馬婷+王靜

內(nèi)容摘要：我國匯改之后人民幣一直處于持續(xù)、小幅上升的狀態(tài)，人民幣升值對我國農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易也造成了一定的影響。為了研究我國農(nóng)產(chǎn)品出口依市定價能力，本文基于2002年1月至2013年12月的月度數(shù)據(jù)，對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的依市定價系數(shù)進行了VAR模型分析，通過ADF平穩(wěn)性檢驗，Johansen協(xié)整檢驗，脈沖分析和方差分解等方法實證研究得出，我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)具有部分依市定價能力。因此，我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)應在人民幣升值趨勢的背景下，鞏固自身的市場份額的同時，提高農(nóng)產(chǎn)品的依市定價能力，加強出口競爭能力。

關鍵詞：人民幣實際有效匯率 依市定價 農(nóng)產(chǎn)品 出口價格

引言

匯率作為一個影響一國經(jīng)濟生活至關重要的變量，聯(lián)系著國與國之間的貿(mào)易往來。在人民幣不斷升值的同時，農(nóng)產(chǎn)品的出口價格也在不斷攀升，我國農(nóng)產(chǎn)品除了成本優(yōu)勢之外，其他方面與世界其他農(nóng)產(chǎn)品出口國相比還處于弱勢地位。因此，在世界各國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭激烈的當下，農(nóng)產(chǎn)品出口價格是決定農(nóng)產(chǎn)品出口量的重要決定因素，人民幣匯率的變動將會對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格產(chǎn)生直接影響，在不完全競爭市場上，面對人民幣的升值可能會使我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格上升，從而導致我國農(nóng)產(chǎn)品的成本優(yōu)勢下降。我國農(nóng)產(chǎn)品將如何保持原有的市場份額，我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)又該如何應對人民幣升值帶來的風險，在鞏固自身的市場份額的同時，又如何加強自主定價權，提升出口競爭能力，本文將從依市定價角度研究我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的定價策略。

相關文獻回顧

匯率傳遞已經(jīng)成為國際經(jīng)濟領域的一大熱點問題，眾多學者對于匯率與出口價格的關系進行了研究，其中最具有代表性的就是Krugman（1987）提出的“依市定價”理論，他認為匯率變動對國內(nèi)物價的傳遞效應是不完全的，是因為外國供給商為了保持住產(chǎn)品的市場份額，不愿改變市場價格造成的。Goldberg和Knetter（1997）綜合考慮了不同產(chǎn)品的需求彈性變化以及邊際成本變化具有的異質(zhì)性以及產(chǎn)業(yè)差異，實證分析表明，匯率貶值對經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）國家工業(yè)制成品進口價格的傳遞系數(shù)為0.5，并據(jù)此研究依市定價問題；Campa 等（2002）分析了匯率對25個OECD成員國進口商品價格的傳遞彈性，通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，短期呈現(xiàn)部分傳遞狀態(tài)；長期來看，進口價格主要按生產(chǎn)者貨幣定價，依市定價能力很弱。此外，Obstfeld和Rogoff（1995）、DevereuX（1996）等都從不同方面研究了出口企業(yè)的依市定價行為。

相對而言，國內(nèi)學者對出口企業(yè)的依市定價能力研究較少。陳學彬（2007）基于22種HS分類出口商品的面板數(shù)據(jù)，選用變系數(shù)固定效應模型回歸得到各行業(yè)的盯市能力，得出我國出口企業(yè)的依市定價能力差別較大，勞動密集型行業(yè)具有較強盯市能力，而以加工貿(mào)易為特征的高科技制造業(yè)沒有或只具有部分盯市能力。畢玉江和朱鐘棣（2007）進行了深入的分析，研究結果表明：中國的工業(yè)制成品在國際貿(mào)易中的依市定價能力在不同行業(yè)間差異較大。陳斌開等（2010）研究表明我國各產(chǎn)業(yè)出口價格匯率傳遞程度和依市定價能力都存在較大差異。采掘、造紙、皮革、木材和紡織行業(yè)出口廠商的國際競爭力較弱，有較小的PTM程度，化學、食品、文教、機械等行業(yè)國際競爭力較強，具有較大的PTM程度。

