蘇寶財，管 曦，李燁坤，姚小冰，林春桃

1. 福建農(nóng)林大學 經(jīng)濟管理學院，福建 福州 350002；2. 福建商學院 工商管理學院，福建 福州 350012

中國茶葉產(chǎn)量由2014年的204.9萬t上升到2019年的277.7萬t，茶園面積由2000年1 089 103 ha增加到2019年3 105 103 ha。以茶農(nóng)和中小茶葉企業(yè)為主體的中國茶產(chǎn)業(yè)，在茶葉主產(chǎn)區(qū)域各級政府的引導和支持下，克服生產(chǎn)經(jīng)營主體弱小所帶來的資金和人才不足等問題，走出一條以“茶葉區(qū)域品牌”為主導的中國茶產(chǎn)業(yè)品牌建設之路，形成以茶葉區(qū)域品牌為核心的區(qū)域茶產(chǎn)業(yè)競爭態(tài)勢。茶葉區(qū)域品牌成為了中國茶產(chǎn)業(yè)最具市場價值的一類品牌。以西湖龍井為例，2020年中國茶葉區(qū)域品牌價值評估結果顯示，其以70.76億元位列榜首[1]。眾所周知，茶葉區(qū)域品牌標示了茶葉來源地、特定品質和信譽等，由所在區(qū)域的自然環(huán)境條件或社會經(jīng)濟文化條件所決定。由于地理空間具有異質性，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的基礎與約束條件各不相同，其價值在空間分布上存在地區(qū)差異；同時，茶葉區(qū)域品牌經(jīng)過一定時間發(fā)展，在空間上也可能存在彼此接近的趨同趨勢，即空間收斂性。在當前中國茶葉主產(chǎn)區(qū)各級政府大力發(fā)展區(qū)域品牌以促進茶產(chǎn)業(yè)轉型升級的背景下，對這類問題的研究成果可為各級政府制定合理的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展空間布局和茶產(chǎn)業(yè)轉型升級戰(zhàn)略提供一定的理論依據(jù)和決策參考。

目前，國內文獻主要從兩方面探討品牌發(fā)展的空間效應。一是研究品牌發(fā)展的空間分布。王靜在《品牌有價》一書中收錄了1995—2004年每年的中國品牌價值研究報告，并對中國品牌價值的行業(yè)與地區(qū)分布進行研究[2]；楊曉光采用經(jīng)濟地理的空間分析方法對中國500強品牌的數(shù)量和價值的地區(qū)差異進行研究[3]；劉華軍利用我國國家工商總局、質檢總局和農(nóng)業(yè)部發(fā)布的地理標志數(shù)據(jù)，對地理標志空間分布的集聚特征與溢出效應進行分析[4]；徐英等運用地理集中指數(shù)、多元線性回歸與ArcGIS制圖等方法對貴州省農(nóng)產(chǎn)品地理標志空間分布及影響因素進行研究，發(fā)現(xiàn)貴州省農(nóng)產(chǎn)品地理標志市域尺度的空間分布具有一定集中性，而政府重視程度對農(nóng)產(chǎn)品地理標志空間格局的影響最大[5]。二是研究品牌發(fā)展的地區(qū)差異與極化趨勢。郭守亭利用2004—2010年中國品牌500強數(shù)據(jù)對中國品牌的價值演化與價值分布進行研究，發(fā)現(xiàn)中國品牌價值基本呈現(xiàn)區(qū)域穩(wěn)定增長，但品牌價值的區(qū)域差異明顯[6]；郭美晨[7]和劉華軍等[8]利用中國品牌500強數(shù)據(jù)研究中國品牌發(fā)展的地區(qū)差異、空間非均衡與極化程度，發(fā)現(xiàn)中國品牌經(jīng)濟的發(fā)展呈穩(wěn)定增長趨勢，但具有顯著的空間非均衡特征；林春桃等研究發(fā)現(xiàn)，中國茶葉區(qū)域公用品牌發(fā)展存在顯著的空間非均衡性，且各省茶葉區(qū)域公用品牌發(fā)展的絕對差異在逐漸擴大[9]。國外品牌研究主要集中于微觀視角，較少關注宏觀經(jīng)濟層面的品牌研究[8]。可見，當前關于品牌發(fā)展的空間效應方面的研究主要側重于空間分布與地區(qū)差異（即品牌發(fā)展的空間極化現(xiàn)象），較少關注品牌發(fā)展的空間收斂趨勢，特別是鮮有文獻關注空間地理因素與茶葉區(qū)域品牌的關系以及考慮我國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展是否存在著地理集聚現(xiàn)象或是空間收斂趨勢；同時較少從行業(yè)層面探討品牌發(fā)展的空間效應。

