鄉(xiāng)村振興視角下，中國茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟增長的實證研究7省27縣的實證研究
——基于

許詠梅 蘆煒杰

( 浙江工商大學經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018)

1 引言

2017年10月，習近平總書記在黨的十九大報告上提出了“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略，提出“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效、生活富?！?0字總要求，產(chǎn)業(yè)興旺被放在首位，表明鄉(xiāng)村振興離不開產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

中國是世界最大的茶葉生產(chǎn)、消費和貿(mào)易國家。2018年中國茶園面積4395.6萬畝，茶葉產(chǎn)量 261.6萬噸，均居世界第一，分別占世界茶園面積60%、世界茶葉產(chǎn)量的45%左右。中國也是世界最重要的茶葉出口貿(mào)易國家之一，2018年中國茶葉出口36.5萬噸，出口量位居世界第二、三位。

中國茶區(qū)分布廣泛，主要分布在全國20個省市自治區(qū)，主要集中于云南、福建、浙江、安徽、湖北、湖南、江西和四川等中國南方山區(qū)，1000多個縣，共有茶農(nóng)8000多萬，茶葉年產(chǎn)值達100多億元，茶產(chǎn)業(yè)已成為中國南方山區(qū)農(nóng)業(yè)的支柱產(chǎn)業(yè)，也成為山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟收入的主要來源，為山區(qū)地方政府創(chuàng)匯；解決山區(qū)剩余勞動力的就業(yè)，增加農(nóng)民的收入，改善山區(qū)農(nóng)村綜合生態(tài)生活環(huán)境的重要綠化手段。因此，發(fā)展茶產(chǎn)業(yè)將為我國新時期南方山區(qū)實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的精準扶貧，實現(xiàn)“鄉(xiāng)村振興”提供有力的保障。

本文以茶產(chǎn)業(yè)為研究對像，將縣域經(jīng)濟發(fā)展水平作為最為鄉(xiāng)村振興的重要標志，試圖研究茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展集聚與縣域經(jīng)濟增長三者之間的內(nèi)在關(guān)系。對中國茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟增長動態(tài)關(guān)系進行實證研究。受數(shù)據(jù)獲取的限制，本文選取了選取了選取7省27個縣的數(shù)據(jù)作為研究的樣本，時間跨度為2007-2016年，分析中國茶葉出口貿(mào)易對中國茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展，中國茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對鄉(xiāng)村振興貢獻作用,因此具有重要的現(xiàn)實意義 。

2 文獻綜述

2017年底中國中央十九大提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，一時間學術(shù)界紛紛討論鄉(xiāng)村振興。(1)從鄉(xiāng)村振興角度：主要從鄉(xiāng)村振興的概念涵義、產(chǎn)業(yè)發(fā)展與鄉(xiāng)村振興、鄉(xiāng)村振興的措施等角度進行探討。鄉(xiāng)村振興與制度：張紅宇(2018)，姜長云(2018)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的重大理論、政策和規(guī)劃編制等。周立(2018)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略與中國的百年鄉(xiāng)村振興實踐。(2)茶葉出口貿(mào)易：Aidid & Silver(1999)通過細分波動模擬了茶葉市場份額模型。國內(nèi)不少學者則集中于茶葉出口貿(mào)易競爭力的研究，許詠梅(2005，2006，2008)分析了中國茶葉出口貿(mào)易影響因素及競爭力。 (3)茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展：首先，集中于茶產(chǎn)業(yè)化方面的研究：劉晶晶(2018)指出我國茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到市場需求與生產(chǎn)要素的雙重制約，應推動茶產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。其次，集中對茶產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)的研究：許詠梅和蘇祝成等(2007)中國茶產(chǎn)業(yè)的縱向組織結(jié)構(gòu)和橫向組織結(jié)構(gòu)分析。(4)茶產(chǎn)業(yè)與鄉(xiāng)村振興：萬寶瑞(2007)認為鄉(xiāng)村復興的核心在于發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè),茶產(chǎn)業(yè)作為一種特色產(chǎn)業(yè)，對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收起到了重要作用。林婷(2018)認為茶產(chǎn)業(yè)是福建省的優(yōu)勢傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和重要民生產(chǎn)業(yè)，成為實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略重要舉措。任璐(2016)對安化黑茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與精準扶貧的相關(guān)性進行了研究，認為黑茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是精準扶貧攻堅戰(zhàn)的關(guān)鍵。王友云(2014)以石阡縣茶產(chǎn)業(yè)為例，從側(cè)面論證了茶產(chǎn)業(yè)與鄉(xiāng)村振興存在一定的聯(lián)系。茶產(chǎn)業(yè)對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收起到了重要作用:黃偉紅等(2000)認為茶葉經(jīng)濟效益明顯，對貧困地區(qū)，茶葉生產(chǎn)在農(nóng)民增收中起著很大的作用。而且茶農(nóng)增收主要靠名優(yōu)茶的發(fā)展。馬國群(2016)通過對2010-2015年桂、滇、黔三省的面板數(shù)據(jù)進行實證分析,研究表明，茶葉產(chǎn)業(yè)產(chǎn)量的擴張不同程度地增加了農(nóng)民的可支配收入。并提出通過提升茶葉產(chǎn)量來進一步增加農(nóng)民收入。茶葉作為一種高效的經(jīng)濟作物，已幫助不少村鎮(zhèn)實現(xiàn)了鄉(xiāng)村振興，農(nóng)民增收。:如：金沙縣、張渚鎮(zhèn)、安吉黃杜村等，通過種植茶葉實現(xiàn)了脫貧致富。(6)縣域經(jīng)濟是我國國民經(jīng)濟的最小單元，與鄉(xiāng)村振興具有直接聯(lián)系，農(nóng)業(yè)人口占縣域人口數(shù)量的比重非常大，縣域經(jīng)濟必然具有“農(nóng)”的特點。 陳錫文(1999)認為縣域經(jīng)濟離不開農(nóng)業(yè)的發(fā)展，鄉(xiāng)村振興離不開縣域經(jīng)濟的牽引作用。吳尚宇(1996)認為實現(xiàn)縣域經(jīng)濟增長，需要從農(nóng)業(yè)體制入手等。

