中國住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長影響的定量研究
——基于1985—2014年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

瞿 華，劉榮榮

（華南師范大學(xué) 旅游管理學(xué)院，廣東 廣州510631）

中國住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長影響的定量研究
——基于1985—2014年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

瞿 華，劉榮榮

（華南師范大學(xué) 旅游管理學(xué)院，廣東 廣州510631）

1985—2014年服務(wù)業(yè)增加值、住宿餐飲業(yè)增加值和GDP的時間序列數(shù)據(jù)顯示，住宿餐飲業(yè)增加值的增長速度近年來呈現(xiàn)下降趨勢，住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長的貢獻(xiàn)率和拉動作用較小。協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型的研究結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)增長與住宿餐飲業(yè)增長、經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長的影響系數(shù)較小，LNRZC與LNRFW之間的格蘭杰因果關(guān)系總體上并不顯著。因此，應(yīng)從進(jìn)一步提高對住宿餐飲業(yè)發(fā)展的重視程度、開發(fā)具有國際競爭力的產(chǎn)品、重視高素質(zhì)人才隊(duì)伍建設(shè)、抓住旅游業(yè)發(fā)展帶來的機(jī)遇等方面，促進(jìn)住宿餐飲業(yè)發(fā)展，以增強(qiáng)其對服務(wù)業(yè)增長的拉動作用。

服務(wù)業(yè)；住宿餐飲業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

一、引言和文獻(xiàn)回顧

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟(jì)高速增長，第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率總體上呈現(xiàn)上升趨勢，并在2014年超過第二產(chǎn)業(yè)?！吨袊y(tǒng)計(jì)年鑒》在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中，將第三產(chǎn)業(yè)分為交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和其他服務(wù)業(yè)。基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用這一分類法，并就“住宿和餐飲業(yè)”（以下簡稱“住宿餐飲業(yè)”）對服務(wù)業(yè)增長的貢獻(xiàn)和影響進(jìn)行實(shí)證研究。

作為滿足人們生活和旅游活動需要的住宿餐飲業(yè)，一直受到政府的重視，也備受國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。起初，大多數(shù)研究者的研究集中在住宿餐飲業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀、存在的問題、影響因素以及營銷策略等方面。Dandárová采用案例調(diào)查的方法，論述了服務(wù)質(zhì)量是住宿餐飲業(yè)發(fā)展過程中的大問題，并提出要重視員工素質(zhì)的提高以提高服務(wù)水平［1］。Bull討論了19世紀(jì)90年代英國住宿餐飲業(yè)的主要變化，認(rèn)為地理位置是影響住宿餐飲業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素［2］。琚勝利、陸林分析了中國餐飲產(chǎn)業(yè)規(guī)模小、數(shù)量多以及競爭力弱等問題，提出了餐飲業(yè)集群發(fā)展的戰(zhàn)略選擇［3］。國家統(tǒng)計(jì)局住宿餐飲業(yè)研究課題組、李先國以及黎菲等分別討論了住宿餐飲業(yè)存在行業(yè)集中度低、服務(wù)水平低、對衛(wèi)生安全不夠重視等問題，提出了實(shí)施品牌化經(jīng)營、提高員工素質(zhì)以及規(guī)范行業(yè)行為等建議［4-6］。少數(shù)學(xué)者對住宿餐飲業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了探究。Sharpley以塞浦路斯島為案例，研究發(fā)現(xiàn)住宿業(yè)的數(shù)量和質(zhì)量對旅游目的地的旅游經(jīng)濟(jì)的增長有較大的影響［7］。Heesook與Han利用投入產(chǎn)出模型分析了餐飲業(yè)對韓國國民經(jīng)濟(jì)的作用，并明確了它在韓國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的產(chǎn)業(yè)地位［8］。Hlinka認(rèn)為繁榮的住宿餐飲業(yè)為捷克共和國當(dāng)?shù)鼐用裉峁┝舜罅康木蜆I(yè)崗位，從而促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展［9］。梁達(dá)認(rèn)為餐飲業(yè)的快速發(fā)展有利于其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而帶動整個經(jīng)濟(jì)的增長［10］。梁有才分析了餐飲業(yè)在西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中推動農(nóng)業(yè)、畜牧業(yè)以及旅游業(yè)發(fā)展的作用［11］。宋冬雯運(yùn)用回歸分析法分析了GDP的變化對餐飲消費(fèi)的影響［12］。郝飛飛基于投入產(chǎn)出模型和其他模型計(jì)算出江西省的經(jīng)濟(jì)增長對住宿餐飲產(chǎn)業(yè)的彈性系數(shù)為0.6［13］。

