對外開放度對中國茶葉出口貿(mào)易影響的實證研究

付 磊，朱森林，潘敬軍，管 曦

（1.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230000；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；3.梅山鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣服務(wù)中心，安徽 金寨 237300；4.福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350000）

本世紀(jì)以來，中國茶葉貿(mào)易迅速增長，已成為全球最大茶葉生產(chǎn)國和主要茶葉出口國[1]。目前，各國學(xué)者對我國茶葉出口貿(mào)易的研究主要集中在兩個方面：一是對我國茶葉貿(mào)易的國際競爭力進(jìn)行研究測算；二是對我國茶葉出口貿(mào)易的影響因素進(jìn)行分析探討。如霍麗玥[2]和閆振宇等[3]在對我國茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行深入分析后，提出提高我國茶葉出口競爭力建議；萬青等[4]、許珊[5]和姚文等[6]分別選取部分代表性指標(biāo)對我國茶葉出口競爭力進(jìn)行定量測算；邱海蓉等[7]、Ning等[8]、Yang等[9]、Wei等[10]以及盛國勇[11]分別利用不同方法對影響我國茶葉出口貿(mào)易的因素進(jìn)行實證分析。但有關(guān)對外開放度與我國茶葉出口貿(mào)易關(guān)系的研究很少。本文利用我國1985～2016年有關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立VAR模型，實證分析了對外開放度對中國茶葉出口貿(mào)易的影響。

1 模型建立、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1.1 模型建立

VAR模型可以很好地的克服傳統(tǒng)回歸模型中內(nèi)生變量和外生變量難以區(qū)分等問題，在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中迅速推廣。本文采用VAR模型，其具體形式如公式（1）所示。其中Y表示內(nèi)生二維變量向量，φi（i=1，2…p）表示各向量的系數(shù)矩陣，P表示內(nèi)生變量的滯后階數(shù)，εt表示隨機(jī)擾動項。

1.2 指標(biāo)選取

關(guān)于對外開放度的指標(biāo)選取，目前主要有兩種觀點：一種是以“貿(mào)易依存度”等單一指標(biāo)來衡量；另一種認(rèn)為應(yīng)以綜合指標(biāo)體系來衡量[12]。而在綜合指標(biāo)的測算方面，國外文獻(xiàn)較少，主要還是集中在中文文獻(xiàn)中，如解念慈等[13]、孟夏[14]和趙曉霞等[15]學(xué)者均是根據(jù)自己的研究建立各不相同的綜合指標(biāo)體系。本文選取貿(mào)易開放度（X1，單位：%）和外資開放度（X2，單位：%）兩個指標(biāo)作為解釋變量，選取茶葉出口額（Y，單位：億元）作為被解釋變量，因為出口貿(mào)易額比出口貿(mào)易量更能反映茶葉出口的經(jīng)濟(jì)效益。其中：貿(mào)易開放度主要用于衡量我國在貿(mào)易方面的開放程度，具體計算公式如公式（2）所示；外資開放度主要用于衡量我國在外商投資方面的開放程度，具體計算公式如公式（3）所示。

1.3 數(shù)據(jù)來源及處理

主要來自1986～2017年《中國統(tǒng)計年鑒》，實際利用FDI金額根據(jù)統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)和2017年中國統(tǒng)計年鑒的歷年人民幣兌美元的年平均匯價折算成人民幣金額。為減少數(shù)據(jù)的波動，防止數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差等問題，將以上三個變量取自然對數(shù)得LnX1、LnX2和LnY。

2 實證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

為避免出現(xiàn)偽回歸問題，本文利用ADF方法對變量LnY、LnX1和LnX2進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如下表1所示。

由表1可知，本文的三個變量LnY、LnX1和LnX2的ADF值都不能滿足相應(yīng)的顯著性水平檢驗，說明三個變量的原序列都是非平穩(wěn)序列。而三個變量一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果則分別可在1%和5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此可認(rèn)為LnY、LnX1和LnX2都為一階平穩(wěn)序列。

