匯率傳遞機制下我國農產品出口依市定價能力研究

馬婷+王靜

內容摘要：我國匯改之后人民幣一直處于持續、小幅上升的狀態，人民幣升值對我國農產品的貿易也造成了一定的影響。為了研究我國農產品出口依市定價能力，本文基于2002年1月至2013年12月的月度數據，對我國農產品出口價格的依市定價系數進行了VAR模型分析，通過ADF平穩性檢驗，Johansen協整檢驗，脈沖分析和方差分解等方法實證研究得出，我國農產品出口企業具有部分依市定價能力。因此，我國農產品出口企業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，提高農產品的依市定價能力，加強出口競爭能力。

關鍵詞：人民幣實際有效匯率 依市定價 農產品 出口價格

引言

匯率作為一個影響一國經濟生活至關重要的變量，聯系著國與國之間的貿易往來。在人民幣不斷升值的同時，農產品的出口價格也在不斷攀升，我國農產品除了成本優勢之外，其他方面與世界其他農產品出口國相比還處于弱勢地位。因此，在世界各國農產品貿易競爭激烈的當下，農產品出口價格是決定農產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產品出口價格產生直接影響，在不完全競爭市場上，面對人民幣的升值可能會使我國農產品出口價格上升，從而導致我國農產品的成本優勢下降。我國農產品將如何保持原有的市場份額，我國農產品出口企業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產品出口企業的定價策略。

相關文獻回顧

匯率傳遞已經成為國際經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）綜合考慮了不同產品的需求彈性變化以及邊際成本變化具有的異質性以及產業差異，實證分析表明，匯率貶值對經濟合作與發展組織（OECD）國家工業制成品進口價格的傳遞系數為0.5，并據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，通過實證檢驗發現，短期呈現部分傳遞狀態；長期來看，進口價格主要按生產者貨幣定價，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的依市定價行為。

相對而言，國內學者對出口企業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據，選用變系數固定效應模型回歸得到各行業的盯市能力，得出我國出口企業的依市定價能力差別較大，勞動密集型行業具有較強盯市能力，而以加工貿易為特征的高科技制造業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：中國的工業制成品在國際貿易中的依市定價能力在不同行業間差異較大。陳斌開等（2010）研究表明我國各產業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達國家的，對發展中國家的相關研究甚少。這些研究都是基于產業層面或者是總體出口貿易角度，并沒有具體到某一產業的研究，缺乏對我國農產品出口企業依市定價能力的相關研究。本文將通過實證分析，得出我國農產品出口企業依市定價能力的大小，并以此指導農產品出口商的策略定價。

實證分析模型與數據選取

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產品出口價格的計量模型為：

lnp=β0+β1lnreer+β2lnmc+β3lnoil+μ

其中，lnp為我國農產品出口價格（美元表示），作為被解釋變量；lnreer為解釋變量；lnmc，lnoil分別代表國內生產成本，世界原油價格的對數，作為控制變量。β1是匯率對本國農產品出口價格（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匯率變動調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：

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

Pt表示t時期的農產品出口價格指數，t為時期，t=0為基期，Q和V分別表示農產品的出口數量和出口金額。根據出口數量和金額編制農產品出口價格指數，基期調整為2005年。

人民幣實際有效匯率指數（REER）。在選取匯率變量時，采用人民幣實際有效匯率。數據來源于國際清算銀行網站（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價格產生的影響。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，數據來源于美國能源信息管理局網站（http：//www.eia.gov）。

出口商生產成本（MC）。農產品出口廠商生產成本既包括生產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進行加權平均就可算出農產品的生產成本，但是由于沒有直接可以衡量我國農產品生產成本的指標，本文采用農業生產資料價格指數替代，數據來源于《中國經濟景氣月報》。endprint

匯率對我國農產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，首先要對我國農產品出口價格進行平穩序列的檢驗。本文首先對各變量進行X12季節調整，然后取對數從而消除可能存在的異方差和偏態性。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。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），生產成本（mc），均為非平穩序列，但所有變量一階差分序列都平穩，我們用d表示一階差分，將一階平穩序列在eviews中建立VAR模型，然后進行滯后階數的確定。

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

（二）Johansen協整檢驗

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

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

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根據協整方程式可以得出，人民幣實際有效匯率指數的系數為0.47，即人民幣升值1%，我國農產品出口美元價格會上升0.47%，本幣升值時我國農產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，我國農產品的生產成本每增加1%，會引起我國農產品出口價格上升0.96%，農產品生產成本對我國農產品出口價格呈顯著正向關系，農產品生產成本是我國農產品出口價格的重要影響因素；世界原油價格的系數為-0.15，存在負向微弱影響。確定協整關系后，經AR根檢驗得到穩定的VAR模型，從而確保基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解的穩定性。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上協整檢驗只是表明變量間存在長期穩定關系，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。在對數據進行單位根檢驗和協整檢驗之后，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，即農產品出口價格與農產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

