李凜然，梁　新

(海軍工程大學(xué) 裝備經(jīng)濟(jì)管理系，湖北 武漢 430033)

?

海軍艦船價(jià)格指數(shù)構(gòu)建

李凜然，梁新

(海軍工程大學(xué) 裝備經(jīng)濟(jì)管理系，湖北 武漢 430033)

摘要：針對(duì)“純樣本匹配法”不適用于海軍艦船這類異質(zhì)性品價(jià)格特點(diǎn)的情況，依據(jù)特征價(jià)格指數(shù)的基本理論，應(yīng)用合并數(shù)據(jù)特征價(jià)格指數(shù)法，選取與海軍艦船有關(guān)的特征質(zhì)量因素，并引入虛擬時(shí)間變量，對(duì)我國1995—2013年的海軍艦船購置價(jià)格進(jìn)行了特征價(jià)格指數(shù)編制；結(jié)合物價(jià)水平的變化，分析了構(gòu)建的艦船特征價(jià)格指數(shù)的變化規(guī)律，得到了構(gòu)建的價(jià)格指數(shù)符合客觀規(guī)律的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：特征價(jià)格指數(shù)；Box-Cox轉(zhuǎn)換；海軍艦船購置價(jià)格；物價(jià)指數(shù)

1特征價(jià)格指數(shù)的理論

1.1特征價(jià)格理論研究概況

價(jià)格指數(shù)是研究價(jià)格動(dòng)態(tài)變化的一種工具，反映某類商品的“純價(jià)格變化”[1]。20世紀(jì)20年代，WAUGH[2]通過探討蔬菜質(zhì)量對(duì)蔬菜價(jià)格的影響，提出了價(jià)格與質(zhì)量之間的關(guān)系。這是特征價(jià)格最早和最基本的概念。特征價(jià)格模型由COURT[3]于1939年首次提出，利用回歸方法分析汽車屬性與其價(jià)格間的關(guān)系。1966年LANCASTER[4]提出了特征消費(fèi)理論，認(rèn)為消費(fèi)者在購買商品時(shí)，相比于商品數(shù)量的多少，更關(guān)注該商品所具有的特征，消費(fèi)者可以因?yàn)檫@些特征而獲得滿足。ROSEN[5]于1974年擴(kuò)展了LANCASTER的理論，就商品的特征提出了供需均衡模型，并將此特征價(jià)格理論發(fā)展為一種較為完善的特征理論。后來， MORITO等[6]在其研究中提出了商品價(jià)格與其特征之間的基本關(guān)系模型。

我國在21世紀(jì)初期開始對(duì)特征價(jià)格指數(shù)方法進(jìn)行研究，2004年，周剛?cè)A[7]根據(jù)特征價(jià)格理論，建立杭州和紹興兩個(gè)城市的居住用地和商務(wù)用地價(jià)格模型，定量地研究了城市土地價(jià)格影響因素。2006年，王力賓[8]實(shí)證分析了兩種不同的計(jì)算機(jī)特征價(jià)格指數(shù)編制方法，即合并數(shù)據(jù)特征價(jià)格指數(shù)模型和截面數(shù)據(jù)特征價(jià)格指數(shù)模型，證明這兩種方法均能剔除計(jì)算機(jī)特征對(duì)計(jì)算機(jī)價(jià)格的影響。2008年，牟嫣[9]對(duì)特征價(jià)格指數(shù)編制方法做了深入研究，并詳細(xì)闡述了特征價(jià)格指數(shù)法的發(fā)展過程。2014年，杜軍崗[10]將特征價(jià)格指數(shù)法應(yīng)用到海軍艦船維修價(jià)格指數(shù)模型的編制中，并與傳統(tǒng)的“樣本匹配法”進(jìn)行對(duì)比，解釋了兩者的區(qū)別，證明與“樣本匹配法”相比，特征價(jià)格指數(shù)方法是一種嚴(yán)密的、含有較少主觀色彩的方法。

1.2基本模型

商品價(jià)格與其特征之間的關(guān)系可以表示為：

(1)

