李清光，李曉鐘

（江南大學(xué) a.食品學(xué)院；b.商學(xué)院，江蘇 無錫 214122）

一、引 言

茶葉與咖啡是世界上主要的兩大類飲料，茶葉曾經(jīng)和絲綢、陶瓷被稱為是最具有中國特色的產(chǎn)品。2001年中國加入世貿(mào)組織后，茶葉生產(chǎn)和出口均增長較快。在產(chǎn)量方面，2001年茶葉生產(chǎn)量69萬噸，至2009年達(dá)到135萬噸，年均增長率在8%左右①，茶葉出口額從2002年的3.32億美元增長至2009年的7.05億美元。我國于2006年取消茶葉出口配額和許可證管理，特許經(jīng)營模式的茶葉外貿(mào)管理體制宣布結(jié)束，我國茶產(chǎn)業(yè)從真正意義上實(shí)現(xiàn)了市場化。集體企業(yè)、私營企業(yè)和外商投資企業(yè)與原來擁有出口專營權(quán)的國有企業(yè)在同一個(gè)平臺上進(jìn)行競爭，我國茶葉出口新的沖擊與機(jī)遇并存。一方面，由于我國茶葉主要出口散裝原料茶，技術(shù)含量低，市場準(zhǔn)入門檻低，配額取消后更多的企業(yè)進(jìn)入茶葉出口市場是否會影響出口茶葉品質(zhì)亦或互相壓價(jià)引發(fā)我國茶葉價(jià)格惡性競爭。另一方面，非國有企業(yè)自主性高，經(jīng)營機(jī)制靈活，在一定程度上對茶葉出口增添活力。同時(shí)，隨著市場集中度降低和競爭主體分散化，出口企業(yè)僅通過價(jià)格手段難以獨(dú)攬市場份額，其削價(jià)競銷的動力便大大降低，而技術(shù)開發(fā)品牌戰(zhàn)略等非價(jià)格措施將越來越受重視。惡性競爭、過度競爭等市場行為就可得到一定程度之糾正。在茶葉配額取消后，我國茶葉出口價(jià)格是否陷入惡性競爭，茶葉出口企業(yè)構(gòu)成發(fā)生了怎樣的變化，不同性質(zhì)的企業(yè)對我國茶葉出口價(jià)格提高起到了多大程度的推動作用，作用是否持久等成為如何增進(jìn)我國茶葉出口比較利益獲得值得關(guān)注的問題。

關(guān)于茶葉出口貿(mào)易方面的研究較多，但主要集中在三個(gè)層面。一是測算國際競爭力指數(shù)并探討原因，如王忠銳，潘偉光［1］通過構(gòu)建我國茶葉出口的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，測算了我國茶葉出口的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、貿(mào)易競爭力指數(shù)和茶葉出口的價(jià)格彈性。曾玲、劉仲華［2］對比分析了中國、印度、斯里蘭卡、印尼西亞和肯尼亞五大茶葉出口國的茶葉出口量和出口金額變化并提出提高我國茶葉國際市場競爭力的政策建議。二是從技術(shù)層面創(chuàng)新并提高競爭力，如金興華［3］從單產(chǎn)、品質(zhì)、價(jià)格、技術(shù)四個(gè)方面指出了我國茶葉出口國際競爭力面臨的現(xiàn)實(shí)差距；郝志龍、謝芬等［4］從加工工廠、加工設(shè)備、加工技術(shù)、加工管理四方面進(jìn)行分析，認(rèn)為實(shí)施茶葉加工標(biāo)準(zhǔn)化對提高我國茶葉的競爭力具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。三是研究技術(shù)性貿(mào)易措施與茶葉出口關(guān)系，如李曉鐘［5］，何正全［6］對茶葉標(biāo)準(zhǔn)及其影響的復(fù)雜性進(jìn)行了理論分析和實(shí)證研究，揭示了標(biāo)準(zhǔn)提高對我國茶葉出口貿(mào)易的雙重影響。而從不同性質(zhì)企業(yè)的茶葉出口角度分析其對總體茶葉出口的影響和互動關(guān)系的研究甚少，筆者基于茶葉出口新的態(tài)勢，運(yùn)用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析出口企業(yè)對茶葉出口的動態(tài)關(guān)系，探尋不同性質(zhì)出口企業(yè)的茶葉出口價(jià)格和我國茶葉出口平均價(jià)格之間的相互作用機(jī)制和影響程度。

