【汇率波动对茶叶出口的影响实证分析9000字（论文）】

汇率波动对茶叶出口的影响实证分析目录TOC\o"1-2"\h\u24848一、引言 117413二、相关理论概述 222569（一）弹性分析理论 21427（二）吸收分析理论 315249（三）货币分析理论 316755（四）汇率变动理论 414958三、人民币汇率波动下浙江省茶叶出口的贸易现状 526894（一）茶叶出口贸易规模 59258（二）茶叶出口贸易市场 68913（三）茶叶出口贸易价格 718460资料来源：联合国粮食及农业组织 78426四、人民币汇率波动对浙江省茶叶出口的影响的实证分析 730497（一）计量模型构建 725220（二）计量方法 826231（三）数据的选择 86070（四）变量的选择 824159（五）实证分析 101571五、结论与建议 1215054（一）结论 1231578（二）建议 12一、引言茶叶是浙江省传统优势产业和农民增收的重要来源，在浙江省农业产值中占有举足轻重的地位。在资源禀赋和茶叶出口方面，浙江是中国的茶叶生产大省，目前已有25个茶叶主产区，茶叶资源禀赋较强，在全国茶叶出口上一直领先。近几年来，人民币汇率波动加大，升值、贬值通道加快转换，浙江省茶叶出口也面临着来自汇兑的挑战。针对浙江省茶叶出口贸易的实际情况，探讨了汇率波动对浙江省茶叶出口贸易的影响。该报告既研究了汇率波动对特定行业的具体影响，又研究了中国其他省份茶叶出口对人民币汇率波动的反应。当前，国内外学者在研究汇率变动对一国进出口贸易的影响时，大多采用数据回归模型，结合显着水平来研究汇率与进出口贸易的关系，从供需结构的角度来分析需求函数，这是分析汇率与进口关系的两种常用方法，也是世界出口贸易中常用的分析汇率与进口关系的方法。从而为本论文研究人民币汇率波动对浙江省茶叶出口的影响提供了一定的基本思路。另外，多数研究机构所使用的进出口数据多为宏观方面的数据，而微观数据加总后，又会使某些变量相互抵消，从而削弱某些重要影响因素的作用。所以在研究汇率波动对进出口贸易的影响时，有必要对宏观数据进行进一步的细分。以浙江省为例，将其农产品细分，仅对其中主要有代表性的茶叶进行研究，通过计量分析和多元回归方法，对人民币汇率波动对浙江省茶叶出口的影响进行实证分析，并在此基础上提出相应的对策。自经济全球化以来，围绕货币与市场关系的研究一直是国际贸易研究的热点。在国际贸易市场经济调节手段变迁的过程中，货币与市场的关系也由单向市场调节走向了多元弹性调节。本论文就是在这种背景下，以人民币汇率波动对浙江省茶叶出口贸易的影响为研究对象，从贸易结构调整的角度，探讨了人民币汇率的优化机制及相应的改进措施。有利于支持外汇管制与贸易优化策略的研究，并为加工贸易发展中正确处理国际收支失衡，避免贸易冲突提供借鉴意义。建立健全人民币汇率形成机制是建立稳定、活跃的进出口贸易的基本保障，研究一些汇率机制比较成熟的国家的外汇政策，无疑对中国经济发展具有积极的现实意义。我国目前的人民币汇率机制存在着汇率弹性不足、转换效率低、调节模式与进出口贸易环境脱节等问题。所以，研究人民币汇率与进出口贸易的关系，对于探寻人民币汇率机制不完善的根源，解决目前贸易发展不平衡的现状，提供切实可行的对策建议，对于维护我国外贸经济利益，加快中国经济发展具有重要的现实意义。二、相关理论概述（一）弹性分析理论首先将弹性分析理论引入国际贸易领域的是英国经济学家马歇尔，后来勒纳将其发展成系统理论，因此称之为马歇尔-勒纳条件，他指出，当供给方具有完全弹性，满足马歇尔-勒纳条件时，一国的货币贬值可以使其贸易平衡得到改善。前提假设：一、所有其他因素仅考虑汇率变动对商品贸易的影响是不会改变的。