縱觀以上學者的研究，不論是國內(nèi)和國外的學者們都在依市定價方面做出了相關研究，取得了有一定價值的成果，但是從整體看來，大部分的研究都是對一些發(fā)達國家的，對發(fā)展中國家的相關研究甚少。這些研究都是基于產(chǎn)業(yè)層面或者是總體出口貿(mào)易角度，并沒有具體到某一產(chǎn)業(yè)的研究，缺乏對我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)依市定價能力的相關研究。本文將通過實證分析，得出我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)依市定價能力的大小，并以此指導農(nóng)產(chǎn)品出口商的策略定價。

實證分析模型與數(shù)據(jù)選取

國外學者在對匯率傳遞問題進行研究時，大多都是基于出口商可以對國際市場進行有效分割，在不完全競爭的市場結構下建立局部均衡模型來進行的。本文在Knetter（1993）和Feenstra（1987）等人提出的理論框架基礎上建立我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的計量模型為：

lnp=β0+β1lnreer+β2lnmc+β3lnoil+μ

其中，lnp為我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格（美元表示），作為被解釋變量；lnreer為解釋變量；lnmc，lnoil分別代表國內(nèi)生產(chǎn)成本，世界原油價格的對數(shù)，作為控制變量。β1是匯率對本國農(nóng)產(chǎn)品出口價格（美元表示）影響程度，由于本文定義的依市定價就是出口商根據(jù)匯率變動調(diào)整的在銷售國出口價格的能力，因此β1就是所要研究的依市定價能力。μ為隨機擾動項。

本文選取四個變量來進行實證分析，樣本期間為2002年1月至2013年12月。其中：

農(nóng)產(chǎn)品出口價格指數(shù)（P）。由于我國缺乏相關的產(chǎn)品出口價格統(tǒng)計數(shù)據(jù)，只有相關商品的出口數(shù)量和金額，本文將采用大部分文獻使用的方法，通過“單位值法”構造農(nóng)產(chǎn)品出口價格指數(shù)：

Pt表示t時期的農(nóng)產(chǎn)品出口價格指數(shù)，t為時期，t=0為基期，Q和V分別表示農(nóng)產(chǎn)品的出口數(shù)量和出口金額。根據(jù)出口數(shù)量和金額編制農(nóng)產(chǎn)品出口價格指數(shù)，基期調(diào)整為2005年。

人民幣實際有效匯率指數(shù)（REER）。在選取匯率變量時，采用人民幣實際有效匯率。數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行網(wǎng)站（http：//www.bis.org）。

世界石油價格（OIL）。將代表供給沖擊的石油價格納入，以反映供給沖擊可能對國內(nèi)價格產(chǎn)生的影響。反映純粹的石油沖擊，在此選用國際原油市場歐洲布倫特原油價格，數(shù)據(jù)來源于美國能源信息管理局網(wǎng)站（http：//www.eia.gov）。

出口商生產(chǎn)成本（MC）。農(nóng)產(chǎn)品出口廠商生產(chǎn)成本既包括生產(chǎn)資料投入成本也包括人力成本，將這兩種成本按照一定的權數(shù)進行加權平均就可算出農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，但是由于沒有直接可以衡量我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本的指標，本文采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)替代，數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟景氣月報》。endprint

匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格傳遞的實證分析

（一）ADF單位根檢驗

在進行模型檢驗之前，首先要對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格進行平穩(wěn)序列的檢驗。本文首先對各變量進行X12季節(jié)調(diào)整，然后取對數(shù)從而消除可能存在的異方差和偏態(tài)性。利用折線圖對每組變量的趨勢進行分析，然后通過單位根檢驗確定這些變量的單整階數(shù)。對每個變量序列我們都使用ADF檢驗方法，利用Eviews軟件對模型中的所有變量進行了穩(wěn)定性檢驗，結果如表1所示。

