楊朝英,謝向英

(1.福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，福建 福州 350002；2.福建農(nóng)林大學(xué) 管理學(xué)院(旅游學(xué)院)，福建 福州 350002)

中國是茶葉原產(chǎn)國及世界茶葉出口大國，茶葉出口由2001年的世界出口第四位增長至2017年的世界第一位，出口總額增長了4.7倍。尤其在“一帶一路”沿線國家，中國茶葉出口表現(xiàn)更為出色。2001—2017年，“一帶一路”沿線中國茶葉出口總額增長了6.85倍，市場份額從2001年的1.14%增長至2017年的13.19%。本文運用三元邊際框架和中國2001—2017年茶葉貿(mào)易出口數(shù)據(jù)探索中國茶葉出口增長路徑(低價數(shù)量增長路徑還是產(chǎn)品種類增長擴張路徑)及其影響因素，為改善我國茶葉出口貿(mào)易利得提供實證基礎(chǔ)和參考依據(jù)。

一、我國茶葉對外貿(mào)易相關(guān)研究綜述

學(xué)界針對中國茶葉出口貿(mào)易的研究眾多，主要集中于兩個方面：一是技術(shù)性貿(mào)易壁壘[1-4]，如農(nóng)藥殘留、微生物標(biāo)準(zhǔn)的提高對我國茶葉出口的影響；二是茶葉國際競爭力及其影響因素[5-9]，主要是通過茶葉競爭力指標(biāo)的測算，如顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、市場占有率、專業(yè)化水平等，探尋影響競爭力的因素。隨著中國貿(mào)易額的不斷增長，對貿(mào)易增長結(jié)構(gòu)性分解成為貿(mào)易領(lǐng)域的研究熱點之一。有部分學(xué)者運用CMS模型(恒定市場份額模型)將茶葉出口額分解為結(jié)構(gòu)效應(yīng)和競爭效應(yīng)，分析我國茶葉出口增長結(jié)構(gòu)[10-12]，試圖探究我國茶葉貿(mào)易增長的源泉。然而值得注意的是，CMS模型的一個前提假定條件是出口國在目標(biāo)市場的出口份額不變。由于國際市場競爭激烈，這一假定不容易滿足。近十幾年來發(fā)展起來的新新貿(mào)易理論為貿(mào)易增長的分解提供了新的思路。Hummels 和 Klenow運用新新貿(mào)易理論將126個國家的出口增長分解為擴展、價格與數(shù)量邊際(三元邊際)，認(rèn)為集約邊際對貿(mào)易增長的貢獻更為突出[13]704，施炳展的三元邊際分解表明中國貿(mào)易增長以數(shù)量邊際為主，擴展邊際次之，價格邊際的貢獻很小[14]1311。還有學(xué)者認(rèn)為出口邊際的分解對理解我國貿(mào)易增長路徑有重要意義[15]161，不僅如此，邊際分解亦有利于政府制定更加具體的貿(mào)易政策[16]67-68。因此，有許多學(xué)者開展了貿(mào)易增長的邊際結(jié)構(gòu)研究，但總體而言，多數(shù)文獻是就二元邊際結(jié)構(gòu)特征進行分析，如錢學(xué)鋒和熊平[17]65-79、史本葉和張永亮[18]73-82、袁德勝等[19]42-50人的研究，貿(mào)易三元邊際結(jié)構(gòu)分解的文獻較少[20]167。

從現(xiàn)有的研究結(jié)論看，對我國“一帶一路”沿線國家茶葉貿(mào)易三元邊際分析尚未開展。鑒于此，本文基于“一帶一路”背景下，運用三元邊際分解框架對我國茶葉出口增長進行結(jié)構(gòu)分解，探討我國茶葉出口增長路徑，為我國茶葉貿(mào)易市場的進一步拓展和更好地推進實施“一帶一路”倡議提供參考依據(jù)。

二、中國對“一帶一路”沿線國家茶葉出口貿(mào)易特征的三元邊際分析

(一)三元邊際分解框架

本文借鑒Hummels 和Klenow的分析框架，擴展邊際按國家層面的種類進行界定，考慮不同品種產(chǎn)品之間的權(quán)重問題，對我國茶葉出口“一帶一路”沿線地區(qū)的貿(mào)易增長進行分解。產(chǎn)品的擴展邊際[(1)式]和集約邊際[(2)式]定義如下：

