導(dǎo)語(yǔ)：外資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

中國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)卻不是農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)。第一產(chǎn)業(yè)在中國(guó)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(guò)高(美日等發(fā)達(dá)國(guó)家基本在1.2%左右)。人口多、土地少、底子薄和氣候?yàn)?zāi)害使得中國(guó)農(nóng)業(yè)更顯孱弱。我國(guó)巨大的市場(chǎng)“蛋糕”吸引了眾多外商，改革開(kāi)放后，尤其是20世紀(jì)90年代以來(lái)，外商紛紛開(kāi)始對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)進(jìn)行投資，除少數(shù)年份外我國(guó)外商投資企業(yè)注冊(cè)數(shù)和投資額呈上升趨勢(shì)(見(jiàn)圖1)。圖11996—2009年我國(guó)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域外商投資企業(yè)年末注冊(cè)數(shù)和投資額變化通過(guò)對(duì)我國(guó)外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品年貿(mào)易額占全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品年貿(mào)易總額的比重進(jìn)行比較分析(見(jiàn)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(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中扮演著越來(lái)越重要的角色，二者存在顯著的相關(guān)性。21世紀(jì)以來(lái)，外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易比重出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)大部分專家學(xué)者對(duì)外商投資我國(guó)農(nóng)業(yè)持“肯定”的態(tài)度，學(xué)者們對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易主體也進(jìn)行了研究。綦建紅、王平(2007)從外商直接投資對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的角度出發(fā)，通過(guò)協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，認(rèn)為外商直接投資是引起農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的原因之一，應(yīng)制定相關(guān)政策鼓勵(lì)外商投資農(nóng)業(yè)領(lǐng)域;李錫成、宋洪生(2008)運(yùn)用協(xié)整分析研究了外商直接投資與農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系，并得出二者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正相關(guān)均衡關(guān)系，提出要加大我國(guó)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(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為外商直接投資與農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易之間存在互補(bǔ)關(guān)系，從長(zhǎng)期看，外商直接投資可以優(yōu)化中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。這些觀點(diǎn)均認(rèn)為外商直接投資對(duì)中國(guó)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(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口企業(yè)性質(zhì)進(jìn)行了分析，認(rèn)為外商投資企業(yè)已經(jīng)成為中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的主力;李淑霞、王爽(2008)認(rèn)為外商投資企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)已成為我國(guó)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(duì)外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易間關(guān)系進(jìn)行詳細(xì)分析與探討。本文重點(diǎn)研究外商投資企業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額變化對(duì)中國(guó)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(lái)源及說(shuō)明1995—2004年數(shù)據(jù)是根據(jù)《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)整理計(jì)算而得，2005—2010年數(shù)據(jù)來(lái)自商務(wù)部《中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口月度統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。用{X}表示外商投資企業(yè)貿(mào)易額，{Y}表示中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額。為了減小數(shù)據(jù)的波動(dòng)，對(duì)變量取對(duì)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(yàn)單位根檢驗(yàn)是統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中普遍應(yīng)用的一種檢驗(yàn)方法，用來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列是否平穩(wěn)，本文使用ADF檢驗(yàn)方法。虛擬假設(shè)為H0=0，即存在一個(gè)單位根，序列為不平穩(wěn)序列。ADF檢驗(yàn)采用OLS(只要其中有一個(gè)模型的結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可以認(rèn)為時(shí)間序列是平穩(wěn)的)。分別對(duì)序列{X}和{Y}進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可知，lnX和lnY的ADF檢驗(yàn)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(yàn)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(yàn)的前提條件。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)對(duì)象上分為基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)和基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)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(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷線性回歸方程設(shè)定是否合理。檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系通常有Johansen檢驗(yàn)，EG檢驗(yàn)等。由于EG檢驗(yàn)適用于大樣本間兩個(gè)變量的檢驗(yàn)，所以本文采用Jo-hansen檢驗(yàn)方法，是以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，能較好地進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)的方法。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示:表2變量lnX和lnY的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(jì)量是在有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下計(jì)算得出，*代表在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即兩者存在協(xié)整關(guān)系。由表2可知，在r=0時(shí)，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于1%顯著性水平臨界值，拒絕原假設(shè)，lnY和lnX之間只存在一個(gè)長(zhǎng)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(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額之間存在一個(gè)長(zhǎng)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(jì)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(gè)單位，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額增加2.1467個(gè)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(shí)，可建立誤差修正模型來(lái)描述變量短期和長(zhǎng)期均衡之間的關(guān)系。最常用的ECM模型的估計(jì)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(jì)誤差修正項(xiàng)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(jì)得相應(yīng)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(xiàng)，其系數(shù)表示長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)整力度，其絕對(duì)值越大，則將非均衡狀態(tài)恢復(fù)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(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，若前期偏離了這種均衡，當(dāng)期將以－1.1161的速度對(duì)前一期外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額和中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。誤差修正系數(shù)－1.1161為負(fù)數(shù)，數(shù)值較大，說(shuō)明模型誤差修正系數(shù)具有反向修正機(jī)制，短期對(duì)長(zhǎng)期的偏離將很快得以修正。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以用來(lái)確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系以及影響，其檢驗(yàn)思想為:如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y發(fā)生變化之前。格蘭杰檢驗(yàn)的前提條件是兩個(gè)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(yàn)對(duì)于滯后期的長(zhǎng)度比較敏感，因此在檢驗(yàn)的過(guò)程中有必要選取多個(gè)滯后期進(jìn)行檢驗(yàn)，以增強(qiáng)結(jié)論的可信度，格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示:根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，在滯后期分別為“1”、“2”時(shí)，原假設(shè)“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(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易總額的格蘭杰原因。