由檢測結果看，在5%的顯著性水平下，時間序列出口價格（p），人民幣實際有效匯率（reer），世界原油價格（oil），生產(chǎn)成本（mc），均為非平穩(wěn)序列，但所有變量一階差分序列都平穩(wěn)，我們用d表示一階差分，將一階平穩(wěn)序列在eviews中建立VAR模型，然后進行滯后階數(shù)的確定。

綜合選取AIC和SC值同時達到最小值時的滯后階數(shù)，即滯后2階。表2為滯后階數(shù)測定結果。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

由于協(xié)整檢驗要求變量必須是同階平穩(wěn)序列，因此將變量全部進行一階差分后進行檢驗。協(xié)整關系檢驗的結果如表3所示。

根據(jù)表3的檢驗結果得到這四個變量存在長期協(xié)整關系，在5%的置信水平至少存在三個協(xié)整方程，我們以第一個協(xié)整方程為準，得到標準化后的協(xié)整關系式：

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根據(jù)協(xié)整方程式可以得出，人民幣實際有效匯率指數(shù)的系數(shù)為0.47，即人民幣升值1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口美元價格會上升0.47%，本幣升值時我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格會小幅上升，具有部分依市定價能力；其他變量中，我國農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本每增加1%，會引起我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格上升0.96%，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格呈顯著正向關系，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本是我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的重要影響因素；世界原油價格的系數(shù)為-0.15，存在負向微弱影響。確定協(xié)整關系后，經(jīng)AR根檢驗得到穩(wěn)定的VAR模型，從而確?；赩AR模型的脈沖響應函數(shù)和方差分解的穩(wěn)定性。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上協(xié)整檢驗只是表明變量間存在長期穩(wěn)定關系，但不能反映變量間的因果關系，因此需要對這些變量做進一步的因果關系檢驗。在對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗之后，我們對dlnp、dlnreer、dlnoil、dlnmc四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗。在5%的顯著性水平下，根據(jù)P值，小于0.05的均存在格蘭杰關系，得出各變量直接的格蘭杰關系如表4所示。

從檢驗結果中可以看出，在5%的顯著性水平下，即農(nóng)產(chǎn)品出口價格與農(nóng)產(chǎn)品成本之間存在單向格蘭杰因果關系，出口價格是匯率的單向格蘭杰原因，世界原油價格和出口價格之間存在雙向格蘭杰因果關系。

（四）脈沖響應函數(shù)

本文通過對所選取的時間序列進行協(xié)整檢驗后表明各變量之間存在協(xié)整關系，分別給各解釋變量一個單位大小的沖擊，得到我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的脈沖響應函數(shù)圖，依照大多數(shù)文獻，本文把脈沖響應時間設定為10期。如圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：月），縱軸表示農(nóng)產(chǎn)品的出口價格（單位：千美元），實線表示脈沖響應函數(shù)，代表了農(nóng)產(chǎn)品出口價格對各解釋變量變化的反應。

圖1可以看出，人民幣實際有效匯率（dlnreer）對農(nóng)產(chǎn)品出口價格從第一期開始先產(chǎn)生了一個負向影響，并逐步擴大，到第三期才開始有上升的態(tài)勢，第四期才產(chǎn)生了正向的影響，說明人民幣匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的傳遞短期內(nèi)效果并不顯著，需要一個過程并存在時滯。圖2可以看出，期初，世界原油價格對農(nóng)產(chǎn)品出口價格產(chǎn)生了溫和的正影響，在第二期到第三期產(chǎn)生了正向反應，這說明，世界原油價格對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的長期影響程度不深，并不是影響中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的主要因素。圖3生產(chǎn)成本對中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格有正向影響，在第四期出現(xiàn)一個大幅回落，然后又恢復正向影響，說明隨著農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)商的生產(chǎn)成本的上升，中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格隨之增大，且影響幅度較匯率更大，影響速度更快。

