FDI對我國農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量影響的實證分析

塔里木大學畢業(yè)論文

2019屆畢業(yè)生畢業(yè)論文

論文正標題

——副標題（非必須項，根據(jù)情況設(shè)置）

姓名

學號

學院

專業(yè)

班級

導師

日期

年月

目錄

TOC\o"1-3"\h\u

10117

1緒論

5

20246

1.1研究背景、目的及意義

5

12087

1.1.1研究的背景與目的

5

15109

1.1.2研究的意義

5

16627

1.2文獻綜述

6

26962

1.2.1國外研究文獻綜述

7

24363

1.2.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀

7

6254

2中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展現(xiàn)狀分析

8

9518

2.1發(fā)展概況

8

31367

2.2發(fā)展特點

10

22559

2.2.1出口貿(mào)易額占貨物出口總額的比重有所下降

10

29980

2.2.2出口貿(mào)易額占世界的比重逐漸上升

10

20681

2.2.3農(nóng)產(chǎn)品規(guī)模較大

10

27144

2.3存在的問題

11

3303

2.3.1市場分布過于集中

11

15907

2.3.2市場占有率不高

11

27609

2.3.3貿(mào)易壁壘的影響

11

12710

2.3.4市場信息不對稱

11

31202

3中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素

12

245

3.1FDI對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響

12

1625

3.2FDI對我國經(jīng)濟的影響

12

14465

4FDI對農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量影響的實證

14

25727

4.1模型設(shè)定

14

15575

4.1.1農(nóng)業(yè)出口質(zhì)量指數(shù)

14

29645

4.2變量選取及數(shù)據(jù)來源

15

20510

4.3結(jié)果分析

17

13311

4.3.1回歸分析

17

26769

4結(jié)論及政策建議

20

2598

4.1研究結(jié)論

20

1977

4.2政策建議

20

18301

參考文獻

21

FDI對我國農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量影響的實證分析

摘要：進入二十一世紀，隨著經(jīng)濟國際市場和貿(mào)易一體化的增長，世界上的國家的聯(lián)結(jié)愈來愈細密，極大地促進了各國之間的貿(mào)易往來。目前，大多數(shù)國家和地區(qū)正在進行直接和間接的投資和貿(mào)易往來。具體而言，在我國，工業(yè)和服務(wù)業(yè)吸引的投資額每年都在增加，但農(nóng)業(yè)的份額正在增加。在這種情況下，學者們將關(guān)注外商直接投資對工業(yè)和服務(wù)出口的影響，而農(nóng)業(yè)研究相對較少。數(shù)據(jù)顯示，從整個產(chǎn)業(yè)鏈的角度來看，中國的農(nóng)業(yè)數(shù)量并不是很少，但是小麥，大米，大豆等一些行業(yè)存在壟斷趨勢。本文以大豆為主。研究和分析的起點，旨在進一步分析農(nóng)業(yè)外商直接投資對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響，促進中國農(nóng)產(chǎn)品出口，從而增強中國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的地位。競爭力具有一定的指導意義。

關(guān)鍵詞：FDI；農(nóng)產(chǎn)品；貿(mào)易

AnEmpiricalAnalysisoftheInfluenceofFDIontheQualityofChina'sAgriculturalProductsExport

Abstract:Inthe21stcentury,withthegrowthoftheeconomicinternationalmarketandtradeintegration,theconnectionsbetweencountriesintheworldhavebecomemoreandmoredetailed,whichhasgreatlypromotedtradebetweencountries.Currently,mostcountriesandregionsareconductingdirectandindirectinvestmentandtrade.Specifically,inChina,theamountofinvestmentattractedbyindustryandservicesisincreasingeveryyear,buttheshareofagricultureisincreasing.Underthiscircumstance,scholarswillpayattentiontotheimpactofforeigndirectinvestmentonindustrialandserviceexports,whileagriculturalresearchisrelativelyrare.Thedatashowsthatfromtheperspectiveoftheentireindustrialchain,theamountofagricultureinChinaisnotverysmall,buttherearemonopolizationtrendsinsomeindustriessuchaswheat,riceandsoybean.Thisarticleisbasedonsoybeans.ThestartingpointofresearchandanalysisaimstofurtheranalyzetheimpactofagriculturalforeigndirectinvestmentonChina'sagriculturalexportsandpromoteChina'sagriculturalexports,therebyenhancingthepositionofChineseagriculturalproductsintheinternationalmarket.Competitivenesshascertainguidingsignificance.