式中：P為商品的價(jià)格;xi為商品的特征;αi為特征的隱含價(jià)格。

式(1)為特征價(jià)格模型。用回歸分析方法可以獲得模型的參數(shù)估計(jì)，即特征的隱含價(jià)格αi。在其他條件相同的情況下，對(duì)該方程求各個(gè)特征的偏導(dǎo)數(shù)就可以得到該特征相應(yīng)的隱含價(jià)格αi，也叫該特征的特征價(jià)格，即：

(2)

2艦船特征價(jià)格指數(shù)編制

2.1特征價(jià)格指數(shù)編制過程

艦船特征價(jià)格指數(shù)的編制是建立在其特征價(jià)格函數(shù)的基礎(chǔ)上的，而特征價(jià)格函數(shù)的確定需要先對(duì)艦船進(jìn)行異質(zhì)性分析，將影響艦船價(jià)格的特征因素分解出來。特征價(jià)格指數(shù)編制過程由如下幾個(gè)步驟構(gòu)成：①異質(zhì)性分析，選取艦船的主要特征屬性。②對(duì)獲得樣本數(shù)據(jù)的實(shí)際情況進(jìn)行分析處理，選取適合的特征價(jià)格模型建立方法。③建立特征價(jià)格模型，并對(duì)模型進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)和分析改進(jìn)。④由已建立的特征價(jià)格模型編制艦船購置價(jià)格指數(shù)。

2.2異質(zhì)性分析與特征選取

由于艦船是主要在海洋執(zhí)行特殊作業(yè)的專用平臺(tái)系統(tǒng)[11]，因此，對(duì)于不同的艦船，其特征也就根據(jù)其執(zhí)行任務(wù)的不同而有較大的差異。但是，由于樣本數(shù)據(jù)量不多的實(shí)際情況，在特征因素選取方面需要盡可能選取具有代表性的且符合總體特征的因素，經(jīng)過分析概括起來，大致可以選取以下特征因素：

(1)排水量。排水量與艦船造價(jià)呈正比關(guān)系，戰(zhàn)斗艦艇武備裝置和載彈量的多少也在排水量大小上有所體現(xiàn)。

(2)動(dòng)力系統(tǒng)功率。因?yàn)閯?dòng)力系統(tǒng)功率的大小對(duì)艦艇的航速和續(xù)航力有直接的影響，其也對(duì)艦艇的電力裝置提供原始能源，所以引入一個(gè)新的參數(shù)，即單位功率來反映艦艇動(dòng)力系統(tǒng)功率的水平。其表達(dá)式如下：

(3)

式中：Pd為單位功率；W為動(dòng)力系統(tǒng)功率；D為艦艇排水量。

(3)人均排水量。選取人均排水量這個(gè)指標(biāo)的原因有兩個(gè)，一是艦艇上人員編制數(shù)的多少是通過艦艇的居住性對(duì)艦船造價(jià)有一定影響，人均居住空間增加必然使艦船人均排水量增加；二是艦船上人數(shù)的多少也是艦船自動(dòng)化水平的一個(gè)間接反映，而艦船自動(dòng)化程度的高低與艦船的技術(shù)集成度有關(guān)，自動(dòng)化程度較高，人員數(shù)就較少，說明艦船技術(shù)含量較高，造價(jià)自然也就較高。人均排水量的表達(dá)式為：

(4)

式中：Rd為人均排水量；D為艦艇排水量；R為艦艇人員編制數(shù)。

因此，對(duì)于上述3個(gè)特征因素，分別設(shè)3個(gè)變量x1～x3且均大于0，連續(xù)取值。

2.3數(shù)據(jù)處理

由于艦船的建造周期一般都在一年以上，并且其建造的價(jià)格一般在建造開工之前就已由軍方和船廠協(xié)商決定了，因此假定艦船開始建造的當(dāng)年造價(jià)就已經(jīng)確定了，之后的幾年建造不對(duì)其建造費(fèi)用產(chǎn)生影響了。另外由于單獨(dú)年份的建造費(fèi)數(shù)據(jù)量較少的實(shí)際情況，因此筆者采用合并數(shù)據(jù)特征價(jià)格指數(shù)法，將合并時(shí)期定為3個(gè)年度，第一年為基年，第二年設(shè)虛擬變量x4，第三年設(shè)虛擬變量x5，當(dāng)x4、x5都為0時(shí)，表示第一年；當(dāng)x4為1，x5為0時(shí)，表示第二年；當(dāng)x4為0，x5為1時(shí)，表示第三年。所有特征變量如表1所示。