二、出口企業(yè)茶葉出口價(jià)格與茶葉出口平均價(jià)格的均衡關(guān)系

（一）出口企業(yè)與茶葉出口情況

圖1是2005年07月②至2010年11月我國茶葉出口數(shù)量和出口價(jià)格的月度走勢圖。從圖中可以看出，出口數(shù)量在2006年2月降至最低點(diǎn)，可能與配額取消后企業(yè)間出于觀望態(tài)勢所致。從長期來看，出口數(shù)量雖有波動，但基本處于平衡。根據(jù)統(tǒng)計(jì)，2009年全年僅較2005年增加1.64萬噸。與之相對比，出口價(jià)格呈現(xiàn)波動式攀升，年度平均價(jià)格從2005的1.69升至2009年2.33美元/千克。從整體上來看，出口配額的取消并未導(dǎo)致價(jià)格的惡性競爭，并且在數(shù)量保持穩(wěn)定的情況下，出口狀況有所改善，起到了積極的作用。筆者進(jìn)一步針對企業(yè)構(gòu)成和不同性質(zhì)的企業(yè)出口價(jià)格的變化進(jìn)行分析。

圖1 茶葉出口數(shù)量與出口價(jià)格趨勢圖

如表1所示，在茶葉出口企業(yè)中，從份額增長和價(jià)格提高角度看，私營企業(yè)出口發(fā)展最快，與2004年相比較，2010年其份額增長1.45倍，價(jià)格提高0.77倍。其次是外商投資企業(yè)，份額增長1.43倍，價(jià)格提高0.62倍。同期相比，國有企業(yè)茶葉出口大幅下降，份額降低60.03%，但價(jià)格提高0.48倍。2010年，國有企業(yè)與私營企業(yè)茶葉出口份額共占83.81%，二者茶葉出口價(jià)格的上升提高了我國茶葉出口的平均價(jià)格。

表1 茶葉出口企業(yè)與出口情況

為了更好地分析不同企業(yè)茶葉出口價(jià)格對茶葉出口平均價(jià)格的影響，本文通過建立回歸模型測算各企業(yè)對茶葉出口平均價(jià)格提高的貢獻(xiàn)程度，為更真實(shí)地反映其效用，將出口價(jià)格予以修正，修正的價(jià)格計(jì)算公式為：

REPij為修正后的茶葉出口價(jià)格，EPij為茶葉實(shí)際出口價(jià)格，EQij為茶葉出口數(shù)量，i為企業(yè)類型，j為出口月份，EQtj為所有企業(yè)j月份茶葉出口總量。修正后的價(jià)格分別由茶葉出口平均價(jià)格（P）、國有企業(yè)茶葉出口價(jià)格（CP）、集體企業(yè)茶葉出口價(jià)格（JP）、私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格（SP）和外商投資企業(yè)茶葉出口價(jià)格（FP）來表示③，Ln為其對數(shù)值。數(shù)據(jù)來源為商務(wù)部農(nóng)產(chǎn)品出口月度統(tǒng)計(jì)報(bào)告④，區(qū)間為2005年07月至2010年11月，樣本數(shù)為65，利用Eviews6分析軟件，采用最小二乘法進(jìn)行回歸，回歸分析結(jié)果如下：

括號中數(shù)值為相應(yīng)系數(shù)的t-Statistic，上標(biāo)*、**、***分別表示10%、5%和1%水平下顯著，下同。

根據(jù)模型回歸分析結(jié)果（2）可以看出，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格對我國茶葉出口平均價(jià)格提高貢獻(xiàn)最大，其次為國有企業(yè)。外商投資企業(yè)雖然實(shí)際出口價(jià)格提升較快，但由于所占出口份額較少，對修正后的價(jià)格影響較小。

（二）出口企業(yè)與茶葉出口協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)以上出口企業(yè)與茶葉出口分析，本文進(jìn)一步選取對我國茶葉出口平均價(jià)格提高貢獻(xiàn)較大的私營企業(yè)和國有企業(yè)進(jìn)行分析，經(jīng)過檢驗(yàn)，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格與茶葉出口平均價(jià)格存在協(xié)整關(guān)系，國有企業(yè)茶葉出口價(jià)格與茶葉出口平均價(jià)格不存在協(xié)整關(guān)系。究其原因，可能由于其份額下降較快，導(dǎo)致修正后的價(jià)格與茶葉出口平均價(jià)格相關(guān)度降低所致。以下為私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格與茶葉出口平均價(jià)格的協(xié)整關(guān)系分析。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于大多數(shù)時(shí)間序列的經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)、具有時(shí)間趨勢的，而協(xié)整關(guān)系要求被檢驗(yàn)的兩個(gè)或多個(gè)變量具有相同的單整階數(shù)。因此，在檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系之前，本文首先采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)。進(jìn)而確定是否可以采用協(xié)整分析方法。