以上綜述研究表明：大多數(shù)學者集中于對中國茶葉出口貿(mào)易、競爭力、茶產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)等方面的研究，而很少關(guān)于茶葉與鄉(xiāng)村振興的研究，少有的研究也多以定性為主。更很少學者研究茶葉出口對茶產(chǎn)業(yè)的促進作用，本文試圖從中國茶葉出口對茶產(chǎn)業(yè)的影響，接著對鄉(xiāng)村振興發(fā)展進行研究，具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

3 中國茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀與縣域產(chǎn)茶經(jīng)濟對縣域經(jīng)濟影響發(fā)展的現(xiàn)狀

3.1 中國茶葉貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀

中國是世界最早參加茶葉貿(mào)易的國家，19世紀以前，中國茶葉出口一直居世界壟斷地位。近年來，中國茶葉出口貿(mào)易一直處于穩(wěn)定增長態(tài)勢，見圖1。

圖1 2007-2018年中國茶葉出口數(shù)量與出口金額發(fā)展走勢資料來源：中國茶葉年鑒。

3.2 中國茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

近年來，由于茶葉比較收益遠遠高于糧食等農(nóng)作物，各地紛紛擴種，使中國的茶園面積和產(chǎn)量逐年增長，而且增長幅度較大，具體見圖2。

圖2 2007-2018年中國茶園面積、茶葉產(chǎn)量增長趨勢資料來源：中國茶葉年鑒。

3.3 中國產(chǎn)茶縣域茶葉經(jīng)濟發(fā)展概況及對縣域經(jīng)濟的貢獻

茶產(chǎn)業(yè)是我國南方山區(qū)脫貧致富的支柱性農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，對我國山區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、生態(tài)環(huán)境起著重要的作用，對產(chǎn)茶縣域經(jīng)濟的增長作出重要的貢獻。7省27個縣茶葉經(jīng)濟收入占本地區(qū)國民收入的占比狀況，見圖3。

圖3 2007-2018年產(chǎn)茶縣茶葉經(jīng)濟收入占縣域經(jīng)濟的比重的發(fā)展趨勢 數(shù)據(jù)資料來源：茶葉出口金額數(shù)據(jù)來源于海關(guān)數(shù)據(jù)庫與各縣市商務局。茶葉產(chǎn)值來源于各縣統(tǒng)計年鑒與各縣年鑒。其余各變量來自于各縣市歷年《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

4 中國茶葉出口貿(mào)易、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與鄉(xiāng)村振興的實證研究——基于7省27縣的實證分析

