農產品和食品貿易的關聯

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一、引言

20世紀90年代以來,經濟全球化的一個最明顯的特點便是FDI的快速增長。2001年,全球FDI流出額達到了7350億美元,占全球GDP總量的2.5%,商品和服務出口貿易的10%,固定資本形成額的11%,世界各國及各產業部門經濟一體化程度正在不斷提高。伴隨著外商直接投資的蓬勃發展,有關FDI與國際貿易之間關系的研究也在不斷深入,但是迄今為止,二者之間的關系到底是互補還是替代?仍然是一個謎團。中國作為全球經濟增長最快的國家之一,近年來吸引了大量的FDI,并于2002年首次超過美國,成為全球最大的引資國。截止2004年底,全國累計批準設立外商投資企業508941個,合同外資金額10966.08億美元,實際利用外資金額5621.01億美元,從而為我們在這方面作進一步研究提供了大量的現實資料。農產品和食品行業是國際貿易中最具爭議的領域,據統計,1995-2000年,農產品貿易爭端數占總的貿易爭端數的比例分別為64%、25.6%、57.5%、22.7%、33.3%和41.2%,因此,研究農產品和食品行業中貿易與FDI之間的關系將是一件很有意義的事;同時,農產品貿易政策也是我國對外貿易政策的重要組成部分。因此,通過對農產品和食品行業中貿易和投資關系的考察,將為探索二者之間的關系提供有力證據,同時也為我國今后制定有利的農產品貿易政策和外資政策調整提供有益的參考。有關FDI與國際貿易關系的研究,目前學界主要沿著兩條路徑展開:一是沿著傳統的國際貿易理論,通過放松相應的假設條件,從理論上解釋二者之間的關系;二是采用經驗實證的方法,對二者關系作進一步的驗證。

(一)貿易與投資關系的理論研究

羅伯特•蒙代爾(RobertA.Mundell)早在1957年提出的貿易與投資的替代模型。指出:當存在國際貿易壁壘時,如果廠商始終沿著特定的軌跡(即所謂的Rybczynski線)實施對外直接投資,那么這種對外直接投資就能夠在相對最佳的效率或最低的生產要素轉換成本的基礎上,實現對商品和貿易的完全替代。由于這種直接投資的目的是為了繞過關稅壁壘以克服貿易障礙對資本效率的抵消作用,因此一般被稱為關稅引致的投資。馬庫森和斯文森(MarkusonandSvensson,1985)利用要素比例模型闡述了要素流動與商品貿易之間的相互關系,指出他們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作”的。他們認為,國家間技術差異等因素會導致彼此之間要素生產率和要素價格上的差異,這種差異決定了商品和要素流動的方向。當由于任何一種因素導致商品貿易,而生產商品所需要的貿易和非貿易要素又表現為合作狀態時,商品的貿易必然帶動非貿易要素的流動,從而使貿易和要素流動表現為互補性。貿易和投資之間的關系并不僅僅取決于要素價格差異等純經濟因素及現實的貿易障礙,在貿易保護威脅的條件下,不同利益集團之間的博弈也會產生貿易和投資之間的替代及互補關系。對此,伯格瓦提和迪諾普沃思(BhagwatiandDinopoulos,1992)從政治經濟學角度進行了分析,提出了補償投資(quidproquoFDI)模型。補償投資不同于關稅引致的投資,補償投資的目的在于減少東道國采取保護措施的可能性,因此是一種化解關稅的投資,在這種情況下,替代和互補關系都可能存在。美國經濟學家帕特瑞(Patire,1994)從跨國公司對外直接投資的動機差異進行了研究,將外商直接投資的動機分為市場導向型、生產導向型和貿易促進型三類。在這三種類型的直接投資中,只有市場導向型直接投資容易成為貿易的替代,其它兩種則會增加投資國和東道國之間的貿易量。因此,由于跨國公司對外直接投資的動機不同,貿易和投資的關系也就不同,二者既可以是替代關系,也可以是互補關系。

