2　方法與數(shù)據(jù)

2.1　方法

2.1.1　中國(guó)茶葉需求規(guī)模影響因素的理論假設(shè)

中國(guó)茶葉需求包括出口與內(nèi)銷兩個(gè)部分。近50年中,出口是影響我國(guó)茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個(gè)重要變量,但其重要性在不同歷史時(shí)期有所差異。20世紀(jì)50—80年代我國(guó)茶葉出口持續(xù)增長(zhǎng),但進(jìn)入90年代,出口量有所回落,90年代中后期出口量逐漸回升。從總體上來(lái)看,中國(guó)茶葉出口增長(zhǎng)有趨緩的趨勢(shì)。今后我國(guó)茶葉出口規(guī)模將受到進(jìn)口國(guó)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件、消費(fèi)者偏好變化、替代品的供應(yīng)狀況以及技術(shù)壁壘等諸多因素的影響,其中可支配收入和消費(fèi)人口等社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件是潛在需求規(guī)模的決定因素,而替代品和技術(shù)壁壘則是競(jìng)爭(zhēng)性因素。

在內(nèi)銷方面,20世紀(jì)90年代以前,茶葉國(guó)內(nèi)消費(fèi)受政策的抑制,其潛在需求量并沒(méi)有得到充分釋放。90年代初期,我國(guó)茶葉出口遇到一些困難,國(guó)內(nèi)茶葉流通管制逐步放開(kāi),茶葉內(nèi)銷市場(chǎng)隨之有了較快的發(fā)展。目前,我國(guó)內(nèi)銷市場(chǎng)的茶葉消費(fèi)主要來(lái)自傳統(tǒng)飲茶方式的消費(fèi)以及深加工的原料需求。前者指茶葉直接用來(lái)飲用,這是茶葉總需求中的最主要部分；后者指用于加工液態(tài)茶、速溶茶粉以及其他深加工用途的原料消耗。由于飲食習(xí)慣原因,茶葉是我國(guó)邊疆一些少數(shù)民族的生活必需品,但對(duì)絕大多數(shù)消費(fèi)者來(lái)說(shuō),茶葉僅是一種嗜好品。針對(duì)這些消費(fèi)群體,當(dāng)消費(fèi)者收入較低時(shí),茶葉需求對(duì)價(jià)格和收入的變化會(huì)表現(xiàn)出富有彈性的市場(chǎng)特性。另外,近幾年,我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)用于加工飲料及其他深加工用途的茶葉原料消耗量已具相當(dāng)規(guī)模,并呈逐年增加態(tài)勢(shì)。這部分需求量亦與收入有關(guān)。因此,可支配收入變化以及人口自然增長(zhǎng)所導(dǎo)致飲茶群體人數(shù)增加是影響國(guó)內(nèi)茶葉消費(fèi)量的兩個(gè)直接因素,并呈正相關(guān)關(guān)系。上述影響我國(guó)茶葉需求總規(guī)模的因素與關(guān)系可用圖1來(lái)表示,可用下列數(shù)學(xué)函數(shù)來(lái)表示Z＝f(X,Y)(2-1)其中Z為總需求規(guī)模,X為出口量,X＝∑n i＝1X_i(X_i為不同國(guó)家對(duì)中國(guó)茶葉的進(jìn)口量)。Y為內(nèi)銷需求量,它受可支配收入和消費(fèi)人口的影響,其函數(shù)式Y(jié)＝f(x₁,x₂,x₃,ε)(2-2)其中x₁為人均可支配收入,x₂茶葉消費(fèi)人口,x₃為用于深加工原料需求變量,其中x₃亦可以由x₁和x₂來(lái)解釋,ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

圖1　中國(guó)茶葉需求規(guī)模的影響因素

2.1.2　對(duì)中國(guó)茶葉需求規(guī)模的影響程度

現(xiàn)有文獻(xiàn)中,常采用不同年份茶葉出口量占總產(chǎn)量的比例來(lái)分析茶葉出口的地位。這種時(shí)點(diǎn)靜態(tài)方法不容易克服一些個(gè)別年份因偶發(fā)性因素所導(dǎo)致出口量波動(dòng)的非系統(tǒng)性影響。本文利用五年平滑移動(dòng)均值來(lái)分析出口因素對(duì)中國(guó)茶葉需求規(guī)模的影響趨勢(shì)。

2.1.3　國(guó)內(nèi)市場(chǎng)茶葉需求影響因素的分析模型

利用表達(dá)式(2-2)的線形模型分析國(guó)內(nèi)市場(chǎng)茶葉需求規(guī)模的影響因素,其中國(guó)內(nèi)茶葉年消費(fèi)量是用茶葉年產(chǎn)量和出口量的差值來(lái)代替,這是以國(guó)內(nèi)茶葉年度庫(kù)存量在動(dòng)態(tài)上的相對(duì)穩(wěn)定為假設(shè)前提。近年,普洱茶的收藏性消費(fèi)已成一種時(shí)尚,它應(yīng)是影響我國(guó)茶葉需求規(guī)模的自變量之一,但由于其年增加的收藏量無(wú)法估計(jì),因此,只能作為殘差的一部分進(jìn)行估計(jì)。另外,模型(2-2)中人口和可支配收入的變化亦會(huì)同時(shí)影響茶飲料的消費(fèi)。因此,模型中可能存在共線形的問(wèn)題,多重共線形的存在會(huì)造成方差和標(biāo)準(zhǔn)誤的增大以及t估計(jì)量的減少。在應(yīng)用該線形模型時(shí),必須先預(yù)診斷,并根據(jù)實(shí)際診斷結(jié)果對(duì)模型進(jìn)行修正。

2.1.4　中國(guó)茶葉需求規(guī)模的預(yù)測(cè)

