.0 1711.3 20694 7255 172534.2 2008 2592.8 315274.7 2358.4 22523 8349 217885.4 2009 2645.90 341401.5 2441.31 141885916733271.7 2010 3891.47 403260.0 2893.23 11822 9968 303302.5 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 =0.995754S.E=88.42689 D-W=1.466260 F=422.1261 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 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>Fa(k,n-k-1)=F0.05(5,11)=3.2 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对餐饮营业收入的共同影响是显著 的。这从P=0.000000t 0.025 (9)=2.26 ,t(X2)=1.26200 0.025(9)=2.26 ,t(X5)=1.636459 05 (k,n-k-1)=05 (5,11)=3.2（显著水平a=0.05）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： (2.585139)(-1.685822) (3.250889) (-1.055104) 9977 DW768 (2.585139)(0.991131) (-0.682689) (0.671952) 994773 DW77 (-1.685822)(0.991131) (4.586216) (-5.338927) 934906 DW9061 (3.250889)(-0.682689) (4.586216) (4.405170) 999104 DW65 (-1.055104)(0.671952) (-5.338927) (4.405170) 9973 DW68 统计量的数值可以看出，解释变量X1、X2、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， 625 VIF38 VIF,均明显大于10，解释变量X1、X2、 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 一元回归结果（被解释变量Y下同） 解释变量 X1 X2 X3 X4 X5 参数估计量 0.010048 1.191045 0.124708 0.455938 0.013117 统计量26.45809 24.65949 4.338156 19.82309 22.75856 0.9817680.979069 0.591447 0.967977 0.975516 调整的R 0.9803650.977459 0.560020 0.965513 0.973632 其中，含有解释变量 X1 的回归方程，调整的 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。 二元回归结果变量 X1 X2 X3 X4 X5 ADJ-R X1，X20.007405 (1.443204) 0.314669 (0.516687) 0.979192 X1，X3 0.011281 (20.58750) -0.023914 (-2.729463) 0.986877 X1，X4 0.027142 (5.490479 -0.782373 (-3.463370) 0.9893 X1,X5 0.007721 (2.166850) 0.003067 (0.657246) 0.979468 x1的基础上分别加入 X2 X3 X4 X5 后，加入 X5 调整的 没有提高，而X2 X3 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。 三元回归结果变量 X1 X2 X3 X4 X5 ADJ-R X1X2 X3 0.005908 (1.490036) 0.656520 (1.367330) -0.026675 (-3.066833) 0.987763 X1 X2 X4 0.024233 (3.941912) 0.361136 (0.817414) -0.788103 (-3.438552) 0.989060 X1 X2 X5 0.004602 (0.690835) 0.350622 (0.560784) 0.003294 (0.683136) 0.978224 在X1 X2的基础上加入X3 X4 后，X1 X2的T检验不显著，且X3 X的参数符号 也不正确，这说明X3 X4引起多重共线性，应予剔除。加入X5后T检验也不显著调 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X1 X2 X5.模型修改 为因而模型修改为如下形式： Y=C+C1*X1+C2*X3 +C5*X5 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 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 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 加权最小二乘法回归结果Y=-174.3726+0.0028X1+0.6415X2+0.000687X5 (-2.9841)(3.4885) (6.5885) (2.3875) 999938 DW=2.152245 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 水平ａ=0.05 由于nR (6)=12.592,所以不存在异方差性。 WLS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 et与et-1,et-2,„,et-p 相关系数与偏相关系数 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 dL=0.82,dU=1.75,4-dU=4-1.75=2.25,这时 DU

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