大陆期货—农产品
近期农产品价格波动原因分析
最近，包括鲜果、蔬菜、绿豆、大蒜、茶叶、田七（中药材）等农副产品以及药材价格出现大幅波动。其中重要原因就是去年部分地区的农副产品的种植面积下降以及前期天气灾害导致短期供给下降所造成的，另外，部分贸易商囤货居奇，资金炒作也对农副产品价格上涨起到了推波助澜的作用。市场所担心的基本农副产品价格没有大幅上涨。主要还是由于连年丰收，我国粮食作物储备充裕，政府调控能力加强等因素所致。
同07/08年相比本轮上涨，本轮上涨主要由粮食、蔬菜、鲜果上涨所致，而前期是由肉价、油脂上涨带动。除了天气以来、国家托市收购、种植面积下降导致粮价、菜价上涨的主要原因。
年CPI 构成以及贡献
肉禽及其制品
来源：wind
CPI分项构成
来源：WIND
国家托市收购导致粮价上涨
对CPI贡献较大
粮食价格上涨的最主要因素是最近3 年最低收购价的不断提高，其中中晚籼稻最低收购价从0.72 元/市斤上涨至0.97 元/市斤，年均涨幅10.4%；白麦最低收购价从0.72 元/市斤涨至0.9 元/市斤，年均涨幅7.7%。我们认为今年以来的粮食价格大幅上涨主要是由于国家提高了最低保护收购价的上调力度所致。
国家托市收购导致粮价上升
来源：WIND
粮价上涨另一重要原因：播种面积及单产下降
04-09年我国粮食产量获得大面积增加。在粮食总产量每年3.5%复合增长率中，单产增长贡献度为60%，播种面积增长贡献度为40%。09 年三大粮食（稻谷、小麦和玉米）产量略有增长，主要是通过种植面积增加获得，单产反而下降，这跟以往主要靠单产增长不同。同时，我们发现，09 年种植面积增长跟粮价最低收购价较往年提高以及农业补贴大幅增加有关。而10年由于播种面积下降，单产贡献率也在下降，今年粮食减产已成定局。
03-10年全国粮食情况统计
来源：WIND
表：我国粮食供需平衡表
库存消费比
库存消费比
库存消费比
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汇率变动对中国农产品价格的传递效应
2010.1汇率变动对中国农产品价格的传递效应刘艺卓内容提要：本文运用 Johansen 协整检验、误差修正模型和脉冲响应函数，实证分析了人民币汇率变 动对中国农产品进口价格和国内价格的传递效应。结果表明：汇率变动对中国农产品进口价格的传 递较完全，人民币升值将显著压低农产品进口价格水平；汇率变动对国内农产品价格的传递效应相 对较小，汇率变动对国内农产品价格的传递是不完全的。因此，中国应该更加关注影响国内农产品 价格的重要因素，通过增加对农业的扶持、稳定国内大宗农产品供给来防止中国农产品价格的剧烈 波动。 关键词：实际有效汇率 农产品价格 传递效应一、引言近年来，中国农产品价格波动剧烈，对农民收入和农业发展产生了重大影响。2006 年下半年以 来，中国农产品价格连续上涨。2007 年，中国稻谷、小麦和玉米的平均收购价格比 2006 年上升了 10.3%。2008 年，世界金融危机引起的需求萎缩、能源价格下降以及生物质能源发展趋势减缓，加 上投机资本撤离农产品市场，使得国际农产品价格大幅回落，棉花、大豆、食用植物油、乳制品等 产品价格下行。在生产资料价格大幅上涨和农产品价格剧烈变动的双重压力下，中国农业生产受到 严重影响。棉花、大豆的种植面积都有所下降，油菜籽、乳品、生猪和桑蚕生产也出现了下滑的迹 象，农民生产收益远不如预期。 在开放经济下，汇率是影响一国价格水平的重要因素，汇率的变动会导致农产品进出口价格的 变动， 进而对国内农产品价格产生重要影响。 2005 年 7 月以来， 中国开始稳步推进人民币汇率改革， 实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，人民币兑美元保持较 长时间的升值态势。2008 年年初至年末，人民币升值幅度为 6.4%左右。 人民币汇率变动是否是影响农产品价格变动的重要因素？其变动能否完全和及时地反映在中国 农产品价格水平上？它们之间的传递机制是什么？这些都是值得研究的问题。