【分　 类】 经济与管理科学
【关 键 词】 经济型饭店；市场扩张；区位选择；空间分布
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正文：
[摘要]：本文在回顾企业宏观选址研究和分析中国经济型连锁饭店城市选择特征的基础上，认为市场潜力和区位优势是其选址的重要依据，并利用统计数据对这一观点进行了验证。回归分析结果表明：反映区位优势的批发零售总额变量、体现市场潜力的社会消费品零售总额变量以及虚拟变量上海、广州是影响其选择的重要因素。
[关键词]:经济型饭店；市场扩张；区位选择；空间分布
一、问题的提出
经济型饭店（酒店）是一个热门的研究课题，以“经济型饭店（酒店）”为题名，在中国期刊全文数据库1995-2008年收录的文章有361篇；在中国优秀硕士学位论文全文数据库1999-2008年收录的有44篇。研究的内容涉及经济型饭店的概念^[1]；现状、问题和对策^[2]；产品设计、市场选择与经营模式^[3-4]；服务质量和顾客价值分析^[5-6]；经济型饭店的产业组织结构^[7]；国内外的对比研究^[8-9]；经济型饭店的连锁经营与集团化发展^[10-11]等。经济型连锁饭店市场扩张的城市选择作为生产区位选址中的一种，对其研究还非常少见。尽管有2篇关于这个题目的研究，但主要是基于描述性分析对空间分布特征进行了说明，而关于其影响因素的看法尚未形成共识。本文主要分为3个部分，首先对饭店选址的研究进行了回顾，然后对中国经济型连锁饭店市场扩张的城市选择特征进行分析，最后利用统计数据对经济型连锁饭店市场扩张是否基于市场潜力和区位优势进行实证。
二、相关文献综述
（一）关于星级饭店空间分布的研究
在星级饭店空间分布的研究中，主要研究其在某个城市中的空间分布这一微观选址问题。其代表有：Ashworth，G.，and J. Tunbridge 认为城市中的历史街区、过渡地带、风景地域、火车站、道路口和机场边缘这6大区域与饭店选址相关^[12]； David J. Egan和 Kevin Nield则以经济学作为研究的出发点，运用古典经济学原理，发现伦敦市高星级宾馆多位于市中心，而商务型、经济型饭店则分布于边缘城区和城市的外环地带^[13]；国内的众多研究将城市饭店空间分布归结于城市地理和经济地理特征，主要有“道路”、“边沿”、“标识”、 “节点”和“区域”因素^[14]。
涉及到饭店宏观选址影响因素的研究主要有：张海霞等发现新疆旅游集散中心——乌鲁木齐是新疆旅游饭店的集中地，而新疆的饭店空间分布与旅游业空间分布格局不一致^[15]；李飞、张玉华发现珠江三角洲城市饭店发展水平主要受到人均GDP、旅游收人和进出口总额的影响 ^[16]；文吉发现我国各省饭店数量与旅游力、投资力、商业力、消费力、开放力、交通力和城市力的相关系数逐步降低^[17]；霍云霈等发现我国五星级宾馆受入境旅游业影响明显, 其空间供给变化趋势与入境旅游业发展态势相似；北京、广东、上海三大入境口岸高档旅游饭店供给的绝对优势地位正在改变, 初步形成东南沿海高供给带 ^[18]；黄静波发现东部沿海地区星级饭店业发展水平大于中西部地区，区域经济发展水平、旅游资源禀赋、区位、交通、区域产业政策与发展环境是省域星级饭店业发展水平的重要影响因素 ^[19]；王浩等以安徽为例，发现各城市饭店客房数量比重显著受该城市旅游资源比重和GDP比重的影响，但该文却没有说明旅游资源的衡量标准^[20]。
（二）关于经济型饭店空间分布的研究
郭雅婷在研究我国经济型连锁酒店空间分布时将上海、北京作为一线城市，将省会城市、经济较发达的城市和旅游资源特别丰富的城市划为二线城市，其余为三线城市，并发现我国经济型连锁酒店投资环境的优势地区仍然集中在东部沿海的三大经济圈，但其不足之处在于关于一线、二线和三线城市的划分标准没有形成共识；以省域划分的空间分布来看，广东省、浙江省、江苏省三省的经济型连锁酒店比例最高；并有逐步朝中部地区的河南和西部地区的四川、重庆扩散的趋势^[21]。陈均亮将经济型连锁饭店空间扩张分为以如家、锦江之星等为代表的市场领导者采用“先中心夯实，后全面开花型”、以7天连锁为代表的市场跟进者采用的“集中一地，密集进入型”^[22]。
三、经济型连锁饭店的市场扩张的城市选择特征
（一）中国经济型连锁饭店发展状况
表1  中国经济型连锁饭店前10强基本情况[1]