鑒于當前中國茶葉主產(chǎn)區(qū)各級政府大力發(fā)展區(qū)域品牌以促進茶產(chǎn)業(yè)轉型升級以及茶產(chǎn)業(yè)對于山區(qū)農(nóng)民增收的重要意義[10]。構建與地方資源相匹配的茶葉區(qū)域品牌十分重要，這就需要對茶葉區(qū)域品牌的空間演化特征及趨勢等展開全面的梳理和分析。本文借鑒現(xiàn)有文獻，運用泰爾指數(shù)和變異系數(shù)來測度中國茶葉四大產(chǎn)區(qū)茶葉區(qū)域品牌的發(fā)展水平差異程度，并利用OLS模型和空間杜賓模型從時間和空間兩個維度檢驗茶葉區(qū)域品牌的發(fā)展演化趨勢，并基于研究結論提出推動中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的政策建議。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

主要來源于浙江大學CARD中國農(nóng)業(yè)品牌研究中心和中國茶葉品牌價值評估課題組發(fā)布的2010—2019年中國茶葉區(qū)域品牌價值評估研究報告，通過研究報告中全國百強茶葉區(qū)域品牌價值之和表示各地茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平。參考林春桃等[9]和肖智等[11]做法，將中國茶葉主產(chǎn)區(qū)劃分為四大地區(qū)：西南茶區(qū)（云南、貴州、四川）、江南茶區(qū)（浙江、安徽、江蘇、湖南、湖北、江西）、華南茶區(qū)（廣東、廣西、福建）和江北茶區(qū)（陜西、河南、山東）。條件β收斂模型中變量涉及的數(shù)據(jù)主要來自2010—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省市統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報和農(nóng)村統(tǒng)計年鑒。茶葉區(qū)域品牌價值與農(nóng)林水投入等數(shù)據(jù)調整以2010年為基期的實際值。

1.2 研究方法

1.2.1 地區(qū)差異測度方法

目前主要有三種地區(qū)差異測度方法，即泰爾指數(shù)、變異系數(shù)和基尼系數(shù)，但三種方法存在差異。本文參考王周偉等[12]和楊桐彬等[13]的研究，主要選用泰爾指數(shù)和變異系數(shù)兩種方法。

1.2.2 空間收斂性檢驗方法

新古典經(jīng)濟增長理論的收斂假說，其檢驗方法主要三類，即σ收斂、俱樂部收斂和β收斂等，收斂理論廣泛用于產(chǎn)業(yè)增長、生態(tài)效率、碳排放等方面研究[14]。本文采用β收斂檢驗，β收斂又可分為絕對β收斂和條件β收斂兩種檢驗方式。

由于各個茶葉主產(chǎn)省在茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的政策支持方面相互學習借鑒，且全國茶葉消費偏好在不斷變換，相互融合，不同主產(chǎn)省間茶產(chǎn)業(yè)各要素流動頻繁，存在一定的空間依賴性。因此，有必要將空間因素納入茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平收斂模型。由于空間杜賓模型（Spatial Dubin Model，SDM）是空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM) 和空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）的組合擴展形式，更具普遍性，可通過Wald檢驗識別空間杜賓模型是否退化成空間滯后模型和空間誤差模型。因此，參考楊桐彬等[13]和李晶等[15]的研究，本文選定空間杜賓模型作為基礎模型，建立茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平β收斂的空間杜賓模型，其表達式分別為：