二、商品生产有足够的弹性，可以无限地供应。贸易规模的变化取决于需求的变化。三、进口国收入一定和充分就业，因此商品需求就是这些商品与其替代品价格的函数。四、各国间没有任何资本流动，因此，平衡了国际收支和贸易平衡。当出口国的供应足够灵活且收入不变时，货币贬值会使出口扩大而进口减少。若进口和出口的需求弹性之和大于1，当货币贬值，国家的贸易平衡就会得到改善。企业规模越大，其外贸利益越大。如果货币升值，贸易收支就会恶化。另外该理论还指出，当一国汇率变动时，则该国出口商品价格就会发生变动，但该国出口额变动方向不一定和出口价格变动方向一致。（二）吸收分析理论尽管Marshal-Lerner条件已经得到满足，但由于没有分析汇率变动对收入、支出和国内商品价格变化的影响，弹性分析理论没有分析在汇率变动期间的贸易调整过程，也没有分析一国的贸易收支与经济对汇率变动的反应，因为弹性分析法有其局限性。Midd和SidneyAlexander提出了吸收分析理论。它们认为，调整国际收支不平衡需要国家进行收支平衡。他们认为，在吸收分析理论满足了货币贬值能增加国家收入和减少开支的条件之后，就可以使国家的收支平衡得到改善。文章首先肯定了弹性分析法的基本理论，并将汇率波动对一国对外贸易的影响与国家国民收入的变化联系起来。当一国需求弹性与出口弹性之和大于1时，货币升值会增加进口，减少出口。根据贸易乘数理论，这会引起国民收入数倍的变化，从而导致国内进口、消费和储蓄发生变化。所以汇率变动的贸易收支效应取决于一国的经济发展状况、资源配置状况和一国的支出情况。当一国经济存在失业、资源没有得到最优配置、吸收倾向小于1时，汇率贬值对改善国民经济收支的效应比较显著。（三）货币分析理论由于资本的国际流动对国际收支产生影响，而吸收分析法和弹性分析法都没有考虑到这两个因素，因此货币分析法弥补了这一不足。货币学派的创立者是美国芝加哥大学的弗里德曼教授，他是一个与凯恩斯主义针锋相对的学派，国币学派认为货币很重要。国际收支是用货币反映的一国对外商品贸易和国与国之间的资本流动，所以这是一个货币问题。汇率分析理论认为，当一个国家的货币供求失衡时，该国的国际收支就会出现失衡。一个国家货币当局增加其国内货币投放，导致国内货币供给大于货币需求，货币供给过多就会流入其他国家，从而造成国际收支赤字。反之，当一国由于经济发展需要，缩进银根，需求大于供给时，国外货币会流入从而满足需求，这就会引起国际收支顺差。货币分析理论认为，采用固定汇率制度的国家，应该用变动该国的价格水平来调节该国的国际收支。采用浮动汇率制度的国家，需要用汇率这个工具来调节国际收支。货币分析理论认为价格是有着与货币供给同方向变动的函数关系，汇率是本国货币相对于国外货币的价格，是国内外购买力的反映，是货币供给的变量，货币贬值等同于国内信贷紧缩。所以，货币供给是调节国际收支的首要因素。（四）汇率变动理论1.浮动汇率制度及变动特征1994年之后，中国进入了管理浮动汇率制度时期。在此汇率制度下，央行可以运用各种手段来掌控本币汇率的变动。这期间的汇率变动趋势大体上分为两个阶段：首先，1997年东南亚金融危机爆发，实行了浮动汇率制度。实际有效汇率持续上升，汇率指数由1994年的82.64931上升到1998年的114.714。在2005年东南亚国家/地区的货币大幅贬值之前，东南亚金融危机只爆发了一次，东南亚国家/地区受到了影响。作为经济大国，为了保证亚洲金融和经济的稳定发展，坚持人民币汇率稳定，实际上对美元采取了一刀切的政策。这一时期，人民币实际有效汇率指数基本呈直线走势，波动较小。