中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的空間效應(yīng)

蘇寶財(cái)，管 曦，李燁坤，姚小冰，林春桃

1. 福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，福建 福州 350002；2. 福建商學(xué)院 工商管理學(xué)院，福建 福州 350012

中國(guó)茶葉產(chǎn)量由2014年的204.9萬(wàn)t上升到2019年的277.7萬(wàn)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(guó)茶產(chǎn)業(yè)，在茶葉主產(chǎn)區(qū)域各級(jí)政府的引導(dǎo)和支持下，克服生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體弱小所帶來(lái)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(dǎo)的中國(guó)茶產(chǎn)業(yè)品牌建設(shè)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(jìng)爭(zhēng)態(tài)勢(shì)。茶葉區(qū)域品牌成為了中國(guó)茶產(chǎn)業(yè)最具市場(chǎng)價(jià)值的一類品牌。以西湖龍井為例，2020年中國(guó)茶葉區(qū)域品牌價(jià)值評(píng)估結(jié)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(biāo)示了茶葉來(lái)源地、特定品質(zhì)和信譽(yù)等，由所在區(qū)域的自然環(huán)境條件或社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化條件所決定。由于地理空間具有異質(zhì)性，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的基礎(chǔ)與約束條件各不相同，其價(jià)值在空間分布上存在地區(qū)差異；同時(shí)，茶葉區(qū)域品牌經(jīng)過一定時(shí)間發(fā)展，在空間上也可能存在彼此接近的趨同趨勢(shì)，即空間收斂性。在當(dāng)前中國(guó)茶葉主產(chǎn)區(qū)各級(jí)政府大力發(fā)展區(qū)域品牌以促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的背景下，對(duì)這類問題的研究成果可為各級(jí)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(zhuǎn)型升級(jí)戰(zhàn)略提供一定的理論依據(jù)和決策參考。

目前，國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)主要從兩方面探討品牌發(fā)展的空間效應(yīng)。一是研究品牌發(fā)展的空間分布。王靜在《品牌有價(jià)》一書中收錄了1995—2004年每年的中國(guó)品牌價(jià)值研究報(bào)告，并對(duì)中國(guó)品牌價(jià)值的行業(yè)與地區(qū)分布進(jìn)行研究[2]；楊曉光采用經(jīng)濟(jì)地理的空間分析方法對(duì)中國(guó)500強(qiáng)品牌的數(shù)量和價(jià)值的地區(qū)差異進(jìn)行研究[3]；劉華軍利用我國(guó)國(guó)家工商總局、質(zhì)檢總局和農(nóng)業(yè)部發(fā)布的地理標(biāo)志數(shù)據(jù)，對(duì)地理標(biāo)志空間分布的集聚特征與溢出效應(yīng)進(jìn)行分析[4]；徐英等運(yùn)用地理集中指數(shù)、多元線性回歸與ArcGIS制圖等方法對(duì)貴州省農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志空間分布及影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)貴州省農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)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(duì)農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)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(shì)。郭守亭利用2004—2010年中國(guó)品牌500強(qiáng)數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)品牌的價(jià)值演化與價(jià)值分布進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)中國(guó)品牌價(jià)值基本呈現(xiàn)區(qū)域穩(wěn)定增長(zhǎng)，但品牌價(jià)值的區(qū)域差異明顯[6]；郭美晨[7]和劉華軍等[8]利用中國(guó)品牌500強(qiáng)數(shù)據(jù)研究中國(guó)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(guó)品牌經(jīng)濟(jì)的發(fā)展呈穩(wěn)定增長(zhǎng)趨勢(shì)，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(guó)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(duì)差異在逐漸擴(kuò)大[9]。國(guó)外品牌研究主要集中于微觀視角，較少關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)層面的品牌研究[8]?？梢?，當(dāng)前關(guān)于品牌發(fā)展的空間效應(yīng)方面的研究主要側(cè)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(guān)注品牌發(fā)展的空間收斂趨勢(shì)，特別是鮮有文獻(xiàn)關(guān)注空間地理因素與茶葉區(qū)域品牌的關(guān)系以及考慮我國(guó)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(shì)；同時(shí)較少?gòu)男袠I(yè)層面探討品牌發(fā)展的空間效應(yīng)。

