茶葉產(chǎn)量影響因素的實(shí)證分析

裘鋼 劉建超

（1 諸暨市經(jīng)濟(jì)特產(chǎn)站，諸暨 311800；2 浙江農(nóng)林大學(xué)暨陽學(xué)院，諸暨 311800）

茶葉是我國重要的傳統(tǒng)出口創(chuàng)匯產(chǎn)品[1]，具有良好的社會(huì)效益和經(jīng)濟(jì)效益，故促進(jìn)茶葉產(chǎn)業(yè)發(fā)展，有助于振興鄉(xiāng)村、幫助農(nóng)民致富。但是，目前我國茶葉生產(chǎn)、加工以人工操作為主，而隨著采茶工的緊缺和采茶人工成本的上升，采茶難的問題越發(fā)凸顯[2]；同時(shí)，目前我國茶葉生產(chǎn)中的農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用率不高、機(jī)械化程度低，要實(shí)現(xiàn)茶葉的大規(guī)模、大批量生產(chǎn)存在一定的技術(shù)難題，而國外的茶葉生產(chǎn)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)機(jī)械化和標(biāo)準(zhǔn)化，這給我國大部分傳統(tǒng)茶葉產(chǎn)區(qū)帶來了嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)；此外，我國茶機(jī)行業(yè)發(fā)展存在一定的問題，主要表現(xiàn)為茶機(jī)研發(fā)投入少、機(jī)械設(shè)備落后、產(chǎn)品型號混亂、缺少創(chuàng)新點(diǎn)、實(shí)際應(yīng)用范圍少、基礎(chǔ)研究薄弱等[3]。以上因素均制約了我國茶葉產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。而“十四五”規(guī)劃中明確強(qiáng)調(diào)，到2035 年農(nóng)作物綜合機(jī)械化率要達(dá)到75%，而茶葉作為我國重要的經(jīng)濟(jì)作物，實(shí)現(xiàn)茶葉生產(chǎn)機(jī)械化是未來發(fā)展的大趨勢。

目前，我國科研人員已在茶葉生產(chǎn)機(jī)械化方面開展了較多研究。例如，為提高茶葉產(chǎn)業(yè)機(jī)械的應(yīng)用水平，茶葉產(chǎn)業(yè)機(jī)械研發(fā)制造人員對茶園耕整、茶樹修剪、茶樹植保、茶葉采摘等環(huán)節(jié)進(jìn)行了優(yōu)化（其中，茶園耕整，通過調(diào)整茶樹間行距、茶蓬高度、標(biāo)準(zhǔn)長度等，以便于機(jī)械操作；茶園車行道采用瀝青路面，部分茶樹行間設(shè)有軌道；鮮葉運(yùn)輸采用廂頂覆蓋金屬膜的微型貨車等）[4-5]。胡璽賢等[6]的調(diào)研結(jié)果表明，茶葉機(jī)械采摘采用雙人抬往返切割式采茶機(jī)，在機(jī)械操作得當(dāng)?shù)那闆r下，有利于茶樹的生長發(fā)育，且對茶葉的產(chǎn)量、品質(zhì)無不良影響，還能減少人工勞動(dòng)力，增加經(jīng)濟(jì)效益，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。明肖宏等[7]的調(diào)研結(jié)果表明，北方茶田耕種采用ZGJ-120型手扶自走式茶園中耕機(jī)，可以解決茶園的耕整問題，但該機(jī)械質(zhì)量較大，對茶農(nóng)的操作要求較高。尹博等[5]通過在茶園植保上采用農(nóng)用病蟲害防治機(jī)械（東方紅WFB-18G 彌霧機(jī)）發(fā)現(xiàn)，該機(jī)器具有工效高、霧化好、對靶率高的特點(diǎn)。權(quán)啟愛等[8]的調(diào)研結(jié)果表明，國外在20世紀(jì)末研制出的一種乘坐式茶葉采摘機(jī)，具有節(jié)省勞動(dòng)力和方便耕種、松土、噴灑等特點(diǎn)。