總體來說，目前相關(guān)文獻(xiàn)的研究采用定性研究方法的居多，研究內(nèi)容主要集中在住宿餐飲業(yè)對整體經(jīng)濟(jì)增長的影響方面，鮮有聚焦于住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長影響的研究。本文擬采用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和誤差修正模型，就中國住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長的影響進(jìn)行分析。此外，考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)變動對服務(wù)業(yè)的影響，本文也將經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)水平納入其中。

二、住宿餐飲業(yè)、服務(wù)業(yè)的增長速度及前者對后者的貢獻(xiàn)率和拉動作用

圖1表明，1985—2014年中國住宿餐飲業(yè)名義增加值與實(shí)際增加值、服務(wù)業(yè)名義增加值與實(shí)際增加值（1985=100）的變化趨勢大致相同，二者均保持較快增長。住宿餐飲業(yè)名義增加值和服務(wù)業(yè)名義增加值分別由1985年的138.3億元和2 651.6億元，增長到2014年的11 198.8億元和306 038.2億元，各自增長了約81倍和115倍；住宿餐飲業(yè)實(shí)際增加值和服務(wù)業(yè)實(shí)際增加值分別由1985年的138.3億元和2 651.6億元，增長到2014年的2 418.65億元和66 096.39億元，各自增長了約17倍和25倍。這一時期，雖然住宿餐飲業(yè)增加值和服務(wù)業(yè)增加值不斷增長，但它們的增長速度（比上年）整體上呈下降趨勢（見圖2）。住宿餐飲業(yè)名義增加值和服務(wù)業(yè)名義增加值的增長速度分別由44.02%和42.87%，下降到10.93%和9.49%；住宿餐飲業(yè)實(shí)際增加值和服務(wù)業(yè)實(shí)際增加值（1985=100）的增長速度分別從 31.77%和 30.72%，下降到 8.75%和7.34%，其中，1989年住宿餐飲業(yè)實(shí)際增加值的增長率為-2.62%。

圖1 1985—2014年中國服務(wù)業(yè)增加值和住宿餐飲業(yè)增加值

圖2 1985—2014年服務(wù)業(yè)增加值和住宿餐飲業(yè)增加值的增長速度

圖3和圖4顯示，1985—2014年，按不變價(jià)格計(jì)算，中國住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率和拉動均比較小，貢獻(xiàn)率一直在-13.14%~10.29%之間波動，整體上呈現(xiàn)下降的趨勢，由1985年的5.11%下降到2014年的3.11%，下降了2個百分點(diǎn)；拉動系數(shù)在-0.13%~2.07%之間變化，整體上也呈下降趨勢，由1985年的1.61%下降到2014年的0.27%。此外，根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的分類方法，服務(wù)業(yè)包括住宿和餐飲業(yè)、交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及“其他服務(wù)業(yè)”。從整體上來看，批發(fā)和零售業(yè)、金融業(yè)、“其他服務(wù)業(yè)”對服務(wù)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率和拉動相對較大，住宿餐飲業(yè)、倉儲和郵政業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、交通運(yùn)輸對服務(wù)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率和拉動相對較小。相對于服務(wù)業(yè)的其他組成部分，住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率和拉動均是最小的。

圖3 1985—2014年服務(wù)業(yè)各組成部分對服務(wù)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率