品牌	企业性质	中国总部所在地	成立时间	客房数（间）	分店数（家）	平均房价（元）
如家酒店	内资	上海	2002	54950	467	197
锦江之星	内资	上海	1997	32836	238	188
莫泰连锁	内资	上海	2002	31390	162	207
7天连锁	内资	广州	2005	23509	228	187
汉庭酒店	内资	上海	2005	22244	182	228
格林豪泰	内资	上海	2004	14015	123	209
速8	外资	北京	2004	8339	91	202
宜必思	外资	不详	不详	4523	21	168
维也纳酒店	内资	深圳	1993	4351	19	216
万好万家	内资	杭州	2003	3281	27	272
7强合计				187283	1491
10强合计				199438	1558
36强合计				239957	1929
7强占36强的比例				78.05%	77.29%
10强占36强的比例				83.11%	80.77%

根据中国经济型酒店网（http://www.inn.net.cn）截至2009年1月的统计，客房总数超过1000间的连经济型锁饭店有36家，客房总数为239957间，分店总数为1929家；其中前10强连锁的客房总数为199438间，分店数为1558家；前7强连锁的客房总数为187283间，分店总数为1558。前7强连锁客房总数占纳入统计连锁饭店的78.05%，分店总数占77.29%；前10强连锁客房总数占纳入统计连锁饭店的83.11%，分店数占80.77%，显示出中国经济型连锁饭店的市场集中度非常高，也可以说明本文选择连锁前10强为样本能把握中国经济型连锁饭店的总体特征，具有较好的代表性。从经济型连锁饭店成立时间来看，最早可以追溯到1993年，但总体市场发育则在2000年前后。除了锦江之星以外的前7前连锁成立时间不超过7年，显示出中国经济型饭店充满活力与朝气。中国经济型连锁饭店以内资为主，前10强连锁中来自美国温德姆酒店集团的速8和来自法国雅高集团的“宜必思”只位列第7和第8；而来自假日集团的假日之星则排名第28位。从总部城市的选择来看，上海无疑是中国经济型连锁饭店的大本营，7强中占据5席；广州、北京、深圳、杭州则成为中国经济型连锁饭店第二梯队总部城市。从平均房价来看，除了万好万家以272元位居榜首外，其它连锁平均房价则处于200元左右，说明中国经济型连锁饭店在价格竞争上的差异化较小（详见表1）。
（二）中国经济型连锁饭店的市场扩张的城市选择特征
由于经济型饭店的市场吸引半径比星级饭店（特别是比高星级饭店）更小，因此从城市层面来分析经济型饭店的分布特征会更有意义。中国经济型连锁饭店前10强的分店分布在全国31个省份的112个城市，其中东部地区城市有65个，中部地区有30个，西部地区有17个(详见表2)。根据《2007年中国城市统计年鉴》的城市行政区划，中国共有246个地级以上城市，由此可知中国前10强经济型连锁的区域覆盖率为45.53%。可能的原因是中国经济型连锁饭店的成长时间还非常短，目前只能集中力量占据最有市场潜力和最具区位优势的城市。从图1可以发现，上海和北京的经济型连锁饭店数量遥遥领先，均超过100家；苏州、天津、杭州、广州、南京、深圳和武汉处于第二梯队，在50-70家之间；无锡、西安、成都、沈阳、重庆、郑州、长沙、济南、哈尔滨、青岛、宁波处于第三梯队，在20-42家之间；南昌、常州、石家庄、长春、扬州、合肥、东莞、贵阳、大连、厦门、金华和太原则位于第四梯队；其余79个城市的分店数少于10家，处于第五梯队。经济型连锁分店数量最多的32个城市中，除了4个直辖市，还有16个省会城市和14个副省级城市（其中部分与省会城市重叠），地级城市均位于长三角（苏州、无锡、常州、扬州、金华）和珠三角（东莞）。没有进入前32强的东部地区省会只有福州和海口；进入32强的西部城市有西安、成都、重庆和贵阳。从城市层面来看，中国经济型饭店的空间分布呈现出以区域重点城市为点，以经济发达区域为面的特征。
表2 中国经济型连锁饭店（前10强）市域分布一览表[2]

