朱偉麗，陳江華，李道和

1. 北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2. 江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330045；3. 江西農(nóng)業(yè)大學(xué)人文與公共管理學(xué)院，江西 南昌 330045

隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的持續(xù)全面推進(jìn)，農(nóng) 業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與振興在助推農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展方面發(fā)揮了關(guān)鍵作用。近年來，中央一號(hào)文件多次聚焦農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，要求各地因地制宜，依托特色資源優(yōu)勢(shì)，培育壯大特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)。在國(guó)家高度重視以及各種利好政策的釋放下，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)在生產(chǎn)、營(yíng)銷、貿(mào)易、出口等方面都有了長(zhǎng)足的發(fā)展，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)值方面表現(xiàn)出強(qiáng)大的競(jìng)爭(zhēng)力和貢獻(xiàn)力[1]。目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型邁向高質(zhì)量發(fā)展的階段，但茶產(chǎn)業(yè)作為我國(guó)傳統(tǒng)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)，仍然受到技術(shù)壁壘與資源環(huán)境的約束，存在突出的結(jié)構(gòu)性矛盾，與高質(zhì)量發(fā)展要求仍有較大距離[2]。有研究表明，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（Total factor productivity，TFP）的提升是我國(guó)經(jīng)濟(jì)變革的內(nèi)生動(dòng)力[3]，更是農(nóng)業(yè)綜合效益提升與可持續(xù)發(fā)展的核心所在[4]，農(nóng)業(yè)政策和制度環(huán)境在提升全要素生產(chǎn)率方面發(fā)揮著不可忽視的作用。因此分析我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)政策變遷與全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)對(duì)提高茶產(chǎn)業(yè)要素配置效率、優(yōu)化茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)力布局、提高茶產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力具有深遠(yuǎn)意義。

農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率是指農(nóng)業(yè)產(chǎn)出量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的資本、勞動(dòng)力、土地等投入要素的比值[5]。農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升有賴于技術(shù)進(jìn)步、要素投入、經(jīng)營(yíng)規(guī)模、人力資本水平及產(chǎn)業(yè)政策[6]，其中產(chǎn)業(yè)政策是影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的核心因素[7]。農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高不能僅靠市場(chǎng)這只“無形之手”的作用，還需要政府宏觀調(diào)控以糾正市場(chǎng)失靈[8]。政府在金融財(cái)稅、土地利用與出口貿(mào)易等方面的制度安排和政策導(dǎo)向能夠優(yōu)化市場(chǎng)環(huán)境，對(duì)于資源配置、技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的改變均發(fā)揮著重要作用[9]。

為明晰 1986—2018年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展方向和規(guī)律，探究我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)趨勢(shì)，明確茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響及作用程度，本研究選用1986—2018年我國(guó)茶葉生產(chǎn)投入產(chǎn)出相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解效率值進(jìn)行測(cè)算，并通過 Tobit回歸分析方法測(cè)度茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的綜合作用，以豐富相關(guān)領(lǐng)域的研究。

1 農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率研究進(jìn)展

1.1 農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測(cè)算方法

國(guó)內(nèi)外學(xué)者基于多種方法對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了分解與測(cè)度：（1）增長(zhǎng)核算法[10]；（2）參數(shù)法，主要包括索洛余值法[11]和隨機(jī)前沿分析法[12-13]；（3）非參數(shù)法，主要包含指數(shù)法[14]與數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法[15]。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法無需設(shè)定具體生產(chǎn)函數(shù)，且適用于多投入、多產(chǎn)出的效率評(píng)估，因而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率評(píng)價(jià)方面得到了廣泛運(yùn)用。

1.2 茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率

對(duì)于茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其他效率的測(cè)度，現(xiàn)有文獻(xiàn)也做出了大量有益的探討。劉志成等[16]基于 DEA模型的實(shí)證研究，分析了我國(guó)18個(gè)產(chǎn)茶省份2004—2013年的生產(chǎn)效率；周林榮等[17]和周瓊等[18]分別對(duì)遵義市縣域和臺(tái)灣地區(qū)的茶葉生產(chǎn)效率進(jìn)行了分析，且一致認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是制約全要素生產(chǎn)率提升的主要因素。此外，還有對(duì)茶葉家庭農(nóng)場(chǎng)[19]、茶葉專業(yè)合作社[20]、茶葉企業(yè)[21]、茶農(nóng)[22]等多元主體的生產(chǎn)效率的研究。同時(shí)，學(xué)者們不僅關(guān)注茶葉產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)，還聚焦茶葉生產(chǎn)率的分解[23]、流通效率[24]等研究領(lǐng)域。