Keywords:FDI;agriculturalproducts;trade

1緒論

1.1研究背景、目的及意義

1.1.1研究的背景與目的

進入二十一世紀，隨著經(jīng)濟國際市場和貿(mào)易一體化的增長，世界上的國家的聯(lián)結(jié)愈來愈細密，極大地促進了各國之間的貿(mào)易往來。目前，大多數(shù)國家和地區(qū)正在進行直接和間接的投資和貿(mào)易往來。具體而言，在我國，工業(yè)和服務(wù)業(yè)吸引的投資額每年都在增加，但農(nóng)業(yè)的份額正在增加。在這種情況下，學者們將關(guān)注外商直接投資對工業(yè)和服務(wù)出口的影響，而農(nóng)業(yè)研究相對較少。數(shù)據(jù)顯示，從整個產(chǎn)業(yè)鏈的角度來看，中國的農(nóng)業(yè)數(shù)量并不是很少，但是小麥，大米，大豆等一些行業(yè)存在壟斷趨勢。本文以大豆為主。研究和分析的起點，旨在進一步分析農(nóng)業(yè)外商直接投資對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響，促進中國農(nóng)產(chǎn)品出口，從而增強中國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的地位。競爭力具有一定的指導意義。

在農(nóng)業(yè)研究中對外商直接投資的理論分析方面，對我國農(nóng)業(yè)出口的實證分析較少，研究較少。因此，在我國出口條件改善的背景下，提高我國農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量，增加我國農(nóng)產(chǎn)品出口量是主要目的。這也反映了這項研究的緊迫性。

1.1.2研究的意義

首先，它有助于促進外國直接投資理論的發(fā)展。我們熟悉外國直接投資理論的研究，主要由國外學者主導。像中國這樣的發(fā)展中國家相對較少。隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展和綜合國力的提高，有必要提出適合中國發(fā)展的外商直接投資理論。

第二，有助于豐富農(nóng)業(yè)FDI理論的研究。目前，國內(nèi)外的研究者都把重點放在了工業(yè)直接投資和服務(wù)業(yè)直接投資上。關(guān)于農(nóng)業(yè)對外直接投資的研究較少。幸運的是，隨著我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展，我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)已經(jīng)開始研究農(nóng)業(yè)對外直接投資，并取得了一定的成就，但仍需繼續(xù)深入研究。尤其是我國農(nóng)業(yè)對外直接投資的研究亟待深化。

第三,有助于推動農(nóng)業(yè)直接投資和我國農(nóng)產(chǎn)品進出口關(guān)系的理論研究。農(nóng)業(yè)直接投資對于農(nóng)產(chǎn)品出口的關(guān)系一直受關(guān)注程度不高，進一步的研究無疑有助于提高我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力。為了提高農(nóng)業(yè)發(fā)展，促進我國農(nóng)產(chǎn)品出口提供依據(jù)，此次研究便能為我國的農(nóng)業(yè)政策調(diào)整提供依據(jù)。有利于認清我國農(nóng)產(chǎn)品的現(xiàn)狀，也有利于維護我國農(nóng)業(yè)安全。