(1)

(2)

其中，j、r、m分別表示出口國(中國)、參考國以及進口國，這里的參考國指的是“世界”(此處借鑒施炳展的分析框架，以整個世界為參考國[14]1316)，進口國則指“一帶一路”沿線國家。Ijm和I分別指j國和參考國(世界)向m國出口的茶產(chǎn)品集合；pjmi與xjmi分別表示j國向m國出口的第i種商品的平均價格和數(shù)量，prmi與xrmi分別表示參考國向m國出口的第i種商品的平均價格和數(shù)量。

擴展邊際經(jīng)濟意義為j國(中國)向m國產(chǎn)品出口的種類豐富程度，EMjm值介于0～1之間。集約邊際(IMjm)的經(jīng)濟意義表示j國(中國)向m國出口的茶產(chǎn)品種類占世界向該國出口的同樣種類產(chǎn)品的比重。該值越大，表示在與世界出口種類重合的商品中，中國出口所占份額越大，表示中國向m國出口的茶產(chǎn)品深度越大，當(dāng)IMjm取值為1時，表示中國茶葉出口總額占據(jù)了該國茶葉進口的全部份額。

在此基礎(chǔ)上，又可將集約邊際分解為價格與數(shù)量的乘積，其權(quán)重根據(jù)Feenstra[21]157-177的理論進行測算。如(3)式所示：

IMjm=Pjm×Xjm

(3)

(4)

(5)

其中，pjm、Xjm分別表示產(chǎn)品的價格與數(shù)量邊際，wjmi表示j國出口到m國的第i種商品權(quán)重，sjmi表示j國向m國出口的第i種商品所占份額，srmi表示世界向m國出口的第i種商品所占份額。因此，根據(jù)價格與數(shù)量邊際的計算公式，二者實質(zhì)上也是相對于世界平均出口價格和出口份額計算的指數(shù)。

根據(jù)上述公式，集約邊際可以分解為價格與數(shù)量邊際，分析出口國相對于世界對進口國的價格與數(shù)量比值變化，最終三元邊際可以分解為：總比例(市場份額)=擴展邊際×價格指數(shù)×數(shù)量指數(shù)，即：

R=Pj×Xj×EMj

(6)

(二)數(shù)據(jù)來源

使用UN Comtrade數(shù)據(jù)庫中2001—2017年HS6分位茶產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，涉及“一帶一路”63個國家(刪除了數(shù)據(jù)缺失的不丹和巴勒斯坦兩個國家)，其地理空間包括：東盟、東亞、中亞、西亞、獨聯(lián)體以及中歐、東歐七個區(qū)域。茶葉出口涉及的品種包括在HS0902代碼下的4個品種數(shù)據(jù)。其中，世界向“一帶一路”沿線國家出口的總額是根據(jù)全球向該國出口的數(shù)據(jù)匯總得到。

(三)三元邊際測算分析

根據(jù)前文所述測算框架，先將“一帶一路”沿線地區(qū)作為一個總體測算其三元邊際(表1)，以觀察我國茶葉出口貿(mào)易邊際的整體變動特點。根據(jù)表1報告結(jié)果，我國茶葉出口呈現(xiàn)以下特點：

第一，我國茶葉出口增長以集約邊際增長為主，即我國茶葉出口擴張主要來自于原有出口品種貿(mào)易額的擴張而不是種類的擴展。2002年以后我國茶葉貿(mào)易擴展邊際波動范圍幾乎維持在0.3和0.4之間，集約邊際則保持了向上的增長趨勢。

第二，茶葉出口市場份額、集約邊際變化呈現(xiàn)階段性特征。2002—2010年，中國“一帶一路”茶葉出口占世界對這一區(qū)域的出口份額維持在5%左右，市場份額變動不大；2011—2016年市場份額實現(xiàn)了較為快速的增長，2017年市場份額有所回落。2002—2010年，集約邊際年均增長為1.67%，擴展邊際同期為負(fù)增長；2010—2017年集約邊際年均增長18.82%。由于2010年以后集約邊際的快速增長，中國茶葉的市場份額也由2010年的5.09%增長至2017年的13.19%。這表明中國茶葉在“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的市場擴張主要來自于2010年以后。

