鄭 芳

（嘉興學(xué)院南湖學(xué)院，浙江嘉興 314001）

1 引言

茶產(chǎn)業(yè)一直以來(lái)是我國(guó)的特色產(chǎn)業(yè)，自絲綢之路開(kāi)始我國(guó)茶葉遠(yuǎn)銷(xiāo)國(guó)外，譽(yù)滿(mǎn)全球。中國(guó)作為全球茶葉的起源地，也是全球產(chǎn)茶和出口茶葉最多的國(guó)家之一，有著源遠(yuǎn)流長(zhǎng)的茶文化。2018年我國(guó)茶葉產(chǎn)量1.87kg/人，茶葉出口數(shù)量36.5萬(wàn)噸，而茶葉出口總金額達(dá)到177786萬(wàn)美元，相較于剛?cè)胧赖?002年，更是提升了5.36倍。無(wú)論從茶葉生產(chǎn)還是茶葉貿(mào)易量來(lái)看，本世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)茶葉均呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)發(fā)展前景較好。

關(guān)于茶葉出口的影響因素研究在學(xué)術(shù)界比較盛行。大多數(shù)學(xué)者關(guān)注茶葉出口的生產(chǎn)成本、地理距離、匯率波動(dòng)、茶葉出口壁壘（劉義、盧山，2018；霍尚一、林堅(jiān)，2010；趙穎、鐘楨、彭梓泰，2018；侯明利，2008）等影響因素，不同學(xué)者采用了不同的研究方法，得出上述這些因素都是影響茶葉出口的主要因素。在研究出口貿(mào)易的影響因素時(shí)，人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)出口的影響也是近年來(lái)學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)之一。田巍、姚洋、余淼杰等（2013）拓展了人口結(jié)構(gòu)與貿(mào)易的關(guān)聯(lián)，構(gòu)建一般均衡理論模型首次探討了人口轉(zhuǎn)型如何影響國(guó)際貿(mào)易。王秋紅、王聰、張嬋娟（2014）研究了人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與出口商品結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，得出人口年齡結(jié)構(gòu)的變化勢(shì)必會(huì)影響出口商品結(jié)構(gòu)。茶葉與人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)的相關(guān)研究中，最具有代表性的就是楠筠（2006）明確指出茶葉的采摘和種植基本是女性為主，女性勞動(dòng)者的比例和茶葉數(shù)量之間存在典型的相關(guān)性。但針對(duì)茶葉出口的影響因素中，卻鮮少去研究人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)茶葉出口影響，因此本文嘗試去梳理茶葉出口和人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)之間的關(guān)系。

2 入世以來(lái)茶葉出口的變化特征

根據(jù)中國(guó)三農(nóng)數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)分析，入世以來(lái)，中國(guó)茶葉出口呈現(xiàn)穩(wěn)步直線(xiàn)上漲趨勢(shì)，茶葉產(chǎn)量和產(chǎn)業(yè)出口金額的波動(dòng)趨勢(shì)基本趨于一致。茶葉出口已經(jīng)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)不可或缺的一部分。在不包括港澳臺(tái)地區(qū)的31個(gè)省市自治區(qū)中，茶葉出口值排在前三的單位是浙江省、福建省、安徽省。而國(guó)內(nèi)的茶葉采摘面積大省四川省在茶葉出口總額中排名卻并不靠前，這主要是由于其地理區(qū)位和茶葉品類(lèi)決定的。雖然采摘面積大，但是茶產(chǎn)量和茶葉國(guó)際知名度普遍偏低，四川茶葉出口價(jià)值不高。茶葉出口總金額排在后面幾位的，內(nèi)蒙古、天津市、遼寧省基本也都不是茶葉生產(chǎn)大市或大省。

3 人口結(jié)構(gòu)變化的規(guī)律分析

人口結(jié)構(gòu)進(jìn)行細(xì)分可以分為人口規(guī)模結(jié)構(gòu)、人口年齡結(jié)構(gòu)、人口學(xué)歷結(jié)構(gòu)以及人口收入結(jié)構(gòu)。本文分別針對(duì)這幾部分內(nèi)容進(jìn)行闡述。表2闡述了2003至2018年鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)。由于茶葉屬于農(nóng)業(yè)，有歸屬于第一產(chǎn)業(yè)，而農(nóng)業(yè)大部分?jǐn)?shù)是鄉(xiāng)村就業(yè)人員，因此在解釋人口規(guī)模結(jié)構(gòu)時(shí)以鄉(xiāng)村就業(yè)人員和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員來(lái)表示。從2003年至2018年，無(wú)論是鄉(xiāng)村就業(yè)人員還是第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的總數(shù)均呈下降趨勢(shì)，這說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)效果顯著。

表1 2003-2018年人口規(guī)模

由于茶葉生產(chǎn)制作加工過(guò)程需要相對(duì)的耐心和細(xì)心，根據(jù)之前學(xué)者的相關(guān)研究，普遍認(rèn)為茶葉種植與女性雇員存在莫大的關(guān)系，因此按照職業(yè)劃分可以分為雇員、雇主、自營(yíng)業(yè)者和家庭幫工進(jìn)行分類(lèi)。本文選擇不同年齡段女性雇員的占比來(lái)解釋人口年齡結(jié)構(gòu)圖2展示的是女性雇員在不同年齡段就業(yè)人數(shù)的占比，根據(jù)圖2可以發(fā)現(xiàn)，20-24歲女性雇員占比最大，其次是16-19歲，從而可以得出女性雇員的年齡普遍偏低，同時(shí)，隨著時(shí)間的推移，女性雇員就業(yè)占比不斷變大，這說(shuō)明女性從業(yè)者中越來(lái)越多從其他職業(yè)分工工種進(jìn)入到雇員行業(yè)。

