鄉村振興視角下，中國茶葉出口、茶產業發展與縣域經濟增長的實證研究7省27縣的實證研究
——基于

許詠梅 蘆煒杰

( 浙江工商大學經濟學院，浙江 杭州 310018)

1 引言

2017年10月，習近平總書記在黨的十九大報告上提出了“鄉村振興”戰略，提出“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富?！?0字總要求，產業興旺被放在首位，表明鄉村振興離不開產業的發展。

中國是世界最大的茶葉生產、消費和貿易國家。2018年中國茶園面積4395.6萬畝，茶葉產量 261.6萬噸，均居世界第一，分別占世界茶園面積60%、世界茶葉產量的45%左右。中國也是世界最重要的茶葉出口貿易國家之一，2018年中國茶葉出口36.5萬噸，出口量位居世界第二、三位。

中國茶區分布廣泛，主要分布在全國20個省市自治區，主要集中于云南、福建、浙江、安徽、湖北、湖南、江西和四川等中國南方山區，1000多個縣，共有茶農8000多萬，茶葉年產值達100多億元，茶產業已成為中國南方山區農業的支柱產業，也成為山區農業經濟收入的主要來源，為山區地方政府創匯；解決山區剩余勞動力的就業，增加農民的收入，改善山區農村綜合生態生活環境的重要綠化手段。因此，發展茶產業將為我國新時期南方山區實現農業的精準扶貧，實現“鄉村振興”提供有力的保障。

本文以茶產業為研究對像，將縣域經濟發展水平作為最為鄉村振興的重要標志，試圖研究茶葉出口、茶產業發展集聚與縣域經濟增長三者之間的內在關系。對中國茶葉出口、茶產業發展與縣域經濟增長動態關系進行實證研究。受數據獲取的限制，本文選取了選取了選取7省27個縣的數據作為研究的樣本，時間跨度為2007-2016年，分析中國茶葉出口貿易對中國茶產業發展，中國茶產業的發展對鄉村振興貢獻作用,因此具有重要的現實意義 。

2 文獻綜述

2017年底中國中央十九大提出了鄉村振興戰略，一時間學術界紛紛討論鄉村振興。(1)從鄉村振興角度：主要從鄉村振興的概念涵義、產業發展與鄉村振興、鄉村振興的措施等角度進行探討。鄉村振興與制度：張紅宇(2018)，姜長云(2018)鄉村振興戰略實施的重大理論、政策和規劃編制等。周立(2018)鄉村振興戰略與中國的百年鄉村振興實踐。(2)茶葉出口貿易：Aidid & Silver(1999)通過細分波動模擬了茶葉市場份額模型。國內不少學者則集中于茶葉出口貿易競爭力的研究，許詠梅(2005，2006，2008)分析了中國茶葉出口貿易影響因素及競爭力。 (3)茶產業發展：首先，集中于茶產業化方面的研究：劉晶晶(2018)指出我國茶產業發展受到市場需求與生產要素的雙重制約，應推動茶產業可持續發展。其次，集中對茶產業組織結構的研究：許詠梅和蘇祝成等(2007)中國茶產業的縱向組織結構和橫向組織結構分析。(4)茶產業與鄉村振興：萬寶瑞(2007)認為鄉村復興的核心在于發展現代農業,茶產業作為一種特色產業，對我國農業發展、農民增收起到了重要作用。林婷(2018)認為茶產業是福建省的優勢傳統產業和重要民生產業，成為實現鄉村振興戰略重要舉措。任璐(2016)對安化黑茶產業發展與精準扶貧的相關性進行了研究，認為黑茶產業的發展是精準扶貧攻堅戰的關鍵。王友云(2014)以石阡縣茶產業為例，從側面論證了茶產業與鄉村振興存在一定的聯系。茶產業對我國農業發展、農民增收起到了重要作用:黃偉紅等(2000)認為茶葉經濟效益明顯，對貧困地區，茶葉生產在農民增收中起著很大的作用。而且茶農增收主要靠名優茶的發展。馬國群(2016)通過對2010-2015年桂、滇、黔三省的面板數據進行實證分析,研究表明，茶葉產業產量的擴張不同程度地增加了農民的可支配收入。并提出通過提升茶葉產量來進一步增加農民收入。茶葉作為一種高效的經濟作物，已幫助不少村鎮實現了鄉村振興，農民增收。:如：金沙縣、張渚鎮、安吉黃杜村等，通過種植茶葉實現了脫貧致富。(6)縣域經濟是我國國民經濟的最小單元，與鄉村振興具有直接聯系，農業人口占縣域人口數量的比重非常大，縣域經濟必然具有“農”的特點。 陳錫文(1999)認為縣域經濟離不開農業的發展，鄉村振興離不開縣域經濟的牽引作用。吳尚宇(1996)認為實現縣域經濟增長，需要從農業體制入手等。