2005年起，我国开始以市场供求为基础、参考一篮子货币来进行有管理的浮动汇率制度。我国开始实行更富弹性的汇率形成机制，此后，汇率变动会更加频繁。人民币实际有效汇率走势大致可以分为三个阶段：第一阶段是2005年到2008年，人民币实际有效汇率处于快速升值状态，汇率指数从2005年的100升到2008年的115.284，升值幅度达15.284%；第二阶段是2008年到2010年，2008年由美国次贷危机引发的全球金融危机爆发，人民币升值幅度开始变缓，2009年到2010年出现了人民币实际有效汇率贬值；;第三阶段是从2010年到2021年。在2010年，央行宣布继续推进人民币汇率形成机制改革。随着新一轮人民币汇率改革的展开，人民币实际有效汇率开始升值，并呈现强势升值态势。2.汇率变动的影响因素影响汇率变动主要因素包括以下几个方面：（1）国际收支状况若一国经常项目收支出现盈余，则其在外汇市场上的表现是，外汇(币)的供应大于需求，因而本国货币汇率上升，外国货币汇率下降；反之，若一国国际支出大于收入，则其收支平衡，其供应小于需求，因而本国货币汇率下降，外国货币汇率下降。（2）通货膨胀率的差异假如一国出现通货膨胀，商品成本上升，出口以外币计价的商品价格必然上升，商品在国际市场上的竞争力下降，出口减少，国外产品在国内市场的竞争力下降。这将导致进口的增加，从而导致经常项目平衡不平衡。另外，通货膨胀率的差异会影响人们对汇率的预期，从而影响资本与金融账户的平衡。相反，通胀水平越低，货币汇率越倾向于升值。（3）利率差异当一国的利率高于其他国家时，说明使用本国货币资金的成本上升，从而减少外汇市场上的本币供应。从另一个方面说，它也表明放弃使用货币的好处在增加，从而导致国际短期资本流入和外汇市场上的外汇供应相对增加。本、外币资金供求的变化导致本国货币汇率的上升。反之，当一国利率水平低于其他国家时，外汇市场上本、外币资金供求的变化则会降低本国货币的汇率。（4）财政、货币政策总体来说，扩张性财政和货币政策带来的巨额财政赤字和通货膨胀会降低本币价值。紧缩的财政和货币政策会减少财政开支，稳定货币，让本国货币升值。三、人民币汇率波动下浙江省茶叶出口的贸易现状（一）茶叶出口贸易规模浙江茶叶出口变化如图3.1所示，出口总额总体呈上升趋势，从207年的2.71亿美元上升到2020的5.23亿美元，其中2007~2015年增长较快，年均增长6.55%,2015~2019年呈波动下降趋势，从2015年的6.18亿美元下降到2019年的5.06亿美元。与出口额趋势相反，其茶叶出口量整体呈下降态势，并出现有规律的上下波动，从2007年的17.33万吨上升到2013年的19.79万吨，然后从2013年波动下降到2020年的16.85万吨。图3.12007～2020年浙江省茶叶贸易变动情况数据来源：2007～2020年浙江茶产业发展报告。（二）茶叶出口贸易市场2020年浙江茶叶出口市场涉及90多个国家及地区，主要以中亚和西北非等发展中国家为主。浙江茶叶出口商品丰富，但以绿茶出口为主，绿茶占浙江省茶叶出口额的90%以上，主要出口到摩洛哥、塞内加尔、毛里塔尼亚和加纳等国家。由表3-1可知，2018～2020年浙江省出口市场变化不大，西北非的摩洛哥、塞内加尔、毛里塔尼亚及中亚的乌兹别克斯坦始终是浙江省茶叶出口最主要的市场，其中摩洛哥一直居浙江省茶叶输出市场首位，但对美国和日本等发达国家出口较少。表3-12017-2019年浙江省茶叶出口市场前十位位次2018201920201摩洛哥摩洛哥摩洛哥2毛里塔尼亚毛里塔尼亚塞内加尔3塞内加尔塞内加尔毛里塔尼亚4乌兹别克斯坦乌兹别克斯坦乌兹别克斯坦5喀麦隆喀麦隆喀麦隆6阿尔及利亚阿尔及利亚贝宁7巴基斯坦巴基斯坦阿尔及利亚8马里马里俄罗斯9冈比亚冈比亚马里10加纳加纳日本数据来源：2007～2020年浙江茶产业发展报告。