汇率传递机制下我国农产品出口依市定价能力研究

马婷+王静

内容摘要：我国汇改之后人民币一直处于持续、小幅上升的状态，人民币升值对我国农产品的贸易也造成了一定的影响。为了研究我国农产品出口依市定价能力，本文基于2002年1月至2013年12月的月度数据，对我国农产品出口价格的依市定价系数进行了VAR模型分析，通过ADF平稳性检验，Johansen协整检验，脉冲分析和方差分解等方法实证研究得出，我国农产品出口企业具有部分依市定价能力。因此，我国农产品出口企业应在人民币升值趋势的背景下，巩固自身的市场份额的同时，提高农产品的依市定价能力，加强出口竞争能力。

关键词：人民币实际有效汇率 依市定价 农产品 出口价格

引言

汇率作为一个影响一国经济生活至关重要的变量，联系着国与国之间的贸易往来。在人民币不断升值的同时，农产品的出口价格也在不断攀升，我国农产品除了成本优势之外，其他方面与世界其他农产品出口国相比还处于弱势地位。因此，在世界各国农产品贸易竞争激烈的当下，农产品出口价格是决定农产品出口量的重要决定因素，人民币汇率的变动将会对我国农产品出口价格产生直接影响，在不完全竞争市场上，面对人民币的升值可能会使我国农产品出口价格上升，从而导致我国农产品的成本优势下降。我国农产品将如何保持原有的市场份额，我国农产品出口企业又该如何应对人民币升值带来的风险，在巩固自身的市场份额的同时，又如何加强自主定价权，提升出口竞争能力，本文将从依市定价角度研究我国农产品出口企业的定价策略。

相关文献回顾

汇率传递已经成为国际经济领域的一大热点问题，众多学者对于汇率与出口价格的关系进行了研究，其中最具有代表性的就是Krugman（1987）提出的“依市定价”理论，他认为汇率变动对国内物价的传递效应是不完全的，是因为外国供给商为了保持住产品的市场份额，不愿改变市场价格造成的。Goldberg和Knetter（1997）综合考虑了不同产品的需求弹性变化以及边际成本变化具有的异质性以及产业差异，实证分析表明，汇率贬值对经济合作与发展组织（OECD）国家工业制成品进口价格的传递系数为0.5，并据此研究依市定价问题；Campa 等（2002）分析了汇率对25个OECD成员国进口商品价格的传递弹性，通过实证检验发现，短期呈现部分传递状态；长期来看，进口价格主要按生产者货币定价，依市定价能力很弱。此外，Obstfeld和Rogoff（1995）、DevereuX（1996）等都从不同方面研究了出口企业的依市定价行为。

相对而言，国内学者对出口企业的依市定价能力研究较少。陈学彬（2007）基于22种HS分类出口商品的面板数据，选用变系数固定效应模型回归得到各行业的盯市能力，得出我国出口企业的依市定价能力差别较大，劳动密集型行业具有较强盯市能力，而以加工贸易为特征的高科技制造业没有或只具有部分盯市能力。毕玉江和朱钟棣（2007）进行了深入的分析，研究结果表明：中国的工业制成品在国际贸易中的依市定价能力在不同行业间差异较大。陈斌开等（2010）研究表明我国各产业出口价格汇率传递程度和依市定价能力都存在较大差异。采掘、造纸、皮革、木材和纺织行业出口厂商的国际竞争力较弱，有较小的PTM程度，化学、食品、文教、机械等行业国际竞争力较强，具有较大的PTM程度。

纵观以上学者的研究，不论是国内和国外的学者们都在依市定价方面做出了相关研究，取得了有一定价值的成果，但是从整体看来，大部分的研究都是对一些发达国家的，对发展中国家的相关研究甚少。这些研究都是基于产业层面或者是总体出口贸易角度，并没有具体到某一产业的研究，缺乏对我国农产品出口企业依市定价能力的相关研究。本文将通过实证分析，得出我国农产品出口企业依市定价能力的大小，并以此指导农产品出口商的策略定价。

