對外開放度對中國茶葉出口貿易影響的實證研究

付 磊，朱森林，潘敬軍，管 曦

（1.安徽農業大學 經濟管理學院，安徽 合肥 230000；2.華中農業大學 經濟管理學院，湖北 武漢 430070；3.梅山鎮農業技術推廣服務中心，安徽 金寨 237300；4.福建農林大學 經濟學院，福建 福州 350000）

本世紀以來，中國茶葉貿易迅速增長，已成為全球最大茶葉生產國和主要茶葉出口國[1]。目前，各國學者對我國茶葉出口貿易的研究主要集中在兩個方面：一是對我國茶葉貿易的國際競爭力進行研究測算；二是對我國茶葉出口貿易的影響因素進行分析探討。如霍麗玥[2]和閆振宇等[3]在對我國茶產業發展現狀進行深入分析后，提出提高我國茶葉出口競爭力建議；萬青等[4]、許珊[5]和姚文等[6]分別選取部分代表性指標對我國茶葉出口競爭力進行定量測算；邱海蓉等[7]、Ning等[8]、Yang等[9]、Wei等[10]以及盛國勇[11]分別利用不同方法對影響我國茶葉出口貿易的因素進行實證分析。但有關對外開放度與我國茶葉出口貿易關系的研究很少。本文利用我國1985～2016年有關數據，通過建立VAR模型，實證分析了對外開放度對中國茶葉出口貿易的影響。

1 模型建立、指標選取與數據來源

1.1 模型建立

VAR模型可以很好地的克服傳統回歸模型中內生變量和外生變量難以區分等問題，在經濟學研究中迅速推廣。本文采用VAR模型，其具體形式如公式（1）所示。其中Y表示內生二維變量向量，φi（i=1，2…p）表示各向量的系數矩陣，P表示內生變量的滯后階數，εt表示隨機擾動項。

1.2 指標選取

關于對外開放度的指標選取，目前主要有兩種觀點：一種是以“貿易依存度”等單一指標來衡量；另一種認為應以綜合指標體系來衡量[12]。而在綜合指標的測算方面，國外文獻較少，主要還是集中在中文文獻中，如解念慈等[13]、孟夏[14]和趙曉霞等[15]學者均是根據自己的研究建立各不相同的綜合指標體系。本文選取貿易開放度（X1，單位：%）和外資開放度（X2，單位：%）兩個指標作為解釋變量，選取茶葉出口額（Y，單位：億元）作為被解釋變量，因為出口貿易額比出口貿易量更能反映茶葉出口的經濟效益。其中：貿易開放度主要用于衡量我國在貿易方面的開放程度，具體計算公式如公式（2）所示；外資開放度主要用于衡量我國在外商投資方面的開放程度，具體計算公式如公式（3）所示。

1.3 數據來源及處理

主要來自1986～2017年《中國統計年鑒》，實際利用FDI金額根據統計年鑒數據和2017年中國統計年鑒的歷年人民幣兌美元的年平均匯價折算成人民幣金額。為減少數據的波動，防止數據出現異方差等問題，將以上三個變量取自然對數得LnX1、LnX2和LnY。

2 實證分析

2.1 平穩性檢驗

為避免出現偽回歸問題，本文利用ADF方法對變量LnY、LnX1和LnX2進行平穩性檢驗，結果如下表1所示。

由表1可知，本文的三個變量LnY、LnX1和LnX2的ADF值都不能滿足相應的顯著性水平檢驗，說明三個變量的原序列都是非平穩序列。而三個變量一階差分序列的平穩性檢驗結果則分別可在1%和5%的顯著性水平下拒絕原假設，因此可認為LnY、LnX1和LnX2都為一階平穩序列。

表1 平穩性檢驗結果Table 1 Stationarity test results

2.2 協整檢驗

由平穩性檢驗結果可知，LnX1和LnX2都是一階平穩序列，可對其進行協整檢驗。本文利用Johansen檢驗法對LnX1和LnX2進行協整檢驗，而在檢驗之前需要先確定VAR模型的最優滯后階數[16]，最優滯后期數的檢驗結果如表2所示。由表2可知，當滯后階數為2時，LR、FPE、AIC、SC和HQ的信息標準一致（以“*”標記），因此本文VAR模型的最優滯后階數為2。

在滯后階數為2時，Johansen檢驗協整的結果如表3所示。在5%的顯著性水平下，可以拒絕“沒有協整關系”這一原假設，說明三個變量之間至少存在一個協整關系。

協整檢驗的結果經標準化后，協整向量為（1.00，-1.86，2.15）。因此，茶葉出口額（LnY）、貿易開放度（LnX1）和外資開放度（LnX2）之間的協整方程為：

由（4）式可知，茶葉出口貿易額與貿易開放度同向變動，與外資開放度反向變動。外資開放度對我國茶葉出口的抑制作用比貿易開放度對我國茶葉出口的促進作用更強。

表2 最優滯后階數檢驗結果Table 2 Optimal lag order test results

表3 協整檢驗結果Table 3 Cointegration test results

2.3 VAR 模型分析

本文建立滯后階數為2的VAR模型，模型具體結果輸出如式（5）所示。由（5）式可知，該模型的可決系數為0.98，調整后的可決系數也為0.98，二者都接近于1，說明方程（5）的擬合效果優良，用該式來表達本文3個變量間的關系是可信的。

