２０１３年第６期 经济研究导刊 Ｎｏ．６，２０１３ 总第１８８期 ＥＣ０Ｎ０ＭＩＣ ＲＥＳＥＡＲＣＨ ＧＵＩＤＥ Ｓｅｆｉａｌ Ｎｏ．１８８ 可支配收入、价格消费指数与消费的截断模型分析 马洪美 （天津财经大学，天津３００２２２） 摘要：随着改革开放以来经济的发展，中国城乡居民的收入和物价水平都有较大幅度增长，同时城乡居民的消 费水平也快速增长。对此，对有关经济指标做出相关分析，根据指标数值的特性，采用截断模型进行分析。并对模型结 果作出解释及提出相关方案。 关键词：经济指标；截断模型；参数估计；模型优化 中图分类号：Ｆ１２ 文献标志码：Ａ 文章编号：１６７３—２９１Ｘ（２０１３）０６—０００６—０３ 以２０１０年中国各地区城镇居民人均消费额与人均可支配 收入、价格消费指数为研究 寸象，表１为２０１０年３个指标的数据。 表１ ２０１０年中国各地区城镇居民人均消费额、人均可支配收入及价格消费指数的数据 元 地区 消费额 可支配收入 消费价格指数 地区 消费额 可支配收入 消费价格指数 青海 ９ ６１３．７９ １３ ８５４．９９ １０５＿３５ 吉林 ｌｌ ６７９．４０ １５ ４１１．４７ １０３．７０ ９６８５．５４ １４ ９８０．４７ １０２．２０ 陕西 １１ ８２１．８８ １５ ６９５．２ｌ １０３．９７ 山西 ９ ７９２．６５ １５ ６４７．６６ １０３．０２ 湖南 １１ ８２５－３３ １６ ５６５．７０ １０３．１ｌ 甘肃 ９ ８９５．３５ ｌ３ １８８．５５ １０４．１０ 四川 １２ １０５．０９ １５ ４６１．１６ １０３．１８ 贵州 １０ Ｏ５８．２９ １４ １４２．７４ １０２．９２ 山东 １３ ｌ１８．２４ １９９４５．８３ １Ｏ２．９３ １０ １９７．０９ ｌ３ ６４３．７７ １０４．３３ 辽宁 ｌ３ ２８０．４０ １７ ７１２．５８ １０３．４０ 河北 １Ｏ ３１８．３２ １６ ２６３．４３ １０３．０７ 重庆 ｌ３ ３３５．０２ １７ ５３２．４３ １０３．２５ 江西 １Ｏ ６１８．６９ ｌ５ ４８１．１２ １０３．０４ 内蒙古 １３ ９９４．６２ １７ ６９８．１５ １０３．２０ 黑龙江 １０ ６８３．９２ １３ ８５６．５１ １０３．９０ 江苏 １４ ３５７．４９ ２２９４４．２６ １０３．８１ 河南 １０ ８３８．４９ １５ ９３０．２６ １０３．５３ 福建 １４ ７５０．０１ ２１ ７８１．３１ １０３．２２ 海南 １０ ９２６．７１ １５ ５８１．０５ １０４．８４ 天津 ｌ６ ５６１．７７ ２４ ２９２．６Ｏ １ｏ３．５５ 云南 ｌ１ ０７４．０８ １６０６４．５４ １０３．７３ 浙江 １７ ８５８．２Ｏ ２７ ３５９．０２ １Ｏ３．８４ 宁夏 １１ ３３４．４３ ｌ５ ３４４．４９ １０４．０７ 广东 １８ ４８９．５３ ２３ ８９７．８０ １０３．１２ 湖北 ｌ１ ４５０．９７ １６ ０５８．３７ １ｏ２．９ｌ ｊＥ京 １９ ９３４．４８ ２９ ０７２．９３ １０２．４０ 广西 １１ ４９０．０８ １７ Ｏ６３．８９ １０２．９８ 上海 ２３ ２（）ｏ．４０ ３１ ８３８．Ｏ８ １０３．１１ 安徽 １１ ５１２．５５ １５ ７８８．１７ １Ｏ３．１４ 数据来源：《中国统计年鉴２０１０１。 收稿日期：２０１３—０１—０６ 作者简介：马洪美（１９８８一），女，河北衡水人，硕士研究生，从事应用统计学研究。 —— ６—— 从理论上说，影响消费的因素就是影响需求的因素。经 ２．物价水平对消费水平的影响。物价水平是影响消费水 济学认为，需求有两个条件：一是购买欲望，二是购买能力。 平的重要因素和直接因素。从社会宏观角度看价格因素对消 一种商品的需求量由很多因素构成。从社会宏观层面看，一 费需求的影响，主要表现在：当其他因素不变的情况下，一定 定时期的社会消费需求主要取决于一定时期的物价水平和 时期的物价总水平越高，社会消费水平越低；反之，物价总水 人们的收入水平。因为人们的购买欲望和购买能力是受到物 平越低，消费水平越高。 价水平和收入水平决定或制约的。 在研究与消费有关的问题时，消费作为被解释变量，理 １．收入水平对消费水平的影响。尽管影响消费需求的因素 论上，消费数据应该从零到正无穷，但是在研究中国各地区 很多，但收入是决定消费支出最重要的因素。经济学通过消费 的人均消费额与人均年可支配收人、价格消费指数的关系 函数来表示收入和消费之间的依存关系。消费函数一般以收入 时，消费额过低或过高的数据不具有代表性，所以我们研究 为自变量，在其他条件不变的情况下，消费随收入的变动而呈 的省份是人均年消费额在１０ ０００元～２Ｏ ０００元范围内的地 现同方向的变动，即收入增加，消费增／ＪＩ；收人减少，消费减少。 区。表２是经过预处理过程后的数据。 表２ 经过预处理２０１０年中国各地区人均消费额、人均可支配收入及价格指数的数据 元 地区 消费额 可支配收入 消费价格指数 地区 消费额 可支配收入 消费价格指数 贵州 １０ ０５８．２９ １４ １４２．７４ １０２．９２ 陕西 ｌ１ ８２１．８８ １５ ６９５．２１ １０３．９７ １０ １９７．０９ １３ ６４３．７７ １０４－３３ 湖南 ｌ１ ８２５－３３ １６ ５６５．７０ １０３．１１ 河北 １０ ３１８－３２ １６ ２６３．４３ １０３．Ｏ７ 四川 １２ １ｏ５．０９ １５ ４６１．１６ １０３．１８ 江西 １０６１８．６９ １５ ４８１．１２ １Ｏ３．０４ 山东 １３ １１８－２４ １９ ９４５．８３ １ｏ２．９３ 黑龙江 １０ ６８３．９２ １３ ８５６．５１ １０３．９ｏ 辽宁 １３ ２８０．０４ １７ ７ｌ２．５８ １０３．４０ 河南 １０ ８３８．４９ ｌ５ ９３０．２６ １Ｏ３．５３ 重庆 １３ ３３５．０２ １７ ５３２．４３ １０３．２５ 海南 １０ ９２６．７ｌ １５ ５８１．０５ １０４．８４ 内蒙古 １３ ９９４．６２ １７ ６９８．１５ １０３．２Ｏ 云南 １１ ０７４．０８ １６ Ｏ６４．５４ １０３．７３ 江苏 １４ ３５７．４９ ２２ ９４４．２６ １０３．８ｌ 宁夏 ｌ１ ３３４．４３ １５ ３４４．４９ １ｏ４．０７ 福建 １４ ７５０．０１ ２１ ７８１．３１ １０３．２２ 湖北 ｌ１ ４５Ｏ．９７ １６Ｏ５８．３７ １Ｏ２．９１ 天津 １６ ５６１．７７ ２４ ２９２．６Ｏ １０３．５５ 广西 ｌ１ ４９Ｏ．Ｏ８ １７ Ｏ６３．８９ １０２．９８ 浙江 １７ ８５８．２Ｏ ２７ ３５９．ｏ２ １０３．８４ 安徽 ｌｌ ５１２．５５ １５ ７８８．１７ １０３；１４ 广东 １８ ４８９．５３ ２３ ８９７．８０ １０３．１２ 吉林 １１ ６７９．０４ １５ ４１１．４７ １０３．７Ｏ 北京 １９ ９３４．４８ ２９ ０７２．９３ １０２．