第三，價格邊際增長速度平均高于數(shù)量邊際增長。2010年以前，我國茶葉出口貿(mào)易增長沿著低價數(shù)量擴張路徑實現(xiàn)(價格低于世界平均水平)；2010年以后出口擴張則不再走低價增長路徑，同期出口價格高于世界平均價格，且數(shù)量邊際也得到了快速增長，表明這一時期我國茶葉集約邊際增長依賴于價格和數(shù)量的雙增長。經(jīng)過近十幾年的發(fā)展，我國茶葉出口企業(yè)逐步走上既重量又重質(zhì)的良性發(fā)展路徑。

表1 2001—2017 年中國對“一帶一路”區(qū)域茶葉出口的擴展邊際、價格邊際和數(shù)量邊際

為能更準(zhǔn)確地反映“一帶一路”地區(qū)三元邊際的動態(tài)變化，本文在測算總體三元邊際基礎(chǔ)上，根據(jù)中國出口的63個國家數(shù)據(jù)繪制了核密度圖，觀察隨時間變化茶葉出口的廣度、深度、價格以及數(shù)量的動態(tài)變化(見圖1)。(a)圖顯示隨時間推移茶葉貿(mào)易擴展邊際呈現(xiàn)向右移動的趨勢，與2010年相比，2017年有更多的市場品種達(dá)到峰值，表示隨時間推移，中國對更多的國家實現(xiàn)了茶葉全品種的出口。(b)圖的變動情況顯示在相同種類上，茶葉出口份額增加。(c)圖和(d)圖是(b)圖集約邊際的分解。(c)圖顯示價格邊際具有隨時間推移向右移動的變化特征，且2017年價格指數(shù)大于1的比重增加，但價格的變異程度增大。表明中國在更多的市場上茶葉出口價格高于世界平均價格，但各市場間的價格差異程度增加。(d)圖表明隨時間推移，數(shù)量邊際在較低的水平上峰值降低，并且出現(xiàn)厚尾，表明在更多的市場上實現(xiàn)了出口數(shù)量增長。動態(tài)演進圖表明在總增長中價格與數(shù)量均對茶葉出口增長有推動作用。

圖1 2001—2017 年中國茶葉出口“一帶一路”沿線國家擴展、集約、價格以及數(shù)量動態(tài)演進

(四)中國對“一帶一路”沿線國家茶葉出口三元邊際分解

由于“一帶一路”區(qū)域上包含許多國家且分屬不同地理位置，各區(qū)域的文化特點也有很大差異，因此，本文將該區(qū)域按照所屬地理區(qū)域分成七塊①，分別測算各區(qū)域的三元邊際，以分析中國茶葉出口在各區(qū)域呈現(xiàn)的特點。

根據(jù)測算結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，雖然總體上中國茶葉出口價格超過世界平均價格，數(shù)量也有所增長，但這是加權(quán)綜合的結(jié)果，實際上各區(qū)域變動特點不盡相同(見表2)。

表2 中國對七個區(qū)域茶葉出口的三元邊際分解

注：市場份額指中國出口占世界向該市場出口比例。

首先，在產(chǎn)品出口廣度上，西亞和中亞實現(xiàn)了一定程度出口種類的擴展，獨聯(lián)體、中東歐及南亞出現(xiàn)產(chǎn)品廣度下降。其次，在價格邊際上，總體價格水平趨于上漲。2017年茶葉出口價格水平超過世界平均水平的區(qū)域包括東盟、南亞、中亞和西亞4個區(qū)域，其中出口獨聯(lián)體價格基本與世界平均水平持平；東亞和中東歐市場則低于世界平均水平。再次，從數(shù)量邊際上看，除中亞略有波動外，其余6個區(qū)域均實現(xiàn)了一定程度的增長。7個區(qū)域中，中國對獨聯(lián)體和中東歐的出口數(shù)量邊際增長幅度最大。最后，就市場份額而言，只有在中東歐區(qū)域，中國茶葉出口市場份額出現(xiàn)了下降，其他區(qū)域均實現(xiàn)了增長，其中東盟增長的幅度最大，市場份額也最高，可見東盟是中國目前茶葉出口的重要市場。中國在中亞和獨聯(lián)體的市場份額也有相當(dāng)程度的增長；西亞、南亞及中東歐的市場份額較低。