圖4 1985—2014年服務(wù)業(yè)各組成部分對服務(wù)業(yè)增加值的拉動

從以上分析可知，1985—2014年中國住宿餐飲業(yè)增加值雖然保持著上升的趨勢，但是它對服務(wù)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)率和拉動偏低且不斷下降。出現(xiàn)以上現(xiàn)象的主要原因是，這一時期，物價(jià)水平總體呈現(xiàn)上漲之勢，“非典”和“禽流感”等疫情影響了人們出行，亞洲金融風(fēng)暴和世界金融危機(jī)影響國內(nèi)旅游和入境旅游消費(fèi)，世界金融危機(jī)和人民幣升值導(dǎo)致入境旅游消費(fèi)增長趨緩，欺客宰客、產(chǎn)品質(zhì)量和食品安全等問題使居民在國內(nèi)消費(fèi)下降而傾向境外消費(fèi)，近五年經(jīng)濟(jì)增速放緩和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，居民消費(fèi)觀念的變化以及消費(fèi)日趨理性，等等。因此，很有必要采取一定措施提高住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長的貢獻(xiàn)率，增強(qiáng)其對服務(wù)業(yè)的拉動作用。

三、住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長影響的實(shí)證分析

（一）變量、數(shù)據(jù)選取和模型設(shè)定

筆者選取服務(wù)業(yè)增加值、住宿餐飲業(yè)增加值、國內(nèi)生產(chǎn)總值以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為服務(wù)業(yè)增長、住宿餐飲業(yè)增長、經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)水平的衡量指標(biāo)。為了消除物價(jià)和人口因素的影響，采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI（1985=100）對各個變量（CPI除外）各年的名義值進(jìn)行平減，然后再用得到的實(shí)際值除以相應(yīng)年份的總?cè)丝?，最后得到各年的人均?shí)際值。另外，考慮到對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理并不影響其動態(tài)關(guān)系及消除時間序列中的異方差，再將得到的三個變量的人均實(shí)際值和CPI分別做對數(shù)化處理。本文以人均服務(wù)業(yè)實(shí)際增加值的自然對數(shù)作為被解釋變量，以人均住宿餐飲業(yè)實(shí)際增加值、人均實(shí)際GDP和CPI的自然對數(shù)值作為解釋變量，構(gòu)建以下模型：

其中，LNRFW為人均服務(wù)業(yè)實(shí)際增加值的對數(shù)值，LNRZC為人均住宿餐飲業(yè)實(shí)際增加值的對數(shù)值，LNRGDP為人均實(shí)際GDP的對數(shù)值，LNCPI為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的對數(shù)值，u1為隨機(jī)擾動項(xiàng)，β0、β1、β2、β3為參數(shù)。本文所使用的計(jì)量工具是EViews6.0軟件包。為了保證數(shù)據(jù)的可得性和權(quán)威性，本文數(shù)據(jù)均取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2015》。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

由于本文采用的是時間序列數(shù)據(jù)，而大多數(shù)時間序列都是不平穩(wěn)的，如直接對它們進(jìn)行回歸，容易造成“偽回歸”的現(xiàn)象。為了防止這一現(xiàn)象，在進(jìn)行相應(yīng)的計(jì)量分析之前，有必要對序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以便確定它們是否為同階單整序列。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文選用ADF檢驗(yàn)法（The Augmebted Dickey-Fuller Test，ADF）對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在LNRFW、LNRZC、LNRGDP以及LNCPI的前面分別加上D，表示LNRFW、LNRZC、LNRGDP以及LNCPI的一階差分序列。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。由表1可知，LNRFW、LNRZC、LNRGDP和LNCPI在10%顯著性水平上均不平穩(wěn)，而DLNRFW、DLNRZC、DLNRGDP和DLNCPI在5%顯著性水平上均表現(xiàn)平穩(wěn)?？梢娺@四個序列都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

