我國啤酒產(chǎn)量的計量模型研究

曹 清，劉 偉

（四川大學錦城學院，成都611731）

一、緒論

（一）研究背景

我國是啤酒生產(chǎn)大國和消費大國，從消費方面來看，啤酒消費的群體在不斷擴大。而從生產(chǎn)方面來看，自從改革開放以來，我國的啤酒產(chǎn)量增長很快。目前，我國啤酒制造已經(jīng)處于成熟時期，正在逐步加大技術(shù)研發(fā)，朝著中高端啤酒方向發(fā)展。根據(jù)中國酒業(yè)協(xié)會的數(shù)據(jù)顯示，2019年我國的啤酒產(chǎn)量完成3765.3萬千升，相比于2018年增長了1.1%，產(chǎn)量凈增長達到40.4萬千升。人均占有量為26.9升，比2018年下降0.4升。而從全世界范圍來看，啤酒成為全世界酒類中生產(chǎn)和消費最大的酒種。全球有165個國家和地區(qū)生產(chǎn)啤酒，所以可以將啤酒作為國際上通用的飲料。

（二）研究意義

我國啤酒生產(chǎn)在世界中占據(jù)著主導地位，以2017年為例，我國啤酒全行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)產(chǎn)量約4600萬噸，占世界啤酒總產(chǎn)量的24.5%?？梢哉f，我國作為啤酒生產(chǎn)大國，生產(chǎn)產(chǎn)量的變化會給世界啤酒的生產(chǎn)帶來巨大的影響。加之目前國內(nèi)啤酒消費需求旺盛，僅2019年啤酒行業(yè)的銷售收入達158.3億元。現(xiàn)階段，我國啤酒行業(yè)進入新周期，啤酒行業(yè)品牌創(chuàng)新升級，產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)水平不斷優(yōu)化，啤酒出口量大。而且啤酒消費在各種消費中扮演著越來越重要的角色，在酒類消費中的占比不斷擴大。因此，本文從我國啤酒的產(chǎn)量入手，通過分析影響其產(chǎn)量的關(guān)鍵因素的不同影響，從而研究出我國啤酒行業(yè)在生產(chǎn)過程中急需改善、提升的方面。由此根據(jù)所建立的模型對啤酒的產(chǎn)量做進一步預測，并為我國啤酒行業(yè)發(fā)展提供相關(guān)的建議。

（三）研究綜述

魏清予（2008）分析了我國啤酒制造業(yè)的市場行為情況，同時進一步深度分析了當時我國啤酒制造業(yè)的發(fā)展狀況、資源配置效率、技術(shù)進步水平狀況，通過分析我國啤酒制造業(yè)的現(xiàn)狀給出未來啤酒行業(yè)發(fā)展的建議。周江（2011）通過VAR模型研究了我國啤酒銷售量與氣象之間的關(guān)系，通過氣象對啤酒原料產(chǎn)量的影響來得出何因素對于大麥的影響最為嚴重，由此通過相關(guān)措施來減輕這些因素對于啤酒產(chǎn)量的影響。安曉燕（2005）通過4C營銷策略來研究分析我國農(nóng)村啤酒行業(yè)的發(fā)展態(tài)勢，與城鎮(zhèn)居民的啤酒行業(yè)進行對比，并且主要研究了啤酒市場的消費人群、我國啤酒行業(yè)的消費特點，對我國啤酒行業(yè)未來在城鎮(zhèn)和農(nóng)村的發(fā)展態(tài)勢作了進一步深度研究，從理論高度上給予相關(guān)解決問題的方法。張洋（2013）以百威啤酒為例，研究分析百威啤酒每一年的產(chǎn)量與銷售量之間的關(guān)系，研究百威啤酒是否能夠滿足我國啤酒消費者的需求、偏好等，同時通過分析我國啤酒市場的發(fā)展狀況、行業(yè)平均產(chǎn)量，分析市場規(guī)模、營銷渠道等方面，給出百威啤酒乃至我國啤酒行業(yè)在生產(chǎn)、定量上的有關(guān)建議。艾民（2009）根據(jù)對不同地區(qū)啤酒行業(yè)負責人的新聞采訪報道，發(fā)現(xiàn)我國不同省市啤酒行業(yè)發(fā)展狀況有所不同。上海、浙江等沿海城市居民啤酒消費能力強，這些省市的啤酒行業(yè)發(fā)展狀況較好，啤酒供應量隨著技術(shù)的成熟在不斷提升。而從啤酒的市場容量來看，國內(nèi)很多地區(qū)的啤酒供給不能滿足該地區(qū)的啤酒需求，部分地區(qū)的供需相差較大，仍然需要進口啤酒或以其他酒類代替啤酒，啤酒行業(yè)還沒達到飽和的狀態(tài)。而從啤酒行業(yè)未來發(fā)展狀況來看，我國啤酒產(chǎn)業(yè)需要通過技術(shù)升級等提升產(chǎn)量。

