外資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響經(jīng)濟

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一、引言

中國是一個農(nóng)業(yè)大國卻不是農(nóng)業(yè)強國。第一產(chǎn)業(yè)在中國三大產(chǎn)業(yè)中的比重盡管已由1952年的50.95%下降到2010年的10.18%，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不盡合理，第一產(chǎn)業(yè)(主要為農(nóng)業(yè))占比依然過高(美日等發(fā)達國家基本在1.2%左右)。人口多、土地少、底子薄和氣候災害使得中國農(nóng)業(yè)更顯孱弱。我國巨大的市場“蛋糕”吸引了眾多外商，改革開放后，尤其是20世紀90年代以來，外商紛紛開始對中國農(nóng)業(yè)進行投資，除少數(shù)年份外我國外商投資企業(yè)注冊數(shù)和投資額呈上升趨勢(見圖1)。圖11996—2009年我國農(nóng)業(yè)領域外商投資企業(yè)年末注冊數(shù)和投資額變化通過對我國外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品年貿(mào)易額占全國農(nóng)產(chǎn)品年貿(mào)易總額的比重進行比較分析(見圖2)，可以看出除在1998年和2008年比重有所下降之外，1995—2010年的其他年份比重不斷增大，外商投資企業(yè)在中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中扮演著越來越重要的角色，二者存在顯著的相關(guān)性。21世紀以來，外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易比重出現(xiàn)了下降的趨勢。

二、文獻綜述

國內(nèi)大部分專家學者對外商投資我國農(nóng)業(yè)持“肯定”的態(tài)度，學者們對農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易主體也進行了研究。綦建紅、王平(2007)從外商直接投資對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的角度出發(fā)，通過協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗，認為外商直接投資是引起農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的原因之一，應制定相關(guān)政策鼓勵外商投資農(nóng)業(yè)領域;李錫成、宋洪生(2008)運用協(xié)整分析研究了外商直接投資與農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易的關(guān)系，并得出二者存在長期穩(wěn)定的正相關(guān)均衡關(guān)系，提出要加大我國農(nóng)業(yè)利用外商直接投資的力度;張彩霞(2010)就外商直接投資對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響進行了實證分析，認為外商直接投資與農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易之間存在互補關(guān)系，從長期看，外商直接投資可以優(yōu)化中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。這些觀點均認為外商直接投資對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生積極影響。另一方面，史朝興、秦淑紅(2007)根據(jù)商務部統(tǒng)計數(shù)據(jù)對農(nóng)產(chǎn)品進出口企業(yè)性質(zhì)進行了分析，認為外商投資企業(yè)已經(jīng)成為中國農(nóng)產(chǎn)品進口的主力;李淑霞、王爽(2008)認為外商投資企業(yè)和私營企業(yè)已成為我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的重要主體。但是他們的研究并未對外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易間關(guān)系進行詳細分析與探討。本文重點研究外商投資企業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額變化對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的影響及影響程度。

三、協(xié)整分析

(一)數(shù)據(jù)的來源及說明1995—2004年數(shù)據(jù)是根據(jù)《中國農(nóng)業(yè)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)整理計算而得，2005—2010年數(shù)據(jù)來自商務部《中國農(nóng)產(chǎn)品進出口月度統(tǒng)計報告》。用{X}表示外商投資企業(yè)貿(mào)易額，{Y}表示中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額。為了減小數(shù)據(jù)的波動，對變量取對數(shù)處理，使用的分析軟件為Eviews6.0。

(二)數(shù)據(jù)的單位根檢驗單位根檢驗是統(tǒng)計檢驗中普遍應用的一種檢驗方法，用來檢驗時間序列是否平穩(wěn)，本文使用ADF檢驗方法。虛擬假設為H0=0，即存在一個單位根，序列為不平穩(wěn)序列。ADF檢驗采用OLS(只要其中有一個模型的結(jié)果拒絕了零假設，就可以認為時間序列是平穩(wěn)的)。分別對序列{X}和{Y}進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表1。由表1可知，lnX和lnY的ADF檢驗值大于10%顯著性水平臨界值，序列不平穩(wěn)，ΔlnX和ΔlnY的ADF檢驗值小于5%顯著性水平臨界值，序列為平穩(wěn)序列。所以，lnX和lnY在95%的概率下是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的前提條件。

(三)協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗從檢驗對象上分為基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗和基于回歸殘差的協(xié)整檢驗兩種。目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，也可通過協(xié)整檢驗來判斷線性回歸方程設定是否合理。檢驗變量間的協(xié)整關(guān)系通常有Johansen檢驗，EG檢驗等。由于EG檢驗適用于大樣本間兩個變量的檢驗，所以本文采用Jo-hansen檢驗方法，是以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，能較好地進行多變量協(xié)整檢驗的方法。檢驗結(jié)果如表2所示:表2變量lnX和lnY的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果原假設跡檢驗統(tǒng)計量5%顯著性水平臨界值1%顯著性水平臨界值r=037.414625.3230.45*r=111.225812.2516.26注:上述統(tǒng)計量是在有常數(shù)項和趨勢項的情況下計算得出，*代表在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即兩者存在協(xié)整關(guān)系。由表2可知，在r=0時，跡檢驗統(tǒng)計量大于1%顯著性水平臨界值，拒絕原假設，lnY和lnX之間只存在一個長期的協(xié)整關(guān)系，即外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額之間存在一個長期的協(xié)整關(guān)系:lnY=118.2383+2.1467lnX(1)(5.26)(21.72)R2=0.9712，F(xiàn)=471.56，D.W=2.1530P(0.00)(0.00)回歸結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，自由度n－k－1=14的t統(tǒng)計量的臨界值為t0.025(14)=2.15，因此所有的變量參數(shù)顯著不為0。R2=0.9712，R珚2=0.9691，prob=0.00，擬合顯著。(1)式中l(wèi)nY和lnX正向相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為2.1467，即外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額每增加1個單位，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額增加2.1467個單位。

