本站小編為你精心準備了農產業價格波動論文參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

1基于馬爾科夫轉換的農產品零售價格波動模式分析

1.1模型構建馬爾科夫轉換模型中最重要的一點是識別周期，因為馬爾科夫轉換模型允許估計體系中的序列相關。由于真正的潛在機制是不能被觀察到的，因此周期性和非周期性價格變動看起來與計量結果完全相同，即使在沒有樣本誤差的情況下。本文按時間序列將給定市場作為在某一給定時間的三種價格波動模式之一的一種模型。這些模式是：（1）價格在短時間內急劇上升的階段稱為緩和階段（R）；（2）價格逐漸降低的階段稱為削價階段（U）；（3）非價格周期模式（F）焦點價格將非價格周期模式進一步細分為兩個子模式：非價格周期模式——基于成本定價（C）以及非價格周期模式——粘性定價（S）。將非價格周期行為歸為一種模式使參數可估計，并利于集中關注于研究非對稱周期模式。說明：每一個方框代表給定時間內一種可能的市場體制，每一條線代表一條可能的過渡路徑。從時間t的體制i過渡到時間t+1的體制j的概率記為λij。非周期價格模式F由粘性定價模式S和基于成本模式C這兩個子模式組成。市場在時間t處于粘性定價子模式的概率記為Y，其前提條件是處于非價格周期模式下。

1.2模型解釋在模型框架中，前兩個模式捕捉了不對稱價格周期的變化：緩和階段（模式R）和削價階段（模式U）。預期短期內價格急劇上升的階段稱之為緩和階段，預期價格逐漸下降的階段稱之為削價階段。組成這些內在模式的回歸方程是完全對稱的，并沒有一個先驗的限制強加于價格變化軌跡或價格最小變化幅度。在周期模型中，定義市場m在時間t的價格變化如下方程。Xi：對周期中每個階段的價格平均變化量進行簡單估計的一個向量，有助于測量周期的垂直特征。當包含了獨立小企業的滲透以及一些其他需求變量時，其垂直距離就會改變。在基于成本定價（C）模型中，本研究預測零售價格隨批發價格的變化也許會有一個延遲。

1.3轉換概率有九種在這三種最高層模式中轉換的馬爾科夫轉換概率。當包含滲透了獨立小企業的變量和其他需求變量時，周期頻率和橫向特征會呈現不同。在非周期模式中，令Imt等于C和S，當市場分別處于基于成本定價模式和粘性定價模式這兩個字模式下。在市場處于F的前提條件下，子模式S的概率為。計算Newey-Weststandarderrors。轉換概率、周期頻率、周期特點的估計可由核心參數得來，標準差的估計由thedeltamethod或上述仿真觀察進行估計。

1.4周期頻率和價格周期剖析通過這些基本元素，本文建立了關于每種模式的頻率和結構特點的方程。一個周期的預期時長為緩和階段時長與削價階段時長的總和。為了得到周期的振幅，將緩和階段的時長與緩和階段價格變化相乘。也可以用削價階段來計算垂直的變化。長期穩定的采樣周期保證了這些措施是一樣的（同質性、同效果）。