其中，式（1）和式（2）分別為絕對β收斂和條件β收斂的空間杜賓模型表達式；式（1）和（2）中，yi，f表示第i個省份第t年茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平，以百強茶葉區(qū)域品牌價值之和來表示。

1.2.3 空間權重矩陣構建

空間權重矩陣通常采用的距離有鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟距離等，考慮到15個省茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平空間相關的復雜性，選取半徑距離空間權重矩陣（wij）。wij是使用第i個茶葉主產(chǎn)省省會與第j個茶葉主產(chǎn)省省會之間距離（dij）平方的倒數(shù)來反映兩個茶葉主產(chǎn)省之間聯(lián)系的緊密程度，即距離越遠的空間單元之間空間交互效應越小。此外，考慮到某些空間單元影響程度過大的問題，對空間權重矩陣wij進行標準化處理。

2 結果與分析

2.1 中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時間變化趨勢

從圖1可看出，中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時間變化呈平穩(wěn)上漲階段。十年來，中國茶葉區(qū)域品牌價值上漲187.06%，年增長率18.71%。從四大茶區(qū)來看，西南茶區(qū)長期接近但基本低于全國平均水平，茶葉區(qū)域品牌價值增長趨勢基本與全國一致。江南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌價值長期高于全國平均水平，2017年后增速加快，拉大與全國平均水平的距離。華南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展可分為兩個階段，第一階段為2010—2016年呈平穩(wěn)上漲階段，與江南茶區(qū)伯仲之間；第二階段為2017—2020年呈先下降后上升態(tài)勢，2020年恢復到2016年的水平，且略低于全國平均水平。江北茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平長期低于全國平均水平，從年增長率看，也低于全國平均水平，拉大與全國平均水平的距離?？偟膩砜?，四大茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時間變化反映了各茶區(qū)的茶產(chǎn)業(yè)的整體發(fā)展水平。

圖1 全國及四大茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時間變化趨勢（2010—2020年）Figure 1 Temporal trends of tea regional brands in China and four major tea regions from 2010 to 2020

2.2 中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的地區(qū)差異

從時間演化趨勢來看，2010—2019年中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的泰爾指數(shù)和變異系數(shù)呈下降趨勢，10年內泰爾指數(shù)下降了44.02%，變異系數(shù)下降了28.83%。從區(qū)域看，華南茶區(qū)的地區(qū)內差異最大，2010—2019年間其泰爾指數(shù)在0.42 ～ 0.72范圍波動，變異系數(shù)在1.00左右變動；其次是江南茶區(qū)，其泰爾指數(shù)從2010年的0.46下降到2019年的0.19，變異系數(shù)10年間從1.07降至0.69；再次是江北茶區(qū)，其泰爾指數(shù)從2010年的0.20下降到2019年的0.03，變異系數(shù)從0.62降至0.24；地區(qū)內差異最小的西南茶區(qū)，其泰爾指數(shù)從2010年的0.05下降到2019年的0.02，變異系數(shù)從0.29降至0.20（表1、表2）。

表1 全國及四大茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的泰爾指數(shù)（2010—2019年）Table 1 Theil index of tea regional brands in China and four major tea regions from 2010 to 2019

表2 全國及四大茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的變異系數(shù)（2010—2019年）Table 2 Variation coefficient of tea regional brands in China and four major tea regions from 2010 to 2019

綜上，2010—2019年中國茶葉區(qū)域公用品牌發(fā)展水平的地區(qū)差異較大，但呈下降趨勢。其中，西南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的地區(qū)差異長期維持較低水平，江北茶區(qū)的地區(qū)差異下降速度最大趨于較低水平，江南茶區(qū)還存在著一定水平上的地區(qū)差異，但其總體上呈持續(xù)下降趨勢，華南茶區(qū)長期存在較大的地區(qū)差異。