三、中國對“一帶一路”沿線國家茶葉出口貿(mào)易影響因素分析

(一)計量模型構(gòu)建

關(guān)于貿(mào)易流量影響因素分析現(xiàn)有文獻主要采用了兩種方法：一種是線性引力模型。估計方法主要為最小二乘法，然而由于出口貿(mào)易數(shù)據(jù)存在大量貿(mào)易零點，現(xiàn)代計量經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為仍使用最小二乘法進行估計將不能得到一致的估計量。另一種是使用Tobit 模型。鑒于線性模型的缺陷，Chaney認(rèn)為由于零貿(mào)易流的存在，歸并的引力模型將是更好的選擇[22]1713。由于茶葉貿(mào)易中也存在零貿(mào)易流，一般線性估計模型無法很好解決該問題，因此采用左設(shè)限Tobit 模型，將零貿(mào)易流作為左設(shè)限觀測點，參照新新貿(mào)易理論框架，構(gòu)建模型如下：

Indexit=β0+β1lnavait+β2lnch_avait

+β3lngdpit+β4lncostit+β5freeit

+β6netit+β7FTAit+εit

(7)

其中，Index為前文測算出的擴展邊際、價格邊際與數(shù)量邊際，由于模型中存在大量貿(mào)易零點，因此本文沒有對邊際取對數(shù)。

(二)變量確定及數(shù)據(jù)來源

在貿(mào)易流量的研究中，已形成的共識是貿(mào)易流量與進口國經(jīng)濟規(guī)模成正比而與雙邊距離成反比。新新貿(mào)易理論框架納入了可變及固定貿(mào)易成本，認(rèn)為二者均是企業(yè)出口的影響因素[23]1480-1481。在新新貿(mào)易理論框架下，結(jié)合茶葉貿(mào)易出口特點，對變量因素進行調(diào)整，最終確定影響因素如下：

1.人均農(nóng)業(yè)增加值

傳統(tǒng)貿(mào)易理論認(rèn)為專業(yè)化分工促進了貿(mào)易增長，新新貿(mào)易理論則融入了生產(chǎn)率因素(人均GDP增加值)，認(rèn)為生產(chǎn)能力的提高對促進貿(mào)易增長有重要意義[23]148。Hummels 和 Klenow分析證實出口國人均GDP增長對擴展邊際以及集約邊際增長有促進作用[13]1-3；Lipias則發(fā)現(xiàn)出口國人均農(nóng)業(yè)增加值對促進農(nóng)產(chǎn)品出口有重要意義[24]1-4。由于本文考察的是茶葉，因此，選用人均農(nóng)業(yè)增加值作為衡量進出口國的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。預(yù)期人均農(nóng)業(yè)增加值(ava)越高的國家進口農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量可能越少，參數(shù)預(yù)期為負(fù)值；出口國(中國)的人均農(nóng)業(yè)增加值(ch_ava)越高出口能力越強，參數(shù)預(yù)期為正值。人均農(nóng)業(yè)增加值來自世界銀行網(wǎng)站。

2.可變貿(mào)易成本

貿(mào)易成本高低影響雙方貿(mào)易行為，貿(mào)易成本降低有利于降低企業(yè)出口門檻從而促進貿(mào)易增長[23]1480?？勺冑Q(mào)易成本多數(shù)使用首都之間的距離作為代理變量[20]170，然而距離不隨時間變化，進行面板固定效應(yīng)估計時容易被剔除，因此，本文可變貿(mào)易成本借鑒蔣冠宏和蔣殿春的處理方法，使用兩國首都之間的球面距離乘以倫敦布倫特原油期貨價格作為可變貿(mào)易成本代理變量(cost)[25]27。距離數(shù)據(jù)來自于國際貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(CEPII)，油價數(shù)據(jù)來自于美國能源信息署的布倫特原油價格，預(yù)期對貿(mào)易增長的影響為負(fù)。