(二)貿易和投資的實證研究

結合國際經濟運行的現實,早期對貿易和投資關系的研究大都以關稅這種貿易壁壘作為重要影響因素為基礎的。實證研究結果表明,在當時國際貿易和FDI更多地表現為替代關系。威更斯(Wilkins)1974年的研究發現,經濟大蕭條時期,許多國家大幅度提高了關稅,迫使美國的跨國公司在國外擴大了分支機構。斯威頓伯格(Swe-denborg)對瑞典出口和直接投資的實證研究結果也顯示,行業的保護關稅越高,跨國公司在當地生產的份額越大。赫斯特(Horst)通過對美國跨國公司在加拿大市場上不同行業的出口份額、當地跨國公司的生產份額及不同行業的關稅水平進行比較研究,同樣發現了投資和貿易之間的替代關系,并且替代程度和該國行業的關稅水平呈正相關關系。這些研究一定程度上驗證了貿易和投資之間替代關系的存在。

日本經濟學家小島清(K.Kojima)研究了美國和日本的對外直接投資情況后,發現美國對外直接投資主要分布在具有比較優勢的制造業部門,因此替代了本國的出口貿易。而日本則是從本國處于比較劣勢的邊際產業部門對外進行直接投資,不僅沒有取代國內商品的出口,反而由于新市場的開辟,帶動了與此相關聯的其他商品的出口,實現了投資和貿易的相互促進,互相補充。李普賽(Lipsey)和威斯(Weiss)的研究發現,無論在發達國家還是發展中國家的市場上,美國的出口與美國海外子公司的銷售額都是高度互補的。Pfaf-fermayr(1996)運用奧地利7個制造業部門的混合數據(pooleddata),研究后發現FDI和國內出口之間存在互補關系。斯文森(1996)采用1974-1990年間瑞典企業最終制成品出口和FDI數據,研究表明二者之間存在替代關系,但FDI與中間投入品出口之間則存在互補關系。以上研究大都集中在最終的消費需求上,比如汽車,或其他工業產品,而對農產品和食品等初級產品的研究則很少,而且研究結論也很不一致。實際上,FDI也發生在為了獲取原料和出口半成品上。在此情況下,跨國公司不僅關心東道國消費市場的大小,還要考慮是否能把原料和半成品出口到母國,作為另外一些生產過程的中間投入品。人們普遍認為,FDI在農產品和食品行業的動機各種各樣,包括資源獲取,市場占有,尋求效率等。而且農業部門的貿易保護障礙要高于其他產業部門,所以農業中FDI是關稅跨越性的(tariff-hop-pingFDI),也有的人認為,農業中的FDI是資源獲取性的,否則無法獲取相應的資源。Gopinath等人(1997)假設廠商以利潤最大化為目標,構建了一個包含四個方程的聯立方程模型,以跨國企業分支機構的銷售量、出口、就業和FDI為內生變量,采用了1982-1994年間美國與十個發達國家食品行業FDI和貿易的面板數據(paneldata),估計結果表明,美國食品行業的國外銷售量與出口之間存在替代關系。此外,他們還認為美國食品行業利用FDI作為手段逃避了其他國家的貿易保護主義政策。該研究的不同之處在于使用國外分支結構的銷售額代替FDI的數值,因而可能高估相關變量的解釋力。Marchant等人(1999)運用1982-1997年美國13類農產品和食品的面板數據,以FDI和出口為內生變量建立聯立方程模型。估計結果表明,美國農產品和食品行業對中國的直接投資帶動了美國農產品和食品的出口,二者具有明顯的互補關系。在此基礎上,他們提出美國應該同時加強對中國農產品和食品領域的直接投資和出口。隨后的2002年,Marchant等人又以成本最小理論構建了一個對外直接投資模型,運用兩階段最小二乘法(2SLS)估計了美國1989-1998年食品行業FDI與出口之間的關系,再次表明二者之間存在互補關系。FurtanandHolzman(2004)最近采用面板數據,在假設農產品貿易由直接投資內生決定的情況下,研究了美國對加拿大農產品和食品行業1987至2001年的直接投資后發現,美國對加拿大農產品和食品行業的直接投資促進了加拿大該部門的出口、進口和總貿易量,二者表現為互補關系。