表1　各特征屬性量化處理表

2.4合并特征價(jià)格模型構(gòu)建與改進(jìn)

以1995—2013年期間19年的艦船購置費(fèi)數(shù)據(jù)為樣本，按照上述數(shù)據(jù)處理方式對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和取值。首先建立1995—1997年的線性模型，并用Eviews軟件進(jìn)行回歸分析和檢驗(yàn)。

結(jié)果如下：

P=-45 475.63-6.16x1+4 191.27x2+4 375.64x3+15 175.50x4+18 634.70x5

各檢驗(yàn)值如表2所示，另外，可決系數(shù)為0.971 8，調(diào)整可決系數(shù)為0.901 4，F(xiàn)檢驗(yàn)值為13.804 8，可以看出回歸效果并不理想，個(gè)別值的檢驗(yàn)不能通過。因此需要對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Box-Cox變換來提高模型回歸的精度。Box-Cox變換的具體形式如式(5)和式(6)所示。

(5)

(6)

式中需要進(jìn)行轉(zhuǎn)換變量的值必須為正數(shù)，λ和μ分別是待估計(jì)的參數(shù)。

根據(jù)Box-Cox變換的算法，可以通過Minitab軟件對(duì)因變量和自變量進(jìn)行轉(zhuǎn)換。

(1)對(duì)因變量購置價(jià)格P進(jìn)行Box-Cox變換，估計(jì)λ值，如圖1所示。從圖1可以看出，在置信度為95%的區(qū)間內(nèi)，參數(shù)λ的估計(jì)值為0.04，取整后為λ=0。因此根據(jù)式(5)可以得到轉(zhuǎn)換式：在λ=0時(shí)，P(λ)=ln(P)。

圖1　P的Box-Cox變換結(jié)果圖

(2)對(duì)各自變量進(jìn)行轉(zhuǎn)換，估計(jì)μ值，因?yàn)榇D(zhuǎn)換變量的值必須是正數(shù)，所以可以轉(zhuǎn)換的變量有排水量x1、單位功率x2、人均排水量x3，結(jié)果如圖2～圖4所示。

圖2　x1的Box-Cox變換結(jié)果圖

圖3　x2的Box-Cox變換結(jié)果圖

圖4　x3的Box-Cox變換結(jié)果圖

將轉(zhuǎn)換后的因變量和自變量進(jìn)行非線性回歸，可以得到：

ln P=20.112-6.378lnx1-0.326(x0.52-1)+1.265(x0.53-1)+0.059x4+0.149x5

(7)

各檢驗(yàn)值如表3所示。

另外，可決系數(shù)為0.995 7，調(diào)整可決系數(shù)為0.985 2，F(xiàn)檢驗(yàn)值為94.415 9，結(jié)合表3可以看出，經(jīng)過Box-Cox轉(zhuǎn)換后，在95%的置信區(qū)間水平下，擬合精度和各變量的統(tǒng)計(jì)顯著性較線性回歸模型有了較大的改善，并且通過了檢驗(yàn)，回歸效果明顯提高。

由式(7)可得到1996年時(shí)間虛擬變量的系數(shù)值為0.058，1997年時(shí)間虛擬變量的系數(shù)值為0.149，因此再根據(jù)式(7)可得到1996年和1997年的購置價(jià)格指數(shù)(以1995年為100)分別為：

表3　檢驗(yàn)值表

exp(0.058)×100=105.6

exp(0.149)×100=116.1

2.5編制艦船購置價(jià)格指數(shù)

同理，按照上述1995—1997年的合并價(jià)格指數(shù)計(jì)算方法，對(duì)1998—2011年的艦船價(jià)格指數(shù)進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如下。