实证分析模型与数据选取

国外学者在对汇率传递问题进行研究时，大多都是基于出口商可以对国际市场进行有效分割，在不完全竞争的市场结构下建立局部均衡模型来进行的。本文在Knetter（1993）和Feenstra（1987）等人提出的理论框架基础上建立我国农产品出口价格的计量模型为：

lnp=β0+β1lnreer+β2lnmc+β3lnoil+μ

其中，lnp为我国农产品出口价格（美元表示），作为被解释变量；lnreer为解释变量；lnmc，lnoil分别代表国内生产成本，世界原油价格的对数，作为控制变量。β1是汇率对本国农产品出口价格（美元表示）影响程度，由于本文定义的依市定价就是出口商根据汇率变动调整的在销售国出口价格的能力，因此β1就是所要研究的依市定价能力。μ为随机扰动项。

本文选取四个变量来进行实证分析，样本期间为2002年1月至2013年12月。其中：

农产品出口价格指数（P）。由于我国缺乏相关的产品出口价格统计数据，只有相关商品的出口数量和金额，本文将采用大部分文献使用的方法，通过“单位值法”构造农产品出口价格指数：

Pt表示t时期的农产品出口价格指数，t为时期，t=0为基期，Q和V分别表示农产品的出口数量和出口金额。根据出口数量和金额编制农产品出口价格指数，基期调整为2005年。

人民币实际有效汇率指数（REER）。在选取汇率变量时，采用人民币实际有效汇率。数据来源于国际清算银行网站（http：//www.bis.org）。

世界石油价格（OIL）。将代表供给冲击的石油价格纳入，以反映供给冲击可能对国内价格产生的影响。反映纯粹的石油冲击，在此选用国际原油市场欧洲布伦特原油价格，数据来源于美国能源信息管理局网站（http：//www.eia.gov）。

出口商生产成本（MC）。农产品出口厂商生产成本既包括生产资料投入成本也包括人力成本，将这两种成本按照一定的权数进行加权平均就可算出农产品的生产成本，但是由于没有直接可以衡量我国农产品生产成本的指标，本文采用农业生产资料价格指数替代，数据来源于《中国经济景气月报》。endprint

汇率对我国农产品出口价格传递的实证分析

（一）ADF单位根检验

在进行模型检验之前，首先要对我国农产品出口价格进行平稳序列的检验。本文首先对各变量进行X12季节调整，然后取对数从而消除可能存在的异方差和偏态性。利用折线图对每组变量的趋势进行分析，然后通过单位根检验确定这些变量的单整阶数。对每个变量序列我们都使用ADF检验方法，利用Eviews软件对模型中的所有变量进行了稳定性检验，结果如表1所示。

由检测结果看，在5%的显著性水平下，时间序列出口价格（p），人民币实际有效汇率（reer），世界原油价格（oil），生产成本（mc），均为非平稳序列，但所有变量一阶差分序列都平稳，我们用d表示一阶差分，将一阶平稳序列在eviews中建立VAR模型，然后进行滞后阶数的确定。

综合选取AIC和SC值同时达到最小值时的滞后阶数，即滞后2阶。表2为滞后阶数测定结果。

（二）Johansen协整检验

由于协整检验要求变量必须是同阶平稳序列，因此将变量全部进行一阶差分后进行检验。协整关系检验的结果如表3所示。

根据表3的检验结果得到这四个变量存在长期协整关系，在5%的置信水平至少存在三个协整方程，我们以第一个协整方程为准，得到标准化后的协整关系式：

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根据协整方程式可以得出，人民币实际有效汇率指数的系数为0.47，即人民币升值1%，我国农产品出口美元价格会上升0.47%，本币升值时我国农产品出口价格会小幅上升，具有部分依市定价能力；其他变量中，我国农产品的生产成本每增加1%，会引起我国农产品出口价格上升0.96%，农产品生产成本对我国农产品出口价格呈显著正向关系，农产品生产成本是我国农产品出口价格的重要影响因素；世界原油价格的系数为-0.15，存在负向微弱影响。确定协整关系后，经AR根检验得到稳定的VAR模型，从而确保基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解的稳定性。