4.1 計量模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

計量模型構(gòu)建 為了研究茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長(鄉(xiāng)村振興)之間存在的內(nèi)在聯(lián)系，構(gòu)建了以下聯(lián)立方程模型：

lnexportit=C10+β10lnyit+β11lngdpit+β12lnopenit+β13lnfdiit+β14erit+u1it

(1)

lnyit=C20+β20exportit+β21lngdpit+β22lnagrit+β23lnjobit+u2it

(2)

lngdpit=C30+β30lnyit+β31lnexportit+β32capitalit+β33laborit+β34lnisit+u3it

(3)

方程(1)： 茶葉出口方程

(1)式代表茶葉出口方程，其中，被解釋變量lnexport指當?shù)夭枞~出口金額，它由當?shù)夭璁a(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(lny)、貿(mào)易開放程度(lnopen)、外商直接投資(fdi)以及匯率(er)共同決定。

其中，貿(mào)易開放程度(open)，表示一個地區(qū)對外貿(mào)易越頻繁，那么越有利于當?shù)禺a(chǎn)業(yè)的出口，這里是用當?shù)剡M出口總值占GDP的比重來表示貿(mào)易開放程度。

外商直接投資(fdi)，這里預測fdi對茶葉出口的產(chǎn)生負向影響，使用實際利用外資占GDP的比重來表示，茶葉出口受到匯率波動的影響。

方程(2)：茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展方程

(2)式代表茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展方程，被解釋變量y指當?shù)夭璁a(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，使用茶葉產(chǎn)值表示。它由茶葉出口(export)、當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平(gdp)、自然稟賦(agr)以及農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)(job)共同決定。自然稟賦(agr)。茶葉作為農(nóng)產(chǎn)品的一種，茶葉生產(chǎn)種植受到當?shù)貧夂?、土壤、水質(zhì)等因素的影響。這里用農(nóng)業(yè)產(chǎn)值來替代。農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)(job)。茶產(chǎn)業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，茶葉的種植與采摘均需要大量勞動力。伴隨勞動力短缺帶來的茶葉生產(chǎn)的人工成本不斷上升，茶葉生產(chǎn)的物質(zhì)投入成本也在不斷增長。

方程(3)：縣域經(jīng)濟增長方程

(3)是縣域經(jīng)濟發(fā)展方程，GDP表示縣市區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，它由茶葉出口(export)、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(y)以及資本要素(capital)、勞動要素(labor)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)共同決定。

根據(jù)柯布—道格拉斯(C-D)的增長核算方程：Y=ALαKβu。本文選取固定資本額作為資本要素(capital)，人口密度作為勞動力要素(labor)。

資本要素(capital)。固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在相互促進作用，是經(jīng)濟增長的有效驅(qū)動力量，本文中使用固定資產(chǎn)投資額表示。

勞動要素(labor)。勞動力是促進經(jīng)濟增長的主要原因之一，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文參照華明芳(2017)的做法用人口密度代替勞動要素。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)，國民經(jīng)濟增長的重要因素之一，根據(jù)配第-克拉克定律，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級，非農(nóng)產(chǎn)值比重增加是一個很重要的規(guī)律，因此，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要度量指標。

4.2 變量的選擇及其數(shù)據(jù)來源

變量y:茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平, 茶業(yè)產(chǎn)值(萬元)，數(shù)據(jù)來源：各縣市年鑒、各縣市區(qū)統(tǒng)計局數(shù)據(jù)。

Gdp：表示地區(qū)的經(jīng)濟增長，采用國民生產(chǎn)總值(億元)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

Export：茶葉出口，自營茶葉出口金額(萬美元元)，各縣市商務局數(shù)據(jù)。

Open：貿(mào)易開放度，進出口總額占GDP比重(%)，數(shù)據(jù)來源于：國家統(tǒng)計局、各縣市區(qū)國民經(jīng)濟與統(tǒng)計公報、各縣市統(tǒng)計年鑒。

Fdi：表示外商直接投資，采用實際利用外資占GDP比重(%)。

Er：表示匯率，采用美元兌人名幣。

Agr：表示自然稟賦，采用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。

Job：表示農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)，采用農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)(萬人)。

Capital：表示資本要素，采用固定資本投資(億元)。

Labor：表示勞動要素，采用人口密度。

Is：表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。

其中的Open, Fdi, Er, Agr, Job, Capital, Labor, Is 數(shù)據(jù)來源于：國家統(tǒng)計局、各縣市區(qū)國民經(jīng)濟與統(tǒng)計公報、各縣市統(tǒng)計年鑒。

數(shù)據(jù)資料來源：本文選取的2007-2016年27個縣市區(qū)的數(shù)據(jù)，茶葉出口金額數(shù)據(jù)來源于海關(guān)數(shù)據(jù)庫與各縣市商務局。茶葉產(chǎn)值來源于各縣統(tǒng)計年鑒與各縣年鑒。其余各變量來自于各縣市歷年《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