茶葉出口和國(guó)內(nèi)需求的預(yù)測(cè)是本文重點(diǎn)探討的內(nèi)容。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中,預(yù)測(cè)是對(duì)被解釋變量樣本外觀測(cè)值的期望值的估計(jì)。大多數(shù)的預(yù)測(cè)是對(duì)未來(lái)時(shí)期的值進(jìn)行推測(cè),其依據(jù)的變量值大多是時(shí)間序列數(shù)據(jù),較少采用橫斷面樣本。在利用序列數(shù)據(jù)進(jìn)行模型估計(jì)時(shí),必須處理好序列相關(guān)和非平穩(wěn)性兩個(gè)問(wèn)題。

(1)趨勢(shì)外推預(yù)測(cè)模型。該模型是以時(shí)間t為自變量,時(shí)間序列y為因變量,并以適當(dāng)?shù)暮瘮?shù)曲線來(lái)反映變化趨勢(shì),可表達(dá)為～Y_t＝f(t)(2-3)當(dāng)認(rèn)為這種趨勢(shì)可以延伸至未來(lái)時(shí),給定時(shí)間t的未來(lái)值,將其代入模型可以得到相應(yīng)時(shí)刻的時(shí)間序列變量的預(yù)測(cè)值。實(shí)際應(yīng)用時(shí),有采用不同曲線進(jìn)行擬合。

(2)自回歸模型。序列相關(guān)又叫自相關(guān),是指模型殘差間存在自相關(guān)現(xiàn)象。在利用年度茶葉產(chǎn)量和出口量的差值代替國(guó)內(nèi)需求規(guī)模變量值時(shí),這個(gè)問(wèn)題似乎尤為突出。由于我國(guó)茶葉每年有一定的庫(kù)存,庫(kù)存是導(dǎo)致殘差自相關(guān)的一個(gè)潛在變量。在序列相關(guān)情況下,OLS對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)程序產(chǎn)生了有偏的SE()估計(jì),從而導(dǎo)致有偏的t統(tǒng)計(jì)值和不可靠的假設(shè)檢驗(yàn)。對(duì)是否存在一階序列相關(guān),可用Durbin-W atson d statistic進(jìn)行檢驗(yàn)。如果d為0或4,則存在極端的正序列相關(guān)或負(fù)序列相關(guān),其值越接近2,序列相關(guān)越弱。當(dāng)存在一階序列相關(guān)時(shí),可采用廣義最小二乘法來(lái)消除標(biāo)準(zhǔn)誤的有偏估計(jì),可利用Exact maximumlikelihood、Cochrane-O rcutt或Praise-W insten估計(jì)參數(shù)。其過(guò)程相當(dāng)于在普通回歸方程的右側(cè)添加1階自回歸算子,模型的表達(dá)式為Y_t＝Ф1Y_t-1＋X_tβ＋ε_t(2-4)其中,Ф1為自回歸系數(shù),X_t為解釋變量序列或自變量序列,β為回歸系數(shù)向量,ε_t為白噪聲序列。

(3)AR IM A模型。使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)所面臨的第二個(gè)問(wèn)題,是數(shù)據(jù)值的非平穩(wěn)性。非平穩(wěn)時(shí)間序列是指變量的基本性質(zhì)(如它的均值和方差等)隨時(shí)間而變化。如果應(yīng)變量和至少一個(gè)解釋變量是非平穩(wěn)的,簡(jiǎn)單的最小二乘法回歸會(huì)放大R²和非平穩(wěn)變量的t值。對(duì)非平穩(wěn)性數(shù)據(jù),需要對(duì)方程中變量取一階差分或以上,直至非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)序列,其一階差分即為Y^*＝ΔY_t＝Y(jié)_t-Y_t-1

(2-5)

針對(duì)殘差相關(guān)和非平穩(wěn)性變量數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)模型的構(gòu)建,ARIM A(p,d,q)是目前廣泛采用的方法。這種方法完全忽略解釋變量,而是利用當(dāng)期值和過(guò)去值對(duì)變量進(jìn)行精確的短期預(yù)測(cè)。其理論數(shù)學(xué)表達(dá)式為

AR

Y_t＝β0＋θ₁Y_t-1＋θ₂Y_t-2＋…＋θ_pY_t-p＋Ф1ε_t-1＋Ф2ε_t-2＋…＋Фqε_t-q＋ε_t

M A(2-6)其中θ和Ф分別是自回歸過(guò)程和移動(dòng)平均過(guò)程的系數(shù),p和q分別是所使用的Y和ε的過(guò)去值的個(gè)數(shù)。使用ARIM A的第一步是通過(guò)d次的一階差分直至被解釋變量序列的均值和方差為常數(shù),從而將變量序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列。具體應(yīng)用該模型擬合時(shí),一般包括模型的識(shí)別階段、參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)階段以及預(yù)測(cè)應(yīng)用階段三個(gè)步驟。其中,前兩個(gè)階段需要反復(fù)進(jìn)行。

2.2　數(shù)據(jù)

中國(guó)茶葉需求規(guī)模預(yù)測(cè)模型的分析樣本為國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒中總產(chǎn)量數(shù)據(jù)(1976—2007年)以及中國(guó)海關(guān)行業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒茶葉出口數(shù)據(jù)(1976—2007年)。中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)茶葉需求規(guī)模影響因素的模型構(gòu)建中,人口和可支配收入數(shù)據(jù)來(lái)自中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(1978—2007年),其中可支配收入采用實(shí)際工資指數(shù)來(lái)代替；深加工對(duì)茶葉原料消耗的變量,利用中國(guó)飲料工業(yè)協(xié)會(huì)統(tǒng)計(jì)資料中的“其他飲料”欄中的數(shù)據(jù)值(1997—2007年)來(lái)代替。