本文就人民币汇率变 动对中国农产品价格的传递效应进行实证分析， 旨在掌握汇率变动对农产品价格的作用机制和途径， 为提高汇率政策的实施效果、维持稳定的农业发展提供依据。二、文献综述汇率传递是指汇率变动对出口国出口商品价格的影响程度以及这种变动对进口国国内价格水平 所产生的影响（吕剑，2007） 。对产品出口国而言，如果汇率变化完全反映在出口商品本币价格的变 动上，而此商品的外币价格没有变化，称为汇率完全不传递；如果汇率变化完全反映在出口商品外 币价格的变动上，而此商品的本币价格没有变化，称为汇率完全传递；介于两者之间的情况，则称- 19 -汇率变动对中国农产品价格的传递效应为汇率不完全传递。 从理论上看，传统宏观经济模型研究的是汇率传递的过程，模型假定市场完全竞争、价格完全 灵活，而且在任何时期购买力平价均成立，在此情况下，汇率传递是完全和及时的。新开放经济宏 观经济学则从市场结构和企业定价策略等方面对汇率传递进行研究，解释不完全竞争和市场分割如 何造成汇率的不完全传递。Dombusch（1987）利用产业组织理论分析了汇率变动的价格传效应，分 析表明，汇率传递的程度取决于商品的可替代性、进口商品占本国的市场份额和外国企业在本国市 场的竞争力。 从实证上看，绝大多数关于汇率传递效应的实证研究都认为，汇率传递是不完全的，并存在一 定的时滞性，而效应大小因国而异。McCarthy（2000）运用VAR模型，以OECD6个工业化国家为研 究样本，分析了汇率变化和进口价格对生产者价格指数和消费者价格指数的影响，得出汇率变动对 消费者价格指数有微弱影响，并且汇率传递效应与经济体的开放程度有一定联系的结论。Burstein， Eichenbaum & Rebelo（2002）研究了9国在本国货币贬值之后通货膨胀的状况，发现汇率变动对消 费者价格指数有很微弱的传递效应。Darvas（2001） 、Elke（2003） 、Faruqee（2004）运用VAR方法， 对欧洲国家从20世纪90年代中期以来汇率波动对国内价格的传递效应进行了分析，研究结果表明， 汇率传递的程度和速度沿着商品流通链条不断下降。Kang & Wang（2003）对日本、韩国、新加坡 和泰国4国汇率变动的价格传递效应进行了实证研究，得出4国汇率变动对进口价格指数比消费者价 格指数影响更明显的结论， 其中， 韩国和泰国自1997年以来汇率变动的价格传递效应逐渐增加。 Ito， Sasaki & Sato（2005）运用VAR模型就东亚国家汇率变动对国内价格的传递效应进行了实证分析， 认为虽然汇率对进口价格指数的传递效应是非常高的，但对消费者价格指数的传递效应一般来说是 比较低的。Mwase（2006）运用VAR模型就坦桑尼亚的汇率变动对国内价格的传递效应进行了研究， 得出了从1990年起由于宏观冲击和结构调整的原因，汇率传递效应逐渐下降的结论。 目前，国内学者对人民币汇率变动的价格传递效应研究较少，且主要集中在实证方面。卜永祥 （2001）运用误差修正模型探讨了人民币汇率变动对国内价格水平影响的动态机制，认为国内价格 既受汇率和进口商品价格的影响，又受国内货币供给水平的影响。毕玉江、朱钟棣（2006）运用协 整和误差修正模型分析了人民币汇率变动对国内价格和进口价格的传递效应，研究表明，人民币汇 率变动对国内消费者价格的传递是不完全的，并且传递过程存在时滞。吕剑（2007）使用消费者价 格指数（CPI） 、生产者价格指数（PPI）和零售价格指数（RPI）来衡量国内价格的变化，通过E―G 二步法、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解方法，对三者受到的汇率变化的传递效应进行了 比较分析。结果表明，长期而言，人民币汇率变动显著地影响了国内物价水平，而且人民币汇率变 动对国内物价的传递效应具有自我修正的动态机制。 综上，国外有关汇率传递的研究文献大多数以发达国家的市场为对象，很少有以发展中国家的 市场为对象来进行的。国内学者就这个问题的研究文献不是很多，关于人民币汇率变动对国内农产 品价格传递效应的研究则更少。 