（三）茶叶出口贸易价格截至2020年，浙江绿茶出口值、出口量依次为4.94亿美元、16.27万吨，分别占全省绿茶出口总量的96.56%、94.46%；出口红茶、花茶、乌龙茶和普洱茶较多，其中红茶出口0.22万吨、0.11亿美元，分别占全省1.32%、2.12%。在茶叶平均出口价格方面，浙江省的茶叶出口平均价格总体上升，其中2007年到2016年上升速度较快，年均增速达5.33%，其中，2016年的平均出口价格最高，为3.35美元/kg，但2016～2019年呈下降趋势，到2020年有所提升，平均出口价格为3.11美元/kg。下面根据浙江省近五年茶叶产品生产者价格进行分析，其中：近五年花茶价格上涨较快，主要是由于生产产量减少，导致产品的数量不足以满足市场需求，相比而言普洱茶的市场价格一直处于较高水平，波动较小。对2019年红茶产品报盘下滑的主要原因，可能是由于出口报盘较低，茶农因此对红茶降价。表3-2茶叶产品生产者价格（美元/吨）种类20162017201820192020红茶3000.83641.83401.73300.23211.8花茶3503.836173793.23945.63961.1乌龙茶3994.33767.33430.84158.54173.1普洱茶4225.74194.44184.14246.44244.8资料来源：联合国粮食及农业组织整体上看，浙江茶叶产品报价基本呈现连续上涨的态势，或出现小幅波动，其原因可能是当年产量高于上年。放眼未来茶叶产品的行情走向，预计价格将比去年同期有所上涨。四、人民币汇率波动对浙江省茶叶出口的影响的实证分析（一）计量模型构建本文借鉴了Chow(1967)的局部调整模型，将静态面板模型扩展为动态面板数据模型，即在模型中加入解释变量的一级滞后项，从而准确分析人民币实际有效汇率对浙江省茶叶出口的影响及动态调整过程。为确定人民币实际有效汇率对农产品出口的作用，曾考虑以2005年为分界点，分别对两组数据进行检验。但这一分组检验方法存在着一个突出的问题，即无法确定两组数据的回归结果是否有统计学差异，因而缺乏说服力。还有学者直接利用2005年汇改后的数据进行检验，但采用此方法无法准确分析汇改对我国外贸发展的影响。为解决这些问题，我们加入了虚拟变量“汇兑”(hg)，并加入了人民币实际有效汇率与其之间的交互作用(hg=0,2005年以前)，以及hg=1。模型的控制变量为利用外资水平、劳动力投入、资本投入、经济增长和非市场化程度。本文主要分析了人民币实际有效汇率变动对茶叶出口的影响。（二）计量方法本文利用GMM高斯混和模型，进行了系统的计量分析。高斯模型是一种使用高斯概率密度函数(正态分布曲线)将某物精确量化的方法，它可以把某物分解成若干个由其构成的模型。（三）数据的选择本文使用的是时序数据。自从1994年人民币汇率并轨以来，汇率浮动实行单一管理的浮动汇率制度，当年的样本数量是1995-2020年间26个样本。其中，浙江省与其他省份的茶叶产量、面积、汇率、总贸易额等数据来源于《中国统计年鉴》；浙江省茶叶农业产值和农村居民农业年平均收入数据来源于《中国农村统计年鉴》；浙江省茶叶出口数量、金额数据来源于海关总署；国际茶叶贸易总量(海关编码)和国际茶叶贸易总量数据来源于国际贸易中心(ITC)；浙江省茶叶出口市场数据来源于浙江省茶叶产业信息网；茶叶出口价格数据等于茶叶出口总量。为了排除变量之间可能存在的异方差，采用伪回归的方法，对全部数据进行自然对数分析，分析变量对茶叶出口影响的弹性系数。