李斌，黃仲宇，殷紅*,2

1 廣西壯族自治區(qū)煙草專賣局（公司），南寧 530022；

2 桂林市煙草專賣局（公司），廣西桂林 541000

卷煙消費和社會經(jīng)濟環(huán)境聯(lián)系緊密，人口、可支配收入、區(qū)域性社會亞文化等因素是影響卷煙消費的重要因素。本文以新經(jīng)濟地理學(xué)的市場潛力理論為基礎(chǔ)，建立卷煙市場潛力模型，探討卷煙市場潛力與卷煙銷售之間的關(guān)系，識別并計算社會經(jīng)濟因素對卷煙銷售的影響。筆者對社會經(jīng)濟與卷煙經(jīng)濟運行關(guān)系的探索研究作為一種嘗試，以期起到拋磚引玉的效果，為行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展決策提供參考。

1 文獻綜述

行業(yè)內(nèi)外學(xué)者圍繞卷煙市場需求和消費問題進行了較多研究，本文選擇部分代表性文獻作為市場潛力指數(shù)編制的參考，文獻及其主要觀點見表1。

表1 代表性文獻及其主要觀點Tab. 1 Main points of the representative literatures

綜上，學(xué)者普遍認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟、空間因素均對卷煙市場潛力有影響，而克魯格曼的新地理經(jīng)濟學(xué)（下稱NEG）正是關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟的空間關(guān)系研究，可以較好的統(tǒng)攝這兩個方面的因素?；诖?，筆者引入NEG理論作為卷煙市場潛力指數(shù)編制的理論依據(jù)。此外，毛正中等人關(guān)注的卷煙消費行為因素，如區(qū)域性控?zé)熡绊?、“水煙”和“旱煙”吸食等行為因素，對市場潛力影響較大，是NEG市場潛力理論的有效補充。本文在實地調(diào)查的基礎(chǔ)上，以卷煙平均消費傾向（APC）度量該行為因素影響。將APC納入卷煙市場潛力分析，優(yōu)化了指數(shù)編制。優(yōu)化后的指數(shù)對實際卷煙市場的反映更為科學(xué)。

2 基于新地理經(jīng)濟學(xué)市場潛力理論的指數(shù)模型構(gòu)建

當(dāng)前，我國經(jīng)濟要素向中心城市集聚明顯，符合NEG理論“中心—外圍模型”揭示的區(qū)域經(jīng)濟要素交流的不對等性特征[6]，在理論層面擬合了人口等經(jīng)濟要素向中心城市流動的現(xiàn)象。基于NEG的工資方程，在市場均衡的狀態(tài)下，推導(dǎo)的市場潛力模型如下[7]。

討論煙草市場潛力，是討論最終消費品中的一類，是居民總消費的一小部分。因此研究卷煙市場潛力時，應(yīng)以居民收入水平中用于卷煙消費的部分計算卷煙市場潛力。本文以能夠反映卷煙消費行為的居民卷煙平均消費傾向（APC）對MP模型進行了修正，如下：

其中APCh為h地卷煙平均消費傾向，當(dāng)h=i時，表示卷煙零售端在本地的市場獲得（本地消費者）；當(dāng)h≠i時，表示卷煙零售端對其他城市卷煙消費需求的獲取。

3 數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)分析

3.1 數(shù)據(jù)來源及參數(shù)值設(shè)定

新經(jīng)濟地理學(xué)認(rèn)為，市場獲取系數(shù)α是本地社會經(jīng)濟綜合實力和本地與外圍城市城際距離的函數(shù)。本文通過信息熵權(quán)法綜合評價社會經(jīng)濟綜合實力；城際距離以高德地圖公路距離為基礎(chǔ)，結(jié)合鐵路通達(dá)性等調(diào)整記入（干線高鐵節(jié)點城市之間以公路距離的0.6倍計，非干線節(jié)點以0.7倍計，無鐵路直接連接的城際距離不調(diào)整）；本文假設(shè)卷煙平均消費傾向（APC）穩(wěn)定，參考2015年廣西區(qū)卷煙市場調(diào)查報告記入（該調(diào)查抽取消費者樣本21000個，在95%的置信水平下，抽樣誤差為0.69%）；Y表示的居民收入水平，以總的城鄉(xiāng)居民可支配收入計入；W表示的工資水平，本文采用城鎮(zhèn)單位分市零售行業(yè)從業(yè)人員平均工資計算；G以商品房銷售平均價格表示。2014年廣西區(qū)內(nèi)時速250 km的鐵路正式開通，至今無重大改變，為了避免交通因素干擾，數(shù)據(jù)選取2014年至今數(shù)據(jù)。各年度經(jīng)濟數(shù)據(jù)以2014年為基期，以CPI為通貨膨脹率進行調(diào)整，相關(guān)社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)均來自廣西統(tǒng)計局。運輸因子T采用指數(shù)形式，τ為單位運輸成本，含制度成本，本文以鐵路運輸成本0.0861元/t·km擬合；競爭程度n以零售戶戶均盈利空間表示（盈利空間以批零差和零售戶相應(yīng)卷煙銷量的乘積之和計算），盈利空間越大說明競爭程度越低；系統(tǒng)參數(shù)β值取0.3；考慮到卷煙商品成癮性，相似替代品少，本文設(shè)卷煙對一般商品的替代程度σ值為-9，則μ值取-0.9。