以上學者都通過對我國啤酒產(chǎn)業(yè)的發(fā)展態(tài)勢、發(fā)展的方向等方面對我國啤酒行業(yè)進行了分析，但并沒有對哪一種因素影響我國啤酒產(chǎn)量的發(fā)展做進一步分析?；诖?，本文挑選幾種影響啤酒產(chǎn)量的關(guān)鍵因素，對啤酒行業(yè)產(chǎn)量進行深入研究。

二、模型變量的選擇

（一）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的高低會影響城鎮(zhèn)居民對于啤酒的消費量，居民可支配收入指的是居民可以自由支配的收入，而選用城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入的原因是從現(xiàn)有的數(shù)據(jù)分析來看，我國農(nóng)村地區(qū)的啤酒消費量占比較小，同時我國農(nóng)村地區(qū)啤酒消費市場還沒有打開，因此選用城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入作為模型的解釋變量。通過每一年城鎮(zhèn)居民的可支配收入以及其增減變化可以初步判斷其對于我國啤酒產(chǎn)量的影響。如果城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入高，說明其可以用于啤酒消費或者用于不同品質(zhì)的啤酒消費量就會提升，同時如果人均可支配收入低，意味著居民用于購買啤酒的支出的頻率或者次數(shù)可能會減少。因此，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入成為影響我國啤酒產(chǎn)量的一大關(guān)鍵因素。

（二）餐飲業(yè)營業(yè)收入

啤酒消費的群體越來越多，同時啤酒消費的場所也在變多。從原來的家庭聚會等發(fā)展到現(xiàn)在聚會、外出就餐等場所。因此，餐飲業(yè)營業(yè)收入也對我國啤酒產(chǎn)量有著重要的參考意義。我國餐飲業(yè)營業(yè)收入的增減變化中包含著居民在外出就餐、聚會時啤酒消費量的變化，這自然而然也會成為影響我國啤酒產(chǎn)量的一大因素。

（三）我國小麥產(chǎn)量

小麥作為啤酒的主要原料。目前，國內(nèi)外生產(chǎn)啤酒所使用的原料主要是小麥麥芽，而我國國產(chǎn)小麥的產(chǎn)量遠遠滿足不了國內(nèi)啤酒工業(yè)發(fā)展的需要，每年都要從國外進口小麥。以我國2019年12月啤酒主要原料的進口統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，當月小麥進口239650噸，占我國啤酒生產(chǎn)所需小麥量的比重大，因此小麥作為現(xiàn)階段我國啤酒行業(yè)的主要原材料，直接影響著我國啤酒的產(chǎn)量。將小麥產(chǎn)量作為我國啤酒產(chǎn)量的研究因素，可以分析出小麥產(chǎn)量對于我國啤酒產(chǎn)量的影響因素，以利于對我國未來啤酒行業(yè)的發(fā)展提出科學的建議。