如表2所示，根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)，水平序列LnP和LnSP在5%的顯著水平上均不能拒絕單位根假設(shè)，存在單位根，屬于不平穩(wěn)的時(shí)間序列。其一階差分△LnP和△LnSP在1%的顯著水平上均能拒絕單位根假設(shè)，不存在單位根，屬于平穩(wěn)的變量。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

2.協(xié)整分析

由ADF單位根檢驗(yàn)可知，水平序列LnP和LnSP均為I（1）單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整的條件。采用EG兩步法確立協(xié)整方程，第1步，利用最小二乘法構(gòu)建LnP和LnSP回歸方程，計(jì)算結(jié)果如下：

第2步，對其殘差序列μ進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，采用不包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢項(xiàng)的檢驗(yàn)方程，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，回歸方程的殘差序列μ的ADF檢驗(yàn)值小于顯著性水平為1%時(shí)的臨界值，因此變量LnP和LnSP序列之間存在協(xié)整關(guān)系，即茶葉出口平均價(jià)格與私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格之間具有長期的均衡關(guān)系。由（3）式可知，從長期來看，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格變動1%時(shí)，茶葉出口平均價(jià)格將變動0.4997%。

表3 協(xié)整方程殘差系列ADF單位根檢驗(yàn)

（三） 誤差修正模型的建立

上述分析我們得出LnP和LnSP之間具有協(xié)整關(guān)系，即一種長期均衡關(guān)系。但是在短期中，平均出口價(jià)格在某個(gè)時(shí)期受到干擾后很有可能出現(xiàn)偏離均衡的情況，而均衡機(jī)制將會在下一期進(jìn)行調(diào)整，以使其回到均衡狀態(tài)。因此本文在（3）式的基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型（VECM）來描述變量短期波動與長期均衡之間的影響關(guān)系。VECM方程如下所示。

在誤差修正型中，被解釋變量的波動可以分為兩部分：一部分是短期波動，一部分是長期均衡。其中△為差分算子，表示變量的短期波動，腳標(biāo)-1表示該變量的滯后1期，ECM-1為滯后的誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)表示長期均衡關(guān)系對短期波動的調(diào)整力度。由（4）式可以看出，△LnSP的t統(tǒng)計(jì)值在1%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格當(dāng)期的短期波動對兩個(gè)價(jià)格間的長期均衡關(guān)系影響較顯著，其系數(shù)為0.4359，略小于長期影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.5208，說明我國茶葉出口平均價(jià)格受到干擾偏離均衡價(jià)格時(shí)，將受到一個(gè)較強(qiáng)的相反調(diào)整力，使其在短期內(nèi)恢復(fù)到均衡價(jià)格。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明了LnP和LnSP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系和短期波動調(diào)整，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需進(jìn)一步檢驗(yàn)?？紤]到VECM的短期波動系數(shù)，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)滯后階數(shù)選取1-3期，結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明在滯后期為1期和2期的條件下，LnSP對LnP存在單項(xiàng)的因果關(guān)系。在95%的置信水平下，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格變動是茶葉出口平均價(jià)格變動的格蘭杰原因。

三、出口企業(yè)茶葉出口價(jià)格與茶葉出口平均價(jià)格的動態(tài)關(guān)系

（一）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function，IRF）是以向量自回歸模型（Vector Autoregression，VAR）為基礎(chǔ)，描述的是VAR模型中這種來自隨機(jī)擾動項(xiàng)（新息）的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對變量當(dāng)前和未來取值的影響。它能夠比較客觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應(yīng)，是用來研究當(dāng)系統(tǒng)中某個(gè)變量的擾動項(xiàng)受到一個(gè)單位的沖擊時(shí)，其他變量的動態(tài)響應(yīng)路徑的一種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。本文根據(jù)AIC和SC原則及LR檢驗(yàn)法確定模型最優(yōu)滯后期為1，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析我國私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格與茶葉出口平均價(jià)格之間相互沖擊的動態(tài)響應(yīng)路徑，首先假定出現(xiàn)一個(gè)私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格的沖擊，然后通過建立的VAR（1）模型影響到各個(gè)內(nèi)生變量，結(jié)果如圖2、圖3所示?？紤]到樣本為月度數(shù)據(jù)，將沖擊響應(yīng)期設(shè)定為12期，橫軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)的未來響應(yīng)期數(shù)，縱軸分別代表LnP或LnSP對擾動項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊的響應(yīng)程度。