（三）格兰杰因果检验

以上协整检验只是表明变量间存在长期稳定关系，但不能反映变量间的因果关系，因此需要对这些变量做进一步的因果关系检验。在对数据进行单位根检验和协整检验之后，我们对dlnp、dlnreer、dlnoil、dlnmc四个变量进行格兰杰因果关系检验。在5%的显著性水平下，根据P值，小于0.05的均存在格兰杰关系，得出各变量直接的格兰杰关系如表4所示。

从检验结果中可以看出，在5%的显著性水平下，即农产品出口价格与农产品成本之间存在单向格兰杰因果关系，出口价格是汇率的单向格兰杰原因，世界原油价格和出口价格之间存在双向格兰杰因果关系。

（四）脉冲响应函数

本文通过对所选取的时间序列进行协整检验后表明各变量之间存在协整关系，分别给各解释变量一个单位大小的冲击，得到我国农产品出口价格的脉冲响应函数图，依照大多数文献，本文把脉冲响应时间设定为10期。如图，横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：月），纵轴表示农产品的出口价格（单位：千美元），实线表示脉冲响应函数，代表了农产品出口价格对各解释变量变化的反应。

图1可以看出，人民币实际有效汇率（dlnreer）对农产品出口价格从第一期开始先产生了一个负向影响，并逐步扩大，到第三期才开始有上升的态势，第四期才产生了正向的影响，说明人民币汇率对我国农产品出口价格的传递短期内效果并不显著，需要一个过程并存在时滞。图2可以看出，期初，世界原油价格对农产品出口价格产生了温和的正影响，在第二期到第三期产生了正向反应，这说明，世界原油价格对我国农产品出口价格的长期影响程度不深，并不是影响中国农产品出口价格的主要因素。图3生产成本对中国农产品出口价格有正向影响，在第四期出现一个大幅回落，然后又恢复正向影响，说明随着农产品生产商的生产成本的上升，中国农产品出口价格随之增大，且影响幅度较汇率更大，影响速度更快。

（五）方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步平均不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随即扰动的相对重要性信息。图4为方差分解综合图。

图4中看出，期初出口价格比重对出口价格比重的预测误差百分比为100%，这说明出口价格的增长完全依赖于自身的推动。但其后不断地下降，在第5期末贡献率基本稳定在85%，其他变量的贡献率则在不断上升。其中世界原油价格的贡献率最大，在6期的时候基本达到了8%，汇率和生产成本的贡献率约为4%和3%。

结论

本文基于2002-2013年的月度数据，对汇率传递机制影响下我国农产品出口价格依市定价能力进行了实证分析，得出如下结论：

第一，人民币汇率升值1%，我国农产品出口价格（外币表示）将提高0.47%，我国农产品出口价格之所以没有随着汇率同比例的上升是因为农产品出口商自身主动吸收了0.53%的汇率变动，我国农产品出口企业具有一定的依市定价能力。

第二，Johansen协整检验结果说明了我国农产品出口价格与汇率波动存在长期协整关系。

第三，脉冲响应函数和方差分解分析可以看出，汇率的正向冲击对出口价格所产生影响先负后正，但整体波动不大，这说明了汇率对出口价格的影响存在时滞；在导致出口价格波动的所有因素之中， 除了其自身冲击之外，石油价格的贡献率最高，生产成本的贡献率最低。

建议

我国农产品出口具有部分依市定价能力，但农产品在国际市场上的竞争力较弱。为推动中国农产品出口发展，应从以下几方面来改善农产品出口发展状况：第一，努力提高我国农产品的国际竞争力。提升我国农产品的国际竞争力迫在眉睫，可以从质量竞争力、价格竞争力、科技竞争力、品牌竞争力这几个方面提高我国农产品的竞争力，从而规避汇率变动给企业带来的影响。同时，制定农产品出口的合理定价策略，扩大农产品在国际市场上的占有率。第二，努力拓宽农产品贸易范围。目前，我国农产品的出口市场过于狭窄也是制约我国农产品出口的一个因素。因此，我国农产品的出口需要全面考虑国际环境，扩大贸易范围，积极的发展更多的贸易伙伴，从而提升我国农产品在国际市场上的地位。第三，政府要制定和完善农产品出口相关政策。我国政府要加大对农产品出口的政策支持与保障，积极探索一条有效的农业产业化道路：不断完善农产品出口的财政税收方面的优惠政策，促进农产品的出口，减少税收成本，为农产品出口创造更加便利的条件；积极组建行业协会，促进整个行业发展。增强我国农产品在国际市场上的竞争力，对实现我国农业现代化具有重要的意义。