表1 序列LNRFW、LNRZC、LNRGDP和LNCPI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整檢驗(yàn)?；谛蛄衅椒€(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果和模型（Ⅰ），筆者首先運(yùn)用普通最小二乘法 （OLS法）對LNRFW、LNRZC、LNRGDP、LNCPI進(jìn)行協(xié)整回歸，得到的回歸結(jié)果如模型（Ⅱ）所示（見表2）。雖然模型（Ⅱ）三個變量的系數(shù)在5%的顯著性水平上均顯著，擬合優(yōu)度較高，但是為了確認(rèn)其是否為最佳的回歸結(jié)果，仍需對其進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。由德賓-沃森（Durbin-Watson，DW）檢驗(yàn)表可知，DW=0.599 441＜dL=1.21，可見模型（Ⅱ）存在一階自相關(guān)；再利用布羅斯-戈弗雷 （Breusch-Godfrey，BG） 檢 驗(yàn) 即 拉 格 朗 日 乘 數(shù) （LagrangeMultiplicator，LM）檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示LM（1）= 14.117 69，相伴概率P=0.000 2，LM（2）=16.809 88，相伴概率P=0.000 2。故模型（Ⅱ）存在一階、二階自相關(guān)。為了消除模型的自相關(guān)性，筆者采用柯克蘭-奧卡特迭代法，依次加入AR（1），AR（1）、AR（2），AR（1）、AR（2）、AR（3）進(jìn)行迭代，分別得到模型（Ⅲ）、模型（Ⅳ）和模型（Ⅴ）。從估計(jì)結(jié)果來看，DW值和LM值表明模型（Ⅲ）和模型（Ⅳ）依然存在自相關(guān)。對于模型（Ⅴ），根據(jù)DW=2.313 196，LM（1）=3.226 721，相伴概率P=0.072 4，LM（2）=4.310 586，相伴概率P=0.115 9，可知它在5%顯著性水平上已不存在自相關(guān)。從模型（Ⅲ）到模型（Ⅴ）的變化過程可以看出，變量的系數(shù)都符合其經(jīng)濟(jì)意義，而在顯著性方面，其他變量的系數(shù)都在5%顯著性水平上顯著，只有LNCPI在10%顯著性水平上一直都不顯著。因此，本文將LNCPI剔除，然后再進(jìn)行回歸，得到模型（Ⅶ），此時，DW=2.315 980，LM（1）=3.166 429，相伴概率 P=0.075 2，LM（2）= 4.291 214，相伴概率P=0.117 0，可見模型（Ⅶ）在5%顯著性水平上也不存在自相關(guān)；模型（Ⅶ）調(diào)整后的可決系數(shù)最大， =0.999 562，可見模型（Ⅶ）的擬合優(yōu)度較高。F檢驗(yàn)表明，模型（Ⅶ）的整體顯著性較高（P= 0.000 000）。再利用雅克－貝拉（Jarque-Bera，JB）對模型（Ⅶ）進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，JB=0.618 738（P=0.733 910），說明其符合正態(tài)分布。另外，模型（Ⅶ）的懷特（White）檢驗(yàn)結(jié)果顯示，其在5%的顯著性水平上不顯著 （P= 0.115 5），即不存在異方差。為了確定模型（Ⅶ）相對而言是最合適的，筆者在模型（Ⅶ）的基礎(chǔ)上，刪去AR（3）加入AR（4），得到相應(yīng)的模型（Ⅵ）和模型（Ⅷ），此時模型（Ⅵ）存在一階、二階自相關(guān)，而模型（Ⅷ）的AR（1）、AR（2）、AR（3）、AR（4）均不顯著，從而驗(yàn)證了模型（Ⅶ）相對是最優(yōu)的。模型（Ⅶ）的實(shí)際值和擬合值的擬合效果如圖5所示，從中可以看出其擬合效果較好。