圖2是茶葉出口平均價(jià)格對來自私營企業(yè)出口價(jià)格一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息沖擊的反映情況。由圖2可以看出，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格對茶葉出口平均價(jià)格有較大的正向影響，這種影響在第1個(gè)月即達(dá)到最大值，雖然始終為正向影響，但在12期內(nèi)逐步下降。說明私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格對茶葉出口平均價(jià)格短期作用明顯，但不持久。圖3是私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格對來自一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息沖擊的反映情況。由圖3可以看出，茶葉出口平均價(jià)格對私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格存在正向影響。其中，這種影響在第1-4月不斷擴(kuò)大，第4個(gè)月達(dá)到最大值后開始減弱。說明茶葉出口價(jià)格變動并不會馬上引起私營企業(yè)茶葉出口平均價(jià)格的大幅波動，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格第2個(gè)月后才會出現(xiàn)較大影響。這主要是因?yàn)椴枞~出口平均價(jià)格傳遞到私營企業(yè)并產(chǎn)生影響大約需要1個(gè)月，導(dǎo)致私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格波動比茶葉出口平均價(jià)格滯后1個(gè)月左右的時(shí)間。但從響應(yīng)程度的大小來看，數(shù)值較小，最大值時(shí)僅為0.01576，說明茶葉出口平均價(jià)格對私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格的影響較小。

圖2 LnP對LnSP的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖3 LnSP對LnP的脈沖響應(yīng)函數(shù)

（二）方差分解

方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，其基本思想是把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各隨機(jī)擾動項(xiàng)對模型內(nèi)生變量的相對重要性。本文利用方差分解描述沖擊在茶葉出口平均價(jià)格與私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格的動態(tài)變化中的相對重要性，方差分解結(jié)果見表5、表6所示。

表5 LnP的方差分解表

表6 LnSP的方差分解表

表5和表6分別是12個(gè)預(yù)測期內(nèi)茶葉出口平均價(jià)格和私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格的預(yù)測誤差分解結(jié)果。如表5所示，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格對茶葉出口平均價(jià)格變動的貢獻(xiàn)比率，在第1個(gè)月就達(dá)到53.61%，并且影響不斷增大，在第12期貢獻(xiàn)比率為82.75%。說明在茶葉出口平均價(jià)格形成過程中，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格的影響起著主要的作用。從表6可以看出，茶葉出口平均價(jià)格對私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格的影響非常小，貢獻(xiàn)率最大時(shí)僅為2.51%。進(jìn)一步驗(yàn)證了前面用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)分析得出的結(jié)論，即私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格是帶動茶葉出口平均價(jià)格變動的原因，而茶葉出口平均價(jià)格不是帶動私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格變動的原因。