2.3 中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的空間收斂

2.3.1 空間相關性檢驗

利用軟件Stata14.0對中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平指標進行空間相關性檢驗，結果如表3所示。基于半徑距離空間權重矩陣（即距離倒數(shù)平方權重矩陣）（wij）驗證了中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平2010—2019年的莫蘭指數(shù)均為正數(shù)，且大多數(shù)通過了顯著性檢驗，表明中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展存在空間依賴性。

表3 中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的Moran's I 檢驗統(tǒng)計量Table 3 Statistics of Moran's I test of tea regional brands development in China

2.3.2 空間計量模型選擇

為選擇一個適宜本研究的空間面板模型，根據(jù)Elhorst（2014）[16]提供的原則進行篩選。在假定選擇空間杜賓模型作為本研究開展空間計量分析的前提下，通過Wald檢驗和LM檢驗來確定空間杜賓模型是否會退化其它空間計量模型?？臻g杜賓模型包括兩個原假設，即H0：θ= 0和H0：θ+δβ= 0。其中，第一個原假設H0：θ= 0主要用來檢驗空間杜賓模型是否可能退化為空間滯后模型；第二個原假設H0：θ+δβ= 0主要用來檢驗空間杜賓模型是否可能退化為空間誤差模型。假如接受了第一個原假設H0：θ= 0，且LM檢驗也通過，則選擇空間滯后模型；假如接受了第二個原假設H0：θ+δβ= 0，且LM檢驗也通過，則選擇空間誤差模型；假如兩個原假設都被拒絕，則選擇空間杜賓模型。本文按照上述原則分別對絕對β收斂、條件β收斂模型進行檢驗和篩選，結果如表4所示。結果表明，無論是絕對β收斂模型還是條件β收斂模型，都在1%的顯著性水平都拒絕兩個原假設。因此，本文選擇空間杜賓模型。

表4 空間計量模型選擇Table 4 Selection of spatial econometric model

作為空間面板模型，考慮到樣本自身效應，即本研究的樣本數(shù)與總體數(shù)量一致，一般采用固定效應[10]，故β空間收斂檢驗更適宜采用固定效應。對于空間杜賓模型的參數(shù)估計方法，主要有極大似然值估計法、兩階段最小二乘法與工具變量法和廣義矩估計法，本文采用極大似然值估計法。

2.3.3 中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的空間收斂實證分析

2.3.3.1 分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的空間絕對β收斂

通過對比分析茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的絕對β收斂OLS模型和絕對β收斂空間杜賓模型估計結果（表5），探討絕對β收斂模型的空間效應。從表5可知，在不考慮空間效應的OLS模型中，全國及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的絕對β收斂系數(shù)均小于零，其中全國層面、西南茶區(qū)、江南茶區(qū)和江北茶區(qū)呈5%或1%水平上顯著，而華南茶區(qū)不顯著。這意味在不考慮空間效應的情況下，全國及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平最終將收斂于同一穩(wěn)態(tài)水平，反映了全國各產(chǎn)茶省份間的差距在逐步縮小。從收斂速度V值的大小看，西南茶區(qū)和江北茶區(qū)的收斂趨勢為全國水平的2倍多，江南茶區(qū)為全國水平的1.4倍，而華南茶區(qū)則為全國水平的3/4。

表5 絕對β收斂的OLS模型和空間杜賓模型的估計結果Table 5 Estimation results of OLS model and SDM model with absolute β convergence