表2 OLS估計(jì)和迭代估計(jì)法估計(jì)結(jié)果

圖5 模型（Ⅶ）的擬合值、實(shí)際值和殘差分布

為了驗(yàn)證LNRFW、LNRZC、LNRGDP之間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要再次利用ADF檢驗(yàn)法對模型（Ⅶ）的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果為ADF=-5.762 612（P=0.000 1）。可見在5%顯著性水平上，其殘差序列不存在單位根，為平穩(wěn)性序列。因此，服務(wù)業(yè)整體增長與住宿餐飲業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，模型（Ⅶ）即是它們的協(xié)整關(guān)系式。其經(jīng)濟(jì)意義為：在其他條件不變的情況下，住宿餐飲業(yè)增加值每增加1%，服務(wù)業(yè)增加值便增長0.24%；經(jīng)濟(jì)增長1%，服務(wù)業(yè)增加值便增長0.92%?？梢?，中國住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長的影響系數(shù)（0.243 0）較小。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)。協(xié)整分析結(jié)果顯示變量之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需對LNRFW、LNRZC和LNRGDP進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。由于格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果與滯后階數(shù)有著緊密的聯(lián)系，筆者選取盡可能多的滯后期進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（見表3）顯示，當(dāng)滯后期為1和8時，在10%顯著性水平上存在LNRZC到LNRFW的單向因果關(guān)系；當(dāng)滯后階數(shù)為2、3、4、5、6、7和9時，二者均不存在這種關(guān)系。這說明住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)在短期內(nèi)有較顯著影響，但從長期來看，住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)的影響還不是很顯著。這主要是因?yàn)?，起初住宿餐飲業(yè)的興起對服務(wù)業(yè)增長有著較顯著的積極影響，伴隨著住宿餐飲業(yè)的發(fā)展，食品安全問題、產(chǎn)品價(jià)格競爭問題、產(chǎn)品（食物）質(zhì)量、服務(wù)質(zhì)量和服務(wù)水平等問題不斷出現(xiàn)，對住宿餐飲業(yè)發(fā)展帶來了較大的負(fù)面影響。滯后1~9期，均不存在LNRFW到LNRZC的因果關(guān)系，這說明服務(wù)業(yè)增長對住宿餐飲業(yè)發(fā)展的影響還不顯著。其原因可能是服務(wù)業(yè)對住宿餐飲業(yè)作用的發(fā)揮有一定的滯后性，因此短期內(nèi)服務(wù)業(yè)對其促進(jìn)作用不明顯。只有滯后期為3時，在10%顯著性水平上才存在LNRGDP到LNRFW的因果關(guān)系，可見經(jīng)濟(jì)增長對服務(wù)業(yè)增長的影響也不顯著，這與近年來中國經(jīng)濟(jì)增長速度放緩有一定的關(guān)系。當(dāng)滯后階數(shù)為1~4時，在10%或5%顯著性水平上存在LNRFW到LNRGDP的因果關(guān)系，表明服務(wù)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，其增長在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。當(dāng)滯后期為1、2、4、7、8和9時，在1%、5%或10%顯著性水平上存在LNRZC到LNRGDP的因果關(guān)系。當(dāng)滯后期為3~8時，在1%或5%顯著性水平上有LNRGDP到LNRZC的因果關(guān)系。根據(jù)以上分析，總體來說，LNRZC與LNRFW之間的格蘭杰因果關(guān)系并不顯著。

4.誤差修正模型。上文討論了三個變量之間的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，現(xiàn)在分析它們之間的短期關(guān)系?；谌齻€變量之間存在協(xié)整關(guān)系，筆者在模型（Ⅶ）的基礎(chǔ)上，通過建立誤差修正模型來檢驗(yàn)它們之間的短期關(guān)系。三個變量之間的短期均衡關(guān)系式為：

這一誤差修正模型的=0.801 688， =0.746 45，說明擬合優(yōu)度比較高。P（F-sta）=0.000 000，說明模型總體顯著性較高。各變量前的 “Δ”表示一階差分，ΔLNRFWt、ΔLNRZCt和ΔLNRGDPt在1%顯著性水平上均顯著。短期均衡方程表明住宿餐飲業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長對服務(wù)業(yè)增長有正效應(yīng)：住宿餐飲業(yè)增加值每增長1%，服務(wù)業(yè)增加值便增長0.23%；經(jīng)濟(jì)增長1%，服務(wù)業(yè)增加值便增長0.60%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)制，ECM系數(shù)的絕對值反映了當(dāng)服務(wù)業(yè)、住宿餐飲業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長的短期波動偏離它們的均衡關(guān)系時，系統(tǒng)會以0.321 953的調(diào)整力度來消除非均衡誤差。

四、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

本文選取1985—2014年中國服務(wù)業(yè)增加值和住宿餐飲業(yè)增加值、GDP的時間序列數(shù)據(jù)，對服務(wù)業(yè)增加值和住宿餐飲業(yè)增加值的增長速度，以及后者對前者的貢獻(xiàn)率和拉動作用進(jìn)行了分析，并基于協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和誤差修正模型對三者的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究后，得到如下結(jié)論：