本文共分為四個部分。采用對外直接投資和貿(mào)易間相互關(guān)系影響作為基礎(chǔ)。以我國農(nóng)產(chǎn)品FDI對我國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響為理論基礎(chǔ)。導論部分闡述了選題的目的意義，國內(nèi)外文獻綜述，研究的思路和方法，研究的創(chuàng)新和不足。第一章主要是，描述中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展的現(xiàn)狀分析，目的是為了指出農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級是勢在必行的。主要分為三節(jié)，第一小節(jié)，描寫中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展的發(fā)展概況，第二節(jié)是描寫中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展現(xiàn)狀的發(fā)展特點。第三節(jié)是描寫中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展現(xiàn)狀所存在的問題。第二章主要闡述中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素，共分為四小節(jié)。第一節(jié)是，F(xiàn)DI對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。第二節(jié)，貿(mào)易自由化對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。第三節(jié)是，要素稟賦對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。第四節(jié)是其他因素對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。第三章是描寫FDI對農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量影響的實證分析，主要分為三小節(jié)。第一小節(jié)就是，變量的選取及數(shù)據(jù)的來源，主要包括貿(mào)易自由化，要素稟賦，其他因素等各種影響因素，出口產(chǎn)品質(zhì)量，測算，以及FDI的數(shù)據(jù)等等。第二小節(jié)就是描述模型的設(shè)定。第三小節(jié)就是對得出的結(jié)果進行分析。第四章主要分為兩個小節(jié)，主要就是研究結(jié)論以及提出對應(yīng)的政策及建議。

1.2文獻綜述

近20年來，世界人口與經(jīng)濟持續(xù)增長，對農(nóng)產(chǎn)品的剛性需求隨之增加。隨著FDI、貿(mào)易自由化、要素稟賦等因素因素影響的日益顯著，全球農(nóng)產(chǎn)品市場呈現(xiàn)供求趨緊，谷物庫存長期走低、供給區(qū)域性短缺矛盾突出、價格高且波動加劇等特點。未來一段時間這種趨勢還將延續(xù)。

1.2.1國外研究文獻綜述

國外學者關(guān)于這一問題的研究分為兩類，第一類是FDI與國際貿(mào)易關(guān)系的研究，第二類是農(nóng)業(yè)外商直接投資和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易之間關(guān)系的研究。

（1）FDI與國際貿(mào)易關(guān)系的研究

商品貿(mào)易和FDI是調(diào)整資源在國際間流動的重要手段，對于他們之間是存在相互替代關(guān)系還是互補關(guān)系，學術(shù)界對此進行了廣泛的討論。然而遺憾的是，至今仍沒有一個統(tǒng)一的定論。主流理論中最具有代表性的就是蒙代爾的替代模型和小島清的互動模型

（2）農(nóng)業(yè)外商直接投資和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易之間關(guān)系的研究。

在1991年，美國經(jīng)濟學家Marchant，Saghaian,Vickner發(fā)現(xiàn)，美國本國的農(nóng)業(yè)企業(yè)對我國的直接投資，拉動了我國農(nóng)業(yè)發(fā)展。促進了我國農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，比如農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，進而帶動了我國農(nóng)產(chǎn)品的出口。之后經(jīng)過一系列的研究發(fā)現(xiàn)，食品貿(mào)易和農(nóng)產(chǎn)品加工具有相互替代的作用，當然這種情況的發(fā)生主要是由于貿(mào)易壁壘造成的。世界較大的跨國公司，通過對外直接投資的形式滲透到東道國，他們采用這種非貿(mào)易的形式，好處就是可以有效的避免風險。

李普塞和威斯的指出了FDI與國內(nèi)出口貿(mào)易存在互補關(guān)系，他進一步指出無論發(fā)展中國家還是發(fā)達國家都存在這樣的關(guān)系，他以美國為例指出美國的出口與其海外子公司銷售額存在高度互補性。

FurtanandHolzman采用面板數(shù)據(jù)，在假設(shè)農(nóng)產(chǎn)品出口由直接投資內(nèi)生決定的情況下。研究了美國對加拿大農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)1987-2001的直接投資后發(fā)現(xiàn)美國對加拿大農(nóng)產(chǎn)品的直接投資，促進了加拿大該部門的出口進口和總貿(mào)易量，二者表現(xiàn)為互補關(guān)系。

1.2.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀

隨著經(jīng)濟全球化發(fā)展和經(jīng)濟一體化進程的加快，農(nóng)業(yè)FDI對全國農(nóng)業(yè)的影響也日益加深，農(nóng)業(yè)FDI是我國農(nóng)業(yè)投資的重要組成部分，加快了我國國際化的步伐，同時它也促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程。