四、結(jié)論與啟示

基于我國取消茶葉出口配額和許可證管理新的形勢，通過分析不同性質(zhì)出口企業(yè)的茶葉出口價(jià)格和我國茶葉出口平均價(jià)格之間的動態(tài)關(guān)系，得出私營企業(yè)對我國茶葉出口平均價(jià)格提升貢獻(xiàn)較大。在滯后期為2個(gè)月的條件下，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格變動是茶葉出口平均價(jià)格變動的格蘭杰原因。從長期來看，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格變動1%時(shí)，茶葉出口平均價(jià)格將變動0.4997%。在短期內(nèi)，當(dāng)我國茶葉出口平均價(jià)格受到干擾偏離均衡價(jià)格時(shí)，將受到一個(gè)較強(qiáng)的相反調(diào)整力，使其在短期內(nèi)恢復(fù)到均衡價(jià)格。在影響的程度和大小方面，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格對茶葉出口平均價(jià)格有較大的正向影響，私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格對茶葉出口平均價(jià)格變動的貢獻(xiàn)比率，在第1個(gè)月就達(dá)到53.61%，并且影響不斷增大，在第12月貢獻(xiàn)比率為82.75%，私營企業(yè)在茶葉出口平均價(jià)格形成過程中起著主要的作用。與之相對比，茶葉出口平均價(jià)格對私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格的影響非常小，并且茶葉出口價(jià)格變動并不會馬上引起私營企業(yè)茶葉出口平均價(jià)格的大幅波動，而是存在一定的滯后，表現(xiàn)為這種影響在第1-4月不斷擴(kuò)大，第4個(gè)月達(dá)到最大值后開始減弱，到第12月累積貢獻(xiàn)率僅為2.51%。雖然私營企業(yè)對我國茶葉出口平均價(jià)格提升貢獻(xiàn)較大，茶葉出口價(jià)格提升最快，高于國有企業(yè)和集體企業(yè)，但與外商投資企業(yè)仍存在較大差距，2010年私營企業(yè)茶葉出口價(jià)格僅為外商投資企業(yè)的0.52倍。究其原因，與國有企業(yè)和集體企業(yè)相比，私營企業(yè)產(chǎn)權(quán)明晰、經(jīng)營機(jī)制靈活，而與外商投資企業(yè)相比，在銷售渠道和技術(shù)研發(fā)方面有一定的差距，伴隨著私營企業(yè)在對我國茶葉出口價(jià)格提升貢獻(xiàn)程度的提升，對于私營企業(yè)的關(guān)注和導(dǎo)向更加重要。針對分析結(jié)論和存在的問題，本文提出以下幾點(diǎn)結(jié)合我國茶葉出口企業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，改善我國茶葉出口價(jià)格提升競爭力的的對策建議。

1.以提高出口質(zhì)量為主線來引導(dǎo)茶葉出口企業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加強(qiáng)不同性質(zhì)企業(yè)間的合作。在經(jīng)過長期的茶葉出口配額限制之后，及時(shí)利用目前茶葉出口企業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的時(shí)機(jī)，向微笑曲線兩側(cè)發(fā)展茶葉產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮不同性質(zhì)企業(yè)的能動性和優(yōu)勢互補(bǔ)，促使我國茶葉在出口的總量增長的基礎(chǔ)上改善出口質(zhì)量。

2.加強(qiáng)國有企業(yè)的技術(shù)研發(fā)，大力發(fā)展市場需求彈性較高的茶葉產(chǎn)品。隨著人們對營養(yǎng)和健康的日益關(guān)注，以及茶葉中活性物質(zhì)如茶多酚等在健康膳食中起到的重要作用，人們對茶葉的需求也正在向高層次遞進(jìn)。由于私營企業(yè)在研發(fā)上有動力無實(shí)力，外商投資企業(yè)技術(shù)流動性差，故國有企業(yè)的技術(shù)引領(lǐng)作用有待加強(qiáng)，在研發(fā)方向上逐步向營養(yǎng)成分分離、提純、重組等層次深入。

3.整合私營企業(yè)資源，搭建優(yōu)勢資源平臺。私營企業(yè)靈活性高，能夠積極適應(yīng)市場需求進(jìn)行調(diào)整?？梢酝ㄟ^行業(yè)協(xié)會的方式促進(jìn)企業(yè)資源的共享和提升，并合理引導(dǎo)。積極進(jìn)行茶葉標(biāo)準(zhǔn)認(rèn)證，加強(qiáng)茶葉品牌建設(shè)，推進(jìn)企業(yè)實(shí)施國際技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)出口。發(fā)展認(rèn)證ISO2000標(biāo)準(zhǔn)，建立良好操作規(guī)范（GMP）和危害分析關(guān)鍵控制點(diǎn)（HACCP）等。同時(shí)在企業(yè)調(diào)整中整合培育出有影響力的茶葉品牌，發(fā)揮品牌在傳遞產(chǎn)品信息中的重要作用。

［注 釋］

① 數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局http://www.stats.gov.cn.

② 考慮到取消茶葉配額為預(yù)發(fā)事件，其影響在時(shí)間上可能具有前向關(guān)聯(lián)，故數(shù)據(jù)起點(diǎn)選取茶葉配額取消前半年。

③ 本文后續(xù)分析中未特殊說明的價(jià)格均為修正后的價(jià)格。

④ 商務(wù)部農(nóng)產(chǎn)品出口月度統(tǒng)計(jì)報(bào)告http://wms.mofcom.gov.cn.

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