参考文献

1.毕玉江，朱钟棣.人民币汇率变动与出口价格：一个分析框架与实证检验[J].世界经济研究，2007（1）

2.陈斌开，万晓莉，傅雄广.人民币汇率、出口品价格与中国出口竞争力—基于产业层面数据的研究[J].金融研究，2010（12）

3.陈学彬，李世刚，芦东.中国出口汇率传递率和盯市能力的实证研究[J].经济研究，2007（12）

4.马淑琴，鲍观明.汇率传递机制下出口商品策略定价能力研究—来自浙江的经验数据[J].国际贸易问题，2010（5）

5.项后军，许磊.不同因素影响下我国出口企业依市定价行为的非对称性研究—基于总体层面和典型行业层面的比较[J].国际贸易问题，2011（10）

6.Krugman Paul. Pricing to Market When the Exchange Rate Changes[R]. NBER Working Paper，No.1926，May，1986

7.Knetter M. Price Discrimination by U.S. and German Exporters[J]. The American Economic Review，Vol.79，No.1，1994endprint

汇率对我国农产品出口价格传递的实证分析

（一）ADF单位根检验

在进行模型检验之前，首先要对我国农产品出口价格进行平稳序列的检验。本文首先对各变量进行X12季节调整，然后取对数从而消除可能存在的异方差和偏态性。利用折线图对每组变量的趋势进行分析，然后通过单位根检验确定这些变量的单整阶数。对每个变量序列我们都使用ADF检验方法，利用Eviews软件对模型中的所有变量进行了稳定性检验，结果如表1所示。

由检测结果看，在5%的显著性水平下，时间序列出口价格（p），人民币实际有效汇率（reer），世界原油价格（oil），生产成本（mc），均为非平稳序列，但所有变量一阶差分序列都平稳，我们用d表示一阶差分，将一阶平稳序列在eviews中建立VAR模型，然后进行滞后阶数的确定。

综合选取AIC和SC值同时达到最小值时的滞后阶数，即滞后2阶。表2为滞后阶数测定结果。

（二）Johansen协整检验

由于协整检验要求变量必须是同阶平稳序列，因此将变量全部进行一阶差分后进行检验。协整关系检验的结果如表3所示。

根据表3的检验结果得到这四个变量存在长期协整关系，在5%的置信水平至少存在三个协整方程，我们以第一个协整方程为准，得到标准化后的协整关系式：

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根据协整方程式可以得出，人民币实际有效汇率指数的系数为0.47，即人民币升值1%，我国农产品出口美元价格会上升0.47%，本币升值时我国农产品出口价格会小幅上升，具有部分依市定价能力；其他变量中，我国农产品的生产成本每增加1%，会引起我国农产品出口价格上升0.96%，农产品生产成本对我国农产品出口价格呈显著正向关系，农产品生产成本是我国农产品出口价格的重要影响因素；世界原油价格的系数为-0.15，存在负向微弱影响。确定协整关系后，经AR根检验得到稳定的VAR模型，从而确保基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解的稳定性。

（三）格兰杰因果检验

以上协整检验只是表明变量间存在长期稳定关系，但不能反映变量间的因果关系，因此需要对这些变量做进一步的因果关系检验。在对数据进行单位根检验和协整检验之后，我们对dlnp、dlnreer、dlnoil、dlnmc四个变量进行格兰杰因果关系检验。在5%的显著性水平下，根据P值，小于0.05的均存在格兰杰关系，得出各变量直接的格兰杰关系如表4所示。

从检验结果中可以看出，在5%的显著性水平下，即农产品出口价格与农产品成本之间存在单向格兰杰因果关系，出口价格是汇率的单向格兰杰原因，世界原油价格和出口价格之间存在双向格兰杰因果关系。

