中国茶叶出口价格变动的动态关系分析

李清光，李晓钟

（江南大学 a.食品学院；b.商学院，江苏 无锡 214122）

一、引 言

茶叶与咖啡是世界上主要的两大类饮料，茶叶曾经和丝绸、陶瓷被称为是最具有中国特色的产品。2001年中国加入世贸组织后，茶叶生产和出口均增长较快。在产量方面，2001年茶叶生产量69万吨，至2009年达到135万吨，年均增长率在8%左右①，茶叶出口额从2002年的3.32亿美元增长至2009年的7.05亿美元。我国于2006年取消茶叶出口配额和许可证管理，特许经营模式的茶叶外贸管理体制宣布结束，我国茶产业从真正意义上实现了市场化。集体企业、私营企业和外商投资企业与原来拥有出口专营权的国有企业在同一个平台上进行竞争，我国茶叶出口新的冲击与机遇并存。一方面，由于我国茶叶主要出口散装原料茶，技术含量低，市场准入门槛低，配额取消后更多的企业进入茶叶出口市场是否会影响出口茶叶品质亦或互相压价引发我国茶叶价格恶性竞争。另一方面，非国有企业自主性高，经营机制灵活，在一定程度上对茶叶出口增添活力。同时，随着市场集中度降低和竞争主体分散化，出口企业仅通过价格手段难以独揽市场份额，其削价竞销的动力便大大降低，而技术开发品牌战略等非价格措施将越来越受重视。恶性竞争、过度竞争等市场行为就可得到一定程度之纠正。在茶叶配额取消后，我国茶叶出口价格是否陷入恶性竞争，茶叶出口企业构成发生了怎样的变化，不同性质的企业对我国茶叶出口价格提高起到了多大程度的推动作用，作用是否持久等成为如何增进我国茶叶出口比较利益获得值得关注的问题。

关于茶叶出口贸易方面的研究较多，但主要集中在三个层面。一是测算国际竞争力指数并探讨原因，如王忠锐，潘伟光［1］通过构建我国茶叶出口的经济计量模型，测算了我国茶叶出口的显示性比较优势指数、贸易竞争力指数和茶叶出口的价格弹性。曾玲、刘仲华［2］对比分析了中国、印度、斯里兰卡、印尼西亚和肯尼亚五大茶叶出口国的茶叶出口量和出口金额变化并提出提高我国茶叶国际市场竞争力的政策建议。二是从技术层面创新并提高竞争力，如金兴华［3］从单产、品质、价格、技术四个方面指出了我国茶叶出口国际竞争力面临的现实差距；郝志龙、谢芬等［4］从加工工厂、加工设备、加工技术、加工管理四方面进行分析，认为实施茶叶加工标准化对提高我国茶叶的竞争力具有重要的现实意义。三是研究技术性贸易措施与茶叶出口关系，如李晓钟［5］，何正全［6］对茶叶标准及其影响的复杂性进行了理论分析和实证研究，揭示了标准提高对我国茶叶出口贸易的双重影响。而从不同性质企业的茶叶出口角度分析其对总体茶叶出口的影响和互动关系的研究甚少，笔者基于茶叶出口新的态势，运用协整分析、格兰杰因果检验、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解等计量经济学方法分析出口企业对茶叶出口的动态关系，探寻不同性质出口企业的茶叶出口价格和我国茶叶出口平均价格之间的相互作用机制和影响程度。

二、出口企业茶叶出口价格与茶叶出口平均价格的均衡关系

（一）出口企业与茶叶出口情况

图1是2005年07月②至2010年11月我国茶叶出口数量和出口价格的月度走势图。从图中可以看出，出口数量在2006年2月降至最低点，可能与配额取消后企业间出于观望态势所致。从长期来看，出口数量虽有波动，但基本处于平衡。根据统计，2009年全年仅较2005年增加1.64万吨。与之相对比，出口价格呈现波动式攀升，年度平均价格从2005的1.69升至2009年2.33美元/千克。从整体上来看，出口配额的取消并未导致价格的恶性竞争，并且在数量保持稳定的情况下，出口状况有所改善，起到了积极的作用。笔者进一步针对企业构成和不同性质的企业出口价格的变化进行分析。

图1 茶叶出口数量与出口价格趋势图

如表1所示，在茶叶出口企业中，从份额增长和价格提高角度看，私营企业出口发展最快，与2004年相比较，2010年其份额增长1.45倍，价格提高0.77倍。其次是外商投资企业，份额增长1.43倍，价格提高0.62倍。同期相比，国有企业茶叶出口大幅下降，份额降低60.03%，但价格提高0.48倍。2010年，国有企业与私营企业茶叶出口份额共占83.81%，二者茶叶出口价格的上升提高了我国茶叶出口的平均价格。