表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果Table 1 Stationarity test results

2.2 協(xié)整檢驗

由平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可知，LnX1和LnX2都是一階平穩(wěn)序列，可對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文利用Johansen檢驗法對LnX1和LnX2進(jìn)行協(xié)整檢驗，而在檢驗之前需要先確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)[16]，最優(yōu)滯后期數(shù)的檢驗結(jié)果如表2所示。由表2可知，當(dāng)滯后階數(shù)為2時，LR、FPE、AIC、SC和HQ的信息標(biāo)準(zhǔn)一致（以“*”標(biāo)記），因此本文VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

在滯后階數(shù)為2時，Johansen檢驗協(xié)整的結(jié)果如表3所示。在5%的顯著性水平下，可以拒絕“沒有協(xié)整關(guān)系”這一原假設(shè)，說明三個變量之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整檢驗的結(jié)果經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后，協(xié)整向量為（1.00，-1.86，2.15）。因此，茶葉出口額（LnY）、貿(mào)易開放度（LnX1）和外資開放度（LnX2）之間的協(xié)整方程為：

由（4）式可知，茶葉出口貿(mào)易額與貿(mào)易開放度同向變動，與外資開放度反向變動。外資開放度對我國茶葉出口的抑制作用比貿(mào)易開放度對我國茶葉出口的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果Table 2 Optimal lag order test results

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果Table 3 Cointegration test results

2.3 VAR 模型分析

本文建立滯后階數(shù)為2的VAR模型，模型具體結(jié)果輸出如式（5）所示。由（5）式可知，該模型的可決系數(shù)為0.98，調(diào)整后的可決系數(shù)也為0.98，二者都接近于1，說明方程（5）的擬合效果優(yōu)良，用該式來表達(dá)本文3個變量間的關(guān)系是可信的。

對VAR模型的單位根進(jìn)行檢驗，以判斷該模型是否穩(wěn)定。單位根檢驗結(jié)果如圖1所示。由圖1可知，AR根的模均在單位圓內(nèi)，因此VAR模型是穩(wěn)定的，對其進(jìn)行格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析和方差分解所得結(jié)果都是有效的[17-18]。

圖1 AR根檢驗圖Fig. 1 AR root test chart

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在協(xié)整檢驗中已經(jīng)確定我國茶葉出口額（LnY）與貿(mào)易開放度（LnX1）和資本開放度（LnX2）之間具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，然而這種協(xié)整關(guān)系是否存在某種先后的因果關(guān)系尚未可知。為此，本文再對這三個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，以確定它們之間是否存在先后的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果如表4所示。

由表4可知：

滯后1期時，LnX1和LnY互無因果關(guān)系，LnX2和LnY互為因果關(guān)系，而LnX1和LnX2之間存在單向因果關(guān)系。說明短期內(nèi)貿(mào)易開放度不能促進(jìn)我國茶葉出口貿(mào)易額的增長，但能夠促進(jìn)我國外資開放度的擴(kuò)大；而外資開放度在提高我國茶葉出口貿(mào)易額增長的同時，其本身也因我國茶葉出口貿(mào)易額的增長而擴(kuò)大。

滯后2、3和4期時，LnX1和LnY仍然不具有因果關(guān)系，LnX1和LnX2之間的因果關(guān)系也不再存在，但LnX2和LnY之間則始終存在反向的因果關(guān)系。說明貿(mào)易開放度不是我國茶葉出口貿(mào)易額增長的主要原因，其在長期內(nèi)也不會對我國外資開放度造成顯著影響，但隨著時間的推移，我國茶葉出口貿(mào)易額的增長會對我國外資開放度造成顯著影響，即茶葉貿(mào)易所得外匯增加會影響我國的外資開放度，這與陳鏡宇[19]和王三興[20]等學(xué)者的發(fā)現(xiàn)基本一致。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果Table 4 Granger causality test results