（四）脉冲响应函数

本文通过对所选取的时间序列进行协整检验后表明各变量之间存在协整关系，分别给各解释变量一个单位大小的冲击，得到我国农产品出口价格的脉冲响应函数图，依照大多数文献，本文把脉冲响应时间设定为10期。如图，横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：月），纵轴表示农产品的出口价格（单位：千美元），实线表示脉冲响应函数，代表了农产品出口价格对各解释变量变化的反应。

图1可以看出，人民币实际有效汇率（dlnreer）对农产品出口价格从第一期开始先产生了一个负向影响，并逐步扩大，到第三期才开始有上升的态势，第四期才产生了正向的影响，说明人民币汇率对我国农产品出口价格的传递短期内效果并不显著，需要一个过程并存在时滞。图2可以看出，期初，世界原油价格对农产品出口价格产生了温和的正影响，在第二期到第三期产生了正向反应，这说明，世界原油价格对我国农产品出口价格的长期影响程度不深，并不是影响中国农产品出口价格的主要因素。图3生产成本对中国农产品出口价格有正向影响，在第四期出现一个大幅回落，然后又恢复正向影响，说明随着农产品生产商的生产成本的上升，中国农产品出口价格随之增大，且影响幅度较汇率更大，影响速度更快。

（五）方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步平均不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随即扰动的相对重要性信息。图4为方差分解综合图。

图4中看出，期初出口价格比重对出口价格比重的预测误差百分比为100%，这说明出口价格的增长完全依赖于自身的推动。但其后不断地下降，在第5期末贡献率基本稳定在85%，其他变量的贡献率则在不断上升。其中世界原油价格的贡献率最大，在6期的时候基本达到了8%，汇率和生产成本的贡献率约为4%和3%。

结论

本文基于2002-2013年的月度数据，对汇率传递机制影响下我国农产品出口价格依市定价能力进行了实证分析，得出如下结论：

第一，人民币汇率升值1%，我国农产品出口价格（外币表示）将提高0.47%，我国农产品出口价格之所以没有随着汇率同比例的上升是因为农产品出口商自身主动吸收了0.53%的汇率变动，我国农产品出口企业具有一定的依市定价能力。

第二，Johansen协整检验结果说明了我国农产品出口价格与汇率波动存在长期协整关系。

第三，脉冲响应函数和方差分解分析可以看出，汇率的正向冲击对出口价格所产生影响先负后正，但整体波动不大，这说明了汇率对出口价格的影响存在时滞；在导致出口价格波动的所有因素之中， 除了其自身冲击之外，石油价格的贡献率最高，生产成本的贡献率最低。

建议

我国农产品出口具有部分依市定价能力，但农产品在国际市场上的竞争力较弱。为推动中国农产品出口发展，应从以下几方面来改善农产品出口发展状况：第一，努力提高我国农产品的国际竞争力。提升我国农产品的国际竞争力迫在眉睫，可以从质量竞争力、价格竞争力、科技竞争力、品牌竞争力这几个方面提高我国农产品的竞争力，从而规避汇率变动给企业带来的影响。同时，制定农产品出口的合理定价策略，扩大农产品在国际市场上的占有率。第二，努力拓宽农产品贸易范围。目前，我国农产品的出口市场过于狭窄也是制约我国农产品出口的一个因素。因此，我国农产品的出口需要全面考虑国际环境，扩大贸易范围，积极的发展更多的贸易伙伴，从而提升我国农产品在国际市场上的地位。第三，政府要制定和完善农产品出口相关政策。我国政府要加大对农产品出口的政策支持与保障，积极探索一条有效的农业产业化道路：不断完善农产品出口的财政税收方面的优惠政策，促进农产品的出口，减少税收成本，为农产品出口创造更加便利的条件；积极组建行业协会，促进整个行业发展。增强我国农产品在国际市场上的竞争力，对实现我国农业现代化具有重要的意义。