经济区域	省份	城市
东部 1212	上海285	上海285
	江苏225	苏州68；南京60；无锡42；常州15；扬州14；南通7；镇江6；徐州5；淮安4； 泰州2；盐城2
	北京190	北京190
	广东150	广州61；深圳59；东莞12；佛山7；珠海5；中山3；惠州3
	浙江121	杭州63；宁波21；金华11；绍兴8；嘉兴7；温州7；湖州2；台州2
	山东80	济南27；青岛21；烟台8；淄博4；菏泽3；泰安3；东营2；滨州2；德州2；聊城1；临沂1；莱芜1；日照1；威海1；济宁1；潍坊1；枣庄1
	天津67	天津67
	辽宁46	沈阳28；大连12；丹东2；盘锦1；营口1；锦州1；抚顺1
	福建23	厦门11；福州9；龙岩1；南平1；泉州1
	河北21	石家庄14；唐山3；廊坊1；沧州1；保定1；邢台1
	海南4	海口4
中部 233	湖北55	武汉52；宜昌2；襄樊1
	河南34	郑州27；洛阳3；安阳2；南阳1；漯河1
	安徽33	合肥13；安庆6；芜湖5；马鞍山3；黄山2；蚌埠2；淮南1；淮北1
	湖南31	长沙27；张家界3；岳阳1
	黑龙江29	哈尔滨26；齐齐哈尔2；大庆1
	吉林20	长春14；吉林5；通化1
	江西20	南昌18；九江1；景德镇1
	山西11	太原10；大同1
西部 160	陕西35	西安35
	四川35	成都33；宜宾1；德阳1
	重庆28	重庆28
	广西13	南宁9；桂林4
	内蒙古13	呼和浩特8；包头4；鄂尔多斯1
	贵州12	贵阳12
	新疆7	乌鲁木齐7
	云南6	昆明6
	甘肃6	兰州6
	青海3	西宁3
	宁夏1	银川1
	西藏1	拉萨1

 