（四）啤酒新增生產(chǎn)能力

根據(jù)定義，啤酒新增生產(chǎn)能力是指通過固定資產(chǎn)投資活動而增加的設計能力。主要指標包括建設規(guī)模、本年施工規(guī)模、自開始建設累計新增生產(chǎn)能力（或工程效益）、本年新增生產(chǎn)能力等。因此，如果某一年的啤酒新增能力高，說明本年度啤酒的新增生產(chǎn)能力強，啤酒行業(yè)的投資增加，無論是對于技術(shù)還是啤酒釀造廠房的投入增加，都有利于我國啤酒的生產(chǎn)。啤酒新增生產(chǎn)能力不僅關(guān)乎我國的啤酒產(chǎn)量，同時還與我國啤酒產(chǎn)業(yè)的改革升級有著重要的聯(lián)系。因此，將啤酒新增生產(chǎn)能力納入本次計量模型的解釋變量。

三、實證分析方法和模型設定

（一）模型的構(gòu)想和初步設立

通過收集到的數(shù)據(jù)（相關(guān)數(shù)據(jù)見附表1），運用Eviews軟件進行分析，通過解釋變量與被解釋變量關(guān)系的散點圖和折線圖（見附圖2）發(fā)現(xiàn)，初步設立該模型為線性形式：

表1 簡單相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果

圖2 正態(tài)檢驗結(jié)果圖

其中：Y代表我國啤酒產(chǎn)量（單位：萬千升），X1代表我國城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入（單位：元），X2代表我國小麥產(chǎn)量（單位：萬噸），X3代表我國餐飲業(yè)營業(yè)收入（單位：億元），X4代表我國啤酒新增生產(chǎn)能力（萬噸/年）。

（二）初步設立模型的參數(shù)估計與檢驗

1.初步設立模型的參數(shù)估計

通過Eviews軟件進行參數(shù)估計，得出模型的數(shù)學形式如下：

2.初步設立模型的檢驗

由回歸模型可以知道，雖然模型的可決系數(shù)好，但在給定的顯著水平下，X2也就是小麥產(chǎn)量的參數(shù)估計不顯著。而城鎮(zhèn)居民的可支配收入與小麥產(chǎn)量與我國啤酒的產(chǎn)量呈負相關(guān)關(guān)系，這與現(xiàn)實的經(jīng)濟意義相違背。所以我們可以知道現(xiàn)有的初步設立的模型存在著許多問題。因此我們對模型進行多重共線性檢驗。

使用相關(guān)系數(shù)矩陣法，檢驗結(jié)果如下圖所示：

圖1 相關(guān)系數(shù)矩陣法的檢驗結(jié)果

由以上數(shù)據(jù)我們可以知道，X1與X2、X3，X2與X3存在著嚴重的多重共線性。因此我們需要對模型進行修正。

（三）初步設立模型的修正

1.為了避免刪除重要的解釋變量引起設定誤差，不隨意刪除解釋變量，考慮將各變量進行對數(shù)變換：

之后我們采用逐步回歸法，對lnX1、lnX2、lnX3、lnX4做一元線性簡單回歸。

（1）對lnX1進行一元線性簡單回歸，結(jié)果為：

R2值比較大，擬合優(yōu)度較好，t=9.51，通過t檢驗；

（2）對lnX2進行一元線性簡單回歸，結(jié)果如下

R2值小，擬合優(yōu)度很差，t=4.55，通過t檢驗；

（3）對lnX3進行一元線性簡單回歸，結(jié)果如下

R2值大，擬合優(yōu)度好，t=14.95，通過t檢驗；

（4）對lnX4進行一元線性簡單回歸，結(jié)果為：

R2值很小，擬合優(yōu)度極差，t=0.10，F(xiàn)=0.010360不能通過t檢驗、F檢驗

2.綜合以上檢驗結(jié)果，通過對各自擬合優(yōu)度、D.W值和t值的比較，得出變量的優(yōu)異程度排序為ln X3＞ln X1＞ln X2＞ln X4，但就經(jīng)濟意義理論分析我們將城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為最優(yōu)解釋變量。以模型lnY=3.901491+0.443425ln X1為基礎(chǔ)，分別引入ln X2、ln X3、ln X4。

（1）引入ln X2

R=0.829701，擬合優(yōu)度一般，lnX1通過了t檢2驗，但是lnX1無法通過t檢驗，卻通過了F檢驗。

（2）引入lnX2

R2=0.973389，擬合優(yōu)度很好，ln X1、ln X3分別通過了t檢驗，同時通過了F檢驗，但是這使得ln X1反而不能通過經(jīng)濟意義檢驗，這與實際情況不符。

