许咏梅 芦炜杰

( 浙江工商大学经济学院，浙江 杭州 310018)

1 引言

2017年10月，习近平总书记在党的十九大报告上提出了“乡村振兴”战略，提出“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”20字总要求，产业兴旺被放在首位，表明乡村振兴离不开产业的发展。

中国是世界最大的茶叶生产、消费和贸易国家。2018年中国茶园面积4395.6万亩，茶叶产量 261.6万吨，均居世界第一，分别占世界茶园面积60%、世界茶叶产量的45%左右。中国也是世界最重要的茶叶出口贸易国家之一，2018年中国茶叶出口36.5万吨，出口量位居世界第二、三位。

中国茶区分布广泛，主要分布在全国20个省市自治区，主要集中于云南、福建、浙江、安徽、湖北、湖南、江西和四川等中国南方山区，1000多个县，共有茶农8000多万，茶叶年产值达100多亿元，茶产业已成为中国南方山区农业的支柱产业，也成为山区农业经济收入的主要来源，为山区地方政府创汇；解决山区剩余劳动力的就业，增加农民的收入，改善山区农村综合生态生活环境的重要绿化手段。因此，发展茶产业将为我国新时期南方山区实现农业的精准扶贫，实现“乡村振兴”提供有力的保障。

本文以茶产业为研究对像，将县域经济发展水平作为最为乡村振兴的重要标志，试图研究茶叶出口、茶产业发展集聚与县域经济增长三者之间的内在关系。对中国茶叶出口、茶产业发展与县域经济增长动态关系进行实证研究。受数据获取的限制，本文选取了选取了选取7省27个县的数据作为研究的样本，时间跨度为2007-2016年，分析中国茶叶出口贸易对中国茶产业发展，中国茶产业的发展对乡村振兴贡献作用,因此具有重要的现实意义 。

2 文献综述

2017年底中国中央十九大提出了乡村振兴战略，一时间学术界纷纷讨论乡村振兴。(1)从乡村振兴角度：主要从乡村振兴的概念涵义、产业发展与乡村振兴、乡村振兴的措施等角度进行探讨。乡村振兴与制度：张红宇(2018)，姜长云(2018)乡村振兴战略实施的重大理论、政策和规划编制等。周立(2018)乡村振兴战略与中国的百年乡村振兴实践。(2)茶叶出口贸易：Aidid & Silver(1999)通过细分波动模拟了茶叶市场份额模型。国内不少学者则集中于茶叶出口贸易竞争力的研究，许咏梅(2005，2006，2008)分析了中国茶叶出口贸易影响因素及竞争力。 (3)茶产业发展：首先，集中于茶产业化方面的研究：刘晶晶(2018)指出我国茶产业发展受到市场需求与生产要素的双重制约，应推动茶产业可持续发展。其次，集中对茶产业组织结构的研究：许咏梅和苏祝成等(2007)中国茶产业的纵向组织结构和横向组织结构分析。(4)茶产业与乡村振兴：万宝瑞(2007)认为乡村复兴的核心在于发展现代农业,茶产业作为一种特色产业，对我国农业发展、农民增收起到了重要作用。林婷(2018)认为茶产业是福建省的优势传统产业和重要民生产业，成为实现乡村振兴战略重要举措。任璐(2016)对安化黑茶产业发展与精准扶贫的相关性进行了研究，认为黑茶产业的发展是精准扶贫攻坚战的关键。王友云(2014)以石阡县茶产业为例，从侧面论证了茶产业与乡村振兴存在一定的联系。茶产业对我国农业发展、农民增收起到了重要作用:黄伟红等(2000)认为茶叶经济效益明显，对贫困地区，茶叶生产在农民增收中起着很大的作用。而且茶农增收主要靠名优茶的发展。马国群(2016)通过对2010-2015年桂、滇、黔三省的面板数据进行实证分析,研究表明，茶叶产业产量的扩张不同程度地增加了农民的可支配收入。并提出通过提升茶叶产量来进一步增加农民收入。茶叶作为一种高效的经济作物，已帮助不少村镇实现了乡村振兴，农民增收。:如：金沙县、张渚镇、安吉黄杜村等，通过种植茶叶实现了脱贫致富。(6)县域经济是我国国民经济的最小单元，与乡村振兴具有直接联系，农业人口占县域人口数量的比重非常大，县域经济必然具有“农”的特点。 陈锡文(1999)认为县域经济离不开农业的发展，乡村振兴离不开县域经济的牵引作用。吴尚宇(1996)认为实现县域经济增长，需要从农业体制入手等。