此外，大量研究表明，實(shí)現(xiàn)茶葉生產(chǎn)機(jī)械化，可大大增加茶葉生產(chǎn)加工效率，進(jìn)而促進(jìn)茶葉產(chǎn)業(yè)發(fā)展。而要實(shí)現(xiàn)茶葉生產(chǎn)機(jī)械化，需綜合考慮自然地理環(huán)境、市場供需等多方面因素，且茶葉生產(chǎn)機(jī)械化的最終結(jié)果主要體現(xiàn)在茶葉產(chǎn)量的變化。因此，筆者擬以茶葉產(chǎn)量變化受多種因素影響為主要切入點(diǎn)，應(yīng)用分析探索影響茶葉產(chǎn)量的主要影響因素，并利用SPSS 20.0 軟件建立多元線性回歸模型，以期預(yù)測未來茶葉產(chǎn)量，闡述茶葉生產(chǎn)機(jī)械化對茶葉產(chǎn)量的影響，從而為我國茶葉產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化發(fā)展提供參考依據(jù)。

1 茶葉產(chǎn)量模型構(gòu)建

1.1 模型變量選擇

選取茶葉產(chǎn)量（Y）作為模型的因變量，定量分析各種影響因素對茶葉產(chǎn)量的作用。根據(jù)我國當(dāng)前的技術(shù)條件和社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平，茶葉生產(chǎn)要實(shí)現(xiàn)全面機(jī)械化發(fā)展，涉及到自然、經(jīng)濟(jì)、技術(shù)三方面的因素。其中，自然方面可用我國實(shí)際茶園面積、地表水資源量2 項(xiàng)指標(biāo)綜合反映，經(jīng)濟(jì)方面可用居民人均可支配收入、中國茶葉出口量2項(xiàng)指標(biāo)綜合反映，技術(shù)方面可用小型拖拉機(jī)數(shù)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值3項(xiàng)指標(biāo)綜合反映。因此，初步確定茶園面積（X1）、地表水資源量(X2）、居民人均可支配收入(X3）、中國茶葉出口量(X4）、小型拖拉機(jī)數(shù)量(X5）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(X6）、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值(X7）作為模型的自變量。

1.2 數(shù)據(jù)獲取

在中國知網(wǎng)、國家統(tǒng)計(jì)局等網(wǎng)站，對我國2003年—2020年的茶園面積、居民人均可支配收入等進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，采用2003年—2017年的數(shù)據(jù)利用SPSS 20.0 軟件建立多元線性回歸模型。

1.3 數(shù)據(jù)分析與處理

1.3.1 相關(guān)性分析

為了確保多元線性回歸模型的合理性與準(zhǔn)確性，需要計(jì)算和分析每個(gè)因素之間的相關(guān)系數(shù)，從而得出變量之間的相關(guān)關(guān)系，與茶葉產(chǎn)量因素高度相關(guān)的自變量才適合被引入模型，以保證模型回歸的精確度。其中，相關(guān)系數(shù)|r|≥0.8，表示高度相關(guān)；0.5 ≤|r|＜0.8，表示中度相關(guān)；0.3≤|r|＜0.5，表示低度相關(guān)；|r|＜0.3時(shí)，表示相關(guān)程度極弱，可視為不相關(guān)。

1.3.2 多元線性回歸模型的建立

在SPSS 軟件中利用自相關(guān)回歸分析法對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。自相關(guān)時(shí)間序列回歸分析的回歸模型可用Y=a+k1X1+k2X2+k3X3+k4X4+k5X5表示，其中，a 為常數(shù)量，k1、k2、k3、k4、k5為模型中的系數(shù)。

1.3.3 多元線性回歸模型的驗(yàn)證

采用2018年—2020年的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證，并通過公式d=[（Pi-Oi)÷Oi]×100%計(jì)算偏差率，其中，d為偏差率，Pi 為計(jì)算值，Oi為實(shí)際值；d值越低，則模擬結(jié)果越優(yōu)秀。