表1 茶叶出口企业与出口情况

为了更好地分析不同企业茶叶出口价格对茶叶出口平均价格的影响，本文通过建立回归模型测算各企业对茶叶出口平均价格提高的贡献程度，为更真实地反映其效用，将出口价格予以修正，修正的价格计算公式为：

REPij为修正后的茶叶出口价格，EPij为茶叶实际出口价格，EQij为茶叶出口数量，i为企业类型，j为出口月份，EQtj为所有企业j月份茶叶出口总量。修正后的价格分别由茶叶出口平均价格（P）、国有企业茶叶出口价格（CP）、集体企业茶叶出口价格（JP）、私营企业茶叶出口价格（SP）和外商投资企业茶叶出口价格（FP）来表示③，Ln为其对数值。数据来源为商务部农产品出口月度统计报告④，区间为2005年07月至2010年11月，样本数为65，利用Eviews6分析软件，采用最小二乘法进行回归，回归分析结果如下：

括号中数值为相应系数的t-Statistic，上标*、**、***分别表示10%、5%和1%水平下显著，下同。

根据模型回归分析结果（2）可以看出，私营企业茶叶出口价格对我国茶叶出口平均价格提高贡献最大，其次为国有企业。外商投资企业虽然实际出口价格提升较快，但由于所占出口份额较少，对修正后的价格影响较小。

（二）出口企业与茶叶出口协整关系检验

根据以上出口企业与茶叶出口分析，本文进一步选取对我国茶叶出口平均价格提高贡献较大的私营企业和国有企业进行分析，经过检验，私营企业茶叶出口价格与茶叶出口平均价格存在协整关系，国有企业茶叶出口价格与茶叶出口平均价格不存在协整关系。究其原因，可能由于其份额下降较快，导致修正后的价格与茶叶出口平均价格相关度降低所致。以下为私营企业茶叶出口价格与茶叶出口平均价格的协整关系分析。

1.平稳性检验

由于大多数时间序列的经济变量都是非平稳、具有时间趋势的，而协整关系要求被检验的两个或多个变量具有相同的单整阶数。因此，在检验变量间的协整关系之前，本文首先采用ADF检验法进行变量序列的平稳性检验，即单位根检验。进而确定是否可以采用协整分析方法。

如表2所示，根据ADF单位根检验，水平序列LnP和LnSP在5%的显著水平上均不能拒绝单位根假设，存在单位根，属于不平稳的时间序列。其一阶差分△LnP和△LnSP在1%的显著水平上均能拒绝单位根假设，不存在单位根，属于平稳的变量。

表2 ADF单位根检验

2.协整分析

由ADF单位根检验可知，水平序列LnP和LnSP均为I（1）单整序列，满足进行协整的条件。采用EG两步法确立协整方程，第1步，利用最小二乘法构建LnP和LnSP回归方程，计算结果如下：

第2步，对其残差序列μ进行ADF单位根检验，采用不包含常数项和线性时间趋势项的检验方程，检验结果见表3。

由检验结果可知，回归方程的残差序列μ的ADF检验值小于显著性水平为1%时的临界值，因此变量LnP和LnSP序列之间存在协整关系，即茶叶出口平均价格与私营企业茶叶出口价格之间具有长期的均衡关系。由（3）式可知，从长期来看，私营企业茶叶出口价格变动1%时，茶叶出口平均价格将变动0.4997%。

表3 协整方程残差系列ADF单位根检验

（三） 误差修正模型的建立

上述分析我们得出LnP和LnSP之间具有协整关系，即一种长期均衡关系。但是在短期中，平均出口价格在某个时期受到干扰后很有可能出现偏离均衡的情况，而均衡机制将会在下一期进行调整，以使其回到均衡状态。因此本文在（3）式的基础上，建立误差修正模型（VECM）来描述变量短期波动与长期均衡之间的影响关系。VECM方程如下所示。

在误差修正型中，被解释变量的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，一部分是长期均衡。其中△为差分算子，表示变量的短期波动，脚标-1表示该变量的滞后1期，ECM-1为滞后的误差修正项，其系数表示长期均衡关系对短期波动的调整力度。由（4）式可以看出，△LnSP的t统计值在1%的显著水平下通过检验，说明私营企业茶叶出口价格当期的短期波动对两个价格间的长期均衡关系影响较显著，其系数为0.4359，略小于长期影响。误差修正项的系数为-0.5208，说明我国茶叶出口平均价格受到干扰偏离均衡价格时，将受到一个较强的相反调整力，使其在短期内恢复到均衡价格。