1.3 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響

迄今，雖然有針對(duì)不同農(nóng)業(yè)政策影響全要素生產(chǎn)率的方向及路徑的相關(guān)研究和探討，但并未得出一致結(jié)論，主要有3種觀點(diǎn)：（1）農(nóng)業(yè)政策的實(shí)施能夠顯著提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。如農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格支持、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、稅收減免等財(cái)政政策能夠有效緩解農(nóng)戶的資金約束[25]，促使其投入優(yōu)質(zhì)種苗和采納高新技術(shù)，并且在一定程度上降低了市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施與外部條件[26]，從而優(yōu)化了農(nóng)業(yè)要素資源配置，顯著提升了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。（2）施行農(nóng)業(yè)政策使農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率遭受了損失。農(nóng)產(chǎn)品的臨時(shí)收儲(chǔ)、托市收購(gòu)及財(cái)政補(bǔ)貼政策的實(shí)施彌補(bǔ)了高昂的生產(chǎn)成本，農(nóng)戶易產(chǎn)生政策依賴，導(dǎo)致過量投入，過度消耗農(nóng)業(yè)資源，在一定程度上造成了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的損失[27]。（3）農(nóng)業(yè)政策對(duì)于全要素生產(chǎn)率的影響具有異質(zhì)性。政策類別、持久性及作用地區(qū)和對(duì)象的差異會(huì)產(chǎn)生不同的影響效果。如針對(duì)農(nóng)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升效果而言，作用于發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)業(yè)政策高于貧困地區(qū)，長(zhǎng)期政策高于短期政策[28]，勞動(dòng)力流出比例大的地區(qū)高于流出比例小的地區(qū)[29]。

關(guān)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策和全要素生產(chǎn)率相關(guān)的研究成果豐富，為本研究奠定了良好的基礎(chǔ)。但大多數(shù)研究所選取的時(shí)間序列較短，短時(shí)期內(nèi)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化不足以明晰我國(guó)茶葉生產(chǎn)發(fā)展的趨勢(shì)和規(guī)律。此外，現(xiàn)有研究主要集中于探討單一政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，而全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)會(huì)受到政策組合及制度環(huán)境的綜合作用，分析單一政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響不利于政府制定合理有效的產(chǎn)業(yè)政策。針對(duì)現(xiàn)有研究存在的不足，本研究選取時(shí)間序列數(shù)據(jù)，測(cè)度30多年來我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)，并探究產(chǎn)業(yè)政策對(duì)其的影響效應(yīng)，以期探析我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向，促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展。

2 理論分析框架與研究方法

為明晰茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，本研究借鑒政府規(guī)制理論與制度經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)知識(shí)構(gòu)建分析框架，并采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法和Tobit回歸法構(gòu)建實(shí)證分析模型。

2.1 理論分析框架與研究假設(shè)

根據(jù)政府規(guī)制理論，由于技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的外部性和市場(chǎng)信息不對(duì)稱性等問題的存在，通常需要制定產(chǎn)業(yè)政策進(jìn)行資源調(diào)配以助力產(chǎn)業(yè)發(fā)展[8]。農(nóng)業(yè)作為國(guó)民基礎(chǔ)性與天然弱質(zhì)性產(chǎn)業(yè)，需要政府制定產(chǎn)業(yè)政策來克服農(nóng)業(yè)高風(fēng)險(xiǎn)、高成本、低利潤(rùn)等弊端以增進(jìn)社會(huì)福祉[30]。茶產(chǎn)業(yè)政策至少能從 3個(gè)方面提升茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率：第一，茶產(chǎn)業(yè)政策通過助推技術(shù)進(jìn)步提高全要素生產(chǎn)率。誘導(dǎo)性科學(xué)技術(shù)政策能夠?yàn)樯a(chǎn)技術(shù)革新提供資金保障[31]，技術(shù)創(chuàng)新與進(jìn)步既能有效降低茶葉的生產(chǎn)成本，提高邊際產(chǎn)出，又能實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素替代，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)[32]，從而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效率的增長(zhǎng)。第二，茶產(chǎn)業(yè)政策通過實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)提高全要素生產(chǎn)率。首先，茶產(chǎn)業(yè)政策能夠聚合生產(chǎn)要素資源，促進(jìn)茶葉生產(chǎn)集約化、規(guī)模化，通過發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較優(yōu)勢(shì)實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效率躍進(jìn)[33]；其次，茶產(chǎn)業(yè)政策能夠通過合作制度與組織安排提高茶葉經(jīng)營(yíng)主體的組織化程度，促使分散的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)向規(guī)模經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變[34]，提高全要素生產(chǎn)率。第三，茶產(chǎn)業(yè)政策通過優(yōu)化資源配置提高全要素生產(chǎn)率。茶產(chǎn)業(yè)政策能夠?yàn)槭袌?chǎng)化資源配置提供良好的制度環(huán)境[35]，通過建立準(zhǔn)則與秩序有效減少投機(jī)行為的發(fā)生，提高市場(chǎng)資源配置效率。當(dāng)市場(chǎng)機(jī)制無法有效發(fā)揮資源配置作用時(shí)，茶產(chǎn)業(yè)政策能夠糾正資源錯(cuò)配導(dǎo)致的效率偏差，從而促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[36]。因此提出假說H1。