图1中国经济型连锁饭店前10强的分店数最多的前32个城市
四、中国经济型连锁饭店市场扩张城市选择的影响因素
关于城市饭店数量影响因素的实证研究尚不多见，李飞、张玉华（2005）的结论可能更适合与对外开放程度非常高的珠三角地区；而霍云霈（2006）的结论适合于高档饭店，存在明显的局限性。那么，中国经济型连锁饭店市场扩张的城市选择主要受哪些因素的影响呢？
（一）研究变量的选择
众多关于企业空间扩张影响因素研究中，涉及到的变量有GDP、人均GDP、人口、社会消费品零售总额、居民储蓄余额、货运量和邮政电信业务收入、人均可支配收入、人均消费型支出、职工平均工资、限额以上批发零售贸易业企业数、各类专业技术人员数量及城市客运量等（夏春玉，等 2006）。零售企业在跨国扩张进行市场选择时主要关注的因素有文化距离、市场潜力(经济发展水平和消费能力)、市场进入障碍与风险(政治风险和文化障碍)、市场运营成本(物流与营销成本、要素成本以及人力资本可获性)、市场竞争状况，以及企业自身因素(跨国经营经验、企业的目标与实力)等^[23]。在参照上述研究成果和区域经济学中关于“生产的区位选择理论”基础上，笔者认为市场潜力和区位优势可能是目前中国经济型连锁饭店空间扩张的主要依据。市场潜力是当前收益来源的保证；市场扩张中选择一些当前市场潜力小，而区位优势明显的城市，可以使这些经济型连锁饭店尽早接触潜在市场，准确把握市场特征，针对性的制定企业发展战略。
参考上述研究成果，并考虑到数据的可得性，本文中选择的研究变量有三大类。第一类是市场潜力指标，包括：GDP（万元）、人均GDP（元）、年末总人口(万人)、非农业人口(万人) 、消费品零售 (亿元)；第二类是区位优势指标，包括：客运总量(万人)、铁路客运量(万人)  、公路客运量(万人)、水运客运量(万人)、民航客运量(人) 、批发零售总额 (亿元)；第三类是区位优势的虚拟变量指标，包括：北京、上海、广州、省会、副省级城市、长三角城市、珠三角城市、环渤海地区城市[3]。值得说明的是，之所以将批发零售总额作为区位优势指标，是考虑到批发市场的兴旺主要反映了城市的区域中心地位和市场辐射能力。
由于作者无法查找到《2008年中国城市统计年鉴》，本文中第一类和第二类指标数据来自《2007年中国城市统计年鉴》。笔者考虑到各项统计指标总体保持同步增长，而且经济型连锁饭店经营决策者开设分店时，从开始决策到正式开业，具有一定时滞性，因此采用2007年年鉴也是可行的。但是采用两年不同数据所得到的回归系数则有所变化。有条件的话，还应用2008年的统计数据进行验证。
（二）中国经济型连锁饭店市场扩张城市选择的影响因素
将各城市经济型连锁饭店的分店数量作为因变量对以上自变量进行逐步回归（Stepwise），得到城市水运客运量和年末总人口的回归系数为负，显然不合逻辑，因此笔者将这两个自变量剔除，再进行逐步回归。在逐步回归的过程中，随着自变量数量的增加，共线性问题开始出现，因此笔者选择了自变量容忍度不小于0.1的回归模型。如果自变量的容忍度小于0.1，则表明自变量间存在严重的共线性问题^[24]。回归结果如表3所示，回归方程的F统计量在0.001水平下显著；调整R²= .959，说明回归模型的拟合度较好，解释了总体离差平方和的95%以上。反映区位优势的批发零售总额是中国10强经济型连锁饭店市场扩张城市选择的主要影响因素，在逐步回归中还可以发现仅以批发零售总额为自变量，就解释了88.1%的总体变异；其次，上海这个虚拟变量是第二重要的因素，反映出上海是众多中国经济型连锁饭店的总部和大本营，其发展历程最悠久、市场发育较成熟，该变量解释了6%的总体变异；反映市场潜力的消费品零售总额是第三重要的因素，解释了1.2%的总体变异；广州虚拟变量为负，说明进入广州的经济型连锁饭店，滞后于其市场潜力和区位优势。如图1所示，尽管经济型连锁分店最多的32个城市中有16个省会城市和14个副省级城市，但其虚拟变量的系数并不显著，说明省会城市和副省级城市的优势已经“内生化”到批发零售总额反映的区位优势和消费品零售总额反映的市场潜力优势中了。北京虚拟变量不显著，说明其经济型连锁分店数量与批发零售总额、消费品零售总额相一致。珠三角城市、长三角城市和环渤海地区城市的虚拟变量不显著，说明三大经济区域的经济型连锁饭店的集聚效应尚不明显。除此之外，该模型说明一般人认为的GDP、人均GDP、年末总人口、非农业人口并不能很好的反映其市场潜力；同样，客运总量、铁路客运量、公路客运量、水运客运量、民航客运量也并非反映其区位优势的好指标。
表3中国10强经济型连锁饭店市场扩张城市选择的影响因素

模型	自变量	系数	标准误	t统计量	相伴概率	容忍度	方差膨胀系数	F统计量	相伴概率	R2	调整R2
1	(Constant)	-.037	1.269	-.029	.977			802.355	.000	.882	.881
	批发零售	.017	.001	28.326	.000	1.000	1.000
2	(Constant)	1.682	.905	1.859	.066			871.704	.000	.943	.942
	批发零售	.014	.001	26.796	.000	.664	1.506
	上海	110.465	10.456	10.565	.000	.664	1.506
3	(Constant)	-3.208	1.227	-2.614	.010			738.523	.000	.955	.953
	批发零售	.009	.001	9.353	.000	.145	6.891
	上海	114.322	9.363	12.210	.000	.660	1.515
	消费品零售	.017	.003	5.292	.000	.163	6.136
4	(Constant)	-3.991	1.167	-3.421	.001			635.201	.000	.961	.959
	批发零售	.009	.001	9.917	.000	.145	6.893
	上海	108.121	8.909	12.136	.000	.640	1.563
	消费品零售	.020	.003	6.286	.000	.157	6.355
	广州	-30.098	7.603	-3.959	.000	.878	1.139