（五）方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，進一步平均不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨即擾動的相對重要性信息。圖4為方差分解綜合圖。

圖4中看出，期初出口價格比重對出口價格比重的預測誤差百分比為100%，這說明出口價格的增長完全依賴于自身的推動。但其后不斷地下降，在第5期末貢獻率基本穩(wěn)定在85%，其他變量的貢獻率則在不斷上升。其中世界原油價格的貢獻率最大，在6期的時候基本達到了8%，匯率和生產(chǎn)成本的貢獻率約為4%和3%。

結論

本文基于2002-2013年的月度數(shù)據(jù)，對匯率傳遞機制影響下我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格依市定價能力進行了實證分析，得出如下結論：

第一，人民幣匯率升值1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格（外幣表示）將提高0.47%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格之所以沒有隨著匯率同比例的上升是因為農(nóng)產(chǎn)品出口商自身主動吸收了0.53%的匯率變動，我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)具有一定的依市定價能力。

第二，Johansen協(xié)整檢驗結果說明了我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格與匯率波動存在長期協(xié)整關系。

第三，脈沖響應函數(shù)和方差分解分析可以看出，匯率的正向沖擊對出口價格所產(chǎn)生影響先負后正，但整體波動不大，這說明了匯率對出口價格的影響存在時滯；在導致出口價格波動的所有因素之中， 除了其自身沖擊之外，石油價格的貢獻率最高，生產(chǎn)成本的貢獻率最低。

建議

我國農(nóng)產(chǎn)品出口具有部分依市定價能力，但農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力較弱。為推動中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展，應從以下幾方面來改善農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展狀況：第一，努力提高我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力。提升我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力迫在眉睫，可以從質(zhì)量競爭力、價格競爭力、科技競爭力、品牌競爭力這幾個方面提高我國農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，從而規(guī)避匯率變動給企業(yè)帶來的影響。同時，制定農(nóng)產(chǎn)品出口的合理定價策略，擴大農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的占有率。第二，努力拓寬農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易范圍。目前，我國農(nóng)產(chǎn)品的出口市場過于狹窄也是制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口的一個因素。因此，我國農(nóng)產(chǎn)品的出口需要全面考慮國際環(huán)境，擴大貿(mào)易范圍，積極的發(fā)展更多的貿(mào)易伙伴，從而提升我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的地位。第三，政府要制定和完善農(nóng)產(chǎn)品出口相關政策。我國政府要加大對農(nóng)產(chǎn)品出口的政策支持與保障，積極探索一條有效的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化道路：不斷完善農(nóng)產(chǎn)品出口的財政稅收方面的優(yōu)惠政策，促進農(nóng)產(chǎn)品的出口，減少稅收成本，為農(nóng)產(chǎn)品出口創(chuàng)造更加便利的條件；積極組建行業(yè)協(xié)會，促進整個行業(yè)發(fā)展。增強我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力，對實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有重要的意義。

參考文獻

1.畢玉江，朱鐘棣.人民幣匯率變動與出口價格：一個分析框架與實證檢驗[J].世界經(jīng)濟研究，2007（1）

2.陳斌開，萬曉莉，傅雄廣.人民幣匯率、出口品價格與中國出口競爭力—基于產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究[J].金融研究，2010（12）

3.陳學彬，李世剛，蘆東.中國出口匯率傳遞率和盯市能力的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2007（12）

4.馬淑琴，鮑觀明.匯率傳遞機制下出口商品策略定價能力研究—來自浙江的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].國際貿(mào)易問題，2010（5）

5.項后軍，許磊.不同因素影響下我國出口企業(yè)依市定價行為的非對稱性研究—基于總體層面和典型行業(yè)層面的比較[J].國際貿(mào)易問題，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

匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格傳遞的實證分析

（一）ADF單位根檢驗

在進行模型檢驗之前，首先要對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格進行平穩(wěn)序列的檢驗。本文首先對各變量進行X12季節(jié)調(diào)整，然后取對數(shù)從而消除可能存在的異方差和偏態(tài)性。利用折線圖對每組變量的趨勢進行分析，然后通過單位根檢驗確定這些變量的單整階數(shù)。對每個變量序列我們都使用ADF檢驗方法，利用Eviews軟件對模型中的所有變量進行了穩(wěn)定性檢驗，結果如表1所示。

由檢測結果看，在5%的顯著性水平下，時間序列出口價格（p），人民幣實際有效匯率（reer），世界原油價格（oil），生產(chǎn)成本（mc），均為非平穩(wěn)序列，但所有變量一階差分序列都平穩(wěn)，我們用d表示一階差分，將一階平穩(wěn)序列在eviews中建立VAR模型，然后進行滯后階數(shù)的確定。

綜合選取AIC和SC值同時達到最小值時的滯后階數(shù)，即滯后2階。表2為滯后階數(shù)測定結果。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

由于協(xié)整檢驗要求變量必須是同階平穩(wěn)序列，因此將變量全部進行一階差分后進行檢驗。協(xié)整關系檢驗的結果如表3所示。

根據(jù)表3的檢驗結果得到這四個變量存在長期協(xié)整關系，在5%的置信水平至少存在三個協(xié)整方程，我們以第一個協(xié)整方程為準，得到標準化后的協(xié)整關系式：

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根據(jù)協(xié)整方程式可以得出，人民幣實際有效匯率指數(shù)的系數(shù)為0.47，即人民幣升值1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口美元價格會上升0.47%，本幣升值時我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格會小幅上升，具有部分依市定價能力；其他變量中，我國農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本每增加1%，會引起我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格上升0.96%，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格呈顯著正向關系，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本是我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的重要影響因素；世界原油價格的系數(shù)為-0.15，存在負向微弱影響。確定協(xié)整關系后，經(jīng)AR根檢驗得到穩(wěn)定的VAR模型，從而確?；赩AR模型的脈沖響應函數(shù)和方差分解的穩(wěn)定性。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上協(xié)整檢驗只是表明變量間存在長期穩(wěn)定關系，但不能反映變量間的因果關系，因此需要對這些變量做進一步的因果關系檢驗。在對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗之后，我們對dlnp、dlnreer、dlnoil、dlnmc四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗。在5%的顯著性水平下，根據(jù)P值，小于0.05的均存在格蘭杰關系，得出各變量直接的格蘭杰關系如表4所示。

從檢驗結果中可以看出，在5%的顯著性水平下，即農(nóng)產(chǎn)品出口價格與農(nóng)產(chǎn)品成本之間存在單向格蘭杰因果關系，出口價格是匯率的單向格蘭杰原因，世界原油價格和出口價格之間存在雙向格蘭杰因果關系。

（四）脈沖響應函數(shù)

本文通過對所選取的時間序列進行協(xié)整檢驗后表明各變量之間存在協(xié)整關系，分別給各解釋變量一個單位大小的沖擊，得到我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的脈沖響應函數(shù)圖，依照大多數(shù)文獻，本文把脈沖響應時間設定為10期。如圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：月），縱軸表示農(nóng)產(chǎn)品的出口價格（單位：千美元），實線表示脈沖響應函數(shù)，代表了農(nóng)產(chǎn)品出口價格對各解釋變量變化的反應。