鑒于當(dāng)前中國(guó)茶葉主產(chǎn)區(qū)各級(jí)政府大力發(fā)展區(qū)域品牌以促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)以及茶產(chǎn)業(yè)對(duì)于山區(qū)農(nóng)民增收的重要意義[10]。構(gòu)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(duì)茶葉區(qū)域品牌的空間演化特征及趨勢(shì)等展開全面的梳理和分析。本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，運(yùn)用泰爾指數(shù)和變異系數(shù)來(lái)測(cè)度中國(guó)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(shí)間和空間兩個(gè)維度檢驗(yàn)茶葉區(qū)域品牌的發(fā)展演化趨勢(shì)，并基于研究結(jié)論提出推動(dòng)中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的政策建議。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

主要來(lái)源于浙江大學(xué)CARD中國(guó)農(nóng)業(yè)品牌研究中心和中國(guó)茶葉品牌價(jià)值評(píng)估課題組發(fā)布的2010—2019年中國(guó)茶葉區(qū)域品牌價(jià)值評(píng)估研究報(bào)告，通過研究報(bào)告中全國(guó)百?gòu)?qiáng)茶葉區(qū)域品牌價(jià)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(guó)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(lái)自2010—2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)和農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒。茶葉區(qū)域品牌價(jià)值與農(nóng)林水投入等數(shù)據(jù)調(diào)整以2010年為基期的實(shí)際值。

1.2 研究方法

1.2.1 地區(qū)差異測(cè)度方法

目前主要有三種地區(qū)差異測(cè)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(yàn)方法

新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的收斂假說，其檢驗(yàn)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(zhǎng)、生態(tài)效率、碳排放等方面研究[14]。本文采用β收斂檢驗(yàn)，β收斂又可分為絕對(duì)β收斂和條件β收斂?jī)煞N檢驗(yàn)方式。

由于各個(gè)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(xué)習(xí)借鑒，且全國(guó)茶葉消費(fèi)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(dòng)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(kuò)展形式，更具普遍性，可通過Wald檢驗(yàn)識(shí)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(chǔ)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(dá)式分別為：

其中，式（1）和式（2）分別為絕對(duì)β收斂和條件β收斂的空間杜賓模型表達(dá)式；式（1）和（2）中，yi，f表示第i個(gè)省份第t年茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平，以百?gòu)?qiáng)茶葉區(qū)域品牌價(jià)值之和來(lái)表示。

1.2.3 空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

空間權(quán)重矩陣通常采用的距離有鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離等，考慮到15個(gè)省茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平空間相關(guān)的復(fù)雜性，選取半徑距離空間權(quán)重矩陣（wij）。wij是使用第i個(gè)茶葉主產(chǎn)省省會(huì)與第j個(gè)茶葉主產(chǎn)省省會(huì)之間距離（dij）平方的倒數(shù)來(lái)反映兩個(gè)茶葉主產(chǎn)省之間聯(lián)系的緊密程度，即距離越遠(yuǎn)的空間單元之間空間交互效應(yīng)越小。此外，考慮到某些空間單元影響程度過大的問題，對(duì)空間權(quán)重矩陣wij進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

2 結(jié)果與分析

2.1 中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時(shí)間變化趨勢(shì)

從圖1可看出，中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時(shí)間變化呈平穩(wěn)上漲階段。十年來(lái)，中國(guó)茶葉區(qū)域品牌價(jià)值上漲187.06%，年增長(zhǎng)率18.71%。從四大茶區(qū)來(lái)看，西南茶區(qū)長(zhǎng)期接近但基本低于全國(guó)平均水平，茶葉區(qū)域品牌價(jià)值增長(zhǎng)趨勢(shì)基本與全國(guó)一致。江南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌價(jià)值長(zhǎng)期高于全國(guó)平均水平，2017年后增速加快，拉大與全國(guó)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(gè)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(shì)，2020年恢復(fù)到2016年的水平，且略低于全國(guó)平均水平。江北茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平長(zhǎng)期低于全國(guó)平均水平，從年增長(zhǎng)率看，也低于全國(guó)平均水平，拉大與全國(guó)平均水平的距離?？偟膩?lái)看，四大茶區(qū)的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時(shí)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(guó)及四大茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時(shí)間變化趨勢(shì)（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(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的地區(qū)差異