Connor和Pagoulatos(1983)的研究表明,投資對出口貿易的作用有賴于跨國企業的進入模式,兼并一個現有企業和水平型直接投資對出口有替代作用,因為他們在母國本身已經具有競爭優勢。反之,綠地投資、新建企業和垂直一體化的FDI與出口之間具有互補關系。Malanoski等人(1998)的研究表明,美國FDI和出口在發達國家之間是負相關關系(比如OECD國家之間),而發達國家與發展中國家之間是正相關關系,尤其是在亞太地區,FDI與出口之間是正相關的。當他們以發達國家作為東道國時,發現美國FDI與出口之間存在替代關系。Munirathinam等人(1998)的研究發現,美加自由貿易協議刺激了美國對加拿大食品行業的出口和直接投資,二者之間表現為互補關系。Overend等人(1997)在食品行業的研究中還發現,貿易和投資之間可能同時存在替代、互補和獨立三種關系。正如Gopinath所認為的那樣,在分析直接投資與貿易的關系時,發達國家更關心外商直接投資與本國出口貿易的關系,因為它們是直接投資的主要流出方,擔心對外直接投資會減少本國的出口和就業。發展中國家作為直接投資的接受方,則更關心直接投資對本國GDP增長的影響,而對貿易和投資關系的研究則不夠。其中,國內部分學者的研究表明,FDI促進了我國整體的出口貿易(江小涓,2002;劉恩專,1999;沈坤榮,1998)。具體到農產品和食品行業,僅有的文獻來自曾寅初和陳忠毅(2004)對海峽兩岸農產品貿易和直接投資的研究,他們的分析結論是,臺商到大陸直接投資對兩岸之間的總體貿易都具有極強的帶動作用,但不影響大陸對臺灣農產品的出口,并有可能減少對臺灣農產品的進口。盡管就理論而言可以推導出貿易與直接投資之間具有某種明確關系的模型,然而實證研究結果對這一思路提出了挑戰。從實證分析結果來看,由于不同的考察對象,直接投資與貿易之間的關系也不同。即便是同一國家,也存在產業、行業甚至更微觀層面的區別。同時,二者之間的關系也可能是動態的。因此,本文的研究不在于說明FDI與農產品和食品貿易必然存在某種關系,而在于說明目前環境條件下,FDI與我國農產品和食品貿易之間存在著某種關系。

二、數據和變量與研究方法

(一)數據和變量

通過參考聯合國糧農組織(FAO)貿易年鑒、《中國統計年鑒》、《中國對外經濟統計年鑒》、《中國對外經濟貿易年鑒》、《中國海關統計年鑒》及國家商務部數據庫,考慮到統計數據的一致性和可獲得性。我們使用了1985-2003年中國初級產品進出口貿易數據,其中扣除了礦物燃料、潤滑油及有關原料一項,具體包括食品及主要供食用的活動物、飲料及煙類、非食用原料及動植物油脂四項,也就是按照我國海關商品分類法中前四類,共計24章的主要商品,或者說按1位數的標準國際分類法(SITC)代碼SITC0、SITC1、SITC2和SITC4的商品。需要說明的是,WTO和FAO的農產品貿易數據中不包括水產品。FDI數據使用了1985-2003年我國農林牧漁各業外商直接投資的協議金額(原因是我國1996年以后才公布外商實際投資金額)。文中的變量包括農產品和食品出口(EX)、進口(IM)、總貿易(TEI)和FDI。為了研究方便,考慮到通過對數化以后并不改變變量的主要特征,所以對變量EX、IM、TEI和FDI都取自然對數,而得到新的變量序列,分別記為LnEX、LnIM、LnTEI和LnFDI。

(二)研究方法

1.單位根檢驗

由于本文采用的是時間序列數據,如果時間序列(或變量)是非平穩的,即含有單位根,那么傳統的經濟計量方法將失效。因此,需要對時間序列的平穩性進行檢驗,也即單位根檢驗。單位根檢驗的方法主要有DF(Dickey-Fuller)檢驗法、ADF(AugmentedDickey-FullerTest)檢驗法和PP(Phillips-Perron)檢驗法,本文使用ADF檢驗法。ADF檢驗法首先需要根據序列yt性質的不同選擇用于檢驗的方程,其中!為差分算子,C為常數項,t為時間趨勢項,εt殘差項(隨機擾動項)。為了對常數項、時間趨勢項及存在的單位根作檢驗,可根據參數α、β、γ是否為零的假設作出檢驗。方程中加入p個滯后項是為了使殘差項εt成為白噪聲序列即殘差εt滿足零均值、恒定方差和非自相關等經典假定。本文中的最優滯后長度p根據AIC和SC準則確定,選擇AIC和SC為最小的滯后階數。在單位根檢驗過程中,如果變量是非平穩的,還需檢驗其差分的平穩性。一般地,如果非平穩時間序列yt經過d次差分后達到平穩,則稱其為d階單整序列,記作I(d)。其中,d表示單整階數,是序列包含的單位根個數。所有變量同階單整是變量之間存在協整關系的前提條件。