1997—1999年：

ln p=-6.125+3.510ln x1+0.056x2-0.124(x3-1)-0.160x4-0.080x5

1999—2001年：

ln p=1.367+102.390(1-1/x1)+0.020x2+1.587ln x3+0.130x4+0.162x5

2001—2003年：

ln p=-0.080-1.653ln x1+9.799ln x2+0.130(1-1/x3)-0.112x4+0.103x5

2003—2005年：

ln p=5.720-1.076ln x1+0.071ln x2+

2005—2007年：

ln p=2.123+0.150ln x1+1.911(1-1/x2)+0.040ln x3+0.029x4+0.044x5

2007—2009年：

2009—2011年：

ln p=-8.082+4.312ln x1-13.291ln x2+6.130x3+0.121x4+0.107x5

2011—2013年：

ln p=13.765-7.125ln x1+5.381x2-6.893ln x3+0.134x4+0.163x5

根據(jù)上述指數(shù)計(jì)算方法，經(jīng)過相關(guān)的換算后，1995—2013年艦船購置價(jià)格指數(shù)如表4所示。

表4　艦船購置價(jià)格指數(shù)表

3艦船價(jià)格指數(shù)變化分析

眾所周知，物價(jià)水平是影響艦船造價(jià)的一個(gè)重要因素，因?yàn)榻ㄔ炫灤脑牧虾凸r(shí)費(fèi)都受到物價(jià)水平變化的影響。據(jù)資料記載，20世紀(jì)50年代到80年代期間，由于物價(jià)上漲的原因，英國護(hù)衛(wèi)艦的建造價(jià)格不斷攀升，最后一艘的價(jià)格是第一艘價(jià)格的20倍左右[12]，由此可見物價(jià)因素對(duì)艦船造價(jià)的影響程度。

在物價(jià)指數(shù)的選取上，因?yàn)榕c艦船價(jià)格相關(guān)的主要是原材料和工人的工時(shí)費(fèi)，所以可供采用的有商品零售價(jià)格指數(shù)(RPI)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)(PPI)，以及工業(yè)原材料、燃料、動(dòng)力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)(MPI)等。但是從產(chǎn)業(yè)鏈的角度分析，艦船的建造過程中所消耗的各種材料基本上是以工業(yè)半成品為主，采用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)比工業(yè)原材料、燃料、動(dòng)力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)更為合適；另外，在工時(shí)費(fèi)方面，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與商品零售價(jià)格指數(shù)相比，其與工時(shí)費(fèi)中占較大比例的工資費(fèi)用的關(guān)系更為密切。因此，可根據(jù)1995—2013年同期我國CPI和PPI的變化來分析并驗(yàn)證所構(gòu)建的艦船價(jià)格指數(shù)的正確性和準(zhǔn)確性。

將表4中的數(shù)據(jù)與CPI和PPI放在同一折線圖內(nèi)，如圖5和圖6所示。

圖5　物價(jià)指數(shù)和艦船價(jià)格指數(shù)變化圖(定基指數(shù))

圖6　物價(jià)指數(shù)和艦船價(jià)格指數(shù)變化圖(環(huán)比指數(shù))

從圖5和圖6可以看出1995—2013年期間居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)兩者的變化趨勢基本是一致的，都呈現(xiàn)平穩(wěn)上升的趨勢，而艦船價(jià)格指數(shù)變化趨勢則波動(dòng)較大，其中個(gè)別年份的增減幅比較明顯，到2010年時(shí)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)變化變小，趨于平穩(wěn)，但整體上是呈現(xiàn)出折線式上升的趨勢，與兩個(gè)物價(jià)指數(shù)的上升趨勢基本是一致的。

艦船價(jià)格指數(shù)與兩個(gè)物價(jià)指數(shù)相比，主要的變化區(qū)別有以下幾點(diǎn)：一是從1997年開始，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)都出現(xiàn)了短時(shí)間的小幅下降，而艦船價(jià)格指數(shù)則繼續(xù)上升，可能是因?yàn)楫?dāng)時(shí)政府已經(jīng)開始實(shí)行經(jīng)濟(jì)體制改革，受其影響使物價(jià)下降，但軍隊(duì)同期還是以計(jì)劃采購為主，且一次計(jì)劃確定幾年的采購費(fèi)用，受到影響較小，所以與物價(jià)變化出現(xiàn)了差異；二是艦船價(jià)格指數(shù)在2000年之后出現(xiàn)了幾次下降，主要是受到物價(jià)變化影響，而之所以沒有與兩個(gè)物價(jià)指數(shù)同時(shí)變化，是由于物價(jià)對(duì)艦船價(jià)格的影響具有一定的滯后性所致；三是艦船價(jià)格指數(shù)與兩個(gè)物價(jià)指數(shù)相比從1995—2013年期間漲幅較大，這主要是因?yàn)榕灤纳a(chǎn)建造不是完全的市場經(jīng)濟(jì)，其價(jià)格除了受物價(jià)這個(gè)重要影響因素影響外，還受到其他客觀因素的影響，如地區(qū)差異，船廠的管理水平等因素都可能導(dǎo)致費(fèi)用的增減，進(jìn)而使價(jià)格指數(shù)發(fā)生變化。