以上綜述研究表明：大多數學者集中于對中國茶葉出口貿易、競爭力、茶產業組織結構等方面的研究，而很少關于茶葉與鄉村振興的研究，少有的研究也多以定性為主。更很少學者研究茶葉出口對茶產業的促進作用，本文試圖從中國茶葉出口對茶產業的影響，接著對鄉村振興發展進行研究，具有重要的理論與現實意義。

3 中國茶葉出口、茶產業發展現狀與縣域產茶經濟對縣域經濟影響發展的現狀

3.1 中國茶葉貿易發展現狀

中國是世界最早參加茶葉貿易的國家，19世紀以前，中國茶葉出口一直居世界壟斷地位。近年來，中國茶葉出口貿易一直處于穩定增長態勢，見圖1。

圖1 2007-2018年中國茶葉出口數量與出口金額發展走勢資料來源：中國茶葉年鑒。

3.2 中國茶產業發展現狀

近年來，由于茶葉比較收益遠遠高于糧食等農作物，各地紛紛擴種，使中國的茶園面積和產量逐年增長，而且增長幅度較大，具體見圖2。

圖2 2007-2018年中國茶園面積、茶葉產量增長趨勢資料來源：中國茶葉年鑒。

3.3 中國產茶縣域茶葉經濟發展概況及對縣域經濟的貢獻

茶產業是我國南方山區脫貧致富的支柱性農業產業，對我國山區經濟發展、生態環境起著重要的作用，對產茶縣域經濟的增長作出重要的貢獻。7省27個縣茶葉經濟收入占本地區國民收入的占比狀況，見圖3。

圖3 2007-2018年產茶縣茶葉經濟收入占縣域經濟的比重的發展趨勢 數據資料來源：茶葉出口金額數據來源于海關數據庫與各縣市商務局。茶葉產值來源于各縣統計年鑒與各縣年鑒。其余各變量來自于各縣市歷年《國民經濟和社會發展統計公報》。

4 中國茶葉出口貿易、茶產業發展與鄉村振興的實證研究——基于7省27縣的實證分析

4.1 計量模型構建與數據來源

計量模型構建 為了研究茶葉出口、茶產業發展與經濟增長(鄉村振興)之間存在的內在聯系，構建了以下聯立方程模型：

lnexportit=C10+β10lnyit+β11lngdpit+β12lnopenit+β13lnfdiit+β14erit+u1it

(1)

lnyit=C20+β20exportit+β21lngdpit+β22lnagrit+β23lnjobit+u2it

(2)

lngdpit=C30+β30lnyit+β31lnexportit+β32capitalit+β33laborit+β34lnisit+u3it

(3)

方程(1)： 茶葉出口方程

(1)式代表茶葉出口方程，其中，被解釋變量lnexport指當地茶葉出口金額，它由當地茶產業發展水平(lny)、貿易開放程度(lnopen)、外商直接投資(fdi)以及匯率(er)共同決定。