以上综述研究表明：大多数学者集中于对中国茶叶出口贸易、竞争力、茶产业组织结构等方面的研究，而很少关于茶叶与乡村振兴的研究，少有的研究也多以定性为主。更很少学者研究茶叶出口对茶产业的促进作用，本文试图从中国茶叶出口对茶产业的影响，接着对乡村振兴发展进行研究，具有重要的理论与现实意义。

3 中国茶叶出口、茶产业发展现状与县域产茶经济对县域经济影响发展的现状

3.1 中国茶叶贸易发展现状

中国是世界最早参加茶叶贸易的国家，19世纪以前，中国茶叶出口一直居世界垄断地位。近年来，中国茶叶出口贸易一直处于稳定增长态势，见图1。

图1 2007-2018年中国茶叶出口数量与出口金额发展走势资料来源：中国茶叶年鉴。

3.2 中国茶产业发展现状

近年来，由于茶叶比较收益远远高于粮食等农作物，各地纷纷扩种，使中国的茶园面积和产量逐年增长，而且增长幅度较大，具体见图2。

图2 2007-2018年中国茶园面积、茶叶产量增长趋势资料来源：中国茶叶年鉴。

3.3 中国产茶县域茶叶经济发展概况及对县域经济的贡献

茶产业是我国南方山区脱贫致富的支柱性农业产业，对我国山区经济发展、生态环境起着重要的作用，对产茶县域经济的增长作出重要的贡献。7省27个县茶叶经济收入占本地区国民收入的占比状况，见图3。

图3 2007-2018年产茶县茶叶经济收入占县域经济的比重的发展趋势 数据资料来源：茶叶出口金额数据来源于海关数据库与各县市商务局。茶叶产值来源于各县统计年鉴与各县年鉴。其余各变量来自于各县市历年《国民经济和社会发展统计公报》。

4 中国茶叶出口贸易、茶产业发展与乡村振兴的实证研究——基于7省27县的实证分析

4.1 计量模型构建与数据来源

计量模型构建 为了研究茶叶出口、茶产业发展与经济增长(乡村振兴)之间存在的内在联系，构建了以下联立方程模型：

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)： 茶叶出口方程

(1)式代表茶叶出口方程，其中，被解释变量lnexport指当地茶叶出口金额，它由当地茶产业发展水平(lny)、贸易开放程度(lnopen)、外商直接投资(fdi)以及汇率(er)共同决定。

其中，贸易开放程度(open)，表示一个地区对外贸易越频繁，那么越有利于当地产业的出口，这里是用当地进出口总值占GDP的比重来表示贸易开放程度。

外商直接投资(fdi)，这里预测fdi对茶叶出口的产生负向影响，使用实际利用外资占GDP的比重来表示，茶叶出口受到汇率波动的影响。

方程(2)：茶产业发展方程

(2)式代表茶产业发展方程，被解释变量y指当地茶产业发展水平，使用茶叶产值表示。它由茶叶出口(export)、当地经济发展水平(gdp)、自然禀赋(agr)以及农村从业人员数(job)共同决定。自然禀赋(agr)。茶叶作为农产品的一种，茶叶生产种植受到当地气候、土壤、水质等因素的影响。这里用农业产值来替代。农村从业人员数(job)。茶产业属于劳动密集型产业，茶叶的种植与采摘均需要大量劳动力。伴随劳动力短缺带来的茶叶生产的人工成本不断上升，茶叶生产的物质投入成本也在不断增长。

方程(3)：县域经济增长方程

(3)是县域经济发展方程，GDP表示县市区经济发展水平，它由茶叶出口(export)、茶产业发展水平(y)以及资本要素(capital)、劳动要素(labor)、产业结构(is)共同决定。

根据柯布—道格拉斯(C-D)的增长核算方程：Y=ALαKβu。本文选取固定资本额作为资本要素(capital)，人口密度作为劳动力要素(labor)。

资本要素(capital)。固定资产投资与经济增长存在相互促进作用，是经济增长的有效驱动力量，本文中使用固定资产投资额表示。

劳动要素(labor)。劳动力是促进经济增长的主要原因之一，考虑到数据的可得性，本文参照华明芳(2017)的做法用人口密度代替劳动要素。

产业结构(is)，国民经济增长的重要因素之一，根据配第-克拉克定律，随着产业结构的不断升级，非农产值比重增加是一个很重要的规律，因此，非农产业产值占地区生产总值比重是产业结构升级的重要度量指标。