（四）格兰杰因果检验

协整检验结果证明了LnP和LnSP之间存在长期稳定的均衡关系和短期波动调整，但这种关系是否构成因果关系，还需进一步检验。考虑到VECM的短期波动系数，Granger因果关系检验滞后阶数选取1-3期，结果如表4所示。

表4 Granger因果关系检验

Granger因果关系检验表明在滞后期为1期和2期的条件下，LnSP对LnP存在单项的因果关系。在95%的置信水平下，私营企业茶叶出口价格变动是茶叶出口平均价格变动的格兰杰原因。

三、出口企业茶叶出口价格与茶叶出口平均价格的动态关系

（一）脉冲响应函数

脉冲响应函数（Impulse Response Function，IRF）是以向量自回归模型（Vector Autoregression，VAR）为基础，描述的是VAR模型中这种来自随机扰动项（新息）的一个标准差冲击对变量当前和未来取值的影响。它能够比较客观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应，是用来研究当系统中某个变量的扰动项受到一个单位的冲击时，其他变量的动态响应路径的一种计量经济学模型。本文根据AIC和SC原则及LR检验法确定模型最优滞后期为1，通过脉冲响应函数来分析我国私营企业茶叶出口价格与茶叶出口平均价格之间相互冲击的动态响应路径，首先假定出现一个私营企业茶叶出口价格的冲击，然后通过建立的VAR（1）模型影响到各个内生变量，结果如图2、图3所示。考虑到样本为月度数据，将冲击响应期设定为12期，横轴表示脉冲响应函数的未来响应期数，纵轴分别代表LnP或LnSP对扰动项的一个标准差大小的冲击的响应程度。

图2是茶叶出口平均价格对来自私营企业出口价格一个标准差大小的新息冲击的反映情况。由图2可以看出，私营企业茶叶出口价格对茶叶出口平均价格有较大的正向影响，这种影响在第1个月即达到最大值，虽然始终为正向影响，但在12期内逐步下降。说明私营企业茶叶出口价格对茶叶出口平均价格短期作用明显，但不持久。图3是私营企业茶叶出口价格对来自一个标准差大小的新息冲击的反映情况。由图3可以看出，茶叶出口平均价格对私营企业茶叶出口价格存在正向影响。其中，这种影响在第1-4月不断扩大，第4个月达到最大值后开始减弱。说明茶叶出口价格变动并不会马上引起私营企业茶叶出口平均价格的大幅波动，私营企业茶叶出口价格第2个月后才会出现较大影响。这主要是因为茶叶出口平均价格传递到私营企业并产生影响大约需要1个月，导致私营企业茶叶出口价格波动比茶叶出口平均价格滞后1个月左右的时间。但从响应程度的大小来看，数值较小，最大值时仅为0.01576，说明茶叶出口平均价格对私营企业茶叶出口价格的影响较小。

图2 LnP对LnSP的脉冲响应函数

图3 LnSP对LnP的脉冲响应函数

（二）方差分解

方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性，其基本思想是把系统中每一个内生变量的变动按其成因分解为与各方程随机扰动项相关联的各组成部分，以了解各随机扰动项对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解描述冲击在茶叶出口平均价格与私营企业茶叶出口价格的动态变化中的相对重要性，方差分解结果见表5、表6所示。

表5 LnP的方差分解表

表6 LnSP的方差分解表

表5和表6分别是12个预测期内茶叶出口平均价格和私营企业茶叶出口价格的预测误差分解结果。如表5所示，私营企业茶叶出口价格对茶叶出口平均价格变动的贡献比率，在第1个月就达到53.61%，并且影响不断增大，在第12期贡献比率为82.75%。说明在茶叶出口平均价格形成过程中，私营企业茶叶出口价格的影响起着主要的作用。从表6可以看出，茶叶出口平均价格对私营企业茶叶出口价格的影响非常小，贡献率最大时仅为2.51%。进一步验证了前面用Granger因果关系检验分析得出的结论，即私营企业茶叶出口价格是带动茶叶出口平均价格变动的原因，而茶叶出口平均价格不是带动私营企业茶叶出口价格变动的原因。