4.3 樣本數(shù)據(jù)選擇及統(tǒng)計性描述

本文選取了7省27個產(chǎn)茶縣區(qū)2007-2016年的數(shù)據(jù)進行分析。其中，7省 27縣分別為：浙江省的余姚、柯橋 、諸暨、新昌、休寧、淳安、長興、磐安縣、武義縣、鄞州、上虞、嵊州、安吉、 開化、余杭，安徽省的祁門、歙縣、屯溪；福建省的建甌市、安溪縣、福鼎、名山、岳西縣；湖北省的鶴峰縣，湖南的長沙，江西的婺源，云南的鳳慶縣。樣本變量缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法和線性外推法進行補全，并采用對數(shù)化處理來減輕異方差。取對數(shù)后的各變量描述性統(tǒng)計如下表1所示。

表1 樣本描述性統(tǒng)計量

4.4 模型的識別性檢驗

對面板聯(lián)立方程模型進行估計前，首先需要對該模型進行識別性檢驗，及對該聯(lián)立方程模型參數(shù)進行階條件檢驗和秩條件檢驗。

4.4.1聯(lián)立方程模型的識別性檢驗 根據(jù)階條件與秩條件的理論，對本文中的聯(lián)立方程模型進行識別性檢驗。本文模型中共有3個方程，3個內(nèi)生變量，8個前定變量，任一個方程中均滿足階條件檢驗，下文繼續(xù)對模型進行秩條件檢驗。根據(jù)本文建立的聯(lián)立方程模型的構(gòu)成形式，對聯(lián)立方程進行移項處理，得出系數(shù)矩陣：

從系數(shù)矩陣中劃去待識別方程，即第一個方程所包含的變量系數(shù)所在行與列，得出第一個方程被斥變量系數(shù)矩陣：

由上述矩陣可見，第一個方程的系數(shù)矩陣式的秩為2，等于方程數(shù)—1，根據(jù)秩條件判別條件可知，第一方程可識別。同理，聯(lián)立方程模型中第2、3個方程都可識別，滿足參數(shù)估計的前提。

4.4.2聯(lián)立方程的內(nèi)生性檢驗 在前文的分析中，茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與和縣域經(jīng)濟增長是存在相互影響關(guān)系的，因此如果僅僅采用單方程估計方法對茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長三者之間的影響關(guān)系會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，導致OLS估計量不一致的問題。因此，本文首先對茶葉出口方程與茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展方程進Husman的內(nèi)生性檢驗，并在縣域經(jīng)濟增長方程的基礎(chǔ)上進行輔助回歸：

lngdpit=C30+β30lnyit+β31lnexportit+β32capitalit+β33laborit+β34isit+β35e1it+β36e2it+u3it

其中，e1it、e2it分別是茶葉出口方程和茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展方程倆個變量對各自的工具變量以及外生變量回歸后的殘差，通過檢驗e1i和e2i是否顯著能夠判斷茶葉出口和茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平這兩個變量是否為內(nèi)生變量。結(jié)果如表(3)所示。在10%的顯著水平下，可以拒絕茶葉出口和茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平是外生變量的原假設(shè)，采用聯(lián)立方程來研究茶葉出口、茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展與線與經(jīng)濟增長三者之間的內(nèi)在關(guān)系以及相互影響機制是可行的。

表2 中國各地區(qū)茶葉出口金額和茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平兩個變量的內(nèi)生性檢驗

4.5 面板聯(lián)立方程的估計結(jié)果

聯(lián)立方程組的估計方法一般有兩類，第一類是“單一方程估計法”，也稱“有限信息估計法”；第二類是“系統(tǒng)估計法”，又稱“全信息估計法”。前者相對于系統(tǒng)估計法運算更為簡單，但使用單一方程估計法時，只是對聯(lián)立方程組中每一個方程分別進行了估計，沒有將所有方程作為一個整體進行估計，因此如果其中一個方程估計得不準確，則會影響系統(tǒng)中其他方程的估計；而后者利用率聯(lián)立方程模型中所有的信息，對整個模型中的全部方程的所有參數(shù)同時進行估計，從而同時獲得全部參數(shù)的估計值，比單一方程估計法更具備效率。一般常用的系統(tǒng)估計法包括三階段最小二乘法(3SLS)。在本節(jié)中，分別通過單方程OLS方法以及三階段最小二乘法(3SLS)對聯(lián)立方程組模型進行了回歸分析。聯(lián)立方程的回歸結(jié)果如表3所示。