2 結(jié)果與分析

2.1 模型自變量的確定

由表1 可知，茶園面積、居民人均可支配收入、中國茶葉出口量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與茶葉產(chǎn)量的相關(guān)系數(shù)r均大于0.8，表明這幾個(gè)因素與茶葉產(chǎn)量高度相關(guān)。地表水資源量和小型拖拉機(jī)數(shù)量與茶葉產(chǎn)量的相關(guān)系數(shù)r分別為0.585和0.617，表明這幾個(gè)因素與茶葉產(chǎn)量中度相關(guān)。因此，導(dǎo)入模型的自變量為茶園面積（X1）、地表水資源量（X2）、居民人均可支配收入（X3）、中國茶葉出口數(shù)量（X4）、小型拖拉機(jī)數(shù)量（X5）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（X6）、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（X7）。其中，居民人均可支配收入與茶葉產(chǎn)量的相關(guān)性最大，說明消費(fèi)能力對茶葉產(chǎn)量有重要影響；小型拖拉機(jī)數(shù)量對茶葉產(chǎn)量的影響相對較小，主要原因是茶葉產(chǎn)業(yè)機(jī)械發(fā)展較慢，當(dāng)前茶葉生產(chǎn)仍以手工操作為主；地表水資源量與茶葉產(chǎn)量的相關(guān)性最低，這與我國茶樹種植大多分布在降水資源豐富的地域有關(guān)。

表1 茶葉產(chǎn)量影響因素的相關(guān)性分析

2.2 茶葉產(chǎn)量與主要影響因素的時(shí)序變化特征

由表2可知，自2003年以來，我國茶園面積、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、居民可支配收入和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力大體上呈現(xiàn)逐年增加的趨勢；而地表水資源量、中國茶葉出口量和小型拖拉機(jī)數(shù)量的趨勢不明顯。現(xiàn)對茶葉產(chǎn)量主要影響因素的時(shí)序變化特征進(jìn)行分析：（1）茶園面積。茶園面積在2003年—2020年始終保持穩(wěn)定增長，且隨著茶園面積的不斷增加，茶葉產(chǎn)量也隨之穩(wěn)定增加。經(jīng)分析，茶葉是我國重要的經(jīng)濟(jì)作物，茶葉生產(chǎn)有助于提高農(nóng)民經(jīng)濟(jì)收入，加速山區(qū)建設(shè)，助力脫貧攻堅(jiān)，再加上茶葉產(chǎn)業(yè)衍生出的茶文化、茶飲料等為我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)，故提升了農(nóng)民種茶的積極性，從而使茶園面積逐年增長。（2）中國茶葉出口量。我國茶葉出口量從2003年的2.599 1×109t 提高到2020 年的3.488 1×109t，呈逐年穩(wěn)定增加的趨勢，但增速較慢。其中，2014 年我國茶葉出口量出現(xiàn)波動(dòng)，同比下降7.5%。究其原因，受大宗商品價(jià)格大幅下降的影響，茶葉銷售價(jià)格和銷量均下降，導(dǎo)致茶葉出口量隨之減少。（3）居民人均可支配收入。2003年—2020年，我國居民人均可支配收入大幅增加，這說明我國經(jīng)濟(jì)取得了非常大的進(jìn)步，國人的購買能力不斷加強(qiáng)。因此，進(jìn)一步推動(dòng)茶文化的發(fā)展，提高茶葉產(chǎn)業(yè)的行業(yè)地位，可不斷刺激茶葉市場發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)茶葉產(chǎn)業(yè)升級。（4）農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力。2003年—2020年，我國農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力大體上呈逐年穩(wěn)定增加的趨勢。其中，2016年我國農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力同比下降13%，隨后又逐年上升。經(jīng)分析，農(nóng)業(yè)作為我國支撐國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，近年來在國家大力扶持下，逐年增加了農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼，使得農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)逐步成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的大趨勢。（5）農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。2003 年—2020 年，我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值逐年增加，且增速較快。

表2 2003 年—2020 年我國茶葉產(chǎn)量及其相關(guān)影響因素的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

2.3 回歸模型建立

R2代表回歸系數(shù)，表示回歸方程的可信度。由表3可知，茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型的R2為0.999，經(jīng)調(diào)整后R2為0.998，這說明茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型的整體擬合度高。