H1：茶產(chǎn)業(yè)政策能夠顯著促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

在茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)過程中，茶葉生產(chǎn)的要素結(jié)構(gòu)稟賦和比較優(yōu)勢(shì)有所差異，不同產(chǎn)業(yè)政策發(fā)揮的作用效果大小可能也不盡相同[37]。產(chǎn)業(yè)政策根據(jù)功能可分為鼓勵(lì)型和限制型；根據(jù)作用方向不同又可分為直接政策和間接政策。已有研究認(rèn)為鼓勵(lì)型政策能夠?yàn)楫a(chǎn)業(yè)發(fā)展提供資金保障，整合市場(chǎng)資源，顯著促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，從而提升全要素生產(chǎn)率，但限制型政策所帶來的創(chuàng)新效應(yīng)較小，對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響較弱[38]；直接政策與間接政策均能夠顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而扶持力度較強(qiáng)的直接政策能夠在短期內(nèi)發(fā)揮較大作用，但間接政策則需要在穩(wěn)定的外部環(huán)境中才能更好地發(fā)揮促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的作用[39]。公共政策學(xué)認(rèn)為，政策滯后具有常態(tài)性。從產(chǎn)業(yè)政策開始執(zhí)行到對(duì)茶產(chǎn)業(yè)發(fā)揮作用需要一定時(shí)間，因此產(chǎn)業(yè)政策對(duì)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效果可能具有一定的滯后性。

H2：不同產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可能不同，且產(chǎn)業(yè)政策可能具有時(shí)滯效應(yīng)。

2.2 研究方法

2.2.1 數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法

本研究基于投入導(dǎo)向（產(chǎn)出不變，投入最?。┻x取DEA中的CCR和BCC模型，同時(shí)基于Malmquist指數(shù)方法測(cè)度1986—2018年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.2.2 Tobit回歸分析法

由于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法所測(cè)出的茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解效率值是大于0的截尾數(shù)據(jù)，因變量取值受限，此時(shí)采用多元線性回歸模型處理會(huì)產(chǎn)生偏誤，因此選用 Tobit模型估計(jì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響?？紤]到產(chǎn)業(yè)政策效果可能存在滯后性，進(jìn)一步探討t-1期產(chǎn)業(yè)政策對(duì)t期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

其中，TFP表示茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，t表示年份，Policy表示不同類型茶產(chǎn)業(yè)政策的數(shù)量，Controls代表各控制變量，β和η為模型中的待估計(jì)參數(shù)，α為常數(shù)項(xiàng)，ε代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

選擇《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》《中國(guó)茶業(yè)年鑒》，以及EPS數(shù)據(jù)庫(kù)等資料中 1986—2018年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，使用3個(gè)投入指標(biāo)和1個(gè)產(chǎn)出指標(biāo)來測(cè)算我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解效率值。其中投入指標(biāo)是人工成本、物質(zhì)投入成本、茶園面積，使用的產(chǎn)出指標(biāo)是茶葉產(chǎn)量。