2.協整檢驗

一般地,在分析變量之間的相互關系時,常常使用回歸分析法,但是回歸分析要求變量都是平穩的(至少趨勢平穩),當變量是隨機游走,即非平穩過程時,這種回歸分析的結果一般不能作為推斷的依據,有可能產生“偽回歸”現象,導致荒謬的結論,因為傳統的顯著性檢驗所描述的變量之間的關系可能根本就不存在。這就意味著在回歸之前要對變量進行差分。然而,差分又可能導致兩個變量之間長期關系的信息損失。而一系列的研究結果表明,許多宏觀經濟時序數據都為I(1)的過程,因此,就不能用傳統的回歸分析方法來說明變量之間是否存在均衡關系。協整(Co-integration)分析方法是近年來出現的處理非平穩時間序列的有力工具,也是研究長期均衡關系的一種有效方法。這一方法的思路是,如果兩個(或兩個以上)的變量是非平穩的,但它們的某種線性組合卻可能是平穩的,在這種情況下,我們稱各變量之間存在某種長期穩定的比例關系,即協整關系。在經濟學意義上,這種協整關系的存在表明可以通過一個變量值的變化影響另一個變量值的變化。檢驗兩個變量之間是否存在協整關系,可以使用Engle-Granger兩步檢驗法(也稱EG法),多變量之間的協整關系檢驗則使用Johansen的極大似然法來檢驗。本文采用兩步法,即為了檢驗兩變量yt和xt是否協整,如果序列yt和xt都是d階單整,就用OLS法對如下方程(也稱作協整回歸方程)進行估計:yt=%+&xt+$t(4)然后檢驗回歸方程的殘差εt是否平穩,如果yt和xt不是協整的,則它們的任一線性組合都是非平穩的,因此殘差εt將是非平穩的。因此,我們檢驗殘差εt是非平穩的假設,也就是檢驗yt和xt不可協整的假設。殘差的平穩性檢驗我們仍然采用前面的ADF單位根檢驗法。

3.誤差修正項估計

誤差修正估計是協整分析的一個延伸。協整反映的是各變量之間的長期均衡關系,但是在短期內可能會出現偏離長期均衡的現象。因此我們也把(4)式中的殘差項看作是“均衡誤差”,并利用這個誤差項把變量之間的短期波動和長期均衡聯系起來。為此,薩根(Sargan)率先使用了誤差糾正原理,對失衡部分作出糾正,此后Engle和Granger作了進一步地推廣。由于因變量的短期波動不僅受到殘差項的影響,而且還受到自變量短期波動的影響。因此我們考慮如下模型:!yt=%0+’εt-1+n1i=0!%1i!xt-i+#in2i=0!%2i!yt-i+(t(5)其中εt-1是誤差修正項,也即協整模型(4)中回歸殘差的一期滯后值,是對被解釋變量yt偏離均衡值幅度的測度。λ反映了相應的糾正速度,也稱糾正速度系數,如果λ在統計上是顯著的,就表明yt在一個時期里的失衡有多大部分可以在下一時期得到糾正。λ越大,糾正速度越快。n1、n2是使殘差μt為白噪聲的最優滯后階數。.因果關系檢驗為了考察兩個變量yt和xt之間是否存在因果關系,我們采用了Granger和Sims的因果關系檢驗法。首先檢驗“xt不是引起yt變化的原因”的原假設,也就是對下列兩個回歸模型進行估計:i=1然后用回歸的殘差平方和計算F①統計量,以檢驗系數"1、"2……"m是否同時顯著不為零。如果是,我們就可以拒絕“xt不是引起yt變化的原因”的原假設。同時,我們通過交換方程(6)(7)中xt和yt的位置,采用相同的回歸估計,檢驗“yt不是引起xt變化的原因”的原假設。如果要得到xt是引起yt變化的原因的結論,我們必須拒絕“xt不是引起yt變化的原因”的原假設,同時接受“yt不是引起xt變化的原因”的原假設。

三、我國農產品和食品貿易與外商直接投資關系的描述性分析

近20年來,我國農產品和食品貿易與FDI之間的變動關系如圖1所示:從上圖可以直觀地看出,自20世紀80年代中期以來,我國農產品和食品進口、出口與外商直接投資總體上呈現不斷增長的趨勢。從農產品和食品的進出口貿易來看,1994年以前,出口平穩增長,進口略有波動,而且出口超過了進口,我國農產品和食品貿易為順差。尤其是進入90年代以來,貿易順差不斷擴大,其中1993年貿易順差最大,為41.57億美元;同期,我國農業利用外商直接投資增長也比較快,由1990年的1.22億美元增加到了1994年的9.72億美元,其中1993年達到了11.91億美元。因此外商直接投資可能對我國農產品和食品貿易出口產生了較大促進作用。之后,我國農產品和食品貿易一直處于逆差,尤其是90年代末期以來,農產品和食品進口和出口貿易不斷增長的同時,貿易逆差也在不斷擴大,2003年達到了198.7億美元;同期,我國農業利用外商直接投資與進出口貿易之間都保持了不斷增長的勢頭,并且外商直接投資與進口之間幾乎同步增長。這是否說明外商直接投資同時影響了我國農產品進口、出口和總貿易量的增長?它們之間是否存在一種長期的穩定增長的關系?二者之間是否存在相互的因果關系?另外,從上圖還可以看出,1989年、1992年、1994年、1998年和2002年,外商直接投資的變動與進出口貿易變動出現了相互背離的現象,這種短期背離現象恢復至長期均衡的速度如何呢?四、計量檢驗與結果分析

(—)計量檢驗

首先運用計量經濟軟件對變量進行單位根檢驗。變量平穩性檢驗結果顯示(見表1),所有變量的水平序列在5%的顯著性水平上都不是平穩的,都有一個單位根,而一階差分后都達到了平穩,為一階單整變量,即都是I(1)序列。由于各變量的一階差分是平穩的,滿足協整關系檢驗的前提條件,因而進一步對各變量之間的協整關系進行檢驗。分別以LnEX、LnIM、LnTEI為被解釋變量,LnFDI為解釋變量進行回歸,然后對各自回歸的殘差項進行平穩性檢驗,結果顯示(見表2),LnEX與LnFDI、LnIM與LnFDI和LnTEI與LnFDI的回歸殘差項均在5%的顯著性水平是平穩的。可以看出,LnEX、LnIM、LnTEI與LnFDI之間都存在長期穩定的均衡關系,即我國農產品和食品貿易與外商直接投資投資之間存在長期穩定的均衡關系,對應的協整方程估計結果見表3。協整方程分別為:LnEX=0.4250+0.2646LnFDI;LnIM=4.0860+0.4564LnFDI;LnTEI=4.9543+0.3636LnFDI。方程顯示,外商直接投資系數都為正,且都在95%的置信度水平上顯著,說明我國農產品和食品貿易與外商直接投資之間的確存在互補關系。同時,LnFDI前面的系數大小也說明,外商直接投資每增加1個百分點,出口將增加0.2646個百分點,進口將增加0.4564個百分點,總貿易量將增加0.3636個百分點。作為協整關系研究的延伸,我們建立了誤差修正模型。估計結果顯示(見表4),每個模型的擬合度不高,僅為0.2左右,這可能是因為缺少變量所致,但各解釋變量的參數估計值的符號均符合經濟意義,不影響變量之間的大致關系。模型中FDI參數估計效果均不顯著,說明FDI的短期波動對貿易的影響不明顯。相反,誤差修正項則相對比較顯著,說明在短期內,進口、出口可能偏離它們與FDI的長期均衡水平。誤差修正項的系數分別為-0.2975、-0.3466和-0.2909,表明校正上一年非均衡的程度分別為29.75%、34.66%和29.09%,說明短期非均衡向長期均衡狀態調整的速度都比較快。目前為止,我們尚不清楚貿易和FDI之間是否存在因果關系?？紤]到建模對變量平穩性的要求,本文考察了貿易與FDI增長效應之間的因果關系,即ΔLnEX、ΔLnIM、ΔLnTEI分別與ΔLnFDI之間的Granger因果關系。檢驗結果顯示(見表5),FDI與我國農產品和食品出口貿易之間不存在Granger因果關系,但進口和總貿易量(總貿易量在10%的顯著性水平下)與FDI之間存在單向的Granger因果關系,即進口和總貿易量的增長引起了FDI的增長。