表3 茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型的參數(shù)檢驗(yàn)

由表4 可知，茶葉產(chǎn)量的多元線性回歸方程為Y=24.639+0.113X1+0.032X2+0.952X3-0.052X4-0.144X5+0.856X6-0.002X7，且所有自變量對茶葉產(chǎn)量的貢獻(xiàn)均有顯著性意義(p〈0.05)。因此，茶園面積、地表水資源量、居民人均可支配收入、中國茶葉出口數(shù)量、小型拖拉機(jī)數(shù)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值可作為茶葉產(chǎn)量的關(guān)鍵影響因素，并可用這些因素來解釋茶葉產(chǎn)量的變化規(guī)律及其產(chǎn)生原因。其中，居民人均可支配收入的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為1.242，說明居民人均可支配收入對茶葉產(chǎn)量的影響程度最高，且呈正相關(guān)；農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.187，說明農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對茶葉產(chǎn)量影響也較高，也呈正相關(guān)，即農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高對茶葉產(chǎn)量的增長可起到一定的促進(jìn)作用。

表4 茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型的估計(jì)結(jié)果

2.4 回歸模型驗(yàn)證

由表5可知，利用茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型對2018年—2020年的茶葉產(chǎn)量進(jìn)行預(yù)測驗(yàn)證，茶葉產(chǎn)量模擬值的偏差率分別為-0.06%、0.98%、-1.15%，絕對值均不超過10%，表明茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型可用于預(yù)測茶葉產(chǎn)量。

表5 茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型的數(shù)據(jù)驗(yàn)證

3 結(jié)論與討論

綜上所述，以2003年—2017年茶葉產(chǎn)量作為因變量，通過線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，茶園面積、地表水資源量、居民人均可支配收入、中國茶葉出口數(shù)量、小型拖拉機(jī)數(shù)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與茶葉產(chǎn)量的相關(guān)性較高，依此建立了多元線性回歸模型，并采用2018年—2020年的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果表明，茶葉產(chǎn)量多元線性回歸模型的整體擬合度高，且經(jīng)檢驗(yàn)，該模型可用于預(yù)測茶葉產(chǎn)量。

2003 年—2020 年，我國茶葉產(chǎn)量呈上升趨勢，建議通過以下措施來促進(jìn)茶葉產(chǎn)量的進(jìn)一步增加。具體措施為：（1）加大宣傳力度，提高農(nóng)機(jī)利用率。很多種植戶對先進(jìn)的茶樹栽培技術(shù)了解不夠，欠缺相關(guān)的知識(shí)儲(chǔ)備，故建議當(dāng)?shù)卣块T和相關(guān)組織開展相應(yīng)的機(jī)械設(shè)備使用培訓(xùn)，加強(qiáng)對農(nóng)機(jī)使用的宣傳，從而提高農(nóng)機(jī)利用率。（2）加強(qiáng)合作?？膳c當(dāng)?shù)馗咝：献鳎埾嚓P(guān)專家對茶樹種植和茶葉加工進(jìn)行指導(dǎo)，以提高茶葉的產(chǎn)量和品質(zhì)。（3）引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。近年來，我國勞動(dòng)力資源優(yōu)勢在逐漸減弱，人力成本在逐漸上升，這就迫使茶葉產(chǎn)業(yè)要引進(jìn)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，例如，茶園標(biāo)準(zhǔn)化布局、基礎(chǔ)設(shè)施完善、采茶機(jī)械化、采茶修剪合理配套、包裝和倉儲(chǔ)實(shí)現(xiàn)機(jī)械化和半機(jī)械化等，從而實(shí)現(xiàn)茶葉產(chǎn)業(yè)升級。（4）加大政府補(bǔ)助，加強(qiáng)市場監(jiān)管。政府行為會(huì)對茶葉生產(chǎn)帶來積極影響，故政府可通過完善購置茶機(jī)的補(bǔ)貼優(yōu)惠政策、加強(qiáng)市場監(jiān)管等措施，來提高茶葉的產(chǎn)量和品質(zhì)，從而推動(dòng)茶葉產(chǎn)業(yè)規(guī)?；l(fā)展。