利用 Python軟件對(duì)中國(guó)法律法規(guī)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)政府網(wǎng)、中國(guó)產(chǎn)業(yè)政策網(wǎng)、中華人民共和國(guó)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等網(wǎng)站進(jìn)行茶產(chǎn)業(yè)政策數(shù)據(jù)搜集。由于研究范圍界定為全國(guó)，因此對(duì)搜集到的政策進(jìn)行了去重與篩選，僅保留國(guó)家層面出臺(tái)且調(diào)控范圍為全國(guó)的政策法規(guī)，最終得到茶產(chǎn)業(yè)政策201條。借鑒已有研究，使用產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量代表政策作用強(qiáng)度[38]，并對(duì)茶產(chǎn)業(yè)政策進(jìn)一步細(xì)分。根據(jù)政策法規(guī)的功能分為鼓勵(lì)型政策與限制型政策，鼓勵(lì)型政策是指對(duì)產(chǎn)業(yè)具有保護(hù)性、推廣性和傾斜性的政策，如補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等；限制型政策是基于政府的強(qiáng)制力所實(shí)行的管制規(guī)劃和規(guī)范的政策，通過制約、限額、禁止等手段限制某些行為[40]。本研究將政策文件中涉及到“大力促進(jìn)”“加快培育”“做大做強(qiáng)”等相關(guān)文字的政策法規(guī)界定為鼓勵(lì)型政策[41]，將對(duì)茶產(chǎn)業(yè)做出具體限定和強(qiáng)制規(guī)定的政策法規(guī)界定為限制型政策；根據(jù)政策作用方向分為直接政策與間接政策，將明確指出作用于茶產(chǎn)業(yè)、茶葉產(chǎn)品的政策文件界定為直接政策，將作用對(duì)象限于“農(nóng)業(yè)”“經(jīng)濟(jì)作物”等對(duì)茶產(chǎn)業(yè)具有輻射作用的政策法規(guī)界定為間接政策。根據(jù)所搜集的產(chǎn)業(yè)政策，梳理了1986—2018年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)政策的變遷趨勢(shì)與特征。

3.2 茶產(chǎn)業(yè)政策變遷趨勢(shì)分析

農(nóng)戶的生產(chǎn)投入決策取決于收益預(yù)期，清晰的產(chǎn)業(yè)政策能夠穩(wěn)定“經(jīng)濟(jì)人”的收益預(yù)期，顯著減少生產(chǎn)過程中的協(xié)調(diào)成本，降低交易費(fèi)用。1986—2018年，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)政策發(fā)展歷程大致可分為3個(gè)階段。

3.2.1 茶葉流通體制市場(chǎng)化改革期

1986—1991年為茶葉流通體制市場(chǎng)化改革期。1985年以前，在“以糧為綱”的政策背景下，茶葉作為農(nóng)副產(chǎn)品，在農(nóng)業(yè)中一直處于弱勢(shì)地位。直至1986年，關(guān)于農(nóng)村工作部署的中央一號(hào)文件中明確提出“要正確處理糧食作物與經(jīng)濟(jì)作物的生產(chǎn)關(guān)系，積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)才得到了足夠的重視。此階段我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)處于市場(chǎng)化改革初期，茶產(chǎn)業(yè)政策導(dǎo)向呈現(xiàn)出以下趨勢(shì)。

（1）打通茶葉流通渠道。1986—1991年，我國(guó)培育了大批茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體，消除了市場(chǎng)供給不足的制度弊端[42]，促進(jìn)了茶產(chǎn)業(yè)品種創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步。

（2）改革外貿(mào)體制弊病[43]。流通體制改革要求茶葉出口和內(nèi)銷實(shí)行同樣的議購(gòu)議銷政策，但此階段我國(guó)茶葉外貿(mào)體制改革政策并未起到良好效果，出現(xiàn)了政治尋租與效率低下現(xiàn)象，經(jīng)營(yíng)主體得不到有效激勵(lì)，茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)水平低下。

（3）以農(nóng)促工，放開購(gòu)銷。此階段我國(guó)主要集中資源發(fā)展重工業(yè)，稅收作為財(cái)政收入的輔助手段用以支持工業(yè)增長(zhǎng)。國(guó)家對(duì)于茶葉征收的農(nóng)林特產(chǎn)稅與增值稅較高[44]，嚴(yán)重挫傷了茶農(nóng)的生產(chǎn)積極性。我國(guó)還放開了茶葉購(gòu)銷體制，茶葉市場(chǎng)一度混亂[45]，茶產(chǎn)業(yè)政策無法適配生產(chǎn)力的發(fā)展，茶葉質(zhì)量嚴(yán)重縮水[46]，全要素生產(chǎn)率下降。

3.2.2 茶葉外貿(mào)體制改革的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)初期

1992—2000年為茶葉外貿(mào)體制改革的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)初期。1992年，中國(guó)共產(chǎn)黨的第十四次全國(guó)代表大會(huì)確定我國(guó)建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)政策不斷調(diào)整，茶產(chǎn)業(yè)逐步向市場(chǎng)化邁進(jìn)。

（1）計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌。此階段我國(guó)茶葉市場(chǎng)的資源配置從計(jì)劃逐步轉(zhuǎn)向市場(chǎng)[47]。但由于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)初期政策體制不穩(wěn)定，1994—1995年我國(guó)短暫性出現(xiàn)了茶葉產(chǎn)銷下降現(xiàn)象[48]。1994年，國(guó)家實(shí)行分稅制改革[49]，但地方干預(yù)主義助長(zhǎng)了收入再分配的政治特性與尋租活動(dòng)，挫傷了農(nóng)業(yè)創(chuàng)新與生產(chǎn)力。此后短時(shí)間內(nèi)我國(guó)茶園種植面積縮減，產(chǎn)量增長(zhǎng)率也有所下降，茶葉生產(chǎn)出現(xiàn)明顯滑坡，茶葉生產(chǎn)與經(jīng)營(yíng)陷入困境，資源配置效率較低，嚴(yán)重阻礙了茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[50]。