其中，貿易開放程度(open)，表示一個地區對外貿易越頻繁，那么越有利于當地產業的出口，這里是用當地進出口總值占GDP的比重來表示貿易開放程度。

外商直接投資(fdi)，這里預測fdi對茶葉出口的產生負向影響，使用實際利用外資占GDP的比重來表示，茶葉出口受到匯率波動的影響。

方程(2)：茶產業發展方程

(2)式代表茶產業發展方程，被解釋變量y指當地茶產業發展水平，使用茶葉產值表示。它由茶葉出口(export)、當地經濟發展水平(gdp)、自然稟賦(agr)以及農村從業人員數(job)共同決定。自然稟賦(agr)。茶葉作為農產品的一種，茶葉生產種植受到當地氣候、土壤、水質等因素的影響。這里用農業產值來替代。農村從業人員數(job)。茶產業屬于勞動密集型產業，茶葉的種植與采摘均需要大量勞動力。伴隨勞動力短缺帶來的茶葉生產的人工成本不斷上升，茶葉生產的物質投入成本也在不斷增長。

方程(3)：縣域經濟增長方程

(3)是縣域經濟發展方程，GDP表示縣市區經濟發展水平，它由茶葉出口(export)、茶產業發展水平(y)以及資本要素(capital)、勞動要素(labor)、產業結構(is)共同決定。

根據柯布—道格拉斯(C-D)的增長核算方程：Y=ALαKβu。本文選取固定資本額作為資本要素(capital)，人口密度作為勞動力要素(labor)。

資本要素(capital)。固定資產投資與經濟增長存在相互促進作用，是經濟增長的有效驅動力量，本文中使用固定資產投資額表示。

勞動要素(labor)。勞動力是促進經濟增長的主要原因之一，考慮到數據的可得性，本文參照華明芳(2017)的做法用人口密度代替勞動要素。

產業結構(is)，國民經濟增長的重要因素之一，根據配第-克拉克定律，隨著產業結構的不斷升級，非農產值比重增加是一個很重要的規律，因此，非農產業產值占地區生產總值比重是產業結構升級的重要度量指標。

4.2 變量的選擇及其數據來源

變量y:茶產業發展水平, 茶業產值(萬元)，數據來源：各縣市年鑒、各縣市區統計局數據。

Gdp：表示地區的經濟增長，采用國民生產總值(億元)，數據來源于國家統計局。

Export：茶葉出口，自營茶葉出口金額(萬美元元)，各縣市商務局數據。

Open：貿易開放度，進出口總額占GDP比重(%)，數據來源于：國家統計局、各縣市區國民經濟與統計公報、各縣市統計年鑒。

Fdi：表示外商直接投資，采用實際利用外資占GDP比重(%)。

Er：表示匯率，采用美元兌人名幣。

Agr：表示自然稟賦，采用第一產業產值。

Job：表示農業從業人數，采用農業從業人員數(萬人)。

Capital：表示資本要素，采用固定資本投資(億元)。

Labor：表示勞動要素，采用人口密度。

Is：表示產業結構，采用非農產業占GDP的比重。

其中的Open, Fdi, Er, Agr, Job, Capital, Labor, Is 數據來源于：國家統計局、各縣市區國民經濟與統計公報、各縣市統計年鑒。

數據資料來源：本文選取的2007-2016年27個縣市區的數據，茶葉出口金額數據來源于海關數據庫與各縣市商務局。茶葉產值來源于各縣統計年鑒與各縣年鑒。其余各變量來自于各縣市歷年《國民經濟和社會發展統計公報》。