圖1可以看出，人民幣實際有效匯率（dlnreer）對農(nóng)產(chǎn)品出口價格從第一期開始先產(chǎn)生了一個負向影響，并逐步擴大，到第三期才開始有上升的態(tài)勢，第四期才產(chǎn)生了正向的影響，說明人民幣匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的傳遞短期內(nèi)效果并不顯著，需要一個過程并存在時滯。圖2可以看出，期初，世界原油價格對農(nóng)產(chǎn)品出口價格產(chǎn)生了溫和的正影響，在第二期到第三期產(chǎn)生了正向反應，這說明，世界原油價格對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的長期影響程度不深，并不是影響中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的主要因素。圖3生產(chǎn)成本對中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格有正向影響，在第四期出現(xiàn)一個大幅回落，然后又恢復正向影響，說明隨著農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)商的生產(chǎn)成本的上升，中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格隨之增大，且影響幅度較匯率更大，影響速度更快。

（五）方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，進一步平均不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨即擾動的相對重要性信息。圖4為方差分解綜合圖。

圖4中看出，期初出口價格比重對出口價格比重的預測誤差百分比為100%，這說明出口價格的增長完全依賴于自身的推動。但其后不斷地下降，在第5期末貢獻率基本穩(wěn)定在85%，其他變量的貢獻率則在不斷上升。其中世界原油價格的貢獻率最大，在6期的時候基本達到了8%，匯率和生產(chǎn)成本的貢獻率約為4%和3%。

結論

本文基于2002-2013年的月度數(shù)據(jù)，對匯率傳遞機制影響下我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格依市定價能力進行了實證分析，得出如下結論：

第一，人民幣匯率升值1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格（外幣表示）將提高0.47%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格之所以沒有隨著匯率同比例的上升是因為農(nóng)產(chǎn)品出口商自身主動吸收了0.53%的匯率變動，我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)具有一定的依市定價能力。

第二，Johansen協(xié)整檢驗結果說明了我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格與匯率波動存在長期協(xié)整關系。

第三，脈沖響應函數(shù)和方差分解分析可以看出，匯率的正向沖擊對出口價格所產(chǎn)生影響先負后正，但整體波動不大，這說明了匯率對出口價格的影響存在時滯；在導致出口價格波動的所有因素之中， 除了其自身沖擊之外，石油價格的貢獻率最高，生產(chǎn)成本的貢獻率最低。

建議

我國農(nóng)產(chǎn)品出口具有部分依市定價能力，但農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力較弱。為推動中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展，應從以下幾方面來改善農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展狀況：第一，努力提高我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力。提升我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力迫在眉睫，可以從質(zhì)量競爭力、價格競爭力、科技競爭力、品牌競爭力這幾個方面提高我國農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，從而規(guī)避匯率變動給企業(yè)帶來的影響。同時，制定農(nóng)產(chǎn)品出口的合理定價策略，擴大農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的占有率。第二，努力拓寬農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易范圍。目前，我國農(nóng)產(chǎn)品的出口市場過于狹窄也是制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口的一個因素。因此，我國農(nóng)產(chǎn)品的出口需要全面考慮國際環(huán)境，擴大貿(mào)易范圍，積極的發(fā)展更多的貿(mào)易伙伴，從而提升我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的地位。第三，政府要制定和完善農(nóng)產(chǎn)品出口相關政策。我國政府要加大對農(nóng)產(chǎn)品出口的政策支持與保障，積極探索一條有效的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化道路：不斷完善農(nóng)產(chǎn)品出口的財政稅收方面的優(yōu)惠政策，促進農(nóng)產(chǎn)品的出口，減少稅收成本，為農(nóng)產(chǎn)品出口創(chuàng)造更加便利的條件；積極組建行業(yè)協(xié)會，促進整個行業(yè)發(fā)展。增強我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力，對實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有重要的意義。

參考文獻

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5.項后軍，許磊.不同因素影響下我國出口企業(yè)依市定價行為的非對稱性研究—基于總體層面和典型行業(yè)層面的比較[J].國際貿(mào)易問題，2011（10）

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匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格傳遞的實證分析