2.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

一般而言，VAR模型中單個指標(biāo)的系數(shù)只能反映該指標(biāo)對被解釋變量的影響，并不能全面反映各個變量之間的動態(tài)關(guān)系，因此VAR模型中單個系數(shù)的變動并不是本文關(guān)注的對象[21-22]。脈沖響應(yīng)函數(shù)方法（IRF）可以分析當(dāng)模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響[23]，即可以反映模型整體的變化情況。本文的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果如圖2和圖3所示（滯后期數(shù)為32年）。

分析圖2和圖3可以得出結(jié)果，當(dāng)本期給貿(mào)易開放度（LnX1）一個正向沖擊時，茶葉出口額（LnY）會呈現(xiàn)逐漸減小的負(fù)向波動，第7期以后，開始出現(xiàn)正向波動并有逐漸增長趨勢（圖2）；當(dāng)本期給LnX2一個正向沖擊時，LnX1整體呈現(xiàn)出較為明顯的波動（圖3）。由于國際貿(mào)易和國際投資是緊密聯(lián)系在一起的，因此吸引外資會對東道國出口貿(mào)易有積極影響，現(xiàn)有研究已經(jīng)證實這一結(jié)論，如王明益等[24]。而在LnX2受到一個正向沖擊時，LnY呈現(xiàn)出明顯的負(fù)向“U”型波動，并在最后趨向于0。

2.6 方差分解

方差分解是分析每一結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)而評價不同結(jié)構(gòu)沖擊重要性的一種分析方法[25-26]。本文方差分解的滯后期選定為32年，其結(jié)果如下表5所示。

從表5可看出：

在LnY的波動中，83.20%以上由其自身解釋，0～9.72%由貿(mào)易開放度解釋，0～7.08%由外資開放度解釋；而從第5期開始，外資開放度對我國茶葉出口額的影響便強(qiáng)于貿(mào)易開放度了。說明茶葉出口貿(mào)易額自身具有較強(qiáng)的慣性，同時也可說明短期內(nèi)貿(mào)易開放度比外資開放度對茶葉出口額波動的解釋力度更大，在長期則相反。

圖2 LnX1對LnY和LnX2的脈沖響應(yīng)結(jié)果Fig. 2 Pulse response of LnX1 to LnY and LnX2

圖3 LnX2對LnY和LnX1的脈沖響應(yīng)結(jié)果Fig. 3 Pulse response of LnX2 to LnY and LnX1

表5 方差分解結(jié)果Table 5 Variance decomposition results

在LnX1的波動中，56.63%～78.11%可由其自身解釋，LnX2和LnY可解釋的部分分別為0～10.18%和21.89%～33.18%，這說明外資開放度和茶葉出口額都不是貿(mào)易開放度變動的原因。

在LnX2的波動中，有49.96%以上可由其自身解釋，另外0.53%～40.07%還可由LnY解釋，剩下的部分則由LnX1解釋。說明我國茶葉出口額是我國外資開放度變動的主要原因之一。

3 結(jié)語

本文利用1985～2016年有關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立向量自回歸模型（VAR模型）實證分析對外開放度對我國茶葉出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明：長期內(nèi)，貿(mào)易開放度提高能夠促進(jìn)我國茶葉出口，而外資開放度提高則會抑制我國茶葉出口；貿(mào)易開放度并不是我國茶葉出口貿(mào)易額變動的格蘭杰原因，但外資開放度和我國茶葉貿(mào)易出口額之間互為強(qiáng)格蘭杰原因，外資開放度的變動對我國茶葉出口貿(mào)易額有較強(qiáng)影響；我國貿(mào)易開放度與外資開放度的變動主要來自自身慣性，受茶葉出口的影響較小。因此，政府應(yīng)適當(dāng)提高我國外資開放度，借鑒國外經(jīng)驗，利用先進(jìn)技術(shù)和充足資金提高我國茶葉質(zhì)量與茶葉出口競爭力。