农产业价格波动论文范文

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1基于马尔科夫转换的农产品零售价格波动模式分析

1.1模型构建马尔科夫转换模型中最重要的一点是识别周期，因为马尔科夫转换模型允许估计体系中的序列相关。由于真正的潜在机制是不能被观察到的，因此周期性和非周期性价格变动看起来与计量结果完全相同，即使在没有样本误差的情况下。本文按时间序列将给定市场作为在某一给定时间的三种价格波动模式之一的一种模型。这些模式是：（1）价格在短时间内急剧上升的阶段称为缓和阶段（R）；（2）价格逐渐降低的阶段称为削价阶段（U）；（3）非价格周期模式（F）焦点价格将非价格周期模式进一步细分为两个子模式：非价格周期模式——基于成本定价（C）以及非价格周期模式——粘性定价（S）。将非价格周期行为归为一种模式使参数可估计，并利于集中关注于研究非对称周期模式。说明：每一个方框代表给定时间内一种可能的市场体制，每一条线代表一条可能的过渡路径。从时间t的体制i过渡到时间t+1的体制j的概率记为λij。非周期价格模式F由粘性定价模式S和基于成本模式C这两个子模式组成。市场在时间t处于粘性定价子模式的概率记为Y，其前提条件是处于非价格周期模式下。

1.2模型解释在模型框架中，前两个模式捕捉了不对称价格周期的变化：缓和阶段（模式R）和削价阶段（模式U）。预期短期内价格急剧上升的阶段称之为缓和阶段，预期价格逐渐下降的阶段称之为削价阶段。组成这些内在模式的回归方程是完全对称的，并没有一个先验的限制强加于价格变化轨迹或价格最小变化幅度。在周期模型中，定义市场m在时间t的价格变化如下方程。Xi：对周期中每个阶段的价格平均变化量进行简单估计的一个向量，有助于测量周期的垂直特征。当包含了独立小企业的渗透以及一些其他需求变量时，其垂直距离就会改变。在基于成本定价（C）模型中，本研究预测零售价格随批发价格的变化也许会有一个延迟。

1.3转换概率有九种在这三种最高层模式中转换的马尔科夫转换概率。当包含渗透了独立小企业的变量和其他需求变量时，周期频率和横向特征会呈现不同。在非周期模式中，令Imt等于C和S，当市场分别处于基于成本定价模式和粘性定价模式这两个字模式下。在市场处于F的前提条件下，子模式S的概率为。计算Newey-Weststandarderrors。转换概率、周期频率、周期特点的估计可由核心参数得来，标准差的估计由thedeltamethod或上述仿真观察进行估计。

1.4周期频率和价格周期剖析通过这些基本元素，本文建立了关于每种模式的频率和结构特点的方程。一个周期的预期时长为缓和阶段时长与削价阶段时长的总和。为了得到周期的振幅，将缓和阶段的时长与缓和阶段价格变化相乘。也可以用削价阶段来计算垂直的变化。长期稳定的采样周期保证了这些措施是一样的（同质性、同效果）。

1.5农产业产业零售价格波动模式分析本文估计了农产业价格波动中不对称零售价格周期的频率和特征，显示其与埃奇沃斯周期相同。表4显示了模式的内生结果和三个模式的转换概率，表5显示了相应的频率和特征估计。在说明（2）中，转换概率随市场在周期中所处的位置变化而变化。在削价模式下，当削价过程推动零售价格接近批发价格，缓和阶段就有出现的激励，也即λUU降低，λUR升高。相反地，在缓和模式下，当缓和过程推动价格高于边际成本时，转换概率会支持转变进入下一个削价阶段（也即λRR降低，λRU升高）。说明（3）与说明（2）类似，只是在周期模式的转换概率和价格变化方程中（XR，XU，WR和WU）加入了月份和年度的虚拟变量来增加灵活性。表1显示了各个模式的内生结果及转换概率，其显示了周期模式的不对称性。表5中说明（1）、说明（2）和说明（3）与表4相同，其结果也与表4相类似。（1）是周期模式分类的汇总统计；（2）是后面部分的基本说明,加入了位置变量；（3）加入了月份和年度变量。通过对表4和表5的结果分析，得出以下结论：第一，在农产业产业零售价格波动中同时存在不对称周期价格波动模式、基于成本价格波动模式、粘性价格波动模式。在表5的说明（1）中，价格周期的频率占样本时间的49%，其中缓和阶段占18%，削价阶段占30%。粘性价格波动模式占样本时间的27%，基于成本价格波动模式占样本时间的27%。说明（2）和（3）产生的结果与（1）相同。第二，农产业产业零售价格波动的周期模式中，存在显著的不对称性。在表4的说明（1）中，缓和阶段期望的价格变化是1.92元/公斤，削价阶段期望的价格变化是1.11元/公斤，缓和阶段价格变化是削价阶段的1.8倍。说明（2）和说明（3）显示的结果与（1）相同。在非周期模式中，市场下周持续在非周期模式的概率高达95%。说明（2）和（3）进一步显示了持续的削价阶段变弱可能是因为价格接近边际成本（¶λUU/¶POSITION=0.05）。如果开始于缓和阶段，概率只发生很温和的改变，正如连续两个阶段是缓和阶段的概率通常很小。第三，农产业产业零售价格波动周期模式的不对称性不仅体现在价格波动幅度上，还体现在时长上。表5的说明（1）中，一个典型的周期时长为3.75T，削价阶段的时长为1.42T，缓和阶段时长为0.83T，削价阶段明显长于缓和阶段。可见，农产业产业的终端零售价格总是在快接近批发价格时快速反弹至一个高价位，之后由于零售商之间的竞争而进入一个较为缓慢的削价阶段。另外，农产业零售价格波动的周期模式中，周期总是周而复始——周期平均持续14.51个单位时长（14.51T）。作为对照，非周期价格模式的持续时长为19.3个单位时长（19.3T）。说明（2）和（3）再次发现了相似的结果。第四，农产业产业零售价格波动的不对称周期波动模式中，周期的振幅对零售商的利润影响很大。在表5的说明（1）中，周期的振幅为3.35/元公斤（据缓和阶段估计），是周期零售商平均利润的1.05倍，这意味着对公司利润产生很大影响。可见，零售商对农产业零售价格的定价有很大操控能力，并且零售商由于竞争和逐利会造成农产业零售价格的波动，而这种波动与农产业产业的生产是无关的。第五，零售价格波动周期模式的高频率、农产业产业高振幅和强不对称性说明其符合埃奇沃斯周期模型，因而大型的农产业零售商（本文是指北京40余个大型超市）能够对农产业零售价格的波动产生影响，而这种波动属于市场经济下零售商竞争的正常结果，消费者福利总体来讲是增加的，因而这种零售价格波动是正常也是可接受的。

2结论

本文对农产业零售价格波动的深层次原因进行探究，发现农产业零售价格波动同时存在不对称周期价格波动模式、基于成本价格波动模式、粘性价格波动模式三种价格波动模式。其中不对称价格周期波动模式符合埃奇沃斯价格周期模型的特征和预测，即大型农产业零售商对农产业终端零售价格的定价和波动有着很大的操纵作用，此外，本文进一步拓展了关于农产业价格波动的原因。农产品价格不仅事关城市居民的生活质量，而且直接决定着农村居民的收入水平，因此，做好农产品价格调控工作是政府的重要职责。针对研究结果，政府在对农产品价格进行价格调控时，不仅仅要考虑生产和流通过程，也要关注价值链终端的零售商的作用。

作者：曹昱亮单位：天津理工大学国际工商学院