（四）变量的选择为了相对准确的分析人民币汇率对浙江省茶叶出口的作用方向和作用大小，笔者主要选取以下变量作为实证模型主要包含的核心变量。a.代表茶叶外贸发展水平的变量：以各浙江省每年的茶叶出口总额来表示。以每年的浙江省生产总值平减指数调整为以1995年为基期的实际值，选取1995-2020年的对外经济贸易中的海关茶叶进出口金额数据，单位为亿元，以ex来表示茶叶出口额。b.代表经济发展水平的变量：以各年浙江省的地区生产总值来表示，相关数据根据《国际统计年鉴》和《浙江统计年鉴》整理得出，并与茶叶出口发展水平变量的处理方法一样，以每年的浙江生产总值平减指数调整成以1995年为基期的实际值，以y来表示，单位为亿元。c.反映利用外资水平的变量：以浙江省各年度FDI(FDI)数表示，并将固定资产投资价格指数调整为按1995年不变价格计算的实际值，用各年度美元加权平均汇率折算成人民币计价，单位为亿元。d.资本投入（k）：在国内各种统计年鉴中都没有现成的资本存量数据，而且国际上也没有统一的计算方法。依据资料的可得性，并参考2004年张军等提出时永续盘存法，对各省、自治区、所用计算公式是：其中，以各省、市、自治区各年的固定资本形成总额来表示，资料来源于中经数据库，δ代表折旧率，单位为5%。根据张军(2004)的算法，在计算基期的资本存量时，将基期固定资本投资额除以10%，并采用永续盘存法计算以后年份的资本存量。e.劳动力数量(h)：以浙江省每年年底的从业人员人数(万人)表示劳动力投入。认为劳动力投入在外贸发展中的作用是正向的，既是劳动力投入，又是外贸总量。(f)人民币汇率：以人民币实际有效汇率表示的年份。为了分析制度因素对我国茶叶出口发展的影响，除在模型中加入非市场化程度这一制度变量外，还增加了一个非市场化程度这一制度变量。(g)非市场化程度：非市场化程度越高的国家，政府所实施的行政干预越多，市场的主要职能是自由配置资源，其作用越弱，对外贸易发展水平相对较低。戈尔(2005)曾指出，中国国有企业承担了维护社会稳定的大部分责任，但追求利润最大化的目标却相对弱化，因此必须在模型中控制市场化程度这一指标。非市场化程度以浙江省国有企业工业总产值占全部工业总产值比重表示，单位是%。这个数值越大，代表的非市场化程度越高，也就是市场化程度越低。假设条件下，非市场化程度较高(市场化程度较低)的浙江省茶叶出口效应为负值，既非市场化程度较高，也是市场化程度较低。（五）实证分析1.平稳性检验时序数据估计的前提是面板数据的稳定性，否则就会产生伪回归，影响估计结果的可靠性。在面板单位根检验中，采用LLC,LPS方法对变量进行鲁棒性测试。采用GMM高斯混合模型进行回归分析。利用高斯概率密度函数(正态分布曲线),GMM模型能够精确地量化事物，并将其分解成若干模型。表4.1变量的单位根检验结果变量LLC检验IPS检验一阶差分LLC检验IPS检验-0.16531（0.0001）***-1.028（0.906）-2.07744（0.0189）**-1.214（0.093）*-14.455（0.590）-2.729（1.000）-0.6335（0.036）**-2.623（0.001）***-3.944（0.652）-0.971（0.998）-3.736（0.004）***-0.730（0.000）***-0.61546（0.002）***-1.900（0.693）-1.1634（0.000）***-2.536（0.000）***-11.002（1.000）-2.388（0.7970）-0.87161（0.000）***-3.027（0.000）***-0.12178（0.362）-1.126（0.974）-0.23545（0.040）**-1.126（0.074）*-0.01437（0.9999）-0.291（1.000）-0.08144（0.048）**-1.637（0.004）***注：表中的计算结果全部以STATA10.0计算得出。