3.固定貿(mào)易成本

錢學(xué)峰和熊平認(rèn)為固定貿(mào)易成本主要來自于出口目的國的制度、體制、非關(guān)稅壁壘以及行政干預(yù)的影響[17]72?；诖耍疚倪x擇商業(yè)自由度得分作為固定貿(mào)易成本的代理變量，數(shù)據(jù)來自美國遺產(chǎn)基金會。該指標(biāo)用于測量一國或地區(qū)監(jiān)管和相關(guān)制度基礎(chǔ)設(shè)施多大程度上影響了的商業(yè)運作效率，取值范圍為0～100，用于評價商業(yè)運行的自由環(huán)境和市場開放程度，可以更綜合反映出口目的國的商業(yè)環(huán)境、監(jiān)管情況以及交易成本。一般而言，市場開放程度越大，他國商品進入程度較容易，但產(chǎn)品競爭也愈發(fā)激烈，因此，商業(yè)自由度指標(biāo)(free)對擴展邊際、價格以及數(shù)量邊際的影響不確定。

除開放程度之外，出口目的國的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況也間接影響貿(mào)易成本，如通訊設(shè)施和互聯(lián)網(wǎng)普及率等對信息成本產(chǎn)生影響。交流手段的便利化和可得性有益于雙方了解協(xié)商，促進貿(mào)易增長[23]1491。每百人互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)(net)來自于世界銀行數(shù)據(jù)庫，每百人互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)越高，表明該國信息化程度越高，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況越好，對貿(mào)易影響預(yù)期為正。

4.經(jīng)濟規(guī)模

經(jīng)濟規(guī)模越大，通常表明進口國市場容量越大。本文用國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量進口國的經(jīng)濟規(guī)模，測算經(jīng)濟規(guī)模對進口邊際的影響，數(shù)據(jù)來源于世界銀行網(wǎng)站。預(yù)期進口國的經(jīng)濟規(guī)模(gdp)對貿(mào)易增長的影響為正。

5.區(qū)域經(jīng)濟一體化協(xié)定

區(qū)域經(jīng)濟一體化對促進區(qū)域內(nèi)部雙邊貿(mào)易往來無疑有重要意義。本文根據(jù)中國與“一帶一路”沿線國家是否建立自由貿(mào)易區(qū)作為衡量區(qū)域經(jīng)濟一體化的變量，若與中國簽訂自由貿(mào)易區(qū)協(xié)議則FTA=1，未簽訂則FTA=0。協(xié)議簽訂情況來自中國自由貿(mào)易服務(wù)區(qū)網(wǎng)站。

(三)實證結(jié)果分析

由于Tobit模型估計出的模型系數(shù)的經(jīng)濟意義難以解釋，本文測算了Tobit模型估計的邊際效應(yīng)(見表3)。為能進一步對Tobit模型進行穩(wěn)健性檢驗，更換了經(jīng)濟規(guī)模變量，用進口國的人口規(guī)模(lnpop)替代國內(nèi)生產(chǎn)總值(lngdp)以觀察原模型中的其他變量是否發(fā)生顯著變化。之所以選擇出口目的國人口規(guī)模(lnpop)這一變量，原因是它與國內(nèi)生產(chǎn)總值(lngdp)均可以反映進口國的市場規(guī)模，其次人口規(guī)模對貿(mào)易流量的增長也有一定促進作用，與經(jīng)濟規(guī)模對貿(mào)易流量的影響方向相同。模型Ⅰ為模型(7)的邊際效應(yīng)，模型Ⅱ為穩(wěn)健性邊際效應(yīng)，模型Ⅰ與模型Ⅱ變量均不存在嚴(yán)重多重共線性。根據(jù)檢驗結(jié)果，模型Ⅱ與模型Ⅰ較為接近，人均農(nóng)業(yè)增加值、可變貿(mào)易成本、固定貿(mào)易成本的影響方向一致，且估計值差異不大，表明模型Ⅰ的估計是較為穩(wěn)健，下文主要就模型Ⅰ的估計結(jié)果展開分析。

表3 三元邊際回歸邊際效應(yīng)

注：*表示p<0.05,**表示p<0.01,***表示p<0.001，括號中值為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