從時(shí)間演化趨勢(shì)來(lái)看，2010—2019年中國(guó)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(shì)，10年內(nèi)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(nèi)差異最大，2010—2019年間其泰爾指數(shù)在0.42 ～ 0.72范圍波動(dòng)，變異系數(shù)在1.00左右變動(dòng)；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(nèi)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(guó)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(guó)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(guó)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(shì)。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(zhǎng)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(shì)，華南茶區(qū)長(zhǎng)期存在較大的地區(qū)差異。

2.3 中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的空間收斂

2.3.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

利用軟件Stata14.0對(duì)中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平指標(biāo)進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示?；诎霃骄嚯x空間權(quán)重矩陣（即距離倒數(shù)平方權(quán)重矩陣）（wij）驗(yàn)證了中國(guó)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(yàn)，表明中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展存在空間依賴性。

表3 中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的Moran's I 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Table 3 Statistics of Moran's I test of tea regional brands development in China

2.3.2 空間計(jì)量模型選擇

為選擇一個(gè)適宜本研究的空間面板模型，根據(jù)Elhorst（2014）[16]提供的原則進(jìn)行篩選。在假定選擇空間杜賓模型作為本研究開展空間計(jì)量分析的前提下，通過Wald檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)來(lái)確定空間杜賓模型是否會(huì)退化其它空間計(jì)量模型。空間杜賓模型包括兩個(gè)原假設(shè)，即H0：θ= 0和H0：θ+δβ= 0。其中，第一個(gè)原假設(shè)H0：θ= 0主要用來(lái)檢驗(yàn)空間杜賓模型是否可能退化為空間滯后模型；第二個(gè)原假設(shè)H0：θ+δβ= 0主要用來(lái)檢驗(yàn)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(gè)原假設(shè)H0：θ= 0，且LM檢驗(yàn)也通過，則選擇空間滯后模型；假如接受了第二個(gè)原假設(shè)H0：θ+δβ= 0，且LM檢驗(yàn)也通過，則選擇空間誤差模型；假如兩個(gè)原假設(shè)都被拒絕，則選擇空間杜賓模型。本文按照上述原則分別對(duì)絕對(duì)β收斂、條件β收斂模型進(jìn)行檢驗(yàn)和篩選，結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明，無(wú)論是絕對(duì)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(gè)原假設(shè)。因此，本文選擇空間杜賓模型。

表4 空間計(jì)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(yīng)，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(yīng)[10]，故β空間收斂檢驗(yàn)更適宜采用固定效應(yīng)。對(duì)于空間杜賓模型的參數(shù)估計(jì)方法，主要有極大似然值估計(jì)法、兩階段最小二乘法與工具變量法和廣義矩估計(jì)法，本文采用極大似然值估計(jì)法。

2.3.3 中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的空間收斂實(shí)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(duì)β收斂

通過對(duì)比分析茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的絕對(duì)β收斂OLS模型和絕對(duì)β收斂空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果（表5），探討絕對(duì)β收斂模型的空間效應(yīng)。從表5可知，在不考慮空間效應(yīng)的OLS模型中，全國(guó)及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的絕對(duì)β收斂系數(shù)均小于零，其中全國(guó)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(yīng)的情況下，全國(guó)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(guó)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(shì)為全國(guó)水平的2倍多，江南茶區(qū)為全國(guó)水平的1.4倍，而華南茶區(qū)則為全國(guó)水平的3/4。

表5 絕對(duì)β收斂的OLS模型和空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果Table 5 Estimation results of OLS model and SDM model with absolute β convergence