第一，住宿餐飲業(yè)增加值的增長速度近年來呈現(xiàn)較明顯的下降趨勢。在服務(wù)業(yè)的各組成部分中，住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)的貢獻(xiàn)率和拉動作用均是最小的，且近年來還呈現(xiàn)下降趨勢。

第二，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國服務(wù)業(yè)增長與住宿餐飲業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。當(dāng)其他條件不變時，服務(wù)業(yè)增加值對住宿餐飲業(yè)增加值的彈性系數(shù)為0.24。這也就是說，住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)增長的影響系數(shù)并不大。

第三，格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后期為1和8時，存在LNRZC到LNRFW的單向因果關(guān)系。只有在滯后期為3時，才存在LNRGDP到LNRFW的因果關(guān)系。當(dāng)滯后階數(shù)為1~4時，存在LNRFW到LNRGDP的因果關(guān)系；當(dāng)滯后期為1、2、4、7、8和9時，存在LNRZC到LNRGDP的因果關(guān)系；當(dāng)滯后期為3~8時，存在LNRGDP到LNRZC的因果關(guān)系；其他情況下，各變量之間的格蘭杰因果關(guān)系不顯著。故總體來說LNRZC與LNRFW之間的格蘭杰因果關(guān)系并不顯著。

第四，誤差修正模型表明，服務(wù)業(yè)增長與住宿餐飲業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長同向變化。住宿餐飲業(yè)增加值和國內(nèi)生產(chǎn)總值短期內(nèi)每增長1%，服務(wù)業(yè)增加值便分別增長約0.23%和0.60%。當(dāng)短期波動使得其偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0.321 953的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，可見住宿餐飲業(yè)和服務(wù)業(yè)之間的均衡關(guān)系對當(dāng)前非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不是很強(qiáng)。

（二）加快住宿餐飲業(yè)發(fā)展的相關(guān)建議

本文的研究結(jié)果表明，住宿餐飲業(yè)對服務(wù)業(yè)的貢獻(xiàn)率和拉動作用不僅小，而且呈現(xiàn)下降趨勢，住宿餐飲業(yè)與服務(wù)業(yè)之間的格蘭杰因果關(guān)系并不顯著，二者之間的均衡關(guān)系對當(dāng)前非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不是很強(qiáng)。因此，為了加快我國住宿餐飲業(yè)發(fā)展，提高其對服務(wù)業(yè)的貢獻(xiàn)率，增強(qiáng)其對服務(wù)業(yè)的拉動作用，筆者提出如下建議：

第一，進(jìn)一步提高對住宿餐飲業(yè)發(fā)展的重視程度。住宿餐飲業(yè)屬于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，若政府重視不夠，它就不可能有良好的發(fā)展環(huán)境。為了更好地發(fā)展住宿餐飲業(yè)，首先，政府要制定一系列促進(jìn)其發(fā)展的積極政策，培育寬松的政策環(huán)境。其次，加強(qiáng)對整個市場的監(jiān)管，嚴(yán)厲打擊違反食品安全法和損害消費(fèi)者權(quán)益的行為。最后，發(fā)揮政府在市場宣傳中的作用，積極引導(dǎo)主流媒體，加大對我國特色住宿餐飲業(yè)的境內(nèi)外宣傳力度。

第二，開發(fā)具有國際競爭力的產(chǎn)品。近年來，我國住宿餐飲業(yè)產(chǎn)品的相似度較高，競爭力較弱。開發(fā)具有國際競爭力的產(chǎn)品是住宿餐飲企業(yè)解決這一問題的重要措施。一方面，企業(yè)不僅可以將具有中國特色的餐飲文化融入餐飲業(yè)的經(jīng)營當(dāng)中，而且可以引進(jìn)國外的一些風(fēng)味特色餐飲，進(jìn)而提高餐飲產(chǎn)品的競爭力。另一方面，企業(yè)還可以開發(fā)獨(dú)具特色的諸如主題酒店之類的各種住宿業(yè)態(tài)，增強(qiáng)住宿設(shè)施的吸引力。