参考文献

1.毕玉江，朱钟棣.人民币汇率变动与出口价格：一个分析框架与实证检验[J].世界经济研究，2007（1）

2.陈斌开，万晓莉，傅雄广.人民币汇率、出口品价格与中国出口竞争力—基于产业层面数据的研究[J].金融研究，2010（12）

3.陈学彬，李世刚，芦东.中国出口汇率传递率和盯市能力的实证研究[J].经济研究，2007（12）

4.马淑琴，鲍观明.汇率传递机制下出口商品策略定价能力研究—来自浙江的经验数据[J].国际贸易问题，2010（5）

5.项后军，许磊.不同因素影响下我国出口企业依市定价行为的非对称性研究—基于总体层面和典型行业层面的比较[J].国际贸易问题，2011（10）

6.Krugman Paul. Pricing to Market When the Exchange Rate Changes[R]. NBER Working Paper，No.1926，May，1986

7.Knetter M. Price Discrimination by U.S. and German Exporters[J]. The American Economic Review，Vol.79，No.1，1994endprint

汇率对我国农产品出口价格传递的实证分析

（一）ADF单位根检验

在进行模型检验之前，首先要对我国农产品出口价格进行平稳序列的检验。本文首先对各变量进行X12季节调整，然后取对数从而消除可能存在的异方差和偏态性。利用折线图对每组变量的趋势进行分析，然后通过单位根检验确定这些变量的单整阶数。对每个变量序列我们都使用ADF检验方法，利用Eviews软件对模型中的所有变量进行了稳定性检验，结果如表1所示。

由检测结果看，在5%的显著性水平下，时间序列出口价格（p），人民币实际有效汇率（reer），世界原油价格（oil），生产成本（mc），均为非平稳序列，但所有变量一阶差分序列都平稳，我们用d表示一阶差分，将一阶平稳序列在eviews中建立VAR模型，然后进行滞后阶数的确定。

综合选取AIC和SC值同时达到最小值时的滞后阶数，即滞后2阶。表2为滞后阶数测定结果。

（二）Johansen协整检验

由于协整检验要求变量必须是同阶平稳序列，因此将变量全部进行一阶差分后进行检验。协整关系检验的结果如表3所示。

根据表3的检验结果得到这四个变量存在长期协整关系，在5%的置信水平至少存在三个协整方程，我们以第一个协整方程为准，得到标准化后的协整关系式：

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根据协整方程式可以得出，人民币实际有效汇率指数的系数为0.47，即人民币升值1%，我国农产品出口美元价格会上升0.47%，本币升值时我国农产品出口价格会小幅上升，具有部分依市定价能力；其他变量中，我国农产品的生产成本每增加1%，会引起我国农产品出口价格上升0.96%，农产品生产成本对我国农产品出口价格呈显著正向关系，农产品生产成本是我国农产品出口价格的重要影响因素；世界原油价格的系数为-0.15，存在负向微弱影响。确定协整关系后，经AR根检验得到稳定的VAR模型，从而确保基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解的稳定性。

（三）格兰杰因果检验

以上协整检验只是表明变量间存在长期稳定关系，但不能反映变量间的因果关系，因此需要对这些变量做进一步的因果关系检验。在对数据进行单位根检验和协整检验之后，我们对dlnp、dlnreer、dlnoil、dlnmc四个变量进行格兰杰因果关系检验。在5%的显著性水平下，根据P值，小于0.05的均存在格兰杰关系，得出各变量直接的格兰杰关系如表4所示。

从检验结果中可以看出，在5%的显著性水平下，即农产品出口价格与农产品成本之间存在单向格兰杰因果关系，出口价格是汇率的单向格兰杰原因，世界原油价格和出口价格之间存在双向格兰杰因果关系。

（四）脉冲响应函数

本文通过对所选取的时间序列进行协整检验后表明各变量之间存在协整关系，分别给各解释变量一个单位大小的冲击，得到我国农产品出口价格的脉冲响应函数图，依照大多数文献，本文把脉冲响应时间设定为10期。如图，横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：月），纵轴表示农产品的出口价格（单位：千美元），实线表示脉冲响应函数，代表了农产品出口价格对各解释变量变化的反应。