４０ 此次研究的课题，没有考虑到人均消费额过低或过高的 可支配收入；Ｘ２：各地区居民消费价格指数。 省份，所以我们删除了５个省份的数据。而截断问题就是掐 ２．运用Ｅｖｉｅｗｓ５．０，将上述数据带人做截断回归模型分析， 头或者去尾，即在很多实际问题中，不能从全部个体中抽取 对参数进行估计，得到以下结果： 因变量的样本观测值，而只能从大于或小于某个数的范围内 Ｙｉ＝５４ ９２８．５４＋０．６７０６ｘＩｉ－５２６．１００１ 抽取样本的观测值，所以此时我们建立截断因变量模型来分 （１．０７０８）（１１．０５６７）（一１．０５７３） 析。截断回归模型可以表示成： Ｒ ０．９１０２ Ｙｉ＝Ｃ＋ＸＩｉ１３ｌ＋ｘ ｐ２＋ ｉ 通过相伴概率值看出，只有解释变量ｘ。小于０．０５，由此 模型估计如下： 看出，这个变量对于全国各地区城镇居民人均消费额有显著 １．截断回归模型方程如下： 的影响。相比之下，）（２对于全国各地区城镇居民人均消费额 Ｙｉ＝ｅ＋ｘＩｉＢｌ＂ｉ ｘ １３２＋￣ｉ 影响不大。 Ｙ：全国各地区城镇居民人均消费额；Ｘ１：城镇居民人均 下面我们对模型进行优化： （下转３８页） —— １—— 三、结论 ｊｐ ｊ １｛￡＝－ 系，因为这直接决定引进或推广该项技术对＝ｆ各博弈方来说 ｎｕ １ １ ｎ 是否有利可图。如果存在利益激励，经过数轮博弈之后委托 达成，那么通过专合组织这一中介农业技术推广机构，将使 本文从博弈论的视角分析农民专业合作经济组织能否 参与农技推广服务，其中起关键作用的是各博弈方的利益最 大化原则。当存在“潜在利益”时，专合组织和农户都会选择 配合农技推广机构进行新技术的推广，而农技推广机构也将 选择权力下放，推动农技推广服务体系的市场化及多元化发 展。因此，一项新技术能否借助专合组织得到推广，与通过该 得推广技术在合作组织内部各成员间得到有效扩散，不仅提 高了劳动生产率，创造了可观的经济收益，也提高了社会的 总体福利状况。因此，农民专业合作经济组织作为以农民为 主体的农业科技中介机构，是农业科技成果转化、农业技术 推广的重要中介组织形式，是农技推广机构或其他以营 利为目的的服务机构的必要补充。 项技术生产出来的产品的商品化程度、价值高低有很大的关 参考文献： 丁振京．路径依赖与农业科技推广改革［Ｊ］．经济问题，２０００，（９）：３９—４０． 黄季规，胡瑞法，等．让科学技术进入农村的千家万户——建立新的农业技术推广创新体系［Ｊ】．农业经济问题，２０００，（４）：１７—２５． 昊春梅．公益性农技推广中的产业化经营与主导型市场运行机制研究［Ｊ】．科学管理研究，２００３，（２）：４８—５１． 赵邦宏，宗义湘，等．农民技术经济合作服务组织的农业推广制度［ＪＪ．农业经济问题，２００３，（２）：５９—６３． 沈贵银．试论农业推广服务供给的制度安排与多元服务体系的构建ｆＪ１．农业科技管理，２００３，（１０）：５３—５６． 张越杰，邵喜武．吉林省农业产业化龙头企业技术推广的￣，－／ｚ分析『Ｊ］．农业经济问题，２００４，（１２）：６５—６８． 柯炳生，朱守银，等．中国农业技术推广体系调查与改革￣ｒ４－［Ｊ］．中国农村经济，２００５，（２）：４６—５４． 张雨．试论农业科技成果转化的有效载体——农民专业合作经济组织【ＪＪ＿农业网络信息，２００５，（１０）：３９—４２． 扈映，董进才．新型农业科技传播体系的试构建——基于决策权和知识匹配程度的分析『Ｊ１．