在考慮空間效應(yīng)的絕對(duì)β收斂空間杜賓模型中，全國(guó)及分地區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的絕對(duì)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(duì)β收斂系數(shù)代入收斂速度公式（V= -ln(1+β)/T）中，無(wú)法測(cè)算出其絕對(duì)β收斂速度。這意味著，在空間效應(yīng)的作用下，全國(guó)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(duì)β收斂性。從收斂速度V值的大小看，與絕對(duì)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(xué)習(xí)與技術(shù)溢出有助于區(qū)域品牌發(fā)展速度的收斂。同時(shí)，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的空間滯后項(xiàng)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(xiàng)系數(shù)不顯著外，其它均呈顯著。這表明全國(guó)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(yīng)，地理距離相近的產(chǎn)茶省份更容易相互學(xué)習(xí)打造區(qū)域品牌的經(jīng)驗(yàn)和教訓(xùn)。當(dāng)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(yīng)，但是并沒有帶來(lái)收斂效應(yīng)，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(huì)經(jīng)濟(jì)條件的地區(qū)差異太大所導(dǎo)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(bào)告了條件β收斂的OLS模型和空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果。在不考慮空間效應(yīng)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(guó)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(yīng)的情況下，全國(guó)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(jié)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(duì)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(hào)來(lái)看不同地區(qū)也不相同；這反映四大茶區(qū)在勞動(dòng)力和物質(zhì)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(duì)各種要素需求的匹配程度也不一樣，從而對(duì)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(guó)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(jì)結(jié)果Table 6 Estimation results of OLS model and SDM model with absolute β convergence

在考慮空間效應(yīng)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(guó)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(yàn)，且均小于零，但是將華南茶區(qū)的絕對(duì)β收斂系數(shù)代入收斂速度公式計(jì)算則無(wú)法測(cè)算出其條件β收斂速度；這意味著，在空間效應(yīng)的作用下，除華南茶區(qū)外，全國(guó)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(jié)果看，除了華南茶區(qū)外，農(nóng)林水投入對(duì)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(guó)及分地區(qū)層面都是正向的影響；農(nóng)業(yè)人口數(shù)對(duì)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(fù)向影響，其余都不顯著，從作用方向看全國(guó)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(fù)向的；這反映在空間效應(yīng)的作用下，鄰近地區(qū)在茶產(chǎn)業(yè)的物質(zhì)資本比如茶園水肥一體化設(shè)施等方面的投入會(huì)促進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致本地區(qū)茶產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，從而推進(jìn)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展速度；也反映了不同茶區(qū)勞動(dòng)力稟賦不同，各自茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平也不一致，勞動(dòng)替代方面的技術(shù)或設(shè)備的應(yīng)用水平參差不齊，勞動(dòng)力稟賦對(duì)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(guó)水平的5倍多；江北茶區(qū)次之，為全國(guó)水平的2倍多；江南茶區(qū)則只有全國(guó)水平的0.66，華南茶區(qū)不存在收斂趨勢(shì)。四是從空間效應(yīng)來(lái)看，茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的空間滯后項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，且在全國(guó)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(guó)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(guó)層面和江南茶區(qū)存在明顯的空間效應(yīng)，西南茶區(qū)、江北茶區(qū)和華南茶區(qū)的空間效應(yīng)不明顯。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論與討論

2010—2019年中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平的時(shí)間變化呈平穩(wěn)上漲階段，中國(guó)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(shì)，反映10年來(lái)中國(guó)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(jié)論一致。中國(guó)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(yīng)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(dòng)、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(chǔ)條件，同時(shí)，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(yīng)”。

2010—2019年西南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展趨勢(shì)基本與全國(guó)水平一致，其地區(qū)差異長(zhǎng)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(yīng)的條件β收斂速度為其0.87倍；與全國(guó)層面相比，考慮空間效應(yīng)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(wú)幾，呈趨同勢(shì)頭，鄰近省份的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展帶來(lái)的“空間溢出效應(yīng)”越來(lái)越小，且茶區(qū)內(nèi)各省茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展條件都很好，茶葉區(qū)域品牌競(jìng)爭(zhēng)激烈，產(chǎn)生內(nèi)卷行為，以至出現(xiàn)在考慮空間效應(yīng)后條件β收斂速度竟然變小的結(jié)果。