在考慮空間效應的絕對β收斂空間杜賓模型中，全國及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的絕對β收斂系數(shù)均小于零，且在1%水平上顯著，但是將華南茶區(qū)的絕對β收斂系數(shù)代入收斂速度公式（V= -ln(1+β)/T）中，無法測算出其絕對β收斂速度。這意味著，在空間效應的作用下，全國層面、西南茶區(qū)、江南茶區(qū)和江北茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平最終將收斂于同一穩(wěn)態(tài)水平，而華南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平現(xiàn)階段并不存在絕對β收斂性。從收斂速度V值的大小看，與絕對β收斂OLS模型相比，西南茶區(qū)和江北茶區(qū)空間收斂速度為3倍多，江南茶區(qū)則略低于2倍，這表明茶區(qū)間的相互學習與技術溢出有助于區(qū)域品牌發(fā)展速度的收斂。同時，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的空間滯后項系數(shù)和茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度的空間自回歸系數(shù)ρ均為正，且除江北茶區(qū)的空間滯后項系數(shù)不顯著外，其它均呈顯著。這表明全國及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平存在正向的空間效應，地理距離相近的產(chǎn)茶省份更容易相互學習打造區(qū)域品牌的經(jīng)驗和教訓。當然，華南茶區(qū)的3省區(qū)（福建、廣東和廣西）在茶葉區(qū)域品牌發(fā)展中盡管存在空間效應，但是并沒有帶來收斂效應，其可能原因是3省區(qū)的茶產(chǎn)業(yè)所具有的自然要素稟賦和社會經(jīng)濟條件的地區(qū)差異太大所導致的。

2.3.3.2 分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的空間條件β收斂

表6報告了條件β收斂的OLS模型和空間杜賓模型的估計結果。在不考慮空間效應的條件β收斂OLS模型中，在控制了農(nóng)業(yè)人力資本等變量后，全國及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的條件β收斂系數(shù)均小于零，且在5%或1%水平上顯著，表明存在明顯的條件β收斂；這意味著在不考慮空間效應的情況下，全國及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平將收斂于各自的穩(wěn)態(tài)水平。從控制變量的回歸結果看，除了西南茶區(qū)外，農(nóng)業(yè)人口數(shù)和農(nóng)林水投入對茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度產(chǎn)生的影響不顯著，從回歸系數(shù)符號來看不同地區(qū)也不相同；這反映四大茶區(qū)在勞動力和物質資本等方面供給差異性較大，且與該茶區(qū)茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展對各種要素需求的匹配程度也不一樣，從而對該茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度產(chǎn)生的影響力度與作用方向也不一樣。從收斂速度V值的大小看，全國和四大茶區(qū)的條件β收斂速度不同，分別為0.0156、0.8072、0.0228、0.0699和0.0320，西南茶區(qū)最快，華南茶區(qū)次之，江北茶區(qū)和江南茶區(qū)最慢。

表6 條件β收斂的 OLS模型和空間杜賓模型的估計結果Table 6 Estimation results of OLS model and SDM model with absolute β convergence

在考慮空間效應的條件β收斂空間杜賓模型中，一是從收斂系數(shù)上看，全國及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的條件β收斂系數(shù)在1%水平上通過顯著性檢驗，且均小于零，但是將華南茶區(qū)的絕對β收斂系數(shù)代入收斂速度公式計算則無法測算出其條件β收斂速度；這意味著，在空間效應的作用下，除華南茶區(qū)外，全國及其它三大茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平最終將收斂于各自的穩(wěn)態(tài)均衡水平。二是從控制變量的回歸結果看，除了華南茶區(qū)外，農(nóng)林水投入對茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度產(chǎn)生5%或1%水平上顯著的影響，從作用方向看全國及分地區(qū)層面都是正向的影響；農(nóng)業(yè)人口數(shù)對江北茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度產(chǎn)生5%顯著性水平上的負向影響，其余都不顯著，從作用方向看全國層面、西南茶區(qū)和江南茶區(qū)是正向的，華南茶區(qū)和江北茶區(qū)是負向的；這反映在空間效應的作用下，鄰近地區(qū)在茶產(chǎn)業(yè)的物質資本比如茶園水肥一體化設施等方面的投入會促進技術轉移，導致本地區(qū)茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，從而推進茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度；也反映了不同茶區(qū)勞動力稟賦不同，各自茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平也不一致，勞動替代方面的技術或設備的應用水平參差不齊，勞動力稟賦對茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度產(chǎn)生的影響力度與作用方向也不一樣。三是從收斂速度V值的大小看，西南茶區(qū)最快，為全國水平的5倍多；江北茶區(qū)次之，為全國水平的2倍多；江南茶區(qū)則只有全國水平的0.66，華南茶區(qū)不存在收斂趨勢。四是從空間效應來看，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的空間滯后項系數(shù)為負值，且在全國層面和江南茶區(qū)呈1%水平上的顯著影響；除江北茶區(qū)外，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度的空間自回歸系數(shù)ρ均為正，且在全國層面和江南茶區(qū)分別呈1%和10%水平上的顯著影響。這表明，在全國層面和江南茶區(qū)存在明顯的空間效應，西南茶區(qū)、江北茶區(qū)和華南茶區(qū)的空間效應不明顯。