(四)誤差修正模型誤差修正模型(ECM)是由Davidson，Hendry，Srba和Yeo在1978年提出的，因此又稱DHSY模型。在變量具有協(xié)整關(guān)系時，可建立誤差修正模型來描述變量短期和長期均衡之間的關(guān)系。最常用的ECM模型的估計方法是Engel和Granger兩步法，根據(jù)Granger定理，誤差修正模型為:Δln(Yt)=β0+Δln(Xt)+αecmt－1+εt(2)估計誤差修正項為:ECM=lnYt－1－118.2383－2.1467lnXt－1(3)將(3)式代入誤差修正模型(2)，用LS法估計得相應參數(shù)如下:ΔlnY=－2.6264+2.1500ΔlnX－1.1161ecmt－1(4)在(4)式中ecm為誤差修正項，其系數(shù)表示長期均衡對短期波動的調(diào)整力度，其絕對值越大，則將非均衡狀態(tài)恢復到均衡狀態(tài)的速度就越快。為了維持外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額同中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額間的長期均衡關(guān)系，若前期偏離了這種均衡，當期將以－1.1161的速度對前一期外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額和中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的非均衡狀態(tài)進行調(diào)整，將其拉回長期均衡狀態(tài)。誤差修正系數(shù)－1.1161為負數(shù)，數(shù)值較大，說明模型誤差修正系數(shù)具有反向修正機制，短期對長期的偏離將很快得以修正。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗格蘭杰因果關(guān)系檢驗可以用來確定經(jīng)濟變量之間是否存在因果關(guān)系以及影響，其檢驗思想為:如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應當發(fā)生在Y發(fā)生變化之前。格蘭杰檢驗的前提條件是兩個變量同為平穩(wěn)序列，文中的變量lnY和lnX符合這一要求。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗對于滯后期的長度比較敏感，因此在檢驗的過程中有必要選取多個滯后期進行檢驗，以增強結(jié)論的可信度，格蘭杰檢驗結(jié)果如表3所示:根據(jù)檢驗結(jié)果可知，在滯后期分別為“1”、“2”時，原假設“l(fā)nX不是lnY的格蘭杰原因”成立的概率為0.0129和0.0290，拒絕H0，有“l(fā)nY不是lnX的格蘭杰原因;lnX是lnY的格蘭杰原因”，即外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額是中國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額的格蘭杰原因。

四、檢驗結(jié)論

(一)外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額和中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為(1，2.1467)，外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額在中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額中所占的比重不斷增大，外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額每增加1個單位，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額就增加2.1467個單位。在中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的增加額中，外商投資企業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占據(jù)了絕大部分，顯然不利于國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品加工和貿(mào)易企業(yè)發(fā)展。外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的上升會進一步擠占國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品加工和貿(mào)易企業(yè)的發(fā)展空間。

(二)通過誤差修正模型可以看出，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額每增加2.15個單位，外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額增加1個單位，稍大于長期的2.1467個單位。當二者偏離均衡時，協(xié)整關(guān)系將以111.61%的力度將其拉回均衡狀態(tài)，其協(xié)整關(guān)系將很快得到修正。

(三)外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額是中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的格蘭杰原因，換言之，外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額有拉動作用。

五、政策建議

中國農(nóng)業(yè)利用外資多數(shù)還停留在一般性生產(chǎn)項目上，一方面擠占了本土農(nóng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展空間，另一方面也在一定程度上抑制了我國高附加值農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)加工企業(yè)的發(fā)展，為此應采取以下措施:

(一)鼓勵我國本土農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展對外貿(mào)易目前國際農(nóng)產(chǎn)品市場需求不斷增長，蘊藏著大量的市場機遇，我國本土農(nóng)業(yè)企業(yè)應該乘勢而上，不斷整合行業(yè)力量，通過完善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量標準化體系和建立全球化的商業(yè)網(wǎng)絡，加強其在國際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的話語權(quán)，減少貿(mào)易摩擦，擴大本土企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易規(guī)模。

(二)建立國內(nèi)相應的響應及預警機制外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占全國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額比重不斷增大，不利于我國農(nóng)業(yè)的長遠發(fā)展。我國要建立相應的響應及預警機制，謹防外國資本對我國農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的兼并和控制，尤其是糧米油棉等關(guān)系民生的關(guān)鍵行業(yè)和相關(guān)行業(yè)的骨干企業(yè)。

(三)合理引導外資投向加大對農(nóng)業(yè)科技領域生產(chǎn)和加工技術(shù)環(huán)節(jié)的引資力度，引導外商對高附加值的精深農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)進行投資，以優(yōu)化國內(nèi)農(nóng)業(yè)布局，拓寬和延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，增加出口農(nóng)產(chǎn)品的附加值，加快我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程。