2010—2019年江南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展長(zhǎng)期高于全國(guó)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(shì)。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(yīng)的β收斂速度為其3 ～ 4倍；與全國(guó)層面相比，考慮空間效應(yīng)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(yīng)”明顯，但收斂趨勢(shì)弱于全國(guó)水平，這與李道和等[10]的研究結(jié)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(xué)習(xí)吸收鄰近省份的茶葉區(qū)域品牌發(fā)展經(jīng)驗(yàn)。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(guó)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(shì)不及全國(guó)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(shì)；華南茶區(qū)長(zhǎng)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(nèi)部各省茶葉區(qū)域品牌發(fā)展水平差異大，個(gè)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(jià)值為廣東省的11倍多，遠(yuǎn)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?。ㄗ灾螀^(qū)）的茶產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)差，產(chǎn)值低，難以學(xué)習(xí)應(yīng)用福建省茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)。福建省在華南茶區(qū)一枝獨(dú)秀，“空間集聚效應(yīng)”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(zhǎng)期存在較大的地區(qū)差異的研究結(jié)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(zhǎng)期低于全國(guó)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(yīng)的β收斂速度為其3 ～ 9倍。與全國(guó)層面相比，考慮空間效應(yīng)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(yīng)”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(xué)習(xí)吸收鄰近省份的經(jīng)驗(yàn)，但相對(duì)于全國(guó)而言，它們?cè)谌珖?guó)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(gòu)建茶葉區(qū)域品牌建設(shè)的區(qū)域協(xié)同體系

針對(duì)西南茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展“空間溢出效應(yīng)”弱，出現(xiàn)內(nèi)卷化現(xiàn)象，各茶區(qū)在加強(qiáng)自身茶葉品牌經(jīng)濟(jì)建設(shè)，還應(yīng)充分注意到全國(guó)各產(chǎn)茶省（區(qū)）間打造以區(qū)域品牌為核心的茶葉品牌經(jīng)濟(jì)的空間關(guān)聯(lián)特征以及技術(shù)溢出效應(yīng)，搭建茶區(qū)間合作交流平臺(tái)和協(xié)同機(jī)制，積極開展各產(chǎn)茶省的茶葉區(qū)域品牌建設(shè)的政策、經(jīng)驗(yàn)與技術(shù)等方面的交流與合作，推進(jìn)各產(chǎn)茶省的茶葉區(qū)域品牌建設(shè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.2.2 壯大茶葉區(qū)域品牌的產(chǎn)業(yè)根基

針對(duì)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(duì)于茶葉區(qū)域品牌發(fā)展落后省（自治區(qū)）而言，要充分認(rèn)識(shí)到中國(guó)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(yīng)即空間溢出效應(yīng)和空間集聚效應(yīng)，進(jìn)一步優(yōu)化茶產(chǎn)業(yè)品牌經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，引入全國(guó)知名茶葉企業(yè)，培育壯大本地茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)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(duì)江北茶區(qū)茶葉區(qū)域品牌的低水平收斂發(fā)展，應(yīng)將茶葉產(chǎn)業(yè)政策與市場(chǎng)機(jī)制有效結(jié)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(shù)水平、茶文化積累與區(qū)位優(yōu)勢(shì)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(diǎn)打造以某個(gè)茶葉區(qū)域品牌為核心的品牌生態(tài)系統(tǒng)，以點(diǎn)帶面，把區(qū)域品牌的價(jià)值延展至茶產(chǎn)業(yè)的上下游，實(shí)現(xiàn)該區(qū)域品牌的規(guī)模效應(yīng)，以提升本地區(qū)茶葉全產(chǎn)業(yè)鏈的品牌經(jīng)濟(jì)價(jià)值，從而降低中國(guó)茶葉區(qū)域品牌發(fā)展的地區(qū)差異。