本文重点关注人民币汇率变动对中国农产品进口价格和国内价格的传递效应，试图在国内外研 究文献的基础上，运用 Johansen 协整检验、误差修正模型和脉冲响应函数进行实证分析。三、模型构建和数据来源（一）模型构建 根据一价定律，在不考虑运输费用、贸易壁垒和信息成本的情况下，贸易品以同一种货币计价- 20 -汇率变动对中国农产品价格的传递效应时，其价格在本国和外国应该相同，即：IMP = E × P′ （1） （1）式中， IMP 是进口商品的本币价格， P′ 是进口品的外国价格， E 是汇率，即每单位外币的本币数量。 根据Kenny & McGettigan（1996）的研究，本文将运输、贸易壁垒和信息成本也考虑到定价方 程中，并假设外国出口商以外币表示的边际生产成本（ MC ）和成本加成率（ λ ′ ）设定产品出口 价格 P′ ，即： 则本币表示的进口商品价格为：P′ = MC × λ ′（2）IMP = E × P ′ = E × MC × λ ′（ CP ）以及汇率水平，即：（3）根据McCarthy（2000）的研究，本文假定外国出口商的成本加成率依赖于进口国的国内需求λ ′ = [CP / E × MC ]α , 0 & α & 1将（4）式代入（3）式，可得：1 IMP = E × P ′ = E × MC） α × CP α （（4）（5）（ 表示进口商品价格的汇率传递弹性，将（5）式两边取自然对数，可得： （5）式中， 1
α）LnIMP = αLnCP + (1
α ) LnE + (1
α ) LnMC（6）（6）式假定汇率和出口商生产成本对进口商品价格的传递效应是相同的，均为1
α 。本文放 松此约束条件，将（6）式变形为：LnIMP = LnCP + γLnE + ηLnMC + ε t（7）（7）式中， γ 表示汇率传递效应，如果 γ = 1 ，表示汇率完全传递；如果 γ & 1 ，表示汇率不 完全传递。可以看出，进口商品价格主要受汇率波动、外国出口商生产成本以及进口国市场竞争程 度的影响。 汇率变动一方面直接影响进口消费品价格从而影响国内价格水平，另一方面还可以通过进口的 中间投入品的价格影响国内企业的生产成本，进而对国内价格水平产生影响。根据这种传递机制， 本文参照卜永祥（2001）的研究，假定：LnDP = θ LnIMP + ω LnE + ψ LnIIP + ε t（8）式中， DP 是国内商品价格， IIP 是进口中间品的价格。 （二）变量选取和数据来源 本文根据上述传递机理选择以下变量：（8）1.农产品进口价格指数（ AIMP ） 。本文采用 Parsons & Sato（2004）所使用的单位值方法，根 据海关统计的月度主要农产品进口数量和金额构建农产品进口价格指数。数据来源于海关总署数据 库（http://www.） ，所使用的样本期间为 2005 年 1 月到 2008 年 12 月（下同） 。- 21 -汇率变动对中国农产品价格的传递效应2.农产品批发价格指数（ AWPI ） 。本文采用农业部编制的农产品批发价格指数来反映中国国 内农产品价格。它是在农产品批发市场价格基础上编制的批发价格指数，是反映农产品国内价格水 平的一个重要经济指标。数据来源于农业部（http://www.） 。 3.人民币实际有效汇率指数（ REER ） 。本文采用 IMF 的实际有效汇率指数衡量人民币的实际 有效汇率水平。数据来源于 wind 资讯数据库（.cn） 。 。由于GDP的月度数据不可得，因此，本文采用工业增加值指数作为 4.工业增加值指数（ IPI ） 进口国国内需求的代理变量。对于大国而言，国内需求规模扩大将增加对进口农产品的需求，在其 他条件不变的情况下，这会导致进口农产品价格上升；反之，则反是。数据来源于wind资讯数据库 （.cn） 。 5.工业品出厂价格指数（ PPI ） 。由于汇率变动将通过影响进口中间投入品的价格进而影响国 内企业的生产成本，并最终对国内价格水平产生影响，因此，本文选取工业品出厂价格指数作为代 理变量，来衡量农业投入品的价格水平。