（2）大力推進(jìn)科技創(chuàng)新。此階段我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作部出臺(tái)了《“九五”科技進(jìn)步計(jì)劃綱要》等科技政策文件，致力于茶產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新。同時(shí)期農(nóng)業(yè)部提出推進(jìn)茶樹良種選育與推廣工作，同時(shí)名優(yōu)茶加工機(jī)械與現(xiàn)代綠茶加工自動(dòng)化流水線開始啟用[51]，技術(shù)進(jìn)步明顯。

3.2.3 茶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的現(xiàn)代化時(shí)期

2001—2018年為茶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的現(xiàn)代化時(shí)期。此階段，我國(guó)對(duì)茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展愈發(fā)重視，茶產(chǎn)業(yè)政策進(jìn)一步完善，茶產(chǎn)業(yè)在規(guī)?；①|(zhì)量提升、品牌建設(shè)等方面有了長(zhǎng)足進(jìn)步。

（1）茶葉質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)得到提高。2001年，歐盟對(duì)我國(guó)茶葉出口實(shí)行了更為嚴(yán)格的農(nóng)藥殘留限量標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)藥殘留限量標(biāo)準(zhǔn)數(shù)目由1999年的7項(xiàng)迅速增加到2001年的100多項(xiàng)，部分農(nóng)藥殘留限量標(biāo)準(zhǔn)與原有標(biāo)準(zhǔn)相比更加苛刻[52]。雖然前期部分茶葉品質(zhì)并未達(dá)到國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)[53]，但隨著食品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)（QS）生產(chǎn)許可認(rèn)證的實(shí)行，各項(xiàng)茶葉標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量增多，茶葉標(biāo)準(zhǔn)化技術(shù)體系越來越完善，市場(chǎng)中優(yōu)質(zhì)茶葉產(chǎn)品增加，全要素生產(chǎn)率穩(wěn)定在較高水平。

（2）促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。此階段，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)逐漸向規(guī)模化、標(biāo)準(zhǔn)化、技術(shù)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)融合方面發(fā)展，國(guó)家大力培育產(chǎn)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，積極引進(jìn)先進(jìn)的加工設(shè)備和技術(shù)。產(chǎn)業(yè)鏈條不斷向二三產(chǎn)業(yè)延伸，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展強(qiáng)勁，茶葉深加工水平不斷提升，技術(shù)進(jìn)步水平不斷提高。

3.3 變量選取

根據(jù)理論分析與研究框架，本研究從統(tǒng)計(jì)年鑒及政府網(wǎng)站獲取數(shù)據(jù)并選取相關(guān)變量，各變量描述如表2所示。

表1 1986—2018年中國(guó)茶產(chǎn)業(yè)主要政策（部分）Table 1 Major policies of China's tea industry from 1986 to 2018 (Part)

表2 變量定義與描述Table 2 Definition and description of variables

本研究將測(cè)算出的茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，選取茶產(chǎn)業(yè)各類型政策數(shù)量為解釋變量。除了茶產(chǎn)業(yè)政策外，本研究對(duì)可能影響茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變量進(jìn)行控制。具體包括農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、有效灌溉面積、化肥施用量、財(cái)政支農(nóng)力度。其中農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表示；財(cái)政支農(nóng)力度用農(nóng)業(yè)支出占國(guó)家財(cái)政總支出的比例表示。為消除異方差影響，對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、有效灌溉面積、化肥施用量取對(duì)數(shù)處理。

4 結(jié)果與分析

4.1 茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)分析

經(jīng)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法計(jì)算，1986—2018年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率主要呈現(xiàn)出以下特點(diǎn)。

（1）茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率前期波動(dòng)較大，后期比較平穩(wěn)。由表3可以看出，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率前期波動(dòng)較大，后期變動(dòng)平穩(wěn)，且與技術(shù)進(jìn)步變化趨勢(shì)相一致。我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率在 2004年以前波動(dòng)較大，2004年以后數(shù)值穩(wěn)定在0.9以上。1995—1997年，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率最低，僅為0.640，這是由于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)初期經(jīng)濟(jì)政策體制不穩(wěn)定，致使茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)陷入困境，出現(xiàn)了短暫性茶葉產(chǎn)銷下降現(xiàn)象。