江小涓，劉恩專，沈坤榮等人研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI促進了我國整體的出口貿(mào)易。曾寅初和陳忠毅等人基于對海峽兩岸農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和直接投資的研究發(fā)現(xiàn)。臺商到大陸直接投資，對兩岸之間的貿(mào)易都具有較強的帶動作用，但不影響大陸對臺灣農(nóng)產(chǎn)品的出口，并減少對臺灣農(nóng)產(chǎn)品的進口趨勢。盡管就理論可以推出貿(mào)易與直接投資之間具有某種明確的關(guān)系的模型。然而實證研究結(jié)果對這一思路提出了質(zhì)疑，從實證結(jié)果分析，由于不同的考察對象，直接投資與貿(mào)易之間的關(guān)系也不同，即便是一國家也存在產(chǎn)業(yè)行業(yè)甚至更微觀層面的差異。同時20之間的關(guān)系也可能是動態(tài)的，所以本文的研究不在于說明FDI與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易必然存在某種關(guān)系。而在于說明，目前情況下FDI與我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易之間存在著某種關(guān)系。

2中國農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展現(xiàn)狀分析

2.1發(fā)展概況

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在世界貿(mào)易中占有重要地位。中國是傳統(tǒng)的農(nóng)產(chǎn)品大生產(chǎn)國。加入WTO以來，隨著農(nóng)產(chǎn)品價格優(yōu)勢，中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易總額迅速增長。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額已從2002年的3043億美元增加到2018年的2161.1億美元。其中，農(nóng)產(chǎn)品出口額從2002年的180.2億美元增加到2018年的779.1億美元，年均增長率為24.66％;農(nóng)產(chǎn)品進口額從2002年的124.1億美元增加到2018年的137.1億美元，年均增長率為73％。中國農(nóng)產(chǎn)品出口的平均增長率明顯低于進口。

圖2-1我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額、出口額及逆順差

此外，根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，近年來我國農(nóng)業(yè)出口貿(mào)易逆差一直在增加。2004年以來，我國農(nóng)業(yè)貿(mào)易逆差開始出現(xiàn)。從2009年到2018年，中國農(nóng)業(yè)貿(mào)易逆差不斷增加。其中，2018年赤字達到573.8億美元。造成農(nóng)業(yè)貿(mào)易逆差的原因有很多，其中之一就是綠色貿(mào)易壁壘。

2006年至2015年，中國農(nóng)產(chǎn)品進出口總量呈現(xiàn)持續(xù)增長趨勢，但增速并不完全一致。近十年來，中國農(nóng)產(chǎn)品出口額從3103億美元增長到701.8億美元，增長226倍，年均增長1.262%；進口量從319.9億美元增加到1159.2億美元，年均增長362倍。增長率達到26.24%。增長的數(shù)量和速度都遠遠超過了出口增長。事實上，陸玉佳等人認為，國內(nèi)需求的增長并不是農(nóng)業(yè)進口快速增長的主要原因。國內(nèi)外農(nóng)產(chǎn)品之間巨大的價格差距是直接驅(qū)動力。農(nóng)產(chǎn)品進出口總額由558.3億美元增加到1832.3億美元，增長295倍，年均增長1.953%。2010年開始超過1000億美元，農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易逆差從2006年增加到2006年。2015年，9.6億美元增至457.40億美元，增長47.65倍，年均增長466.46%。事實上，農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易逆差在過去十年中一直在增長，并在2013年達到508.1億美元的歷史最高水平。總的來說，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的規(guī)模已經(jīng)很大，但是巨大的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易逆差仍然是一個值得關(guān)注的問題。

2.2發(fā)展特點

2.2.1出口貿(mào)易額占貨物出口總額的比重有所下降

總體而言，農(nóng)業(yè)出口在中國全年商品出口總額中的比重逐年下降。2002年，這一比例為5.53%。到2018年，這一比例降至3.04%。這充分表明，中國農(nóng)產(chǎn)品出口增速低于其他商品。也就是說，農(nóng)產(chǎn)品出口的競爭力正在逐漸減弱。