数据来源于wind资讯数据库（.cn） 。 6. CRB（Commodity Research Bureau）商品价格指数（ CRB ） 。由于没有直接关于外国厂商出 口成本的数据序列，本文选取 CRB 作为出口商生产成本的代理变量，它是依据世界市场上 22 种基 本的经济敏感商品的价格编制的。由于 CRB 商品价格指数包括了核心商品价格的变动，因此，它 可以总体反映世界主要商品价格的动态信息。数据来源于 wind 资讯数据库（.cn） 。 由于篇幅限制，表1仅列出了2005年1月～2008年12月各项指标值的最大值、最小值、平均值和 方差，略去了各月份的具体指标值。表1年因变量和自变量的描述性统计最大值 最小值 平均值 标准差因变量AIMP AWPI自变量239.22 174.19 124.21 120.90 110.06 595.98110.77 121.44 96.09 100.00 98.86 284.75160.11 140.06 105.16 115.26 104.47 402.3040.28 15.14 6.57 4.02 2.38 76.92REER IPI PPI CRB四、实证分析（一）单位根检验 本文对各个变量取自然对数，以消除其异方差，并进行ADF单位根检验。依据赤池信息准则 （AIC）来确定ADF检验的基本类型（c，t，q） ，其中，c表示常数项，t表示趋势项，q表示最优滞 后阶数。ADF单位根检验结果如表2所示。 从表 2 可以看出，所有变量的 ADF 统计值均大于 10%显著性水平下的临界值，说明所有变量 均不能拒绝原假设，即它们都是非平稳变量，存在一个单位根。接下来，分别对它们取一阶差分， 再进行 ADF 单位根检验，结果，所有变量的 ADF 统计值均小于 1%显著性水平下的临界值，且显 著性非常强，因此拒绝原假设，说明所有变量的一阶差分均为平稳变量，即为一阶单整 I (1) ，满足 协整检验的前提条件。- 22 -汇率变动对中国农产品价格的传递效应 表2 变量 检验类型 （c，t，2） （c，t，2） （c，t，2） （c，t，2） （c，t，2） （c，t，2） （0，0，2） （0，0，2） （0，0，2） （0，0，2） （c，t，2） （c，t，2） 各变量ADF单位根检验结果ADF 统计量 -1.3 -2.3 -1.3 -0.9 -0.0 -0.91%临界值 -4.6 -4.6 -4.5 -2.2 -2.2 -4.55%临界值 -3.7 -3.1 -3.7 -1.1 -1.1 -3.710%临界值 -3.5 -3.9 -3.5 -1.3 -1.3 -3.5LnAIMP LnAIMP LnAWPI LnAWPI LnREER LnREER LnIPI LnIPI LnPPI LnPPI LnCRB LnCRB（二）Johansen协整检验 本文在变量的稳定性检验的基础上，利用 Johansen 协整检验判断变量间是否存在协整关系，以 此确定它们之间是否存在长期的稳定关系。 首先，对上文中的（7）式进行协整检验，协整关系检验的结果见表 3。可以看出，在 5%的显 著性水平上，农产品进口价格指数、CRB 商品价格指数、实际有效汇率指数和工业增加值指数之间 存在 1 个协整方程。表3 零假设： 协整方程数目 农产品进口价格指数的Johansen协整检验结果 特征值 迹统计量5%临界值显著水平 47.0 15.4 47.8561概率0至多 1 个 至多 2 个 至多 3 个 至多 4 个0.3 0.8 0.434454.1 10.0 54.50830.4 0.5 0.0104标准化系数的协整方程如下：LnAIPM = 0.7645 LnCRB