本文通過對所選取的時間序列進行協整檢驗后表明各變量之間存在協整關系，分別給各解釋變量一個單位大小的沖擊，得到我國農產品出口價格的脈沖響應函數圖，依照大多數文獻，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（單位：月），縱軸表示農產品的出口價格（單位：千美元），實線表示脈沖響應函數，代表了農產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）對農產品出口價格從第一期開始先產生了一個負向影響，并逐步擴大，到第三期才開始有上升的態勢，第四期才產生了正向的影響，說明人民幣匯率對我國農產品出口價格的傳遞短期內效果并不顯著，需要一個過程并存在時滯。圖2可以看出，期初，世界原油價格對農產品出口價格產生了溫和的正影響，在第二期到第三期產生了正向反應，這說明，世界原油價格對我國農產品出口價格的長期影響程度不深，并不是影響中國農產品出口價格的主要因素。圖3生產成本對中國農產品出口價格有正向影響，在第四期出現一個大幅回落，然后又恢復正向影響，說明隨著農產品生產商的生產成本的上升，中國農產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

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內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%，匯率和生產成本的貢獻率約為4%和3%。

結論

本文基于2002-2013年的月度數據，對匯率傳遞機制影響下我國農產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%，我國農產品出口價格（外幣表示）將提高0.47%，我國農產品出口價格之所以沒有隨著匯率同比例的上升是因為農產品出口商自身主動吸收了0.53%的匯率變動，我國農產品出口企業具有一定的依市定價能力。

第二，Johansen協整檢驗結果說明了我國農產品出口價格與匯率波動存在長期協整關系。

第三，脈沖響應函數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，生產成本的貢獻率最低。

建議

我國農產品出口具有部分依市定價能力，但農產品在國際市場上的競爭力較弱。為推動中國農產品出口發展，應從以下幾方面來改善農產品出口發展狀況：第一，努力提高我國農產品的國際競爭力。提升我國農產品的國際競爭力迫在眉睫，可以從質量競爭力、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產品的競爭力，從而規避匯率變動給企業帶來的影響。同時，制定農產品出口的合理定價策略，擴大農產品在國際市場上的占有率。第二，努力拓寬農產品貿易范圍。目前，我國農產品的出口市場過于狹窄也是制約我國農產品出口的一個因素。因此，我國農產品的出口需要全面考慮國際環境，擴大貿易范圍，積極的發展更多的貿易伙伴，從而提升我國農產品在國際市場上的地位。第三，政府要制定和完善農產品出口相關政策。我國政府要加大對農產品出口的政策支持與保障，積極探索一條有效的農業產業化道路：不斷完善農產品出口的財政稅收方面的優惠政策，促進農產品的出口，減少稅收成本，為農產品出口創造更加便利的條件；積極組建行業協會，促進整個行業發展。增強我國農產品在國際市場上的競爭力，對實現我國農業現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—基于產業層面數據的研究[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—來自浙江的經驗數據[J].國際貿易問題，2010（5）

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

匯率對我國農產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，首先要對我國農產品出口價格進行平穩序列的檢驗。本文首先對各變量進行X12季節調整，然后取對數從而消除可能存在的異方差和偏態性。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。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），生產成本（mc），均為非平穩序列，但所有變量一階差分序列都平穩，我們用d表示一階差分，將一階平穩序列在eviews中建立VAR模型，然后進行滯后階數的確定。

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

（二）Johansen協整檢驗

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

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

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根據協整方程式可以得出，人民幣實際有效匯率指數的系數為0.47，即人民幣升值1%，我國農產品出口美元價格會上升0.47%，本幣升值時我國農產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，我國農產品的生產成本每增加1%，會引起我國農產品出口價格上升0.96%，農產品生產成本對我國農產品出口價格呈顯著正向關系，農產品生產成本是我國農產品出口價格的重要影響因素；世界原油價格的系數為-0.15，存在負向微弱影響。確定協整關系后，經AR根檢驗得到穩定的VAR模型，從而確保基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解的穩定性。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上協整檢驗只是表明變量間存在長期穩定關系，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。在對數據進行單位根檢驗和協整檢驗之后，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，即農產品出口價格與農產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

本文通過對所選取的時間序列進行協整檢驗后表明各變量之間存在協整關系，分別給各解釋變量一個單位大小的沖擊，得到我國農產品出口價格的脈沖響應函數圖，依照大多數文獻，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（單位：月），縱軸表示農產品的出口價格（單位：千美元），實線表示脈沖響應函數，代表了農產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）對農產品出口價格從第一期開始先產生了一個負向影響，并逐步擴大，到第三期才開始有上升的態勢，第四期才產生了正向的影響，說明人民幣匯率對我國農產品出口價格的傳遞短期內效果并不顯著，需要一個過程并存在時滯。圖2可以看出，期初，世界原油價格對農產品出口價格產生了溫和的正影響，在第二期到第三期產生了正向反應，這說明，世界原油價格對我國農產品出口價格的長期影響程度不深，并不是影響中國農產品出口價格的主要因素。圖3生產成本對中國農產品出口價格有正向影響，在第四期出現一個大幅回落，然后又恢復正向影響，說明隨著農產品生產商的生產成本的上升，中國農產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