四、檢驗(yàn)結(jié)論

(一)外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額和中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額之間存在長(zhǎng)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(guó)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(gè)單位，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額就增加2.1467個(gè)單位。在中國(guó)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(guó)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(huì)進(jìn)一步擠占國(guó)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(guò)誤差修正模型可以看出，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額每增加2.15個(gè)單位，外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額增加1個(gè)單位，稍大于長(zhǎng)期的2.1467個(gè)單位。當(dāng)二者偏離均衡時(shí)，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(guó)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(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額有拉動(dòng)作用。

五、政策建議

中國(guó)農(nóng)業(yè)利用外資多數(shù)還停留在一般性生產(chǎn)項(xiàng)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(guó)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(yīng)采取以下措施:

(一)鼓勵(lì)我國(guó)本土農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展對(duì)外貿(mào)易目前國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)需求不斷增長(zhǎng)，蘊(yùn)藏著大量的市場(chǎng)機(jī)遇，我國(guó)本土農(nóng)業(yè)企業(yè)應(yīng)該乘勢(shì)而上，不斷整合行業(yè)力量，通過(guò)完善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)化體系和建立全球化的商業(yè)網(wǎng)絡(luò)，加強(qiáng)其在國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的話語(yǔ)權(quán)，減少貿(mào)易摩擦，擴(kuò)大本土企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易規(guī)模。

(二)建立國(guó)內(nèi)相應(yīng)的響應(yīng)及預(yù)警機(jī)制外商投資企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額比重不斷增大，不利于我國(guó)農(nóng)業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。我國(guó)要建立相應(yīng)的響應(yīng)及預(yù)警機(jī)制，謹(jǐn)防外國(guó)資本對(duì)我國(guó)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(dǎo)外資投向加大對(duì)農(nóng)業(yè)科技領(lǐng)域生產(chǎn)和加工技術(shù)環(huán)節(jié)的引資力度，引導(dǎo)外商對(duì)高附加值的精深農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)進(jìn)行投資，以優(yōu)化國(guó)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(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程。