對VAR模型的單位根進行檢驗，以判斷該模型是否穩定。單位根檢驗結果如圖1所示。由圖1可知，AR根的模均在單位圓內，因此VAR模型是穩定的，對其進行格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析和方差分解所得結果都是有效的[17-18]。

圖1 AR根檢驗圖Fig. 1 AR root test chart

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

在協整檢驗中已經確定我國茶葉出口額（LnY）與貿易開放度（LnX1）和資本開放度（LnX2）之間具有長期穩定的協整關系，然而這種協整關系是否存在某種先后的因果關系尚未可知。為此，本文再對這三個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，以確定它們之間是否存在先后的因果關系。格蘭杰因果關系檢驗的結果如表4所示。

由表4可知：

滯后1期時，LnX1和LnY互無因果關系，LnX2和LnY互為因果關系，而LnX1和LnX2之間存在單向因果關系。說明短期內貿易開放度不能促進我國茶葉出口貿易額的增長，但能夠促進我國外資開放度的擴大；而外資開放度在提高我國茶葉出口貿易額增長的同時，其本身也因我國茶葉出口貿易額的增長而擴大。

滯后2、3和4期時，LnX1和LnY仍然不具有因果關系，LnX1和LnX2之間的因果關系也不再存在，但LnX2和LnY之間則始終存在反向的因果關系。說明貿易開放度不是我國茶葉出口貿易額增長的主要原因，其在長期內也不會對我國外資開放度造成顯著影響，但隨著時間的推移，我國茶葉出口貿易額的增長會對我國外資開放度造成顯著影響，即茶葉貿易所得外匯增加會影響我國的外資開放度，這與陳鏡宇[19]和王三興[20]等學者的發現基本一致。

表4 格蘭杰因果關系檢驗結果Table 4 Granger causality test results

2.5 脈沖響應函數分析

一般而言，VAR模型中單個指標的系數只能反映該指標對被解釋變量的影響，并不能全面反映各個變量之間的動態關系，因此VAR模型中單個系數的變動并不是本文關注的對象[21-22]。脈沖響應函數方法（IRF）可以分析當模型受到某種沖擊時對系統的動態影響[23]，即可以反映模型整體的變化情況。本文的脈沖響應函數分析結果如圖2和圖3所示（滯后期數為32年）。

分析圖2和圖3可以得出結果，當本期給貿易開放度（LnX1）一個正向沖擊時，茶葉出口額（LnY）會呈現逐漸減小的負向波動，第7期以后，開始出現正向波動并有逐漸增長趨勢（圖2）；當本期給LnX2一個正向沖擊時，LnX1整體呈現出較為明顯的波動（圖3）。由于國際貿易和國際投資是緊密聯系在一起的，因此吸引外資會對東道國出口貿易有積極影響，現有研究已經證實這一結論，如王明益等[24]。而在LnX2受到一個正向沖擊時，LnY呈現出明顯的負向“U”型波動，并在最后趨向于0。

2.6 方差分解

方差分解是分析每一結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進而評價不同結構沖擊重要性的一種分析方法[25-26]。本文方差分解的滯后期選定為32年，其結果如下表5所示。

從表5可看出：

在LnY的波動中，83.20%以上由其自身解釋，0～9.72%由貿易開放度解釋，0～7.08%由外資開放度解釋；而從第5期開始，外資開放度對我國茶葉出口額的影響便強于貿易開放度了。說明茶葉出口貿易額自身具有較強的慣性，同時也可說明短期內貿易開放度比外資開放度對茶葉出口額波動的解釋力度更大，在長期則相反。

圖2 LnX1對LnY和LnX2的脈沖響應結果Fig. 2 Pulse response of LnX1 to LnY and LnX2

圖3 LnX2對LnY和LnX1的脈沖響應結果Fig. 3 Pulse response of LnX2 to LnY and LnX1

表5 方差分解結果Table 5 Variance decomposition results

在LnX1的波動中，56.63%～78.11%可由其自身解釋，LnX2和LnY可解釋的部分分別為0～10.18%和21.89%～33.18%，這說明外資開放度和茶葉出口額都不是貿易開放度變動的原因。

在LnX2的波動中，有49.96%以上可由其自身解釋，另外0.53%～40.07%還可由LnY解釋，剩下的部分則由LnX1解釋。說明我國茶葉出口額是我國外資開放度變動的主要原因之一。

3 結語

本文利用1985～2016年有關數據，通過建立向量自回歸模型（VAR模型）實證分析對外開放度對我國茶葉出口貿易的影響。結果表明：長期內，貿易開放度提高能夠促進我國茶葉出口，而外資開放度提高則會抑制我國茶葉出口；貿易開放度并不是我國茶葉出口貿易額變動的格蘭杰原因，但外資開放度和我國茶葉貿易出口額之間互為強格蘭杰原因，外資開放度的變動對我國茶葉出口貿易額有較強影響；我國貿易開放度與外資開放度的變動主要來自自身慣性，受茶葉出口的影響較小。因此，政府應適當提高我國外資開放度，借鑒國外經驗，利用先進技術和充足資金提高我國茶葉質量與茶葉出口競爭力。