（一）ADF單位根檢驗

在進行模型檢驗之前，首先要對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格進行平穩(wěn)序列的檢驗。本文首先對各變量進行X12季節(jié)調(diào)整，然后取對數(shù)從而消除可能存在的異方差和偏態(tài)性。利用折線圖對每組變量的趨勢進行分析，然后通過單位根檢驗確定這些變量的單整階數(shù)。對每個變量序列我們都使用ADF檢驗方法，利用Eviews軟件對模型中的所有變量進行了穩(wěn)定性檢驗，結果如表1所示。

由檢測結果看，在5%的顯著性水平下，時間序列出口價格（p），人民幣實際有效匯率（reer），世界原油價格（oil），生產(chǎn)成本（mc），均為非平穩(wěn)序列，但所有變量一階差分序列都平穩(wěn)，我們用d表示一階差分，將一階平穩(wěn)序列在eviews中建立VAR模型，然后進行滯后階數(shù)的確定。

綜合選取AIC和SC值同時達到最小值時的滯后階數(shù)，即滯后2階。表2為滯后階數(shù)測定結果。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

由于協(xié)整檢驗要求變量必須是同階平穩(wěn)序列，因此將變量全部進行一階差分后進行檢驗。協(xié)整關系檢驗的結果如表3所示。

根據(jù)表3的檢驗結果得到這四個變量存在長期協(xié)整關系，在5%的置信水平至少存在三個協(xié)整方程，我們以第一個協(xié)整方程為準，得到標準化后的協(xié)整關系式：

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根據(jù)協(xié)整方程式可以得出，人民幣實際有效匯率指數(shù)的系數(shù)為0.47，即人民幣升值1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口美元價格會上升0.47%，本幣升值時我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格會小幅上升，具有部分依市定價能力；其他變量中，我國農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本每增加1%，會引起我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格上升0.96%，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格呈顯著正向關系，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本是我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的重要影響因素；世界原油價格的系數(shù)為-0.15，存在負向微弱影響。確定協(xié)整關系后，經(jīng)AR根檢驗得到穩(wěn)定的VAR模型，從而確?；赩AR模型的脈沖響應函數(shù)和方差分解的穩(wěn)定性。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上協(xié)整檢驗只是表明變量間存在長期穩(wěn)定關系，但不能反映變量間的因果關系，因此需要對這些變量做進一步的因果關系檢驗。在對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗之后，我們對dlnp、dlnreer、dlnoil、dlnmc四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗。在5%的顯著性水平下，根據(jù)P值，小于0.05的均存在格蘭杰關系，得出各變量直接的格蘭杰關系如表4所示。

從檢驗結果中可以看出，在5%的顯著性水平下，即農(nóng)產(chǎn)品出口價格與農(nóng)產(chǎn)品成本之間存在單向格蘭杰因果關系，出口價格是匯率的單向格蘭杰原因，世界原油價格和出口價格之間存在雙向格蘭杰因果關系。

（四）脈沖響應函數(shù)

本文通過對所選取的時間序列進行協(xié)整檢驗后表明各變量之間存在協(xié)整關系，分別給各解釋變量一個單位大小的沖擊，得到我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的脈沖響應函數(shù)圖，依照大多數(shù)文獻，本文把脈沖響應時間設定為10期。如圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：月），縱軸表示農(nóng)產(chǎn)品的出口價格（單位：千美元），實線表示脈沖響應函數(shù)，代表了農(nóng)產(chǎn)品出口價格對各解釋變量變化的反應。

圖1可以看出，人民幣實際有效匯率（dlnreer）對農(nóng)產(chǎn)品出口價格從第一期開始先產(chǎn)生了一個負向影響，并逐步擴大，到第三期才開始有上升的態(tài)勢，第四期才產(chǎn)生了正向的影響，說明人民幣匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的傳遞短期內(nèi)效果并不顯著，需要一個過程并存在時滯。圖2可以看出，期初，世界原油價格對農(nóng)產(chǎn)品出口價格產(chǎn)生了溫和的正影響，在第二期到第三期產(chǎn)生了正向反應，這說明，世界原油價格對我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的長期影響程度不深，并不是影響中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格的主要因素。圖3生產(chǎn)成本對中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格有正向影響，在第四期出現(xiàn)一個大幅回落，然后又恢復正向影響，說明隨著農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)商的生產(chǎn)成本的上升，中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格隨之增大，且影響幅度較匯率更大，影響速度更快。