根據(jù)模型估計結(jié)果，進口國農(nóng)業(yè)人均增加值對數(shù)量邊際及擴展邊際的影響顯著且為負(fù)值，與之前的預(yù)期一致，但對價格邊際的影響不顯著。邊際效應(yīng)為負(fù)值表明進口國的人均農(nóng)業(yè)增加值越高，越不利于我國茶葉出口的數(shù)量擴張和出口種類增長；與之相反，我國人均農(nóng)業(yè)增加值的提高則會推動出口價格指數(shù)增長，但對擴展邊際及數(shù)量邊際的影響不顯著。這與Hummeld和Klenow以及Pete Liapis的研究結(jié)論一致，他們認(rèn)為人均增加值或農(nóng)業(yè)增加值越高的國家越富裕，越易于在出口中獲得更高的出口價格[13]2-3 [24]3。就中國茶葉出口情況而言，中國農(nóng)業(yè)人均增加值不斷提高，不僅可以反映農(nóng)業(yè)創(chuàng)造財富效率的增加，同時可以反映從事農(nóng)業(yè)的人均收入增加，但對出口企業(yè)而言則表現(xiàn)為工資成本的上升，成本的上升最終推動出口價格指數(shù)上漲。當(dāng)然，這也可能是中國茶葉出口質(zhì)量提升的表現(xiàn)(Hummeld和Klenow認(rèn)為越富裕的國家提供的產(chǎn)品質(zhì)量越高，價格與質(zhì)量成正比[13]2)。

經(jīng)濟規(guī)模、距離成本估計結(jié)果也與預(yù)期一致；同時，進口國經(jīng)濟規(guī)模越大越有利于中國茶葉出口種類增加及獲得更高的出口溢價，但對出口數(shù)量的影響不顯著。貿(mào)易成本對擴展邊際和價格邊際的影響均顯著，且為負(fù)值，表明出口目的國越遠(yuǎn)，對茶葉出口的種類、價格會產(chǎn)生不利影響。

商業(yè)自由度對數(shù)量邊際影響顯著，為正值；其對價格邊際的影響為負(fù)。這表明市場開放程度越高越有利于中國茶葉出口數(shù)量的擴張。每百人互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)對擴展邊際及數(shù)量邊際影響顯著，表明進口國網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)達(dá)有利于促進中國茶葉出口品種的擴張和數(shù)量的提升，但對價格邊際影響不顯著。

理論上自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定應(yīng)對降低產(chǎn)品成本促進出口有幫助，然而研究結(jié)果并沒有支持這一假定，其對茶葉出口的影響不顯著?，F(xiàn)有的關(guān)于自由貿(mào)易協(xié)定是否促進貿(mào)易增長研究方面并未達(dá)成一致的意見。本文對這一現(xiàn)象的解釋是：雖然雙邊貿(mào)易關(guān)系的改善有利于成本的降低，然而如果進口國與中國之間的雙邊關(guān)系和其他國之間的雙邊貿(mào)易關(guān)系一樣，那么就意味著中國與其他出口國(競爭者)位于同一起跑線上，則中國在這一方面并無優(yōu)勢可言，出口的增長實質(zhì)上取決于中國茶葉在其他方面的優(yōu)勢，這導(dǎo)致自由貿(mào)易協(xié)定促進中國茶葉貿(mào)易出口作用不顯著。

四、結(jié)論和建議

本文基于Hummels 和 Klenow的分析框架對2001—2017年中國關(guān)于“一帶一路”沿線國家及地區(qū)的茶葉貿(mào)易增長進行三元邊際分解，研究中國茶葉出口的貿(mào)易增長路徑及其影響因素，結(jié)論及建議如下：

(一)結(jié)論

第一，茶葉出口增長路徑由低價數(shù)量擴張演變?yōu)閮r格與數(shù)量并重，出口增長呈現(xiàn)階段性變化特征。中國茶葉貿(mào)易擴張早期主要沿低價數(shù)量擴張的路徑進行，2010年以后演變?yōu)閮r格和數(shù)量并重，價格和數(shù)量的雙增長共同推動了近年來的茶葉貿(mào)易增長，擴展邊際變化較為緩慢。茶葉貿(mào)易增長路徑研究結(jié)論揭示：現(xiàn)階段中國茶葉出口不再處于供應(yīng)鏈的低端位置。