0.67221LnREER + 1.2453LnIPI (2.23) (1.81) (1.92)（9）（9）式中，括号内的数值为t值。可以看出，各变量均在5%的水平上显著，说明人民币实际有 效汇率、外国出口商的生产成本以及中国对进口农产品的需求是导致中国农产品进口价格水平变动 的重要因素。从长期来看，农产品进口价格与外国出口商生产成本和本国国内需求呈正相关关系， 与实际有效汇率呈负相关关系。农产品进口价格指数对汇率的弹性为-0.6722，说明人民币实际有效 汇率的波动对农产品进口价格的传递是不完全的， 但传递效应较高。 在其他控制变量不变的条件下， 实际有效汇率指数每提高1%，会引起农产品进口价格指数下降0.6722%。 其次，根据（8）式，本文对农产品批发价格指数、农产品进口价格指数、实际有效汇率指数和- 23 -汇率变动对中国农产品价格的传递效应工业品出厂价格指数之间的协整关系进行了检验（见表 4） 。表4 零假设：协整方程数目 农产品批发价格指数的Johansen协整检验结果 特征值 迹统计量5%临界值显著水平 55.9 18.4概率0至多 1 个 至多 2 个 至多 3 个0.7 0.677.8 18.90.5 0.1检验结果表明，在 5%的显著性水平上，农产品批发价格指数、农产品进口价格指数、实际有 效汇率指数和工业品出厂价格指数之间存在 1 个协整方程。标准化系数的协整方程为：LnAWPI = 0.4366LnAIMP
0.2801LnREER + 0.2357LnPPI (2.36) (-1.80) (1.82)（10）（10）式中，括号内的数值为t值。可以看出，各变量均在5%的水平上显著。农产品批发价格 与农产品进口价格和农业投入品价格正相关，与实际有效汇率负相关。农产品批发价格指数对汇率 的弹性为-0.2801，即在其他控制变量不变的条件下，实际有效汇率指数每提高1%，会引起农产品批 发价格指数下降0.2801%。通过比较（9）式和（10）式，可以发现，汇率变动对国内农产品批发价 格的影响程度远低于其对农产品进口价格的影响程度，说明汇率对国内农产品批发价格的传递效应 远低于对农产品进口价格的传递效应，但传递都是不完全的。 （三）误差修正模型 根据格兰杰定理，具有协整关系的非平稳变量都可以表示成误差修正模型。上文已经证实各变 量间存在协整关系，接下来，本文将运用误差修正模型考察各变量之间的短期变动关系。在误差修 正过程中，本文对各个自变量取滞后 2 期进行差分，发现它们具有显著性，其中，ECM 项即是误差 修正项，是用来估计从长期均衡位置偏离程度的指标。ECM 项的系数为负，表明因变量具有自我修 正的动态功能。两个因变量的误差修正模型分别如下：D( LnAIPM ) = 0.34 × ECM ( LnAIPM t )
0.31× D( LnAIPM (1))
0.15 × D( LnAIPM (2)) + 0.19 × D( LnREER(1)) + 0.16 × D( LnREER(2)) + 0.25 × D( LnCRB (1)) + 0.8 × D( LnCRB(2))
0.40 × D( LnIPI (1)) + 0.29 × D( LnIPI (2)) D( LnAWPI ) = 0.23 × ECM ( LnAWPI t ) + 0.48 × D( LnAWPI (1))
0.12 × D( LnAWPI (2))
0.47 × D( LnREER (1)) + 0.17 × D( LnREER(2))
0.16 × D( LnAIPM (1))
0.06 × D( LnAIPM (2)) + 0.62 × D( LnPPI (1)) + 0.46 × D( LnPPI (2))通过（11）式和（12）式可以看出，农产品进口价格指数和农产品批发价格指数的误差修正系 数分别是-0.34 和-0.23， 表明它们具有由短期变动到长期均衡调整的自我修正的动态机制， 农产品进 口价格和农产品批发价格有向稳定关系收敛的趋势。如果人民币汇率变动在当期对农产品价格产生- 24 -（11）（12）汇率变动对中国农产品价格的传递效应负向影响，那么在接下来的一期，误差修正项就会逐渐减弱这种影响，使其回归到长期均衡路径。 误差修正项系数的绝对值越大，系统自我修正的功能就越强。因此，相对于农产品进口价格而言， 农产品批发价格由对均衡水平的短期偏离向长期均衡回归的速度较慢。 （四）脉冲响应函数 通过脉冲响应函数可以考察一个标准差的自变量冲击对农产品进口价格指数和农产品批发价格 指数的影响。在脉冲相应图中，横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示农产品进口价格指数和批 发价格指数的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。图1 自变量对农产品进口价格指数一次性冲击的脉冲响应函数从图 1 可以看出，实际有效汇率从第 2 期开始对农产品进口价格指数产生负向影响，并逐渐加 强。这与经济理论相吻合――人民币升值使以外币表示的国外进口农产品价格降低。给 CRB 商品 价格指数 1 个百分点的冲击，它对农产品进口价格指数有正向影响，并逐渐提升。这说明，国外出 口商生产成本的提高将导致中国农产品进口价格上升，这也与经济理论相吻合。工业增加值指数每 增加 1 个百分点，从第 4 期开始对农产品进口价格指数产生正面影响，并不断加深。这主要是因为 国内需求的增加支撑了农产品进口价格的提升。 第二个脉冲响应函数表明，当在本期给汇率指数 1 个正向冲击后，农产品批发价格指数在第 6 期降到最低点，其后影响逐步衰弱。由于汇率的传递效应本身很小，因此，其冲击效应在 15 个月 后接近于零。但是，汇率变动对农产品批发市场价格指数的影响始终为负。当在本期给农产品进口 价格指数 1 个正向冲击后， 农产品批发价格指数在第 2 期达到最高点， 此后一直保持稳定。 这表明， 农产品进口价格的上升会对农产品批发价格产生稳定的拉动作用。自第 5 期起，工业品出厂价格指 数的正向冲击经市场传递对农产品批发价格指数产生正向影响，并且此影响具有较长的持续效应。- 25 -汇率变动对中国农产品价格的传递效应图2 自变量对农产品批发价格指数一次性冲击的脉冲响应函数从估计结果可以看出， 给定初始的1个单位人民币实际有效汇率指数变动的冲击， 该冲击对农产 品进口价格指数和批发价格指数均产生负向影响， 这表明， 人民币升值将持续压低农产品价格水平。 同时，可以看出，人民币实际有效汇率对农产品进口价格和批发价格的传递均不完全，但对国内农 产品批发价格的传递效应相对较小。这与前文的模拟结果以及现实情况相符，可能是因为，进口中 间品在被送到生产者之前需要经历一系列配送环节，这些环节需要花费相当部分当地不可贸易的投 入，例如市场营销、配送和零售服务等，而这些投入一般不会对汇率变动做出反应。五、结论本文基于年的月度数据，运用Johansen协整检验、误差修正模型和脉冲响应函数， 就人民币汇率变动对中国农产品价格的传递效应进行了实证分析。研究发现： 1.人民币实际有效汇率的波动对农产品进口价格和国内价格的传递是不完全的。人民币升值将 导致农产品进口价格和批发价格水平下降，这与理论预设相符。这表明，中国的确存在汇率对农产 品价格的传递效应。但是，农产品进口价格和批发价格对汇率变动的弹性（绝对值）均小于 1，说 明汇率变动对农产品价格的传递是不完全的。 2.汇率变动对农产品进口价格的传递效应大于其对国内农产品价格的传递效应。农产品进口价 格对汇率变动的弹性（绝对值）大于农产品批发价格对汇率变动的弹性（绝对值） 。这表明，农产品 进口价格对汇率的变动更为敏感。而且，农产品进口价格对农产品批发价格变动的影响程度不高。 从研究结论看，汇率变动对国内农产品价格的传递效应较小、传递速度较缓慢，人民币升值产 生的通货紧缩效应对国内农产品价格作用不明显。因此，中国应该更加关注影响国内农产品价格的- 26 -汇率变动对中国农产品价格的传递效应重要因素，通过增加对农业的扶持，稳定国内大宗农产品供给，以防止中国农产品价格剧烈波动。参考文献1.Burstein, A.; Eichenbaum, M.; Rebelo, S.: Why Are Rates of Inflation So Low after Large Devaluations, NBER Working Paper, No. . 