从表1中可以发现，中国经济型连锁饭店从第8强开始，分店数量明显减少，只有19家；第7强则有91家分店，两者相差巨大。显示出中国前7强经济型连锁饭店规模较大，因此具有全国布局的特征；而第8-10强，规模较小，只是选择局部区域进行市场扩张。为了反映出全国布局的经济型连锁饭店与局部区域布局连锁饭店在城市选择上的差异，笔者以7强经济型连锁饭店在各城市的分店数量作为因变量进行回归。回归模型的R²=.960,调整R²= .958，与前10强连锁饭店在各城市分店数量作为因变量的结果相差不大；批发零售总额的系数保持不变，上海、广州虚拟变量、消费品零售总额的系数略有变化。值得注意的是回归模型中新增了珠三角城市这一虚拟变量，说明全国性布局的经济连锁饭店进入珠三角地区较少；而区域性经济连锁饭店进入该地区的则较多，特别是总部位于深圳的维也纳酒店在深圳的分店多达14家。
表4 中国7强经济型连锁饭店市场扩张城市选择的影响因素

模型	自变量	系数	标准误	t统计量	相伴概率	容忍度	方差膨胀系数	F统计量	相伴概率	R2	调整R2
1	(Constant)	-.308	1.263	-.244	.808			768.707	.000	.877	.876
	批发零售	.017	.001	27.726	.000	1.000	1.000
2	(Constant)	1.471	.877	1.676	.097			885.759	.000	.943	.942
	批发零售	.014	.001	26.602	.000	.664	1.506
	上海	113.484	10.174	11.154	.000	.664	1.506
3	(Constant)	-2.995	1.210	-2.476	.015			725.670	.000	.954	.952
	批发零售	.009	.001	9.395	.000	.145	6.874
	上海	117.023	9.257	12.641	.000	.660	1.515
	消费品零售	.016	.003	4.903	.000	.163	6.119
4	(Constant)	-3.705	1.164	-3.183	.002			608.287	.000	.959	.957
	批发零售	.009	.001	9.846	.000	.145	6.876
	上海	111.403	8.919	12.491	.000	.639	1.564
	消费品零售	.018	.003	5.744	.000	.158	6.337
	广州	-27.274	7.610	-3.584	.001	.878	1.138
5	(Constant)	-3.596	1.149	-3.131	.002			501.866	.000	.960	.958
	批发零售	.009	.001	9.845	.000	.145	6.903
	上海	110.510	8.800	12.557	.000	.638	1.568
	消费品零售	.019	.003	6.009	.000	.156	6.407
	广州	-22.171	7.911	-2.803	.006	.789	1.267
	珠三角	-6.002	2.961	-2.027	.045	.852	1.174

（三）残差分析及其意义
残差是各城市经济型连锁分店的实际数量与回归方程预测值的差。为了检查是否存在异方差性，笔者将残差保留，作为因变量对表3-4中的回归元进行回归，F统计量大于0.05，接受了总体回归方差不显著的原假设。因此，表3-4中的模型并不存在异方差问题。
残差一方面表示回归模型并没有解释所有的离差平方和，预测精确度还有待提高。但从另一个角度来看，如果中国经济型连锁饭店市场扩张的城市选择确实根据代表区位优势的批发零售总额和代表市场潜力的社会消费品零售总额作为选择标准的话，那么残差为负，说明该城市的发展潜力越大；残差为正说明该城市的发展潜力越小。当然，笔者认为残差的存在一方面说明还有一些我们尚未纳入的影响变量；同时，也可能反映出某些城市的市场尚未饱和。表5中是基于回归模型预测的各城市经济型饭店发展潜力分类，共分为7个类别（详见表5），对于不同城市的经济型饭店市场潜力还值得进一步的研究。
表5 基于回归模型预测的各城市经济型饭店发展潜力[4]

