影响我国餐饮业发展的诸因素分析论文

1、影响我国餐饮业发展的诸因素分析论文 计量经济学-论文影响我国餐饮业发展的诸因素分析系 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：吴春叶老师目录摘 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 .31、参数估计. 32、检验及修正. 4 1）经济意义检验 42）统计检验43）计量经济学检验 53、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

2、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

3、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

4、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

5、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

6、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

7、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年yx1x2x3x4x51996216.249470142.5176.24941330278938520.81997249.372978060.9199.37291443300246279.81998308.383024.3268.32489315953407.51999510.9488479.2410.943266334659621.82000402.6598000.5302.653508363264332.42001560.39108068.2460.394132388773762.42002621.211

8、19095.7521.215021414486910.72003830.71135174.0700.7159354475103617.720041046.88159586.8946.88100675032119555.420051207.80183618.51007.8099225573141051.020061573.6215883.91410.6118226263161587.320071907.2266411.01711.3206947255172534.220082592.8315274.72358.4225238349217885.420092645.90341401.52441.3

9、1140709098260771.720103891.47403260.02893.23118229968303302.5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+0.009140x5t 2.319100 3.913374 1.262002 0.104541 -3.049572 1.636459 r2 0.995754 s.e 88.42689 d-w 1.4662

10、60 f 422.12612. 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

11、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 0.000000 0.05可以明显看出，回归方程是相当显著

12、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 t0.025 9 2.26 ,t x2 1.26200 t0.025 9 2.26 ,t x3 0.104541 t0.025 9 2.26, |t x4 | 3.049572 t0.025 9 2.26 ,t x5 1.636459 t0.025 9 2.26，显然x2、x3、x5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检验：由f 422.1261 k,n-k-1 5,11 3.2（显著水平a 0.05）表

13、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 t 2.585139 0.991131 -0.682689 0.671952 t -1.685822 0.991131 4.586216 -5.338927 t 3.250889 -0.682689 4.586216 4.405170 t -1.055104 0.671952 -5.3389

14、27 4.405170 从以上辅助回归模型中、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，, , ,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：逐步回归法表1一元回归结果（被解释变量y下同）解释变量x1x2x3x4x5参数估计量0.0100481.1910450.1247080.4559380.013117t统计量26.4580924.659494.33815619.8230922.75856r20.9817680.9790690.5914470.9679

15、770.975516调整的r20.9803650.9774590.5600200.9655130.973632其中，含有解释变量x1的回归方程，调整的r2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2二元回归结果变量x1x2x3x4x5adj-r2x1，x20.007405 1.443204 0.314669 0.516687 0.979192x1，x30.011281 20.58750 -0.023914 -2.729463 0.986877x1，x40.027142 5.490479-0.782373 -3.463370 0.9893x1,x50.007721 2.1

16、66850 0.003067 0.657246 0.979468在x1的基础上分别加入x2 x3 x4 x5后，加入x5调整的r2没有提高，而x2 x3的调整的r2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3三元回归结果变量x1x2x3x4x5adj-r2x1 x2 x30.005908 1.490036 0.656520 1.367330 -0.026675 -3.066833 0.987763x1 x2 x40.024233 3.941912 0.361136 0.

17、817414 -0.788103 -3.438552 0.989060x1 x2 x50.004602 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检验也不显著调整后的r2也没增加反而减少，考虑到x2 x5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

18、+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 图示法模型ols回归的得到的残差平方e2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nr2 14.92811 6 12.592,所以存在异方差性。用输出结果的概率值（p值）t -2.9841 3.4885 6.5885 2.3875 dw 2.1522 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

19、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 0.05由于nr2 7.9993 6 12.592 ,所以不存在异方差性。图3 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图4残差图图5 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 dw 2.1522 4-du ,所以根据以上图示法及判断区域可知，随机误差项不存在自相关。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