3.2 各市社會經(jīng)濟綜合評價

3.3 各市卷煙市場潛力評價

在不考慮廣西周邊的省際和國際市場影響的情況，將經(jīng)濟指標(biāo)代入（2）式計算各市卷煙市場潛力指數(shù)。各單位卷煙市場潛力同經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出較一致的態(tài)勢。本文將本地對外地市場獲取與本地對外地市場的輻射（貢獻）的差值定義為市場獲得指數(shù)（market access index）。經(jīng)計算首邑、潭池和吉新三地市場獲得指數(shù)明顯為正；元興處于首邑和潭池之間，地理位置緊鄰潭池，交通便捷，受中心城市首邑、潭池影響較大；邊越受首邑影響較大。各單位市場潛力指數(shù)和市場獲得指數(shù)見下表。

表2 廣西各市卷煙市場潛力指數(shù)情況Tab. 2 The cigarette MP index of cities in Guangxi

4 市場潛力與實際卷煙銷售的數(shù)據(jù)分析

本文選取2014-2018年各單位實際銷售數(shù)據(jù)和由（2）式測算獲得市場潛力指數(shù)，形成5個觀察期、70個觀察值的面板數(shù)據(jù)，以此檢查市場潛力指數(shù)與實際卷煙銷售額（模型中以XS表示）的關(guān)系，檢驗市場潛力指數(shù)對卷煙銷售的解釋力度。本文卷煙銷售額數(shù)據(jù)是以2014年為基期、以CPI調(diào)整的實際值。

4.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

經(jīng)單位根檢驗（Unit Root Test），卷煙市場潛力指數(shù)平穩(wěn)，卷煙銷售數(shù)據(jù)為一階單整。為了避免偽回歸，本文以一階差分模型考察市場潛力指數(shù)波動（模型中以DMP表示，DMPit=MPit-MPi(t-1)）與銷售額波動（模型中以DXS表示，DXSit=XSit-XSi(t-1)）的關(guān)系及解釋力度。一階差分后，形成觀察樣本56個，數(shù)據(jù)單根檢驗結(jié)果見表3?；诒?數(shù)據(jù)知，市場潛力指數(shù)波動情況（DMP）和卷煙銷售額波動情況（DXS）不存在單位根，數(shù)據(jù)均平穩(wěn)。

表3 單位根檢驗Tab. 3 Unit root test

4.2 卷煙市場潛力指數(shù)與卷煙銷售的Granger因果關(guān)系檢驗

在平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上，如果市場潛力指數(shù)波動（DMP）有助于銷售額波動（DXS）預(yù)測，同時銷售額波動（DXS）不應(yīng)當(dāng)有助于市場潛力指數(shù)波動（DMP）預(yù)測，則稱DMP同DXS構(gòu)成Granger因果關(guān)系。DMP和DXS的滯后一期的Granger因果關(guān)系檢驗如表4。表4的檢驗結(jié)果符合Granger因果關(guān)系，據(jù)此，本文認(rèn)為以DMP反映的市場潛力波動是卷煙銷售額波動的Granger原因。