2.2.2出口貿(mào)易額占世界的比重逐漸上升

中國的農(nóng)產(chǎn)品出口在世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額中所占的比例略有波動。2002年，中國農(nóng)產(chǎn)品出口占世界農(nóng)產(chǎn)品出口的3.07%。2012年，這一比例上升至3.96%。就排名而言，2013年，中國是僅次于美國、荷蘭、德國、巴西和法國的第六大農(nóng)產(chǎn)品出口國，到2018年，中國已成為第六大農(nóng)產(chǎn)品出口國。中國第三大農(nóng)產(chǎn)品出口國，這意味著中國的農(nóng)產(chǎn)品出口量在世界農(nóng)產(chǎn)品出口中所占的比重正在逐步上升。

2.2.3農(nóng)產(chǎn)品規(guī)模較大

作為一個傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)長期以來一直支撐著我國的發(fā)展，為我國的經(jīng)濟發(fā)展提供最基本的保障，我國始終堅持把農(nóng)業(yè)作為保障世界安全、穩(wěn)定人心的戰(zhàn)略性基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)。隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，中國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易在世界貿(mào)易中占有一席之地。在過去的六年里，中國的農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模不斷擴大，農(nóng)產(chǎn)品出口量呈上升趨勢。2010年，中國農(nóng)業(yè)出口總額488.8億美元。然而，到2015年，中國農(nóng)業(yè)出口總額達到708.1億美元，比去年同期增長44.9%。這表明，我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易增長迅速。

過去六年來，中國農(nóng)產(chǎn)品進出口逐年增加，年度貿(mào)易逆差表現(xiàn)為貿(mào)易逆差，進出口貿(mào)易逆差逐年增加。2010年至2013年，貿(mào)易逆差從-2302億美元增至-508.1億美元，同比增長12.7%。所有這些充分表明，從中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易來看，中國對農(nóng)副產(chǎn)品的需求逐年增加。從總規(guī)模變化來看，農(nóng)產(chǎn)品周轉(zhuǎn)率快速增長，農(nóng)產(chǎn)品進出口總額在世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的比重不斷增加，農(nóng)產(chǎn)品在國際貿(mào)易市場中的地位不斷上升。

2.3存在的問題

2.3.1市場分布過于集中

中國農(nóng)產(chǎn)品出口市場分布過于集中，不均衡。亞洲，歐洲和北美是中國農(nóng)產(chǎn)品出口的主要地區(qū)。僅亞洲就占中國農(nóng)產(chǎn)品出口總量的近70％，而大洋洲，南美洲和非洲僅占不到10％。此外，中國在各個國家（地區(qū)）的農(nóng)產(chǎn)品出口分布也非常不平衡。2015年，印度尼西亞，馬來西亞，印度，泰國和越南是亞洲的主要出口國，占對亞洲出口總額的70.8％；對德國、法國、荷蘭、俄羅斯聯(lián)邦和烏克蘭占對歐洲出口總額的63%，三個國家出口到北美，貿(mào)易額為29964.603億美元，其中2465414000美元出口到美國，占對北美出口總額的82.3%。

2.3.2市場占有率不高

中國農(nóng)產(chǎn)品在出口市場的份額較低，市場分布相對集中，這導致一些主要出口市場高度依賴貿(mào)易。農(nóng)產(chǎn)品出口很容易受到各種因素的影響。近年來，國際政治形勢不容樂觀，這對中國農(nóng)業(yè)出口產(chǎn)生了非常消極的影響。

2.3.3貿(mào)易壁壘的影響

目前，我國農(nóng)產(chǎn)品出口市場主要面臨新的貿(mào)易壁壘，主要是以技術(shù)壁壘為核心的綠色壁壘、社會壁壘等新的非關(guān)稅壁壘。我國農(nóng)產(chǎn)品的主要出口市場是發(fā)達國家，發(fā)達國家對農(nóng)產(chǎn)品的市場準入標準較高。一系列障礙將成為我國農(nóng)產(chǎn)品出口的障礙，阻礙現(xiàn)有市場的發(fā)展。對其有重大影響。