（3）引入ln X4

R2=0.946544，擬合優(yōu)度好，ln X1、ln X4分別通過了t檢驗，同時通過了F檢驗。

3.根據(jù)以上的檢驗，通過對各自擬合優(yōu)度、D.W值和t值的比較，得出最優(yōu)變量為ln X1、ln X4，以模型lnY=2.309138+0.503308lnX1+0.181167lnX4為基礎(chǔ)，分別引入ln X2、ln X4。

（1）引入ln X2

R2=0.947267，擬合優(yōu)度好，ln X1、ln X4分別通過了t檢驗，但ln X2是不能通過t檢驗的。

（2）引入ln X2

R2=0.986795，擬合優(yōu)度好，ln X1、ln X3、ln X4分別通過了t檢驗，但是ln X1卻不能通過經(jīng)濟意義檢驗。

（四）模型的設定

以上得出結(jié)果，為最終解釋變量，確定最終模型為：

四、實證分析檢驗

（一）經(jīng)濟意義檢驗

通過模型的回歸結(jié)果可知：我國啤酒產(chǎn)量與城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入呈正相關(guān)，與啤酒新增生產(chǎn)能力呈正相關(guān)。依據(jù)有關(guān)經(jīng)濟理論及結(jié)合模型可知，我國城鎮(zhèn)居民可支配收入每增長1%，我國啤酒產(chǎn)量提高0.503308%。而啤酒新增生產(chǎn)能力增長1%，我國啤酒產(chǎn)量提高0.181167%。這與實際經(jīng)濟情況相符，由此通過經(jīng)濟意義檢驗。

（二）統(tǒng)計檢驗

擬合優(yōu)度檢驗：R2=0.964544，R2=0.940604，說明模型擬合優(yōu)度好。

顯著性檢驗：對于β1而言，t=17.85給定顯著性水平α=0.05，n-k=21-3=18，臨界值t0.025（18）=2.101，t（β1）＞t0.025（18），則通過t檢驗；

對于β4而言，t=6.39，給定顯著性水平α=0.05，n-k=21-3=18，臨界值t0.025（18）=2.101，t＞t0.025（18），則通過t檢驗；

F=159.3624，給定顯著性水平α=0.05，臨界值Fα（k-1，n-k）=3.55，F(xiàn)＞Fα，所以通過了F檢驗。

（三）正態(tài)檢驗

如上圖可知，該模型Jarque-Bera=0.84933＞α=0.05，表明該隨機誤差項服從正態(tài)分布。

（四）多重共線性檢驗

簡單項關(guān)系數(shù)矩陣R=-0.3338＜0.8由上表可知，該模型檢驗不存在或僅存在低度多重共線性。

表2 方差擴大因子法檢驗結(jié)果

通過分析所構(gòu)建模型的VIF我們可以看到，由于VIF＜10，說明模型檢驗不存在或僅存在低度的多重共線性。

（五）異方差檢驗

通過殘差分析異方差是否存在（檢驗結(jié)果見附圖3）

圖3

通過圖形可以看出，殘差平方ei^2對解釋變量lnX1、lnX4的散點圖分布較為波動，大致看出殘差平方ei^2對lnX1、lnX4的變動不能判定，因此，模型可能存在異方差。但是否一定存在異方差還需要進一步的檢驗。

White檢驗：該模型White Heteroskedasticity Test（no cross terms）、White Heteroskedasticity Test（cross terms）檢驗結(jié)果表明，“Obs*R-squared”項后的伴隨概率分別為0.7358和0.8971，大于給定顯著性水平α=0.05，表明該模型不存在異方差。

（六）自相關(guān)檢驗

DW=1.099944，對于樣本量為21，兩個解釋變量的模型，在5%的顯著水平下，由DW統(tǒng)計表可知，Dl=1.125，dU=1.538＞DW，說明模型存在自相關(guān)。