4.2 变量的选择及其数据来源

变量y:茶产业发展水平, 茶业产值(万元)，数据来源：各县市年鉴、各县市区统计局数据。

Gdp：表示地区的经济增长，采用国民生产总值(亿元)，数据来源于国家统计局。

Export：茶叶出口，自营茶叶出口金额(万美元元)，各县市商务局数据。

Open：贸易开放度，进出口总额占GDP比重(%)，数据来源于：国家统计局、各县市区国民经济与统计公报、各县市统计年鉴。

Fdi：表示外商直接投资，采用实际利用外资占GDP比重(%)。

Er：表示汇率，采用美元兑人名币。

Agr：表示自然禀赋，采用第一产业产值。

Job：表示农业从业人数，采用农业从业人员数(万人)。

Capital：表示资本要素，采用固定资本投资(亿元)。

Labor：表示劳动要素，采用人口密度。

Is：表示产业结构，采用非农产业占GDP的比重。

其中的Open, Fdi, Er, Agr, Job, Capital, Labor, Is 数据来源于：国家统计局、各县市区国民经济与统计公报、各县市统计年鉴。

数据资料来源：本文选取的2007-2016年27个县市区的数据，茶叶出口金额数据来源于海关数据库与各县市商务局。茶叶产值来源于各县统计年鉴与各县年鉴。其余各变量来自于各县市历年《国民经济和社会发展统计公报》。

4.3 样本数据选择及统计性描述

本文选取了7省27个产茶县区2007-2016年的数据进行分析。其中，7省 27县分别为：浙江省的余姚、柯桥 、诸暨、新昌、休宁、淳安、长兴、磐安县、武义县、鄞州、上虞、嵊州、安吉、 开化、余杭，安徽省的祁门、歙县、屯溪；福建省的建瓯市、安溪县、福鼎、名山、岳西县；湖北省的鹤峰县，湖南的长沙，江西的婺源，云南的凤庆县。样本变量缺失数据采用线性插值法和线性外推法进行补全，并采用对数化处理来减轻异方差。取对数后的各变量描述性统计如下表1所示。

表1 样本描述性统计量

4.4 模型的识别性检验

对面板联立方程模型进行估计前，首先需要对该模型进行识别性检验，及对该联立方程模型参数进行阶条件检验和秩条件检验。

4.4.1联立方程模型的识别性检验 根据阶条件与秩条件的理论，对本文中的联立方程模型进行识别性检验。本文模型中共有3个方程，3个内生变量，8个前定变量，任一个方程中均满足阶条件检验，下文继续对模型进行秩条件检验。根据本文建立的联立方程模型的构成形式，对联立方程进行移项处理，得出系数矩阵：

从系数矩阵中划去待识别方程，即第一个方程所包含的变量系数所在行与列，得出第一个方程被斥变量系数矩阵：

由上述矩阵可见，第一个方程的系数矩阵式的秩为2，等于方程数—1，根据秩条件判别条件可知，第一方程可识别。同理，联立方程模型中第2、3个方程都可识别，满足参数估计的前提。

4.4.2联立方程的内生性检验 在前文的分析中，茶叶出口、茶产业发展与和县域经济增长是存在相互影响关系的，因此如果仅仅采用单方程估计方法对茶叶出口、茶产业发展与经济增长三者之间的影响关系会产生内生性问题，导致OLS估计量不一致的问题。因此，本文首先对茶叶出口方程与茶产业发展方程进Husman的内生性检验，并在县域经济增长方程的基础上进行辅助回归：

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

其中，e1it、e2it分别是茶叶出口方程和茶产业发展方程俩个变量对各自的工具变量以及外生变量回归后的残差，通过检验e1i和e2i是否显著能够判断茶叶出口和茶产业发展水平这两个变量是否为内生变量。结果如表(3)所示。在10%的显著水平下，可以拒绝茶叶出口和茶产业发展水平是外生变量的原假设，采用联立方程来研究茶叶出口、茶产业发展与线与经济增长三者之间的内在关系以及相互影响机制是可行的。