4.3 樣本數據選擇及統計性描述

本文選取了7省27個產茶縣區2007-2016年的數據進行分析。其中，7省 27縣分別為：浙江省的余姚、柯橋 、諸暨、新昌、休寧、淳安、長興、磐安縣、武義縣、鄞州、上虞、嵊州、安吉、 開化、余杭，安徽省的祁門、歙縣、屯溪；福建省的建甌市、安溪縣、福鼎、名山、岳西縣；湖北省的鶴峰縣，湖南的長沙，江西的婺源，云南的鳳慶縣。樣本變量缺失數據采用線性插值法和線性外推法進行補全，并采用對數化處理來減輕異方差。取對數后的各變量描述性統計如下表1所示。

表1 樣本描述性統計量

4.4 模型的識別性檢驗

對面板聯立方程模型進行估計前，首先需要對該模型進行識別性檢驗，及對該聯立方程模型參數進行階條件檢驗和秩條件檢驗。

4.4.1聯立方程模型的識別性檢驗 根據階條件與秩條件的理論，對本文中的聯立方程模型進行識別性檢驗。本文模型中共有3個方程，3個內生變量，8個前定變量，任一個方程中均滿足階條件檢驗，下文繼續對模型進行秩條件檢驗。根據本文建立的聯立方程模型的構成形式，對聯立方程進行移項處理，得出系數矩陣：

從系數矩陣中劃去待識別方程，即第一個方程所包含的變量系數所在行與列，得出第一個方程被斥變量系數矩陣：

由上述矩陣可見，第一個方程的系數矩陣式的秩為2，等于方程數—1，根據秩條件判別條件可知，第一方程可識別。同理，聯立方程模型中第2、3個方程都可識別，滿足參數估計的前提。

4.4.2聯立方程的內生性檢驗 在前文的分析中，茶葉出口、茶產業發展與和縣域經濟增長是存在相互影響關系的，因此如果僅僅采用單方程估計方法對茶葉出口、茶產業發展與經濟增長三者之間的影響關系會產生內生性問題，導致OLS估計量不一致的問題。因此，本文首先對茶葉出口方程與茶產業發展方程進Husman的內生性檢驗，并在縣域經濟增長方程的基礎上進行輔助回歸：

lngdpit=C30+β30lnyit+β31lnexportit+β32capitalit+β33laborit+β34isit+β35e1it+β36e2it+u3it

其中，e1it、e2it分別是茶葉出口方程和茶產業發展方程倆個變量對各自的工具變量以及外生變量回歸后的殘差，通過檢驗e1i和e2i是否顯著能夠判斷茶葉出口和茶產業發展水平這兩個變量是否為內生變量。結果如表(3)所示。在10%的顯著水平下，可以拒絕茶葉出口和茶產業發展水平是外生變量的原假設，采用聯立方程來研究茶葉出口、茶產業發展與線與經濟增長三者之間的內在關系以及相互影響機制是可行的。

表2 中國各地區茶葉出口金額和茶產業發展水平兩個變量的內生性檢驗

4.5 面板聯立方程的估計結果

聯立方程組的估計方法一般有兩類，第一類是“單一方程估計法”，也稱“有限信息估計法”；第二類是“系統估計法”，又稱“全信息估計法”。前者相對于系統估計法運算更為簡單，但使用單一方程估計法時，只是對聯立方程組中每一個方程分別進行了估計，沒有將所有方程作為一個整體進行估計，因此如果其中一個方程估計得不準確，則會影響系統中其他方程的估計；而后者利用率聯立方程模型中所有的信息，對整個模型中的全部方程的所有參數同時進行估計，從而同時獲得全部參數的估計值，比單一方程估計法更具備效率。一般常用的系統估計法包括三階段最小二乘法(3SLS)。在本節中，分別通過單方程OLS方法以及三階段最小二乘法(3SLS)對聯立方程組模型進行了回歸分析。聯立方程的回歸結果如表3所示。