2.Dombusch, R: Exchange Rate and Price, American Economic Review, 77 (3), 1987. 3.Elke, H.: Pass-through of External Shocks to Euro Area Inflation, European Central Bank Working Papers, No. 243, 2003. 4.Faruqee, H.: Exchange Rate Pass-through in the Euro Area: the Role of Asymmetric Pricing Behavior, IMF Working Paper, No. 14, 2004. 5.McCarthy, J.: Pass-through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized Economies, BIS Working Papers, No.79, 2000. 6.Kenny, G.; McGettigan, D.: Exchange Rate Pass-through and Irish Import Prices, Central Bank of Ireland Working, Paper No. 6, 1996. 7.Mwase, N.: An Empirical Investigation of the Exchange Rate Pass-through to Inflation in Tanzania, IMF Working paper, No. 150, 2006. 8.Kang, S.; Wang, Y.: Fear of Inflation: Exchange Rate Pass-through in East Asia, KIEP Working Paper, No. 6, 2003. 9.Ito, T.; Sasaki, Y. N.; Sato, K.: Pass-through of Exchange Rate Changes and Macroeconomic Shocks to Domestic Inflation in East Asian Countries, RIETI Discussion Paper, No. 20, 2005. 10.Darvas, Z.: Exchange Rate Pass-through and Real Exchange Rate in EU Candidate Countries, Economic Research Centre of the Deutsche Bundes Bank Discussion Paper, No. 10, 2001.《人民币汇率变动与出口价格：一个分析框架与实证检验》《世界经济研究》2007 年第 1 期。 ， 11.毕玉江、朱钟棣： 《人民币汇率变动对国内价格水平的影响》《金融研究》2001 年第 3 期。 ， 12.卜永祥： 《人民币汇率变动对国内价格传递效应的实证分析》《国际金融研究》2007 年第 8 期。 ， 13.吕剑：（作者单位：农业部农业贸易促进中心） （责任编辑：黄慧芬）（上接第18页）18.刘鸿雁、刘小和： 《中日韩农产品产业内贸易研究》《农业经济问题》2005 年增刊。 ， 19.陆文聪、梅燕： 《中国与欧盟农产品产业内贸易实证分析》《国际贸易问题》2005 年第 12 期。 ，《中国主要进口农产品贸易调整成本研究――基于边际产业内贸易视角的分析》 ，南京农业大学硕士学位论 20.史青： 文，2009 年。 《中国劳动密集型农产品出口市场结构与定位分析》《中国农村经济》2004 年第 9 期。 ， 21.朱晶： 《中泰农产品产业内贸易的实证研究》《农业经济问题》2005 年第 7 期。 ， 22.朱允卫：（作者单位：南京农业大学经济管理学院） （责任编辑：陈劲松）- 27 -
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