比較表3中的3sls與ols方程結(jié)果，在三個核心解釋變量(內(nèi)生變量)上，出現(xiàn)了略微區(qū)別。

比較來看：在茶葉出口方程上，使用3sls方法，茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對茶葉出口的正向促進作用在數(shù)值上大于使用OLS方法，但顯著性上弱于OLS，而且使用3SLS方法，縣域經(jīng)濟發(fā)展對茶葉出口的抑制性作用在10%的水平上顯著，但是使用OLS方法則顯示不顯著。在茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展方程上，兩者顯著性一致。

表3 聯(lián)立方程的回歸結(jié)果

在縣域經(jīng)濟發(fā)展水平上，使用3SLS方法，茶葉出口在1%的水平上顯著，但使用OLS方法顯著性消失。

使用3SLS實證結(jié)果來看：在茶葉出口方程上，茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展(lny)在10%的顯著水平上通過檢驗，表明茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展將有力促進茶葉出口，分析數(shù)值來看，茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平每提升一個單位，將對茶葉出口提升6.74個單位?？h域經(jīng)濟發(fā)展對茶葉出口起到負向作用，在10%水平上顯著，可能是茶葉內(nèi)銷增加?？h域開放度對茶葉出口起到正向作用，但不顯著，其中外商直接投資對茶葉出口起到了負向作用，但不顯著；匯率對茶產(chǎn)業(yè)起到負向影響，但不顯著。

在茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展方程上，當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展對茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到正向推動作用，且在1%的水平上顯著，在數(shù)值上，經(jīng)濟發(fā)展水平每提升1個單位對茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進作用為0.802個單位。

茶葉出口通過了1%的顯著性水平檢驗，表明茶葉出口促進了茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。其中自然稟賦變量為茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響為負但不顯著，農(nóng)村就業(yè)人口對茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響為正，但不顯著。茶業(yè)為勞動密集型產(chǎn)業(yè)。

在縣域經(jīng)濟發(fā)展方程上，茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展將促進縣域經(jīng)濟的發(fā)展，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展每提升1個單位，對縣域經(jīng)濟的拉動作用為1.247個單位。

但茶葉出口對縣域經(jīng)濟的起到負向抑制作用，茶葉出口并沒有有效提升當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展。這主要因為中國的中國的茶葉出口占中國茶葉總產(chǎn)量的比例很小 ，約為10%左右。而且各地區(qū)茶葉出口金額在各地區(qū)的國民經(jīng)濟中所占的比例均小于1% 。

資本要素、勞動要素以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對縣域經(jīng)濟起到了正向推動作用，但不顯著。這與實際相符，不僅因為茶產(chǎn)業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，而且增加資本和勞動要素的投入，將對茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起著促進作用。

5 研究結(jié)論與政策建議

從本文以上的實證分析，我們得出如下的研究結(jié)論：

中國的茶葉出口對中國的茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展起著積極的正向的促進作用；中國茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展對縣域經(jīng)濟增長即鄉(xiāng)村振興起著積極的促進作用，且效果顯著。但中國的茶葉出口對茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展及鄉(xiāng)村振興作用并不顯著，這主要因為中國茶葉出口數(shù)量占中國茶產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)量的比例很小，小于10%，而且各地區(qū)的茶葉出口收入占本地區(qū)的國民經(jīng)濟的比例更小，小于1%，而且中國的茶產(chǎn)業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)[10-11]。

資本要素、勞動要素以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對縣域經(jīng)濟起到了正向推動作用，但不顯著。這與實際相符，不僅因為茶產(chǎn)業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，而且增加資本和勞動要素的投入，將對茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起著促進作用。

根據(jù)以上的研究結(jié)論，我們提出如下的建議：

1)我們要積極鼓勵茶葉出口，這將促進地區(qū)茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，也將促進山區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，將對山區(qū)鄉(xiāng)村振興起著積極作用。

2)中國茶葉出口對茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及鄉(xiāng)村振興的作用不顯著，這主要因為中國茶葉出口占總產(chǎn)量的比重為10%，因此，中國茶產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與鄉(xiāng)村振興主要靠內(nèi)銷而不是外銷，這與實際相符合。因此，我們要重視茶葉內(nèi)銷發(fā)展。

3)我們要適當加大資本投入和勞動力投入，促進茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展。

4)我們要根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟特點，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，合理投資，因地制宜地發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟。