外資企業農產品貿易影響經濟

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一、引言

中國是一個農業大國卻不是農業強國。第一產業在中國三大產業中的比重盡管已由1952年的50.95%下降到2010年的10.18%，但產業結構不盡合理，第一產業(主要為農業)占比依然過高(美日等發達國家基本在1.2%左右)。人口多、土地少、底子薄和氣候災害使得中國農業更顯孱弱。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業進行投資，除少數年份外我國外商投資企業注冊數和投資額呈上升趨勢(見圖1)。圖11996—2009年我國農業領域外商投資企業年末注冊數和投資額變化通過對我國外商投資企業農產品年貿易額占全國農產品年貿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，外商投資企業在中國的農產品貿易中扮演著越來越重要的角色，二者存在顯著的相關性。21世紀以來，外商投資企業農產品貿易額占我國農產品貿易比重出現了下降的趨勢。

二、文獻綜述

國內大部分專家學者對外商投資我國農業持“肯定”的態度，學者們對農產品的貿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產品貿易影響的角度出發，通過協整分析和格蘭杰因果檢驗，認為外商直接投資是引起農產品貿易的原因之一，應制定相關政策鼓勵外商投資農業領域;李錫成、宋洪生(2008)運用協整分析研究了外商直接投資與農產品進口貿易的關系，并得出二者存在長期穩定的正相關均衡關系，提出要加大我國農業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產品貿易結構的影響進行了實證分析，認為外商直接投資與農產品出口貿易之間存在互補關系，從長期看，外商直接投資可以優化中國農產品出口貿易結構。這些觀點均認為外商直接投資對中國農產品貿易產生積極影響。另一方面，史朝興、秦淑紅(2007)根據商務部統計數據對農產品進出口企業性質進行了分析，認為外商投資企業已經成為中國農產品進口的主力;李淑霞、王爽(2008)認為外商投資企業和私營企業已成為我國農產品出口貿易的重要主體。但是他們的研究并未對外商投資企業農產品貿易與中國農產品貿易間關系進行詳細分析與探討。本文重點研究外商投資企業的農產品貿易額變化對中國農產品貿易額的影響及影響程度。

三、協整分析

(一)數據的來源及說明1995—2004年數據是根據《中國農業年鑒》相關數據整理計算而得，2005—2010年數據來自商務部《中國農產品進出口月度統計報告》。用{X}表示外商投資企業貿易額，{Y}表示中國農產品貿易額。為了減小數據的波動，對變量取對數處理，使用的分析軟件為Eviews6.0。

(二)數據的單位根檢驗單位根檢驗是統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，本文使用ADF檢驗方法。虛擬假設為H0=0，即存在一個單位根，序列為不平穩序列。ADF檢驗采用OLS(只要其中有一個模型的結果拒絕了零假設，就可以認為時間序列是平穩的)。分別對序列{X}和{Y}進行單位根檢驗，檢驗結果見表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，ΔlnX和ΔlnY的ADF檢驗值小于5%顯著性水平臨界值，序列為平穩序列。所以，lnX和lnY在95%的概率下是一階單整序列，符合協整檢驗的前提條件。

(三)協整檢驗協整檢驗從檢驗對象上分為基于回歸系數的協整檢驗和基于回歸殘差的協整檢驗兩種。目的是決定一組非平穩序列的線性組合是否具有協整關系，也可通過協整檢驗來判斷線性回歸方程設定是否合理。檢驗變量間的協整關系通常有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的協整檢驗，能較好地進行多變量協整檢驗的方法。檢驗結果如表2所示:表2變量lnX和lnY的協整關系檢驗結果原假設跡檢驗統計量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:上述統計量是在有常數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，即兩者存在協整關系。由表2可知，在r=0時，跡檢驗統計量大于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整關系，即外商投資企業農產品貿易額與中國農產品貿易額之間存在一個長期的協整關系:lnY=118.2383+2.1467lnX(1)(5.26)(21.72)R2=0.9712，F=471.56，D.W=2.1530P(0.00)(0.00)回歸結果表明，在5%的顯著性水平下，自由度n－k－1=14的t統計量的臨界值為t0.025(14)=2.15，因此所有的變量參數顯著不為0。R2=0.9712，R珚2=0.9691，prob=0.00，擬合顯著。(1)式中lnY和lnX正向相關，相關系數為2.1467，即外商投資企業農產品貿易額每增加1個單位，中國農產品貿易額增加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。在變量具有協整關系時，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系。最常用的ECM模型的估計方法是Engel和Granger兩步法，根據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，其系數表示長期均衡對短期波動的調整力度，其絕對值越大，則將非均衡狀態恢復到均衡狀態的速度就越快。為了維持外商投資企業農產品貿易額同中國農產品貿易額間的長期均衡關系，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農產品貿易額和中國農產品貿易額的非均衡狀態進行調整，將其拉回長期均衡狀態。誤差修正系數－1.1161為負數，數值較大，說明模型誤差修正系數具有反向修正機制，短期對長期的偏離將很快得以修正。

(五)格蘭杰因果關系檢驗格蘭杰因果關系檢驗可以用來確定經濟變量之間是否存在因果關系以及影響，其檢驗思想為:如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應當發生在Y發生變化之前。格蘭杰檢驗的前提條件是兩個變量同為平穩序列，文中的變量lnY和lnX符合這一要求。由于格蘭杰因果關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，以增強結論的可信度，格蘭杰檢驗結果如表3所示:根據檢驗結果可知，在滯后期分別為“1”、“2”時，原假設“lnX不是lnY的格蘭杰原因”成立的概率為0.0129和0.0290，拒絕H0，有“lnY不是lnX的格蘭杰原因;lnX是lnY的格蘭杰原因”，即外商投資企業農產品貿易額是中國農產品進出口貿易總額的格蘭杰原因。

四、檢驗結論

(一)外商投資企業農產品貿易額和中國農產品貿易額之間存在長期的協整關系，協整向量為(1，2.1467)，外商投資企業農產品貿易額在中國農產品貿易額中所占的比重不斷增大，外商投資企業農產品貿易額每增加1個單位，中國農產品貿易額就增加2.1467個單位。在中國農產品貿易額的增加額中，外商投資企業的農產品貿易額占據了絕大部分，顯然不利于國內農產品加工和貿易企業發展。外商投資企業農產品貿易額的上升會進一步擠占國內農產品加工和貿易企業的發展空間。

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

(三)外商投資企業農產品貿易額是中國農產品貿易額的格蘭杰原因，換言之，外商投資企業農產品貿易額對中國農產品貿易額有拉動作用。

五、政策建議

中國農業利用外資多數還停留在一般性生產項目上，一方面擠占了本土農業企業的發展空間，另一方面也在一定程度上抑制了我國高附加值農產品生產和農業加工企業的發展，為此應采取以下措施:

(一)鼓勵我國本土農業企業發展對外貿易目前國際農產品市場需求不斷增長，蘊藏著大量的市場機遇，我國本土農業企業應該乘勢而上，不斷整合行業力量，通過完善農產品質量標準化體系和建立全球化的商業網絡，加強其在國際農產品貿易中的話語權，減少貿易摩擦，擴大本土企業農產品的貿易規模。

(二)建立國內相應的響應及預警機制外商投資企業農產品貿易額占全國農產品貿易額比重不斷增大，不利于我國農業的長遠發展。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產品加工企業的兼并和控制，尤其是糧米油棉等關系民生的關鍵行業和相關行業的骨干企業。

(三)合理引導外資投向加大對農業科技領域生產和加工技術環節的引資力度，引導外商對高附加值的精深農產品加工業進行投資，以優化國內農業布局，拓寬和延伸農業產業鏈條，增加出口農產品的附加值，加快我國農業現代化進程。