第二，茶葉出口貿(mào)易主要來自于鄰近區(qū)域貿(mào)易增長。從各區(qū)域情況看，中國茶葉在東盟的市場份額最高，尤其是近年來出口價格及數(shù)量邊際均有顯著增長，東盟成為中國茶葉出口增長最快的市場。其次是中亞市場，但中亞市場近年來的增長主要來自于擴展邊際的增長而不是集約邊際。中國茶葉在中東歐、西亞以及南亞市場份額較低，同時這三個區(qū)域中國出口的茶葉產(chǎn)品種類指數(shù)也相對較低。

第三，茶葉出口擴展邊際、價格及數(shù)量邊際的影響機制各有特點。數(shù)量邊際的擴張對進口國的人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變化敏感，而價格邊際對經(jīng)濟規(guī)模、出口國人均農(nóng)業(yè)增加值及成本變化敏感。中國人均農(nóng)業(yè)增加值水平的提高較大程度上促進了價格水平的提高，這表明近年來中國茶葉出口價格的增長主要來自于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域成本及勞動生產(chǎn)率的提高。

第四，擴展邊際對進口國的市場規(guī)模的變化敏感，同時還受進口國網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施使用情況影響。貿(mào)易成本均對邊際變化有負(fù)面影響，成本是影響出口的重要因素。

(二)建議

總體上看，需要進一步優(yōu)化中國茶葉出口地區(qū)結(jié)構(gòu)。無論是在出口的廣度還是深度上，中國茶葉出口在周邊區(qū)域取得了相當(dāng)程度的市場拓展和深化，但在西亞、南亞以及遠(yuǎn)東市場占有率仍較低。因此，在積極穩(wěn)定東盟、中亞等市場的基礎(chǔ)上，積極關(guān)注西亞、南亞以及中東歐的市場需求，擴大茶葉產(chǎn)品出口種類，進一步拓展和深化茶葉貿(mào)易市場。政府可以有針對性地出臺一些政策，引導(dǎo)企業(yè)進行出口市場布局和規(guī)劃。

在成本的控制上，運輸成本仍是影響中國茶葉出口廣度和深度的重要因素，如何降低遠(yuǎn)程貿(mào)易的運輸成本是茶葉出口企業(yè)亟需解決的問題。

由于不同的國家商業(yè)自由化程度以及基礎(chǔ)設(shè)施的不同，可能會對茶葉貿(mào)易帶來一定的影響?！耙粠б宦贰毖鼐€國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和發(fā)展將有利于降低信息溝通成本和促進信息流動，因此，中國企業(yè)應(yīng)在對各市場政策和制度積極調(diào)研的同時，抓住“一帶一路”沿線國家發(fā)展基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的機遇，積極拓展出口市場。進一步提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，注重產(chǎn)品質(zhì)量，走以質(zhì)取勝的道路。中國茶葉生產(chǎn)在擴大產(chǎn)品出口份額的同時，應(yīng)注重提高茶葉生產(chǎn)效率和質(zhì)量，提高產(chǎn)品競爭力。

注釋：

①東亞國家為蒙古國；東盟國家為新加坡、馬來西亞、印度尼西亞、緬甸、泰國、老撾、柬埔寨、越南、文萊、菲律賓；南亞國家包括尼泊爾、巴基斯坦、斯里蘭卡、馬爾代夫、孟加拉國、印度；西亞國家為伊朗、伊拉克、土耳其、敘利亞、約旦、黎巴嫩、以色列、沙特、也門、阿曼、阿聯(lián)酋、卡塔爾、科威特、巴林、塞浦路斯、埃及、阿富汗；中亞國家為哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦；獨聯(lián)體為俄羅斯、烏克蘭、白俄羅斯、格魯吉亞、阿塞拜疆、亞美尼亞、摩爾多瓦；中東歐為波蘭、立陶宛、愛沙尼亞、拉脫維亞、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亞、克羅地亞、波黑、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、保加利亞、希臘、黑山、塞爾維亞和馬其頓。