圖2 2005-2018年女性雇員在不同年齡段所占比例

女性雇員的受教育程度也是衡量女性從業(yè)者學(xué)歷結(jié)構(gòu)的重要指標(biāo)，表3表述了女性雇員受教育程度的比例，據(jù)表3可知女性雇員受教育程度為大學(xué)專(zhuān)科以上的逐年增加，2015年以后受教育比重最高的初中學(xué)歷，次高的是是大學(xué)專(zhuān)科水平，受過(guò)高等教育的占比超過(guò)30%。

人口收入結(jié)構(gòu)中，本文主要以農(nóng)村居民可支配收入來(lái)表示收入結(jié)構(gòu)，因?yàn)楸疚难芯康谋唤忉屪兞繒r(shí)茶葉出口，茶葉屬于農(nóng)業(yè)，故此以農(nóng)村居民可支配收入來(lái)進(jìn)行解釋有一定的意義。除此之外，通過(guò)表4還可以看出，收入水平越高的人權(quán)茶葉消費(fèi)量越大，這直接從收入角度解釋了茶葉和收入結(jié)構(gòu)直接的關(guān)系。

圖3 農(nóng)村居民可支配收入

4 人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響茶葉出口的實(shí)證分析

本文首先對(duì)人口結(jié)構(gòu)和茶葉出口的平穩(wěn)性進(jìn)行分析，接著利用協(xié)整檢驗(yàn)的方法從整體上判斷兩者的變動(dòng)是否存在長(zhǎng)期協(xié)整均衡關(guān)系，然后使用Granger檢驗(yàn)分析兩者變動(dòng)的因果聯(lián)系。

4.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及描述

為了避免匯率波動(dòng)引起的對(duì)茶葉出口的影響，本文在研究中選取了中國(guó)入世之后2002年至2018年茶葉出數(shù)量的對(duì)數(shù)值作為因變量，共17年年度數(shù)據(jù)，自變量中第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)作為人口規(guī)模，20-24歲人口從業(yè)人員占比作為人口結(jié)構(gòu)，大學(xué)專(zhuān)科以上的比重作為人口學(xué)歷占比，農(nóng)村居民可支配收入取對(duì)數(shù)作為人口收入結(jié)構(gòu)。另外，由于茶葉產(chǎn)量直接影響茶葉出口，因此控制了茶葉產(chǎn)量這一因素，也對(duì)其取了對(duì)數(shù)。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》、《中國(guó)人力資源和社會(huì)保障部》、《中國(guó)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》。

表2 女性雇員受教育程度比例

表3 茶葉消費(fèi)和收入結(jié)構(gòu)的關(guān)系

表4 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

4.2 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析的前提是保證序列的平穩(wěn)性，因此本文對(duì)2002至2018年的數(shù)據(jù)，利用Eviews9.0進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表5所示，從表5可以發(fā)現(xiàn)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，所有變量滿(mǎn)足一階序列平穩(wěn)的假設(shè)檢驗(yàn)。

本文采用Eg兩步法對(duì)原序列進(jìn)行OLS回歸，得到的回歸方程下的resid序列，針對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若平穩(wěn)，則存在協(xié)整關(guān)系。殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果p值為0.0302，拒絕了殘差存在單位根的原假設(shè)，因此殘差水平平穩(wěn)，原方程的自變量與因變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

表5 殘差的單位根檢驗(yàn)

表6 主要解釋變量是否為因變量的格蘭杰原因

4.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可以說(shuō)明變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但不能說(shuō)明變量之間的因果關(guān)系。需用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)確定的是一個(gè)變量是否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本原理是：在分析時(shí)間序列變量Y對(duì)其它變量（包括自身的過(guò)去值）的回歸時(shí)，如果加入時(shí)間序列變量X的滯后項(xiàng)能顯著地改進(jìn)對(duì)Y的預(yù)測(cè)，則認(rèn)為X是Y的Granger原因。本文繼續(xù)對(duì)人口規(guī)模、人口年齡、人口學(xué)歷、人口收入做Granger因果檢驗(yàn)，輸出結(jié)果見(jiàn)表6。根據(jù)表6可知，人口規(guī)模結(jié)構(gòu)和人口收入結(jié)構(gòu)的Granger檢驗(yàn)結(jié)果顯著拒絕原假設(shè)，認(rèn)為這兩個(gè)解釋變量對(duì)茶葉出口存在顯著Granger因果關(guān)系。

5 結(jié)論

本文在前人分析茶葉影響因素的基礎(chǔ)上，通過(guò)對(duì)茶葉出口的現(xiàn)狀和人口結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀的描述后，提出人口結(jié)構(gòu)會(huì)影響茶葉出口的這一假設(shè)，分析了影響茶葉出口的人口因素。在實(shí)證檢驗(yàn)過(guò)程中，剖析了人口結(jié)構(gòu)因素的四個(gè)維度，即人口規(guī)模結(jié)構(gòu)、人口年齡結(jié)構(gòu)、人學(xué)歷結(jié)構(gòu)和人口收入結(jié)構(gòu)變化，利用中國(guó)2002年至2018年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ万?yàn)證了人口結(jié)構(gòu)對(duì)茶葉出口存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，同時(shí)人口規(guī)模結(jié)構(gòu)和人口收入結(jié)構(gòu)都是茶葉出口量的格蘭杰原因。