表4 Granger因果檢驗Tab. 4 Pairwise Granger Causality Test

4.3 卷煙市場潛力指數(shù)對卷煙銷售的解釋力度

4.3.1 波動的面板回歸分析

本文通過Hausman檢驗判斷市場潛力波動和銷售額面板數(shù)據(jù)回歸類型。經(jīng)檢驗，Hausman統(tǒng)計量為0.6716，相應(yīng)概率值為0.4125，不能拒絕原假設(shè)，應(yīng)建立個體隨機效應(yīng)模型，模型形式如下：

wit為個體混合隨機誤差項。啞元變量定義如下：

將歷年市場潛力指數(shù)波動數(shù)據(jù)和卷煙銷售額波動數(shù)據(jù)代入，計算并檢驗個體隨機效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)回歸模型。模型整體F檢驗統(tǒng)計值為96.69，在0.01的顯著性水平上模型整體成立。杜賓-瓦特森檢驗（DW檢驗）結(jié)果為1.595。查表知，在0.05的顯著性水平上，樣本量55解釋變量為1的DW值區(qū)間為1.528至1.601；在0.05的顯著性水平上，樣本量為60解釋變量為1的DW值區(qū)間為1.549至1.616。本文樣本量為56（差分后），解釋變量為1，模型參數(shù)符合杜賓-瓦特森檢驗要求，模型對各個系數(shù)的估計為一致無偏估計。模型參數(shù)見表5，模型的擬合優(yōu)度（R-squared值）為0.6318，即市場潛力波動信息能夠解釋卷煙市場銷售額波動的63.18%。

表5 面板回歸模型參數(shù)情況Tab. 5 Panel regression model parameters

4.3.2 市場潛力指數(shù)的面板回歸分析

卷煙市場潛力指數(shù)平穩(wěn)，銷售數(shù)據(jù)為一階單整，考慮到卷煙經(jīng)濟運行內(nèi)在穩(wěn)定性，本文建立以下回歸模型：

即：

其中uit為個體混合隨機誤差項，Dk為啞元變量，含義同上。

該回歸類型與波動回歸模型類型一致。模型整體F檢驗統(tǒng)計值為5161.404，在0.01的顯著性水平上模型整體成立。杜賓-瓦特森檢驗（DW檢驗）結(jié)果為1.95，在2附近。模型對各個系數(shù)估計基本一致無偏，模型參數(shù)見表6：模型的擬合優(yōu)度（Adjusted R-squared值）為0.9946，即市場潛力指數(shù)結(jié)合歷史銷售情況能夠預(yù)測總體銷售情況的99.46%。

表6 面板回歸模型參數(shù)情況Tab. 6 Panel regression model parameters

5 結(jié)論與討論

結(jié)合上述Granger因果檢驗和面板回歸分析，本文形成以下四個主要觀點：一是以DMP反映的市場潛力波動是卷煙銷售額波動的統(tǒng)計意義上的原因；二是由市場潛力指數(shù)反映的市場潛力波動能夠較好的解釋卷煙銷售額的波動；三是市場潛力指數(shù)結(jié)合歷史銷售情況能夠準(zhǔn)確預(yù)測總體銷售情況；四是由市場潛力指數(shù)衍生的市場獲取指數(shù)能夠較好反映中心城市的集聚效應(yīng)對卷煙經(jīng)濟運行的影響。綜上所述，基于NEG市場潛力模型編制的卷煙市場潛力指數(shù)能夠較好的反映各市公司的卷煙市場潛力，可以服務(wù)決策。

在自治區(qū)內(nèi)部市場不受?。ㄊ?、區(qū)）際和國際市場影響的假設(shè)下，基于市場潛力模型，本文形成以下三點建議：一是關(guān)注經(jīng)濟格局的空間動態(tài)調(diào)整影響，研究高鐵、高速公路網(wǎng)及內(nèi)河運輸網(wǎng)絡(luò)發(fā)展引起的交通通達(dá)性改變以及由此引起的市場潛力分布調(diào)整，對市場潛力指數(shù)增長高于一般增長狀態(tài)的區(qū)域要適度增加計劃；二是關(guān)注中心城市、中心城市周邊城市以及政策密集型城市市場潛力增長情況，關(guān)注經(jīng)濟增長滯后城市市場潛力情況，根據(jù)卷煙市場潛力變化規(guī)劃安排卷煙銷售計劃；三是要保持行業(yè)與經(jīng)濟社會發(fā)展同步，通過品牌培育等措施，保持零售戶卷煙經(jīng)營的盈利空間總額增長水平略高于、至少不低于社會平均工資和門店租金的增長水平，實現(xiàn)卷煙市場潛力持續(xù)增長或保持穩(wěn)定。