表3 1986—2018年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解效率值Table 3 Total factor productivity and decomposition efficiency values of tea industry in China from 1986 to 2018

（2）茶產(chǎn)業(yè)綜合效率波動(dòng)較大，技術(shù)進(jìn)步變化平穩(wěn)。由表3知，1986—2008年，我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)綜合效率最小值為 0.668，最大值為 0.987，不同時(shí)期的茶產(chǎn)業(yè)綜合效率之間差值較大。各時(shí)段茶產(chǎn)業(yè)的綜合效率值均位于 0.5～1.0，處于DEA弱有效狀態(tài)，和生產(chǎn)前沿面之間還有一定距離。我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步效率值均在 0.9以上，說明這些年我國(guó)在茶葉產(chǎn)品加工、成分提取、綜合利用以及質(zhì)量控制與檢測(cè)方面的技術(shù)穩(wěn)步發(fā)展。

（3）茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率主要受到綜合效率影響。我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率與綜合效率變化趨勢(shì)基本一致，1998—2000年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)綜合效率值較低，但由于同時(shí)期茶產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步明顯，因而全要素生產(chǎn)率仍維持在較高水平，說明我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)綜合效率方面的損失可通過技術(shù)進(jìn)步來彌補(bǔ)。

4.2 茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響

為驗(yàn)證茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本研究選用 Tobit模型，運(yùn)用stata16.0計(jì)量軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸處理?？紤]到政府可能會(huì)根據(jù)茶產(chǎn)業(yè)TFP的變動(dòng)而調(diào)整政策作用強(qiáng)度，產(chǎn)業(yè)政策和茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間可能存在互為因果關(guān)系，因此進(jìn)一步選取IV Tobit解決基準(zhǔn)回歸模型中可能存在的內(nèi)生性問題。

本研究選擇茶葉市場(chǎng)交易額作為茶產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量的工具變量，原因如下：（1）根據(jù)林毅夫在新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的觀點(diǎn)，有效的市場(chǎng)中有為的政府發(fā)揮著重要作用[54]，茶葉市場(chǎng)交易額在一定程度上代表了茶葉市場(chǎng)的活躍程度，茶葉市場(chǎng)的活躍離不開產(chǎn)業(yè)政策的促進(jìn)，因此茶葉市場(chǎng)交易額與產(chǎn)業(yè)政策強(qiáng)度之間具有相關(guān)關(guān)系，滿足了工具變量的相關(guān)性。（2）茶產(chǎn)業(yè) TFP是茶葉產(chǎn)出量與茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的資本、勞動(dòng)力、土地等投入要素的比值，與茶葉市場(chǎng)交易額沒有直接關(guān)系，因此滿足工具變量的外生性。Tobit和 IV Tobit回歸結(jié)果如表4所示。

表4 茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響Table 4 The effect of tea industry policies on total factor productivity

4.2.1 產(chǎn)業(yè)政策總體數(shù)量對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

由表4中的 Tobit回歸結(jié)果可知，茶產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量在 1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為正，說明茶產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量越多，全要素生產(chǎn)率越高。政策數(shù)量代表了政策實(shí)施的強(qiáng)度與國(guó)家對(duì)茶產(chǎn)業(yè)的重視程度，茶葉生產(chǎn)、流通等過程中面臨著許多交易與協(xié)調(diào)成本，茶產(chǎn)業(yè)政策的增加能夠有效減少交易成本，顯著提升全要素生產(chǎn)率。

IV Tobit的沃爾德檢驗(yàn)值為6.630，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著拒絕了“產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量為外生變量”的原假設(shè)，印證了引入工具變量的必要性。由IV Tobit兩階段回歸結(jié)果來看，第一步回歸中，茶葉市場(chǎng)交易額在 1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，回歸系數(shù)為正，方程的F值為 54.870，在 1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明茶葉市場(chǎng)交易額對(duì)茶產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量有較強(qiáng)的解釋力，不存在弱工具變量問題；第二步回歸的沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果再次拒絕了外生性的原假設(shè)，且兩步法估計(jì)的產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量系數(shù)值與IV Tobit十分接近。在使用工具變量法消除了內(nèi)生性問題后，產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量仍對(duì)茶產(chǎn)業(yè)TFP有顯著的正向促進(jìn)作用。

4.2.2 不同產(chǎn)業(yè)政策總體數(shù)量對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

本研究進(jìn)一步探討了不同產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。為避免產(chǎn)業(yè)政策變量之間出現(xiàn)多重共線性問題，將不同類型的產(chǎn)業(yè)政策逐一放入回歸模型中?；貧w結(jié)果如表5所示。