四、结论与启示

基于我国取消茶叶出口配额和许可证管理新的形势，通过分析不同性质出口企业的茶叶出口价格和我国茶叶出口平均价格之间的动态关系，得出私营企业对我国茶叶出口平均价格提升贡献较大。在滞后期为2个月的条件下，私营企业茶叶出口价格变动是茶叶出口平均价格变动的格兰杰原因。从长期来看，私营企业茶叶出口价格变动1%时，茶叶出口平均价格将变动0.4997%。在短期内，当我国茶叶出口平均价格受到干扰偏离均衡价格时，将受到一个较强的相反调整力，使其在短期内恢复到均衡价格。在影响的程度和大小方面，私营企业茶叶出口价格对茶叶出口平均价格有较大的正向影响，私营企业茶叶出口价格对茶叶出口平均价格变动的贡献比率，在第1个月就达到53.61%，并且影响不断增大，在第12月贡献比率为82.75%，私营企业在茶叶出口平均价格形成过程中起着主要的作用。与之相对比，茶叶出口平均价格对私营企业茶叶出口价格的影响非常小，并且茶叶出口价格变动并不会马上引起私营企业茶叶出口平均价格的大幅波动，而是存在一定的滞后，表现为这种影响在第1-4月不断扩大，第4个月达到最大值后开始减弱，到第12月累积贡献率仅为2.51%。虽然私营企业对我国茶叶出口平均价格提升贡献较大，茶叶出口价格提升最快，高于国有企业和集体企业，但与外商投资企业仍存在较大差距，2010年私营企业茶叶出口价格仅为外商投资企业的0.52倍。究其原因，与国有企业和集体企业相比，私营企业产权明晰、经营机制灵活，而与外商投资企业相比，在销售渠道和技术研发方面有一定的差距，伴随着私营企业在对我国茶叶出口价格提升贡献程度的提升，对于私营企业的关注和导向更加重要。针对分析结论和存在的问题，本文提出以下几点结合我国茶叶出口企业结构特点，改善我国茶叶出口价格提升竞争力的的对策建议。

1.以提高出口质量为主线来引导茶叶出口企业结构调整，加强不同性质企业间的合作。在经过长期的茶叶出口配额限制之后，及时利用目前茶叶出口企业结构调整的时机，向微笑曲线两侧发展茶叶产业，发挥不同性质企业的能动性和优势互补，促使我国茶叶在出口的总量增长的基础上改善出口质量。

2.加强国有企业的技术研发，大力发展市场需求弹性较高的茶叶产品。随着人们对营养和健康的日益关注，以及茶叶中活性物质如茶多酚等在健康膳食中起到的重要作用，人们对茶叶的需求也正在向高层次递进。由于私营企业在研发上有动力无实力，外商投资企业技术流动性差，故国有企业的技术引领作用有待加强，在研发方向上逐步向营养成分分离、提纯、重组等层次深入。

3.整合私营企业资源，搭建优势资源平台。私营企业灵活性高，能够积极适应市场需求进行调整。可以通过行业协会的方式促进企业资源的共享和提升，并合理引导。积极进行茶叶标准认证，加强茶叶品牌建设，推进企业实施国际技术标准和环境标准，促进出口。发展认证ISO2000标准，建立良好操作规范（GMP）和危害分析关键控制点（HACCP）等。同时在企业调整中整合培育出有影响力的茶叶品牌，发挥品牌在传递产品信息中的重要作用。

［注 释］

① 数据来源于国家统计局http://www.stats.gov.cn.

② 考虑到取消茶叶配额为预发事件，其影响在时间上可能具有前向关联，故数据起点选取茶叶配额取消前半年。

③ 本文后续分析中未特殊说明的价格均为修正后的价格。

④ 商务部农产品出口月度统计报告http://wms.mofcom.gov.cn.

［1］ 王忠锐，潘伟光.我国茶叶出口贸易的经济分析［J］.国际贸易问题，2004，（1）:40-44.

［2］ 曾玲，刘仲华.提高我国茶叶国际市场竞争力的策略探讨［J］.中国茶叶，2008，（6）:20-22.

［3］ 金兴华.我国茶叶出口国际竞争力的比较优势分析［J］.茶叶，2003，29（4）:181-184.

［4］ 郝志龙，谢芬.浅析加工标准化对茶叶竞争力的影响［J］.茶叶科学技术，2007，（4）:11-13.

［5］ 李晓钟，张小蒂.我国茶叶贸易基于标准化生产增进比较利益的分析［J］.农业经济问题，2009，（3）:87-92.

［6］ 何正全，王慧君.技术性贸易壁垒对我国农产品贸易的有力影响分析［J］.经济问题探索，2009，（12）:60-65.