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內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%，匯率和生產成本的貢獻率約為4%和3%。

結論

本文基于2002-2013年的月度數據，對匯率傳遞機制影響下我國農產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%，我國農產品出口價格（外幣表示）將提高0.47%，我國農產品出口價格之所以沒有隨著匯率同比例的上升是因為農產品出口商自身主動吸收了0.53%的匯率變動，我國農產品出口企業具有一定的依市定價能力。

第二，Johansen協整檢驗結果說明了我國農產品出口價格與匯率波動存在長期協整關系。

第三，脈沖響應函數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，生產成本的貢獻率最低。

建議

我國農產品出口具有部分依市定價能力，但農產品在國際市場上的競爭力較弱。為推動中國農產品出口發展，應從以下幾方面來改善農產品出口發展狀況：第一，努力提高我國農產品的國際競爭力。提升我國農產品的國際競爭力迫在眉睫，可以從質量競爭力、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產品的競爭力，從而規避匯率變動給企業帶來的影響。同時，制定農產品出口的合理定價策略，擴大農產品在國際市場上的占有率。第二，努力拓寬農產品貿易范圍。目前，我國農產品的出口市場過于狹窄也是制約我國農產品出口的一個因素。因此，我國農產品的出口需要全面考慮國際環境，擴大貿易范圍，積極的發展更多的貿易伙伴，從而提升我國農產品在國際市場上的地位。第三，政府要制定和完善農產品出口相關政策。我國政府要加大對農產品出口的政策支持與保障，積極探索一條有效的農業產業化道路：不斷完善農產品出口的財政稅收方面的優惠政策，促進農產品的出口，減少稅收成本，為農產品出口創造更加便利的條件；積極組建行業協會，促進整個行業發展。增強我國農產品在國際市場上的競爭力，對實現我國農業現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—基于產業層面數據的研究[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—來自浙江的經驗數據[J].國際貿易問題，2010（5）

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

匯率對我國農產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，首先要對我國農產品出口價格進行平穩序列的檢驗。本文首先對各變量進行X12季節調整，然后取對數從而消除可能存在的異方差和偏態性。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。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），生產成本（mc），均為非平穩序列，但所有變量一階差分序列都平穩，我們用d表示一階差分，將一階平穩序列在eviews中建立VAR模型，然后進行滯后階數的確定。

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

（二）Johansen協整檢驗

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

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

lnp=0.47lnreer+0.96lnmc-0.15lnoil

（0.24973）（0.59193）（0.03915）

根據協整方程式可以得出，人民幣實際有效匯率指數的系數為0.47，即人民幣升值1%，我國農產品出口美元價格會上升0.47%，本幣升值時我國農產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，我國農產品的生產成本每增加1%，會引起我國農產品出口價格上升0.96%，農產品生產成本對我國農產品出口價格呈顯著正向關系，農產品生產成本是我國農產品出口價格的重要影響因素；世界原油價格的系數為-0.15，存在負向微弱影響。確定協整關系后，經AR根檢驗得到穩定的VAR模型，從而確保基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解的穩定性。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上協整檢驗只是表明變量間存在長期穩定關系，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。在對數據進行單位根檢驗和協整檢驗之后，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，即農產品出口價格與農產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

本文通過對所選取的時間序列進行協整檢驗后表明各變量之間存在協整關系，分別給各解釋變量一個單位大小的沖擊，得到我國農產品出口價格的脈沖響應函數圖，依照大多數文獻，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（單位：月），縱軸表示農產品的出口價格（單位：千美元），實線表示脈沖響應函數，代表了農產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）對農產品出口價格從第一期開始先產生了一個負向影響，并逐步擴大，到第三期才開始有上升的態勢，第四期才產生了正向的影響，說明人民幣匯率對我國農產品出口價格的傳遞短期內效果并不顯著，需要一個過程并存在時滯。圖2可以看出，期初，世界原油價格對農產品出口價格產生了溫和的正影響，在第二期到第三期產生了正向反應，這說明，世界原油價格對我國農產品出口價格的長期影響程度不深，并不是影響中國農產品出口價格的主要因素。圖3生產成本對中國農產品出口價格有正向影響，在第四期出現一個大幅回落，然后又恢復正向影響，說明隨著農產品生產商的生產成本的上升，中國農產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

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內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%，匯率和生產成本的貢獻率約為4%和3%。

結論

本文基于2002-2013年的月度數據，對匯率傳遞機制影響下我國農產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%，我國農產品出口價格（外幣表示）將提高0.47%，我國農產品出口價格之所以沒有隨著匯率同比例的上升是因為農產品出口商自身主動吸收了0.53%的匯率變動，我國農產品出口企業具有一定的依市定價能力。

第二，Johansen協整檢驗結果說明了我國農產品出口價格與匯率波動存在長期協整關系。

第三，脈沖響應函數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，生產成本的貢獻率最低。

建議

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

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