3 結論與建議

3.1 結論與討論

2010—2019年中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時間變化呈平穩(wěn)上漲階段，中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的泰爾指數(shù)和變異系數(shù)呈下降趨勢，反映10年來中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的地區(qū)差異有較大緩解，這與胡曉云等[1]和林春桃等[9]的研究結論一致。中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度呈β收斂特征，但與OLS模型相比，考慮空間效應的β收斂速度為其7 ～ 9倍。表明各省的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展快慢受到鄰近省份的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的正向影響，且受本省的茶產(chǎn)業(yè)所投入的勞動、資本以及茶園面積等要素的影響。其可能的原因是本省的茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)水平和要素稟賦是發(fā)展茶葉區(qū)域品牌的基礎條件，同時，具備良好的茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展條件才能更高效的承接鄰近省份的“空間溢出效應”。

2010—2019年西南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展趨勢基本與全國水平一致，其地區(qū)差異長期維持較低水平。西南茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度呈β收斂特征，但與OLS模型相比，考慮空間效應的條件β收斂速度為其0.87倍；與全國層面相比，考慮空間效應的條件β收斂速度為其5.04倍。其可能的原因是西南茶區(qū)的云南、四川和貴州三省茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平已經(jīng)相差無幾，呈趨同勢頭，鄰近省份的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展帶來的“空間溢出效應”越來越小，且茶區(qū)內各省茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展條件都很好，茶葉區(qū)域品牌競爭激烈，產(chǎn)生內卷行為，以至出現(xiàn)在考慮空間效應后條件β收斂速度竟然變小的結果。

2010—2019年江南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展長期高于全國平均水平，也存在著較大的地區(qū)差異，但其總體上呈持續(xù)下降趨勢。江南茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度呈β收斂特征，與OLS模型相比，考慮空間效應的β收斂速度為其3 ～ 4倍；與全國層面相比，考慮空間效應的β收斂速度為其0.6 ～ 0.7倍。表明江南茶區(qū)六省的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的“空間溢出效應”明顯，但收斂趨勢弱于全國水平，這與李道和等[10]的研究結果基本一致。其可能原因是江南茶區(qū)六省都是傳統(tǒng)茶區(qū)，茶葉生產(chǎn)歷史悠久，名優(yōu)茶品種多，茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)條件優(yōu)越，要素稟賦適宜種植加工茶葉，因此能高效學習吸收鄰近省份的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展經(jīng)驗。但由于江南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的地區(qū)差異高于全國平均水平，以至于該茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的收斂趨勢不及全國水平。