表5 不同類型茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響Table 5 The effect of different types of tea industry policies on total factor productivity

由表5結(jié)果可知，鼓勵(lì)型政策數(shù)量和直接政策數(shù)量均對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響，而限制型政策數(shù)量和間接政策數(shù)量對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響作用不顯著。（1）鼓勵(lì)型產(chǎn)業(yè)政策能夠制定合理的報(bào)酬結(jié)構(gòu)與適當(dāng)?shù)募?lì)因素來調(diào)動(dòng)茶農(nóng)的生產(chǎn)積極性和創(chuàng)造性。如生產(chǎn)成本的補(bǔ)償、提供穩(wěn)定的融資環(huán)境與信貸支持、利用品牌效應(yīng)增加農(nóng)產(chǎn)品價(jià)值等政策均能對(duì)茶農(nóng)起到良好的激勵(lì)作用，進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。（2）直接政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更具有針對(duì)性，能夠根據(jù)現(xiàn)實(shí)情況與發(fā)展特點(diǎn)對(duì)茶產(chǎn)業(yè)做出清晰、準(zhǔn)確的規(guī)定。例如：2015年，我國(guó)依托茶產(chǎn)業(yè)獨(dú)有的文化優(yōu)勢(shì)，發(fā)布了“一帶一路”行動(dòng)計(jì)劃，為我國(guó)茶葉遠(yuǎn)銷提供了特別的機(jī)遇，協(xié)調(diào)了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)與國(guó)際市場(chǎng)，有力促進(jìn)了茶產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和全要素生產(chǎn)率提升。

4.2.3 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的持續(xù)和滯后作用

考慮到產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施效果可能會(huì)存在一定的滯后性，本研究進(jìn)一步探討 t-1期產(chǎn)業(yè)政策對(duì) t期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果如表6所示。

表6 茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的滯后作用Table 6 The lagging effect of tea industry policy on total factor productivity

由表6可見，t-1期茶產(chǎn)業(yè)政策總體數(shù)量、鼓勵(lì)型政策數(shù)量和直接政策數(shù)量對(duì) t期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響作用依然存在，同時(shí) t-1期限制型政策數(shù)量和間接政策數(shù)量對(duì) t期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率也存在顯著的促進(jìn)作用。（1）產(chǎn)業(yè)政策總體數(shù)量、鼓勵(lì)型政策數(shù)量和直接政策數(shù)量對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效果持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。結(jié)合表4、表5、表6結(jié)果可知，t-1期產(chǎn)業(yè)政策總體數(shù)量、鼓勵(lì)型政策數(shù)量和直接政策數(shù)量不僅對(duì)當(dāng)期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著正向影響作用，對(duì) t期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響仍然顯著，說明鼓勵(lì)型政策和直接政策的有效期較長(zhǎng)，對(duì)茶產(chǎn)業(yè)TFP的影響效果較為持久。（2）限制型政策和間接政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有一定的時(shí)滯效應(yīng)。表5、表6結(jié)果對(duì)比可知，t-1期限制型政策和間接政策對(duì)當(dāng)期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響作用不顯著，但對(duì) t期茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響，說明限制型政策和間接政策發(fā)揮作用需要?dú)v經(jīng)一定的時(shí)間。由于資源的稀缺性，限制型政策能夠有效避免“公地悲劇”，有其存在的必要性，但由于監(jiān)督與執(zhí)行成本的上升，限制型政策在實(shí)施時(shí)往往難以立竿見影，發(fā)揮作用需要時(shí)間，政策效果存在一定的滯后性。間接政策具有普適性與開放性，能夠隨宏觀環(huán)境變化與未來市場(chǎng)發(fā)展趨勢(shì)為茶產(chǎn)業(yè)提供指導(dǎo)，但由于間接政策缺乏精準(zhǔn)性與指向性，對(duì)茶產(chǎn)業(yè)的影響需要慢慢滲透，因此間接政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果具有滯后性。

4.2.4 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的邊際效應(yīng)

由于 Tobit回歸系數(shù)提供的信息有限，為探究各類產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率正向影響的作用大小，本研究計(jì)算了產(chǎn)業(yè)政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的邊際效應(yīng)，結(jié)果如表7所示。

表7 茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的邊際效應(yīng)Table 7 The marginal effect of tea industry policy on total factor productivity