另外，根據(jù)LM檢驗的結(jié)果：該模型的“Prob-Chi-square（2）”項后的一階伴隨概率和二階伴隨概率分別為0.0249和0.0367，小于給定顯著性水平α=0.05，表明該模型存在自相關(guān)。

由于模型存在自相關(guān)，我們需要對模型進行修正，采用科克倫—奧科特迭代法，在方程估計中加入AR項，用Eviews軟件得出的模型如下：

通過修正結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)DW=1.901527＞dU，且4-dU=2.462可知修正的模型不存在自相關(guān)。

（七）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

變量差分次數(shù)（C,T,K）DW值A(chǔ)DF值5%臨界值1%臨界值結(jié)論lnY 2 (C,N,1)1.8367-4.2958-3.0522-3.8867 I(2)***lnX1 2 (C,N,1)1.9422-5.3101-3.0522-3.6877 I(2)***lnX4 2 (C,N,1)1.8096-3.6981-3.0522-3.8867 I(2)***

通過上述單位根檢驗分析結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)：變量之間存在著相同階的單位根，因此可以做協(xié)整檢驗，結(jié)果如下：

通過Johansen協(xié)整檢驗，其TraceStatistic的值為30.2345＞顯著水平0.05下的值24.2760，且Max-Eigen Statistic的值為19.7813，大于顯著水平0.05下的值17.7973。因此，存在著協(xié)整關(guān)系。

五、結(jié)論分析和政策建議

（一）結(jié)論

根據(jù)調(diào)查分析，雖然四個解釋變量即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、小麥產(chǎn)量、餐飲營業(yè)收入、啤酒新增生產(chǎn)能力都對我國啤酒產(chǎn)量有一定的影響，但根據(jù)模型分析檢驗得出小麥產(chǎn)量和餐飲營業(yè)收入對我國啤酒產(chǎn)量影響并不顯著，而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和啤酒新增生產(chǎn)能力對我國啤酒產(chǎn)量影響顯著。所以，想要提高我國啤酒的產(chǎn)量，就需要從城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和啤酒新增生產(chǎn)能力入手。

結(jié)合模型，我們知道：我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長1%，我國啤酒產(chǎn)量提高1.193605%，這對模型的影響較大。一方面，居民的人均可支配收入影響了居民的消費水平，居民人均可支配收入的增加意味著居民可以自由支配的錢增加，而通過我國啤酒的消費人群來看，我國啤酒的消費人群主要集中在20-50歲，而這部分居民的人均可支配收入增加，他們會增加對于啤酒的消費。因為他們在聚餐、獨自在家、酒吧等地都會消費啤酒，所以會與人均可支配收入有著重要的關(guān)聯(lián)。另一方面，現(xiàn)階段鄉(xiāng)村居民的消費習慣和人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民有著不同，所以城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入對我國啤酒產(chǎn)量有著重要的參考意義。而啤酒新增生產(chǎn)能力增長1%，我國啤酒產(chǎn)量提高0.06289%。啤酒新增生產(chǎn)能力能夠反映我國啤酒行業(yè)中各廠商對于啤酒生產(chǎn)的投入。我國近十年來在啤酒生產(chǎn)技術(shù)、生產(chǎn)的基本設備和場所上都有著大量的投入。特別是生產(chǎn)技術(shù)方面，逐步升級生產(chǎn)設備、提高生產(chǎn)水平，這對我國啤酒產(chǎn)量也有著重要的影響。

（二）建議

1.跟進啤酒消費結(jié)構(gòu)調(diào)整

從2018年的數(shù)據(jù)來看，我國現(xiàn)階段啤酒市場仍以經(jīng)濟型啤酒為主要產(chǎn)品，并且由我國消費結(jié)構(gòu)多層次的特性所決定，啤酒消費的結(jié)構(gòu)性升級必然存在發(fā)展空間。我國啤酒市場高端及超高端類別的消費量占比已由2013年的10.9%升至2018年的16.4%，且預期該趨勢將會持續(xù)。要提升啤酒的產(chǎn)量，就得結(jié)合市場進行分析，從只生產(chǎn)中低端啤酒產(chǎn)品向以中低端啤酒產(chǎn)品為主，輔之生產(chǎn)高端產(chǎn)品，合理分配不同類型啤酒的生產(chǎn)比重。隨著我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不斷增加，啤酒已經(jīng)從輕奢品向普通消費品轉(zhuǎn)變。啤酒消費占居民人均可支配收入的比重增加，啤酒行業(yè)在提升產(chǎn)量的同時就需要緊抓現(xiàn)階段的啤酒消費結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高啤酒行業(yè)的生產(chǎn)能力。