表2 中国各地区茶叶出口金额和茶产业发展水平两个变量的内生性检验

4.5 面板联立方程的估计结果

联立方程组的估计方法一般有两类，第一类是“单一方程估计法”，也称“有限信息估计法”；第二类是“系统估计法”，又称“全信息估计法”。前者相对于系统估计法运算更为简单，但使用单一方程估计法时，只是对联立方程组中每一个方程分别进行了估计，没有将所有方程作为一个整体进行估计，因此如果其中一个方程估计得不准确，则会影响系统中其他方程的估计；而后者利用率联立方程模型中所有的信息，对整个模型中的全部方程的所有参数同时进行估计，从而同时获得全部参数的估计值，比单一方程估计法更具备效率。一般常用的系统估计法包括三阶段最小二乘法(3SLS)。在本节中，分别通过单方程OLS方法以及三阶段最小二乘法(3SLS)对联立方程组模型进行了回归分析。联立方程的回归结果如表3所示。

比较表3中的3sls与ols方程结果，在三个核心解释变量(内生变量)上，出现了略微区别。

比较来看：在茶叶出口方程上，使用3sls方法，茶产业发展水平对茶叶出口的正向促进作用在数值上大于使用OLS方法，但显著性上弱于OLS，而且使用3SLS方法，县域经济发展对茶叶出口的抑制性作用在10%的水平上显著，但是使用OLS方法则显示不显著。在茶产业发展方程上，两者显著性一致。

表3 联立方程的回归结果

在县域经济发展水平上，使用3SLS方法，茶叶出口在1%的水平上显著，但使用OLS方法显著性消失。

使用3SLS实证结果来看：在茶叶出口方程上，茶产业发展(lny)在10%的显著水平上通过检验，表明茶产业发展将有力促进茶叶出口，分析数值来看，茶产业发展水平每提升一个单位，将对茶叶出口提升6.74个单位。县域经济发展对茶叶出口起到负向作用，在10%水平上显著，可能是茶叶内销增加。县域开放度对茶叶出口起到正向作用，但不显著，其中外商直接投资对茶叶出口起到了负向作用，但不显著；汇率对茶产业起到负向影响，但不显著。

在茶产业发展方程上，当地的经济发展对茶产业发展起到正向推动作用，且在1%的水平上显著，在数值上，经济发展水平每提升1个单位对茶产业发展的促进作用为0.802个单位。

茶叶出口通过了1%的显著性水平检验，表明茶叶出口促进了茶产业的发展。其中自然禀赋变量为茶产业发展的影响为负但不显著，农村就业人口对茶产业发展的影响为正，但不显著。茶业为劳动密集型产业。

在县域经济发展方程上，茶产业发展将促进县域经济的发展，且在1%的水平上通过显著性检验，茶产业发展每提升1个单位，对县域经济的拉动作用为1.247个单位。

但茶叶出口对县域经济的起到负向抑制作用，茶叶出口并没有有效提升当地经济的发展。这主要因为中国的中国的茶叶出口占中国茶叶总产量的比例很小 ，约为10%左右。而且各地区茶叶出口金额在各地区的国民经济中所占的比例均小于1% 。

资本要素、劳动要素以及产业结构对县域经济起到了正向推动作用，但不显著。这与实际相符，不仅因为茶产业属于劳动密集型产业，而且增加资本和劳动要素的投入，将对茶产业的发展起着促进作用。

5 研究结论与政策建议

从本文以上的实证分析，我们得出如下的研究结论：

中国的茶叶出口对中国的茶产业发展起着积极的正向的促进作用；中国茶产业发展对县域经济增长即乡村振兴起着积极的促进作用，且效果显著。但中国的茶叶出口对茶产业发展及乡村振兴作用并不显著，这主要因为中国茶叶出口数量占中国茶产业总产量的比例很小，小于10%，而且各地区的茶叶出口收入占本地区的国民经济的比例更小，小于1%，而且中国的茶产业属于劳动密集型产业[10-11]。

资本要素、劳动要素以及产业结构对县域经济起到了正向推动作用，但不显著。这与实际相符，不仅因为茶产业属于劳动密集型产业，而且增加资本和劳动要素的投入，将对茶产业的发展起着促进作用。

根据以上的研究结论，我们提出如下的建议：

1)我们要积极鼓励茶叶出口，这将促进地区茶产业的发展，也将促进山区经济的发展，将对山区乡村振兴起着积极作用。

2)中国茶叶出口对茶产业的发展及乡村振兴的作用不显著，这主要因为中国茶叶出口占总产量的比重为10%，因此，中国茶产业的发展与乡村振兴主要靠内销而不是外销，这与实际相符合。因此，我们要重视茶叶内销发展。

3)我们要适当加大资本投入和劳动力投入，促进茶产业发展，促进乡村振兴发展。

4)我们要根据区域经济特点，合理调整产业结构，合理投资，因地制宜地发展区域经济。