1.5農產業產業零售價格波動模式分析本文估計了農產業價格波動中不對稱零售價格周期的頻率和特征，顯示其與埃奇沃斯周期相同。表4顯示了模式的內生結果和三個模式的轉換概率，表5顯示了相應的頻率和特征估計。在說明（2）中，轉換概率隨市場在周期中所處的位置變化而變化。在削價模式下，當削價過程推動零售價格接近批發價格，緩和階段就有出現的激勵，也即λUU降低，λUR升高。相反地，在緩和模式下，當緩和過程推動價格高于邊際成本時，轉換概率會支持轉變進入下一個削價階段（也即λRR降低，λRU升高）。說明（3）與說明（2）類似，只是在周期模式的轉換概率和價格變化方程中（XR，XU，WR和WU）加入了月份和年度的虛擬變量來增加靈活性。表1顯示了各個模式的內生結果及轉換概率，其顯示了周期模式的不對稱性。表5中說明（1）、說明（2）和說明（3）與表4相同，其結果也與表4相類似。（1）是周期模式分類的匯總統計；（2）是后面部分的基本說明,加入了位置變量；（3）加入了月份和年度變量。通過對表4和表5的結果分析，得出以下結論：第一，在農產業產業零售價格波動中同時存在不對稱周期價格波動模式、基于成本價格波動模式、粘性價格波動模式。在表5的說明（1）中，價格周期的頻率占樣本時間的49%，其中緩和階段占18%，削價階段占30%。粘性價格波動模式占樣本時間的27%，基于成本價格波動模式占樣本時間的27%。說明（2）和（3）產生的結果與（1）相同。第二，農產業產業零售價格波動的周期模式中，存在顯著的不對稱性。在表4的說明（1）中，緩和階段期望的價格變化是1.92元/公斤，削價階段期望的價格變化是1.11元/公斤，緩和階段價格變化是削價階段的1.8倍。說明（2）和說明（3）顯示的結果與（1）相同。在非周期模式中，市場下周持續在非周期模式的概率高達95%。說明（2）和（3）進一步顯示了持續的削價階段變弱可能是因為價格接近邊際成本（¶λUU/¶POSITION=0.05）。如果開始于緩和階段，概率只發生很溫和的改變，正如連續兩個階段是緩和階段的概率通常很小。第三，農產業產業零售價格波動周期模式的不對稱性不僅體現在價格波動幅度上，還體現在時長上。表5的說明（1）中，一個典型的周期時長為3.75T，削價階段的時長為1.42T，緩和階段時長為0.83T，削價階段明顯長于緩和階段。可見，農產業產業的終端零售價格總是在快接近批發價格時快速反彈至一個高價位，之后由于零售商之間的競爭而進入一個較為緩慢的削價階段。另外，農產業零售價格波動的周期模式中，周期總是周而復始——周期平均持續14.51個單位時長（14.51T）。作為對照，非周期價格模式的持續時長為19.3個單位時長（19.3T）。說明（2）和（3）再次發現了相似的結果。第四，農產業產業零售價格波動的不對稱周期波動模式中，周期的振幅對零售商的利潤影響很大。在表5的說明（1）中，周期的振幅為3.35/元公斤（據緩和階段估計），是周期零售商平均利潤的1.05倍，這意味著對公司利潤產生很大影響。可見，零售商對農產業零售價格的定價有很大操控能力，并且零售商由于競爭和逐利會造成農產業零售價格的波動，而這種波動與農產業產業的生產是無關的。第五，零售價格波動周期模式的高頻率、農產業產業高振幅和強不對稱性說明其符合埃奇沃斯周期模型，因而大型的農產業零售商（本文是指北京40余個大型超市）能夠對農產業零售價格的波動產生影響，而這種波動屬于市場經濟下零售商競爭的正常結果，消費者福利總體來講是增加的，因而這種零售價格波動是正常也是可接受的。

2結論

本文對農產業零售價格波動的深層次原因進行探究，發現農產業零售價格波動同時存在不對稱周期價格波動模式、基于成本價格波動模式、粘性價格波動模式三種價格波動模式。其中不對稱價格周期波動模式符合埃奇沃斯價格周期模型的特征和預測，即大型農產業零售商對農產業終端零售價格的定價和波動有著很大的操縱作用，此外，本文進一步拓展了關于農產業價格波動的原因。農產品價格不僅事關城市居民的生活質量，而且直接決定著農村居民的收入水平，因此，做好農產品價格調控工作是政府的重要職責。針對研究結果，政府在對農產品價格進行價格調控時，不僅僅要考慮生產和流通過程，也要關注價值鏈終端的零售商的作用。

作者：曹昱亮單位：天津理工大學國際工商學院