2010—2016年華南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展呈平穩(wěn)上漲階段，2017—2019年呈先下降后上升態(tài)勢；華南茶區(qū)長期存在較大的地區(qū)差異，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度不存在β收斂特征。說明華南茶區(qū)內部各省茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平差異大，個別省份拖后腿現(xiàn)象明顯。以2019年為例，福建省茶葉區(qū)域品牌價值為廣東省的11倍多，遠高于江南茶區(qū)的浙江和江蘇之間的差距。其可能原因是廣東和廣西兩省（自治區(qū)）的茶產(chǎn)業(yè)基礎差，產(chǎn)值低，難以學習應用福建省茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的經(jīng)驗。福建省在華南茶區(qū)一枝獨秀，“空間集聚效應”明顯，致使華南茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展差距依舊在被拉大，這與華南茶區(qū)長期存在較大的地區(qū)差異的研究結論一致。

2010—2019年江北茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平長期低于全國平均水平，其地區(qū)差異下降速度最大且趨向較低水平，江北茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度呈β收斂特征，與OLS模型相比，考慮空間效應的β收斂速度為其3 ～ 9倍。與全國層面相比，考慮空間效應的β收斂速度為其1 ～ 2倍。表明江北茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平整體較弱，“空間溢出效應”明顯，收斂速度較快。其可能原因，盡管江北茶區(qū)三省之間高效地學習吸收鄰近省份的經(jīng)驗，但相對于全國而言，它們在全國茶產(chǎn)業(yè)占的比重低，發(fā)展水平最弱，適宜發(fā)展茶葉生產(chǎn)的土壤、氣候、溫度等自然環(huán)境條件差，因此只能低水平趨同發(fā)展。

3.2 建議

3.2.1 構建茶葉區(qū)域品牌建設的區(qū)域協(xié)同體系

針對西南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展“空間溢出效應”弱，出現(xiàn)內卷化現(xiàn)象，各茶區(qū)在加強自身茶葉品牌經(jīng)濟建設，還應充分注意到全國各產(chǎn)茶?。▍^(qū)）間打造以區(qū)域品牌為核心的茶葉品牌經(jīng)濟的空間關聯(lián)特征以及技術溢出效應，搭建茶區(qū)間合作交流平臺和協(xié)同機制，積極開展各產(chǎn)茶省的茶葉區(qū)域品牌建設的政策、經(jīng)驗與技術等方面的交流與合作，推進各產(chǎn)茶省的茶葉區(qū)域品牌建設的協(xié)調發(fā)展。

3.2.2 壯大茶葉區(qū)域品牌的產(chǎn)業(yè)根基

針對華南茶區(qū)和江南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的地區(qū)差距大的問題，各地方政府特別是對于茶葉區(qū)域品牌發(fā)展落后?。ㄗ灾螀^(qū)）而言，要充分認識到中國茶產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)展的過程中伴隨著兩種相反作用的效應即空間溢出效應和空間集聚效應，進一步優(yōu)化茶產(chǎn)業(yè)品牌經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，引入全國知名茶葉企業(yè)，培育壯大本地茶葉生產(chǎn)經(jīng)營主體，吸引茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的各種要素的流入，壯大茶葉區(qū)域品牌的產(chǎn)業(yè)根基，縮小地區(qū)差距。

3.2.3 打造全產(chǎn)業(yè)鏈茶葉區(qū)域品牌生態(tài)系統(tǒng)

針對江北茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌的低水平收斂發(fā)展，應將茶葉產(chǎn)業(yè)政策與市場機制有效結合，充分考慮各產(chǎn)茶省的自然資源稟賦、生產(chǎn)要素與技術水平、茶文化積累與區(qū)位優(yōu)勢特色等，從茶葉種植、初（精）加工到茶配套產(chǎn)品、茶葉三產(chǎn)等，整合區(qū)域茶產(chǎn)業(yè)上下游資源[17]，重點打造以某個茶葉區(qū)域品牌為核心的品牌生態(tài)系統(tǒng)，以點帶面，把區(qū)域品牌的價值延展至茶產(chǎn)業(yè)的上下游，實現(xiàn)該區(qū)域品牌的規(guī)模效應，以提升本地區(qū)茶葉全產(chǎn)業(yè)鏈的品牌經(jīng)濟價值，從而降低中國茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的地區(qū)差異。