图1可以看出，人民币实际有效汇率（dlnreer）对农产品出口价格从第一期开始先产生了一个负向影响，并逐步扩大，到第三期才开始有上升的态势，第四期才产生了正向的影响，说明人民币汇率对我国农产品出口价格的传递短期内效果并不显著，需要一个过程并存在时滞。图2可以看出，期初，世界原油价格对农产品出口价格产生了温和的正影响，在第二期到第三期产生了正向反应，这说明，世界原油价格对我国农产品出口价格的长期影响程度不深，并不是影响中国农产品出口价格的主要因素。图3生产成本对中国农产品出口价格有正向影响，在第四期出现一个大幅回落，然后又恢复正向影响，说明随着农产品生产商的生产成本的上升，中国农产品出口价格随之增大，且影响幅度较汇率更大，影响速度更快。

（五）方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步平均不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随即扰动的相对重要性信息。图4为方差分解综合图。

图4中看出，期初出口价格比重对出口价格比重的预测误差百分比为100%，这说明出口价格的增长完全依赖于自身的推动。但其后不断地下降，在第5期末贡献率基本稳定在85%，其他变量的贡献率则在不断上升。其中世界原油价格的贡献率最大，在6期的时候基本达到了8%，汇率和生产成本的贡献率约为4%和3%。

结论

本文基于2002-2013年的月度数据，对汇率传递机制影响下我国农产品出口价格依市定价能力进行了实证分析，得出如下结论：

第一，人民币汇率升值1%，我国农产品出口价格（外币表示）将提高0.47%，我国农产品出口价格之所以没有随着汇率同比例的上升是因为农产品出口商自身主动吸收了0.53%的汇率变动，我国农产品出口企业具有一定的依市定价能力。

第二，Johansen协整检验结果说明了我国农产品出口价格与汇率波动存在长期协整关系。

第三，脉冲响应函数和方差分解分析可以看出，汇率的正向冲击对出口价格所产生影响先负后正，但整体波动不大，这说明了汇率对出口价格的影响存在时滞；在导致出口价格波动的所有因素之中， 除了其自身冲击之外，石油价格的贡献率最高，生产成本的贡献率最低。

建议

我国农产品出口具有部分依市定价能力，但农产品在国际市场上的竞争力较弱。为推动中国农产品出口发展，应从以下几方面来改善农产品出口发展状况：第一，努力提高我国农产品的国际竞争力。提升我国农产品的国际竞争力迫在眉睫，可以从质量竞争力、价格竞争力、科技竞争力、品牌竞争力这几个方面提高我国农产品的竞争力，从而规避汇率变动给企业带来的影响。同时，制定农产品出口的合理定价策略，扩大农产品在国际市场上的占有率。第二，努力拓宽农产品贸易范围。目前，我国农产品的出口市场过于狭窄也是制约我国农产品出口的一个因素。因此，我国农产品的出口需要全面考虑国际环境，扩大贸易范围，积极的发展更多的贸易伙伴，从而提升我国农产品在国际市场上的地位。第三，政府要制定和完善农产品出口相关政策。我国政府要加大对农产品出口的政策支持与保障，积极探索一条有效的农业产业化道路：不断完善农产品出口的财政税收方面的优惠政策，促进农产品的出口，减少税收成本，为农产品出口创造更加便利的条件；积极组建行业协会，促进整个行业发展。增强我国农产品在国际市场上的竞争力，对实现我国农业现代化具有重要的意义。

参考文献

1.毕玉江，朱钟棣.人民币汇率变动与出口价格：一个分析框架与实证检验[J].世界经济研究，2007（1）

2.陈斌开，万晓莉，傅雄广.人民币汇率、出口品价格与中国出口竞争力—基于产业层面数据的研究[J].金融研究，2010（12）

3.陈学彬，李世刚，芦东.中国出口汇率传递率和盯市能力的实证研究[J].经济研究，2007（12）

4.马淑琴，鲍观明.汇率传递机制下出口商品策略定价能力研究—来自浙江的经验数据[J].国际贸易问题，2010（5）

5.项后军，许磊.不同因素影响下我国出口企业依市定价行为的非对称性研究—基于总体层面和典型行业层面的比较[J].国际贸易问题，2011（10）

6.Krugman Paul. Pricing to Market When the Exchange Rate Changes[R]. NBER Working Paper，No.1926，May，1986

7.Knetter M. Price Discrimination by U.S. and German Exporters[J]. The American Economic Review，Vol.79，No.1，1994endprint