由表7可見，（1）產(chǎn)業(yè)政策對(duì)下期茶產(chǎn)業(yè) TFP的影響大于對(duì)當(dāng)期茶產(chǎn)業(yè) TFP的影響。其中，t-1期的茶產(chǎn)業(yè)政策總量每增加1項(xiàng)，t-1期茶產(chǎn)業(yè)TFP增長(zhǎng)0.9%，t期茶產(chǎn)業(yè)TFP增長(zhǎng)1.2%；鼓勵(lì)型政策每增加1項(xiàng)，t-1期茶產(chǎn)業(yè)TFP增長(zhǎng)1.7%，t期茶產(chǎn)業(yè)TFP增長(zhǎng) 1.9%；直接政策每增加 1項(xiàng)，t-1期茶產(chǎn)業(yè)TFP增長(zhǎng)2.4%，t期茶產(chǎn)業(yè)TFP增長(zhǎng)5.0%。（2）t-1期的限制型政策和間接政策僅能提高t期的茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。t-1期的限制型政策和間接政策每增加 1項(xiàng)，t期茶產(chǎn)業(yè)TFP分別增長(zhǎng)2.2%和1.2%。（3）直接政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響最大，間接政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響最小。

5 研究結(jié)論與政策啟示

我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展離不開產(chǎn)業(yè)政策的支持和引導(dǎo)。本研究在理論分析的基礎(chǔ)上，總結(jié)了1986—2018年我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)的變遷趨勢(shì)，分析了我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)情況，并通過 Tobit回歸法驗(yàn)證了茶產(chǎn)業(yè)政策對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，據(jù)此得出了研究結(jié)論及相應(yīng)的政策建議。

5.1 結(jié)論

（1）產(chǎn)業(yè)政策數(shù)量能夠顯著提升茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，這一影響效應(yīng)在解決了內(nèi)生性后依然存在。

（2）鼓勵(lì)型政策數(shù)量和直接政策數(shù)量對(duì)茶產(chǎn)業(yè)TFP的影響具有持久性，限制型政策數(shù)量和間接政策數(shù)量對(duì)茶產(chǎn)業(yè)TFP的影響具有時(shí)滯效應(yīng)。

（3）直接政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響最大，間接政策對(duì)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響最小。

5.2 政策建議

我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展需在政策引導(dǎo)方面持續(xù)加力，久久為功，根據(jù)研究結(jié)果，為提升我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，提出以下建議：

（1）加強(qiáng)政策支持。我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展離不開政府強(qiáng)有力的政策保障。茶產(chǎn)業(yè)作為農(nóng)業(yè)特色產(chǎn)業(yè)應(yīng)得到政府部門的高度重視，政府應(yīng)將現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展和新農(nóng)村建設(shè)與茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提升有機(jī)結(jié)合，優(yōu)化茶產(chǎn)業(yè)服務(wù)流程，加強(qiáng)其產(chǎn)業(yè)鏈中各部門的協(xié)作配合，形成新的政府部門整體工作布局。積極出臺(tái)各類政策，提升茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率，降低生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。積極扶持茶葉龍頭企業(yè)，建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)化茶葉生產(chǎn)基地，促進(jìn)茶葉精深加工，打造優(yōu)勢(shì)品牌，促進(jìn)茶葉規(guī)?；?、標(biāo)準(zhǔn)化、優(yōu)質(zhì)高效生產(chǎn)，推動(dòng)茶產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展。

（2）提高政策時(shí)效性。①在政策制定時(shí)期，提高前瞻性和精準(zhǔn)性。首先，茶產(chǎn)業(yè)政策制定者應(yīng)樹立前瞻意識(shí)，統(tǒng)籌兼顧，理性決策，根據(jù)當(dāng)前茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢(shì)和困境制定出具有精準(zhǔn)性、指向性、預(yù)見性的產(chǎn)業(yè)政策，促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)TFP的提升。其次，產(chǎn)業(yè)政策制定應(yīng)基于充分調(diào)查的基礎(chǔ)之上，政策制定者通過走訪茶葉龍頭企業(yè)、茶葉專業(yè)合作社、茶葉類家庭農(nóng)場(chǎng)以及茶農(nóng)等生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體，結(jié)合不同茶產(chǎn)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的現(xiàn)實(shí)需求，提高產(chǎn)業(yè)政策在當(dāng)前的適用度，減少政策作用的時(shí)滯期。②在政策執(zhí)行時(shí)期，完善政策監(jiān)督機(jī)制。產(chǎn)業(yè)政策在執(zhí)行過程中可能會(huì)因偏離政策目標(biāo)而影響政策的時(shí)效性，應(yīng)建立健全政策監(jiān)督和評(píng)估機(jī)制，及時(shí)對(duì)產(chǎn)業(yè)政策做出調(diào)整，減弱產(chǎn)業(yè)政策的滯后性。