（五）方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，進一步平均不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨即擾動的相對重要性信息。圖4為方差分解綜合圖。

圖4中看出，期初出口價格比重對出口價格比重的預測誤差百分比為100%，這說明出口價格的增長完全依賴于自身的推動。但其后不斷地下降，在第5期末貢獻率基本穩(wěn)定在85%，其他變量的貢獻率則在不斷上升。其中世界原油價格的貢獻率最大，在6期的時候基本達到了8%，匯率和生產(chǎn)成本的貢獻率約為4%和3%。

結論

本文基于2002-2013年的月度數(shù)據(jù)，對匯率傳遞機制影響下我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格依市定價能力進行了實證分析，得出如下結論：

第一，人民幣匯率升值1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格（外幣表示）將提高0.47%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格之所以沒有隨著匯率同比例的上升是因為農(nóng)產(chǎn)品出口商自身主動吸收了0.53%的匯率變動，我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)具有一定的依市定價能力。

第二，Johansen協(xié)整檢驗結果說明了我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格與匯率波動存在長期協(xié)整關系。

第三，脈沖響應函數(shù)和方差分解分析可以看出，匯率的正向沖擊對出口價格所產(chǎn)生影響先負后正，但整體波動不大，這說明了匯率對出口價格的影響存在時滯；在導致出口價格波動的所有因素之中， 除了其自身沖擊之外，石油價格的貢獻率最高，生產(chǎn)成本的貢獻率最低。

建議

我國農(nóng)產(chǎn)品出口具有部分依市定價能力，但農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力較弱。為推動中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展，應從以下幾方面來改善農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展狀況：第一，努力提高我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力。提升我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力迫在眉睫，可以從質(zhì)量競爭力、價格競爭力、科技競爭力、品牌競爭力這幾個方面提高我國農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，從而規(guī)避匯率變動給企業(yè)帶來的影響。同時，制定農(nóng)產(chǎn)品出口的合理定價策略，擴大農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的占有率。第二，努力拓寬農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易范圍。目前，我國農(nóng)產(chǎn)品的出口市場過于狹窄也是制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口的一個因素。因此，我國農(nóng)產(chǎn)品的出口需要全面考慮國際環(huán)境，擴大貿(mào)易范圍，積極的發(fā)展更多的貿(mào)易伙伴，從而提升我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的地位。第三，政府要制定和完善農(nóng)產(chǎn)品出口相關政策。我國政府要加大對農(nóng)產(chǎn)品出口的政策支持與保障，積極探索一條有效的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化道路：不斷完善農(nóng)產(chǎn)品出口的財政稅收方面的優(yōu)惠政策，促進農(nóng)產(chǎn)品的出口，減少稅收成本，為農(nóng)產(chǎn)品出口創(chuàng)造更加便利的條件；積極組建行業(yè)協(xié)會，促進整個行業(yè)發(fā)展。增強我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力，對實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有重要的意義。

參考文獻

1.畢玉江，朱鐘棣.人民幣匯率變動與出口價格：一個分析框架與實證檢驗[J].世界經(jīng)濟研究，2007（1）

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4.馬淑琴，鮑觀明.匯率傳遞機制下出口商品策略定價能力研究—來自浙江的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].國際貿(mào)易問題，2010（5）

5.項后軍，許磊.不同因素影響下我國出口企業(yè)依市定價行為的非對稱性研究—基于總體層面和典型行業(yè)層面的比較[J].國際貿(mào)易問題，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