2.進一步提高啤酒生產(chǎn)技術(shù)

隨著我國啤酒生產(chǎn)技術(shù)的不斷提升，我國啤酒產(chǎn)量也在增加。隨著產(chǎn)業(yè)集群化的發(fā)展，啤酒產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)設備由進口轉(zhuǎn)變?yōu)閲鴥?nèi)主要生產(chǎn)并出口。啤酒生產(chǎn)的主要原料是小麥、大麥和酒花等。我國近幾年來在啤酒所需原料方面進行改革，由人工采選到機械化采選打包，提升了啤酒所需原料的供給。在節(jié)能減排技術(shù)推廣條件下，我國啤酒行業(yè)也積極對設備進行改造升級，但大多數(shù)工廠還是沒達到這一標準。我國要提高啤酒產(chǎn)量，不僅要提升生產(chǎn)技術(shù)和機械化、集約化水平，還需要做好節(jié)能減排，使得我國啤酒行業(yè)能夠走向國際化。從人均消費量來看，目前我國啤酒人均年消費33升，考慮到我國酒文化底蘊深厚、飲用量大，未來啤酒人均消費還會不斷提升，這對于我國啤酒的生產(chǎn)緊密相連。所以，若要進一步提升啤酒的產(chǎn)量，就得提高啤酒的生產(chǎn)水平，滿足居民的消費需求。

而從我國精釀啤酒技術(shù)來看，現(xiàn)階段我國精釀企業(yè)規(guī)模小，產(chǎn)量占比有限，而精釀啤酒是未來大多數(shù)啤酒消費者的選擇，精釀啤酒產(chǎn)業(yè)的建設也是啤酒強國的重要指標。而精釀啤酒又能極大豐富啤酒的口味，但從目前我國啤酒品牌來看，大多數(shù)精釀技術(shù)從國外引進，所以要想促進精釀啤酒的發(fā)展，我國還需要在精釀技術(shù)研發(fā)、創(chuàng)新方面多做研究。企業(yè)重視精釀啤酒行業(yè)發(fā)展，注重推陳出新的同時規(guī)范精釀啤酒的生產(chǎn)，提高精釀啤酒的產(chǎn)量。而從前瞻產(chǎn)業(yè)研究院的數(shù)據(jù)來看：20年后，精釀按最樂觀估計，能占比總產(chǎn)量15%，約為1000萬噸。近期來看，按照目前大約40%的年增幅產(chǎn)量，將能達到140萬噸，占比總量的3%。所以我國精釀啤酒行業(yè)需要不斷提升自身的生產(chǎn)技術(shù)，在控制生產(chǎn)成本的同時提高產(chǎn)量，由依靠進口技術(shù)向運用自身創(chuàng)新技術(shù)發(fā)展。

3.加速行業(yè)集團化

我國啤酒行業(yè)集團化已施行了30年，大量的中小型啤酒行業(yè)被并購或者淘汰。大批啤酒新工廠（產(chǎn)量在20萬噸以上的啤酒工廠）入駐工業(yè)園，隨著行業(yè)集團化的不斷進行，啤酒新增生產(chǎn)能力的不斷提升，我國啤酒行業(yè)集團化正在加速進行。行業(yè)集團化可以將產(chǎn)能逐步集中于人口集中、水源豐富、交通便利的大型工廠，配以大型、高效、高速設備，優(yōu)化配置供應，規(guī)范生產(chǎn)行業(yè)運行，降低運行成本，最終使得我國啤酒行業(yè)實現(xiàn)高度的集約化，在產(chǎn)量和技術(shù)上成為全球的領(lǐng)軍者。