比較表3中的3sls與ols方程結果，在三個核心解釋變量(內生變量)上，出現了略微區別。

比較來看：在茶葉出口方程上，使用3sls方法，茶產業發展水平對茶葉出口的正向促進作用在數值上大于使用OLS方法，但顯著性上弱于OLS，而且使用3SLS方法，縣域經濟發展對茶葉出口的抑制性作用在10%的水平上顯著，但是使用OLS方法則顯示不顯著。在茶產業發展方程上，兩者顯著性一致。

表3 聯立方程的回歸結果

在縣域經濟發展水平上，使用3SLS方法，茶葉出口在1%的水平上顯著，但使用OLS方法顯著性消失。

使用3SLS實證結果來看：在茶葉出口方程上，茶產業發展(lny)在10%的顯著水平上通過檢驗，表明茶產業發展將有力促進茶葉出口，分析數值來看，茶產業發展水平每提升一個單位，將對茶葉出口提升6.74個單位。縣域經濟發展對茶葉出口起到負向作用，在10%水平上顯著，可能是茶葉內銷增加。縣域開放度對茶葉出口起到正向作用，但不顯著，其中外商直接投資對茶葉出口起到了負向作用，但不顯著；匯率對茶產業起到負向影響，但不顯著。

在茶產業發展方程上，當地的經濟發展對茶產業發展起到正向推動作用，且在1%的水平上顯著，在數值上，經濟發展水平每提升1個單位對茶產業發展的促進作用為0.802個單位。

茶葉出口通過了1%的顯著性水平檢驗，表明茶葉出口促進了茶產業的發展。其中自然稟賦變量為茶產業發展的影響為負但不顯著，農村就業人口對茶產業發展的影響為正，但不顯著。茶業為勞動密集型產業。

在縣域經濟發展方程上，茶產業發展將促進縣域經濟的發展，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，茶產業發展每提升1個單位，對縣域經濟的拉動作用為1.247個單位。

但茶葉出口對縣域經濟的起到負向抑制作用，茶葉出口并沒有有效提升當地經濟的發展。這主要因為中國的中國的茶葉出口占中國茶葉總產量的比例很小 ，約為10%左右。而且各地區茶葉出口金額在各地區的國民經濟中所占的比例均小于1% 。

資本要素、勞動要素以及產業結構對縣域經濟起到了正向推動作用，但不顯著。這與實際相符，不僅因為茶產業屬于勞動密集型產業，而且增加資本和勞動要素的投入，將對茶產業的發展起著促進作用。

5 研究結論與政策建議

從本文以上的實證分析，我們得出如下的研究結論：

中國的茶葉出口對中國的茶產業發展起著積極的正向的促進作用；中國茶產業發展對縣域經濟增長即鄉村振興起著積極的促進作用，且效果顯著。但中國的茶葉出口對茶產業發展及鄉村振興作用并不顯著，這主要因為中國茶葉出口數量占中國茶產業總產量的比例很小，小于10%，而且各地區的茶葉出口收入占本地區的國民經濟的比例更小，小于1%，而且中國的茶產業屬于勞動密集型產業[10-11]。

資本要素、勞動要素以及產業結構對縣域經濟起到了正向推動作用，但不顯著。這與實際相符，不僅因為茶產業屬于勞動密集型產業，而且增加資本和勞動要素的投入，將對茶產業的發展起著促進作用。

根據以上的研究結論，我們提出如下的建議：

1)我們要積極鼓勵茶葉出口，這將促進地區茶產業的發展，也將促進山區經濟的發展，將對山區鄉村振興起著積極作用。

2)中國茶葉出口對茶產業的發展及鄉村振興的作用不顯著，這主要因為中國茶葉出口占總產量的比重為10%，因此，中國茶產業的發展與鄉村振興主要靠內銷而不是外銷，這與實際相符合。因此，我們要重視茶葉內銷發展。

3)我們要適當加大資本投入和勞動力投入，促進茶產業發展，促進鄉村振興發展。

4)我們要根據區域經濟特點，合理調整產業結構，合理投資，因地制宜地發展區域經濟。