残差	市场类型	城市
-20- -10	大潜力型	佛山、沈阳、昆明、宁波、大连、泉州、温州、台州、福州、潍坊
-9--5	较大潜力型	重庆、临沂、青岛、济宁、烟台、厦门、唐山、淄博、南通、保定、中山
-4‑ -2	略大潜力型	南阳、徐州、天津、威海、大庆、嘉兴、洛阳、盐城、惠州、抚顺、德州、湖州、兰州、沧州
-1- 1	平衡型	东莞、聊城、襄樊、泰州、南宁、太原、鄂尔多斯、包头、绍兴、合肥、邢台、岳阳、泰安、菏泽、长春、石家庄、廊坊、上海、广州、东营、宜昌、吉林、枣庄、乌鲁木齐、大同、德阳、珠海、日照、滨州、锦州、杭州、银川、安阳、龙岩、金华、南平市
2- 4	略饱和型	九江、宜宾、成都、齐齐哈尔、莱芜、营口、盘锦、漯河、呼和浩特、淮安、通化、镇江、淮南、丹东、蚌埠、常州、西宁、郑州、桂林、景德镇、深圳、淮北、海口、马鞍山、北京、济南、黄山
5-9	较为饱和型	芜湖、张家界、安庆、长沙、哈尔滨、贵阳、扬州
10-30	饱和型	武汉、南昌、西安、无锡、南京、苏州

五、结论与讨论
（一）结论
1、市场潜力和区位优势是目前中国经济型连锁饭店空间扩张的主要依据。
2、反映区位优势的批发零售总额是影响中国前10强经济型连锁饭店市场扩张城市选择的主要因素，该变量解释了88.1%的总体变异。
3、上海这个虚拟变量的显著性，反映出上海是众多中国经济型连锁饭店的总部和大本营，该变量解释了6%的总体变异。
4、反映市场潜力的消费品零售总额是第三重要的因素，解释了1.2%的总体变异。
5、广州虚拟变量为负，说明进入广州的经济型连锁饭店滞后于其市场潜力和区位优势。
6、省会和副省级城市两个虚拟变量的系数不显著，说明省会城市和副省级城市的优势已经“内生化”到批发零售总额反映的区位优势和消费品零售总额反映的市场潜力优势之中。
7、北京虚拟变量不显著，说明其经济型连锁分店数量与批发零售总额、消费品零售总额相一致。
8、珠三角城市、长三角城市和环渤海地区城市的虚拟变量不显著，说明三大经济区域的经济型连锁饭店的集聚效应尚不明显。
9、珠三角城市这一虚拟变量在7强饭店作为因变量的回归中显著，说明全国性布局的经济连锁饭店进入珠三角地区较少；而区域性经济连锁饭店进入该地区的则较多。
10、该模型（表3、表4）说明GDP、人均GDP、年末总人口、非农业人口因素并不能很好的反映其市场潜力；同样，客运总量、铁路客运量、公路客运量、水运客运量、民航客运量也并非反映其区位优势的好指标。
（二）讨论
城市批发零售总额和社会消费品零售总额成为中国经济型连锁饭店市场扩张中城市选择的重要影响因素说明，中国经济型连锁饭店的市场选择主要面向国内居民。然而，本文还存在以下两个问题的思考：
1、虽然本文的回归模型拟合效果较好，但还是存在遗漏变量的可能，比如经济型连锁饭店市场选择与旅游业的关系、与星级饭店的关系。尽管笔者认为其与旅游业可能呈正相关；而与星级饭店的关系可能不明朗，因为存在竞争关系，也可能存在市场错位，但这些仅仅是一种假设。由于缺乏基于城市层面的旅游业统计数据，要实证上述关系显得较为困难。可能的话，一些重点调查和典型调查可能会弥补上述不足。
2、本文采用截面数据分析，难以反映中国经济型连锁饭店的动态变化。由于中国经济型饭店发展时间较短，市场变化较大，如果能够利用面板数据进行估计，会得到中国经济型连锁饭店市场扩张的更多信息。但各经济型连锁饭店的官方网站中没有公布其不同时间开设的分店数据，使得进行面板数据分析难度较大。
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