(二)結果分析

1.出口方面。由于農產品和食品等主要依托自然資源、勞動力要素的投入,體現為自然資源和勞動力方面的優勢。按照國際分工原理,勞動力密集型農產品恰好是我國參與國際分工的比較優勢所在,而這種要素稟賦很難在短時期內發生顯著的變化。此外,由于農業自身或其它方面的原因,與非農產業相比,外商在我國農業領域中的投資也不會發生巨大變化。因此,存在長期穩定的均衡關系也是合理的。但是,上述檢驗結果也顯示,可能會出現短期波動偏離長期穩定均衡的現象。而且,FDI前面的系數為正,因此短期內可以通過吸引FDI來增加我國農產品和食品的出口?？鐕髽I擁有先進的技術、管理經驗和遍布全球的營銷網絡,將有助于我國農產品和食品的出口。來自國家商務部的數據也顯示,近年來外商投資企業出口占到了我國農產品和食品出口的30%左右。然而,二者之間并沒有Granger因果關系,說明FDI對我國農產品出口貿易的作用尚不明顯,可能的原因是FDI主要流入了我國傳統的出口商品部門,對國內原先本身就具有比較優勢的農產品和食品出口產生了擠出效應,部分地替代了國內出口;也可能是我國農業利用FDI過于偏小的原因。

2.進口方面。正如前面綜述中所提到的,農產品和食品貿易是國際貿易中最具爭議的領域,而且這種狀況將長期存在。因此,從長期來看,進口和FDI之間呈現出長期穩定的均衡關系也不足怪。同時,二者表現為互補關系,說明FDI對進口貿易產生了積極影響。中國的進口對投資國來說就是出口,由此在一定程度上也從東道國的角度支持了Marchant等人(1999)對美中農產品和食品行業直接投資促進了美國對華農產品和食品出口貿易的研究結果,但與曾寅初和陳忠毅(2004)有關FDI可能減少大陸從臺灣進口農產品的猜測相反。進口與FDI之間存在Granger單向因果關系,即進口引起了投資的增加,可能的原因是跨國企業不僅僅滿足于農產品和食品的出口,而且還希望利用中國廉價的勞動力及其技術優勢,在中國建立加工基地,對本國出口的初級農產品進行深加工,以實現農產品的增值;或者利用其品牌、專利等無形資產優勢進一步擴大在中國的市場份額。但是,FDI不是進口增加的原因。可能的原因是我國關稅等進口管理政策仍在起主要作用;也可能是外商采取了補償性投資政策的結果。另外,FDI對進口的短期波動影響也不明顯,說明FDI之外的其它因素在起作用。

3.總貿易量方面。受進出口貿易的影響,總貿易量與FDI之間呈現出與進出口大體相似的關系,兩者之間存在長期穩定的正向關系。同時,總貿易量的增長引起了FDI的增長,表明隨著我國參與世界農產品和食品貿易的廣度和深度的擴大,我國農業和食品行業正吸引著越來越多的FDI。由于同時增加了出口、進口和總貿易量,而且進口明顯超過了出口,因此,從投資動機來看,可能是以市場導向型和生產導向型為主。五、結論及啟示通過對我國農產品和食品貿易與FDI之間關系的實證分析,我們得出如下結論及啟示:FDI與我國農產品和食品的進口、出口和總貿易量之間存在正向的、長期穩定的均衡關系,也即我國農產品和食品貿易與FDI之間存在互補關系,從而支持了有關貿易和投資之間存在互補關系的觀點。但是,短期內可能發生貿易和投資之間偏離長期均衡關系的現象,不過這種短期偏離恢復到長期均衡狀態的速度比較快。FDI與我國農產品出口具有正向關系,因此,FDI對我國農產品和食品的出口有促進作用。雖然其對進口的影響更大,超過了出口,但是考慮到FDI的資本形成效應、技術引進和外溢效應等積極影響,國家應該加快農業利用FDI的步伐。遺憾的是,目前為止我國農業利用外資項目數和協議金額嚴重偏小,占總體利用外資的比例不過2—3%左右,這也可能是FDI對我國農產品和食品貿易影響不明顯的一個原因所在。因此,今后有必要加大我國農業利用FDI的力度。此外,隨著進口和FDI的增加,國內農產品和食品行業在短期內將面臨雙重的競爭壓力。因此,國內生產者應該注重提升自己的國際競爭力。我們的結論對投資國來說也具有積極意義,因為外國政府通過鼓勵對華直接投資,不僅可以把國內市場日趨飽和的農產品和食品行業轉移到中國以獲取比較利益,還可以在長期中擴大對華的出口,改善貿易收支。這無疑對中國還是投資國來說都是一種雙贏的結果。本研究的不足之處在于是宏觀層面的產業研究,缺乏國別、企業層面的微觀基礎,因而有待進一步地驗證和完善。