△表示差分算子，（）中为P值。***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。LLC和IPS检验的原假设均为存在单位根。表4.1的单位根检验结果表明，各序列的水平值均非平稳，分别取一阶差分，并对各序列进行单位根检验，发现各序列均为平稳，且各变量均为一阶单整平稳，可进一步分析。2.协整检验在通过面板数据单位根检验后，为避免出现伪回归现象，需要对各变量间的协整关系进行参数估计。针对面板数据模型的平稳性检验问题，本文采用了一种基于Pedroni(EngleGrangerbased)面板数据模型的协整检验方法。对于佩德罗尼(EngleGrangerbased)的最初假设是，它们之间不存在协整关系。通过检验结果发现，本文所选取的统计数据都是以1%或10%的显著性水平进行了显著性检验，且所述数据均存在协整关系。把面板数据作为模型组间协整检验的结果，使统计经显著性检验达到1%或5%显著性水平，所述均存在协整。3.回归分析运用GMM方法对以上模型进行检验，考察人民币汇率的波动对浙江省茶叶出口产生的影响。表4.2模型的系统GMM回归结果变量GMM回归结果0.0630***（9.27）0.0351***（9.28）-0.0013***（-4.36）0.45***（49.06）-0.061***（-10.2）0.1623***（3.50）0.1185***（3.70）Hansen检验[0.594]差分Hansen检验[1.000]AR（1）[0.907]AR（2）[0.585]该模型的GMM检验表明，人民币实际有效汇率的上升对浙江省茶叶出口具有积极的促进作用。在人民币贬值之后，以外币计价的出口商品价格上升，来自国外的强劲需求推动了中国的出口。汇改和人民币实际有效汇率之间的关系变量对浙江省茶叶出口具有显著的抑制作用，进一步说明人民币长期过度升值对浙江省茶叶出口贸易的长远发展是不利的，不能指望通过操纵汇改来改变我国的外贸顺差。上期茶叶出口对本期茶叶出口有明显的正向促进作用，上期茶叶出口每增长1%，本期茶叶出口每增长0.063元，也表明浙江省茶叶出口贸易有正惯性；劳动力投入每增长1%，本期茶叶出口每增长0.1623%，这可能是因为浙江省有大量劳动密集型企业，出口茶叶占浙江省茶叶出口总量的一半左右，因而劳动力投入对外贸总量有正推动作用。资金投入对浙江省茶叶出口也起到了积极的促进作用，其作用系数(0.1185)也小于劳动力投入(0.1623)，进一步说明劳动力成本优势对浙江省茶叶出口发展的重要作用。外商投资对浙江省茶叶出口贸易具有积极作用，这可能是由于外商投资企业在浙江省的出口占其出口总额的一半以上，外资进入浙江省后，大量使用廉价劳动力资源，生产劳动密集型产品，出口到国内，获取高额利润，同时又为浙江省茶叶出口做出了巨大贡献，所以外商投资的存在也是浙江省连续多年巨额贸易顺差的原因。非市场性的增加阻碍了浙江省茶叶出口贸易的发展。同时也表明，政府的过渡干预是不利于浙江省茶叶出口贸易发展的，要在市场经济条件下，尽快开放浙江省对外贸易。五、结论与建议（一）结论通过对浙江省茶叶产业发展现状的描述统计与比较分析，发现浙江省仍是中国最大的茶叶出口省份，但出口占比呈下降趋势，出口产品以绿茶为主，且出口市场集中度较高，其中，西北非和中亚等发展中国家是主