科研管理，２００６，（５）：６５—７０． 宗义湘，王俊芹，等．农业技术推广的经济属性与行为ｆＪ１坤国科技论坛，２００７，（５）：１２２—１２４． 贾晋．中国农技推广体系改革的模拟与优化——基于基层推广机构行为视角的分析［Ｊ】．中国软科学，２００９，（９）：１５—２２． 韩国明，安杨芳．贫困地区农民专业合作社参与农业技术推广分析一３７－４０． 基于农业技术扩散理论的视角叨．开发研究，２０１０，（２）： 【责任编辑刘娇娇】 ．．・．．．．●’．．‘●－●’●．●‘．．．．＿●’‘．－＿・●。。， （ ｋ接７页） 之间不存在严重的多重共线性。因此，该模型可认为是最 佳模型。 所以最终模型可以确定，如下： Ｙｉ＝５４ ９２８．５４＋０．６７０６ｘ¨－５２６．１ ００ｌｘ １．截断回归模型与最．＇ｂ－－乘法模型比较。将Ｐ７表２样 本看做不受任何下随即抽取的样本，采用普通最小 二乘法估计模型，运用Ｅｖｉｅｗｓ５．０得到以下结果： Ｙ ＝１６ ３５ １．５２＋０．６１０１ｘｌ＿＿１４０．８２３６ｘ （１．０７０８）（１１．０５６７）（一１．０５７３） Ｒ０＝０．９１０２ 因为所用样本没有考虑到人均年消费额过高或过低的 地区，显然样本具有选择性。同样的样本观测值，所建立的模 型发生了变化，估计结果也发生了变化。 ２．做多重共线性检验。对上述２个变量采用相关系数 检验法，做多重共线性检验，以剔除不合理的变量。得到以 Ｆ结果： Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ Ｍａｔｆｉｘ Ｙ Ｙ Ｘ１ Ｘ２ 一其中：Ｙ代表中国各地区城镇居民人均年消费额，ｘ。代 表人均年可支配收入，ｘ 代表价格消费指数。Ｙ＝５４ ９２８．５４— ５２６．１００１＂１００＝２３１７．５３（令ｘ ＝０，Ｘ２＝ｌＯ０），表示没有发生通 货膨胀时的城镇居民的人均年自发消费额，Ｂｌ＝（）．６７０６表 示可支配收入每增加ｌ元，就有０．６７０６元用于？肖费， ￣２＝－５２６．１００１表示价格消费指数每增长１单位，消费就会 Ｘ２ —０．２８４４０４ －０．２７Ｏ９８５ １．０００ｏｏ０ Ｘｌ ０．９５４０４４ １．０００００（） －０．２７０９８５ 减少５２６．１００１元。 １．０ＯＯ００ＨＤ ０．９５４０４４ －０．２８４４０４ 研究影响消费的因素其实际意义是多方面的，研究消费 的截断回归模型可以为国家制定宏观经济导航。（１）现 阶段中国经济增长有“三驾马车”，即扩大国内投资，刺激国 内消费和扩大外贸出口，而扩大内需的主要手段是提高居民 般认为，当相关系数大于０．８，则存在严重的多重共线陛。 结论：由表３看出，除自身变量相关系数为１外，其 他各个变量间的相关系数值均较小，可认为这两个变量 参考文献： 可支配收入。（２）提高居民消费的另一种方式就是国家控制 通货膨胀率，使物价保持在一个稳定的水平＿上。 ［１】张辉，龙学锋．基于截断模型的收获度的实证分析【Ｊ＿１冲国传媒大学学报：自然科学版，２０１０，（３）． 【２】王沁，王璐，何平．基于截断ｔａｕ的ｃｏｐｕｌａ模型选择及应用［Ｊ］．数理统计与管理，２００８，（１）． 【 】ｃ・ ｎｉＶａｎ ａｎｄ Ｍ・ｚｈ。ｕ（ ９９ ）ｌｉｎｅａｒ ｒｅｇｒｅｓｉ。ｎ ｗｉ ｈ ｃｅｎｓ。 ｎｇ Ｊ・Ｍｕｌ ｉＶ 砒ｅ Ａｎａｌ・４９・ ７９—２。Ｌ ［责任编辑刘娇娇】 一３８一