第三，重視高素質(zhì)人才隊(duì)伍建設(shè)。住宿餐飲業(yè)的可進(jìn)入性較高，就業(yè)門檻較低，從業(yè)人員素質(zhì)參差不齊，其中素質(zhì)低的從業(yè)人員導(dǎo)致服務(wù)質(zhì)量和服務(wù)水平不高，影響了住宿餐飲業(yè)的優(yōu)質(zhì)發(fā)展。因此，企業(yè)必須重視高素質(zhì)人才隊(duì)伍建設(shè)，逐步完善企業(yè)培訓(xùn)體系，加大培訓(xùn)力度，加強(qiáng)與相關(guān)職業(yè)院校、高等院?；蚺嘤?xùn)機(jī)構(gòu)合作，不斷提升企業(yè)內(nèi)部員工的素質(zhì)，并吸納有專項(xiàng)技能的人才和發(fā)展?jié)摿Υ蟮膹?fù)合型人才。

第四，抓住旅游業(yè)發(fā)展帶來的機(jī)遇。住宿餐飲業(yè)與其他行業(yè)有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，容易受到其他行業(yè)的影響，尤其是旅游業(yè)。旅游業(yè)的快速發(fā)展對住宿餐飲業(yè)發(fā)展具有較大的促進(jìn)作用。2011年，國務(wù)院把發(fā)展旅游業(yè)納入國家戰(zhàn)略體系，這表明國家對發(fā)展旅游業(yè)極為重視。因此，住宿餐飲企業(yè)應(yīng)抓住這一歷史機(jī)遇，可在旅游景區(qū)周邊合適的區(qū)域大力發(fā)展特色餐飲和有特色的住宿業(yè)態(tài)，促進(jìn)住宿餐飲業(yè)更大發(fā)展。

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【責(zé)任編輯 王建增】

A Quantitative Research of the Influence of Lodging and Catering Industry on the Growth of Service Industryin China:An Empirical Analysis Based on the Data from 1985 to 2014

QU Hua，LIU Rongrong
（School of Tourism Management,South China Normal University,Guangdong,Guangzhou,510631）

The time-series data of China's valueadded of service industry,valueadded of lodging and catering industry and GDP from 1985 to 2014 shows that the growth rate ofthe valueadded of lodging and catering industry presents a downward trend in recent years, and the contribution of the lodging and catering industry to the service industry growth is relatively small.A study of the relationships among the lodging and catering industry,the service industry growth and the economic growth based on such data,two tests,namely, co-integrationtest and Granger causality test,and error correction model shows that the growth of service industry shares a long-term stable equilibrium relationship to the lodging and catering industry and economic growth;the influence coefficient of lodging and catering industry to the growth of service industry is small;and the Granger causality between LNRZC and LNRFW is not significant in general.Therefore,in order to promote the lodging and catering industry's contribution to the service industry growth,more attention should be paid to the development of the lodging and catering industry;efforts should be made to develop products with international competitive edge;more importance should be attached to the construction of the talent team;and opportunities brought up by the development of tourism should be seized to promote the development of the lodging and catering industry.

Service Industry,Lodging and Catering Industry,Economic Growth,Cointegration Tests,Error Correction Model

F062.9

：A

：1674-6511（2016）06-0034-08

2015-09-05；

2016-11-12

國家社科基金重大項(xiàng)目（14AZD084）；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71573057）；中國社會科學(xué)院創(chuàng)新工程項(xiàng)目(2016CJY005)；2016年廣東省質(zhì)量工程項(xiàng)目之高等學(xué)校特色專業(yè)建設(shè)項(xiàng)目“酒店管理特色專業(yè)”；華南師范大學(xué)2015年度質(zhì)量工程建設(shè)項(xiàng)目“酒店管理專業(yè)綜合改革試點(diǎn)”。

瞿華（1975-），男，湖南邵陽人，華南師范大學(xué)旅游管理學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，中國社會科學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)出站博士后。研究方向：旅游經(jīng)濟(jì)、服務(wù)經(jīng)濟(jì)與服務(wù)管理。劉榮榮（1992-），女，安徽蒙城人，華南師范大學(xué)旅游管理學(xué)院碩士研究生。研究方向：旅游經(jīng)濟(jì)與服務(wù)管理。