4結(jié)論

通過應(yīng)用特征價(jià)格理論，針對(duì)具有異質(zhì)性特點(diǎn)的艦船購置價(jià)格，結(jié)合合并特征價(jià)格法，構(gòu)建了基于Box-Cox轉(zhuǎn)換的艦船價(jià)格指數(shù)模型，編制出了海軍艦船特征價(jià)格指數(shù)。結(jié)合同時(shí)期的物價(jià)指數(shù)，分析了艦船價(jià)格指數(shù)的變化規(guī)律，這對(duì)以艦船為代表的特征價(jià)格指數(shù)的編制具有一定的借鑒和參考意義。

參考文獻(xiàn)：

[1]韓嘉駿．價(jià)格指數(shù)理論與實(shí)踐[M]．北京：中國發(fā)展出版社,1992：1-5．

[2]WAUGH F V.Quality factors influencing vegetable prices[J]．Journal of Farm Economies,1928(10)：185-196．

[3]COURT A T.Hedonic price indexes with automobile examples[J]．Dynamics of Automobile Demand,1939(6)：99-117．

[4]LANCASTER K J．A new approach to consumer theory[J]．Journal of Political Economy,1966(4)：132-157．

[5]ROSEN S．Hedonic prices and implicit market: product differentiation in pure competition[J]．Journal of Political Economy,1974,82(1)：35-55．

[6]MORITO T，HAJIME S．Hedonic approaches based on spatial econometrics and spatial statistics: application to evaluation of project benefits[J]．Journal of Geographical Systems,2009,11(4)：357-380．

[7]周剛?cè)A．城市土地價(jià)格微觀區(qū)位因素及其實(shí)證研究[D]．杭州：浙江大學(xué),2004．

[8]王力賓．特征價(jià)格指數(shù)的理論與實(shí)證研究:以計(jì)算機(jī)價(jià)格指數(shù)為例[J]．云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2006(3)：23-28．

[9]牟嫣．關(guān)于特征價(jià)格指數(shù)編制的研究[J]．統(tǒng)計(jì)與決策,2008(9)：13-15．

[10]杜軍崗．艦船維修Hedonic價(jià)格指數(shù)模型的構(gòu)建[J]．海軍工程大學(xué)學(xué)報(bào),2014(10)：34-39．

[11]謝力．艦船裝備維修費(fèi)組合預(yù)測建模研究[D]．武漢：海軍工程大學(xué),2010．

[12]李積源．艦船裝備經(jīng)濟(jì)性分析[M]．武漢：海軍工程學(xué)院出版社,1997：219-234．

LI Linran:Postgraduate; Department of Equipment Economy & Management,Navy University of Engineering ,Wuhan 430033,China.

[編輯：王志全]

文章編號(hào)：2095-3852(2016)01-0066-05

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A

收稿日期：2015-06-24.

作者簡介：李凜然(1990-)，男，四川成都人，海軍工程大學(xué)裝備經(jīng)濟(jì)管理系碩士研究生.

基金項(xiàng)目：海軍工程大學(xué)社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(201520150417).

中圖分類號(hào)：F222.39

DOI：10.3963/j.issn.2095-3852.2016.01.014

Establishment of Naval Ship Price Index

LI Linran， LIANG Xin

Abstract：Because of the pure-exemplar matching method not suitable for the feature of naval ship price,the paper takes Hedonic price index of the cross-section data modeling method for a use,and determines the attributes of naval ship price.On this basis,the paper figures out naval ship price index from 1995 to 2013.At the end,the paper analyses the change laws of the naval ship price index,according to the data of consumer price index for years.

Key words：Hedonic price index; Box-Cox transformation; Naval ship price; Consumer price index