2.3.4市場信息不對稱

目前，我國農(nóng)產(chǎn)品出口市場份額較低，出口市場單一。主要原因是對農(nóng)產(chǎn)品出口市場信息的缺乏。近年來，我國農(nóng)產(chǎn)品出口市場主要集中在東南亞及周邊國家。這種市場分布不僅是由于地理位置的原因，也是由于多年的貿(mào)易往來和對農(nóng)產(chǎn)品出口市場的信息了解。非常了解其他國家的需求和市場政策。

3中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素

3.1FDI對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響

外商直接投資對我國農(nóng)業(yè)貿(mào)易的影響主要表現(xiàn)在：一是有效彌補了農(nóng)業(yè)投資的嚴重不足。改革開放初期，剛剛經(jīng)歷了文化大革命的中國經(jīng)濟是國有經(jīng)濟，是國有經(jīng)濟，是國有經(jīng)濟，是國有經(jīng)濟。1981年，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資僅20.23億元。在此背景下，通過多種渠道吸引外商直接投資農(nóng)業(yè)，不僅在一定程度上是在振興中國的過程中，彌補了我國農(nóng)業(yè)投資的不足，也促進了國家、地方、集體和農(nóng)民自籌農(nóng)業(yè)配套資金的投入，因此可以實施農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)劃中的一些重大項目，20世紀90年代，盡管中國經(jīng)濟發(fā)展迅速，但農(nóng)業(yè)投資不足的狀況沒有得到實質(zhì)性改善。根據(jù)《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，1995年國有經(jīng)濟對農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資占整個國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資的比例從1981年到1981年發(fā)生了變化。2001年，中國加入世貿(mào)組織后，經(jīng)濟實力進一步增強。然而，農(nóng)業(yè)投資不足的問題仍然十分突出。從2001年到2009年，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資總額的比例一直徘徊在3％左右。中國缺乏對農(nóng)業(yè)的長期投資嚴重滯后于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的發(fā)展需求。農(nóng)業(yè)是安夏的一個產(chǎn)業(yè)，與國家糧食安全和經(jīng)濟基礎(chǔ)有關(guān)。這使得通過多渠道外商直接投資的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的發(fā)展成為我們的國家。為了滿足發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的實際需要，中國農(nóng)業(yè)通過外國直接投資吸引了外國投資。隨著資金流動，中國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量可以得到顯著提高。。

3.2FDI對我國經(jīng)濟的影響

我國從改革開放之初就積極引進FDI,一方面獲得資本,帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展;另一方面獲得國外先進技術(shù)和管理經(jīng)驗外溢。從這兩方面來看,FDI必然會對我國經(jīng)濟產(chǎn)生相應(yīng)的作用。我國自引進FDI以來,GDP由1984年的7208億元增加到2005年的183084億元,而中國的FDI流入量也伴隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展而不斷增加,由1984年的26.51億美元增加到2005年的1890.65億美元,其年均增長速度自1984年以來分別達到10.4%,33.43%。根據(jù)宏觀國民經(jīng)濟收入理論,GDP由投資、消費、儲蓄構(gòu)成,FDI作為投資的重要組成部分,其與GDP之間究竟存在怎樣的關(guān)系,這是目前經(jīng)濟學領(lǐng)域研究的重要問題,也是本文試圖進一步探討的問題。關(guān)于FDI與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究,我國一些學者指出,外資所帶來的GDP總量增長率的貢獻為0.9個百分點,其貢獻率為8.6%,近年來這一貢獻率已經(jīng)超過10%。將FDI作為獨立的投入要素引入到增長方程中,以我國1985~2001年的數(shù)據(jù)進行回歸,得出的結(jié)論是:FDI對我國國民產(chǎn)出的貢獻率大約在5%~6%之間,平均貢獻率為5.9%。還有一些學者通過不同的經(jīng)濟增長模型對FDI與GDP的關(guān)系做了研究,認為/FDI帶來大量資本,彌補國內(nèi)資本短缺,我國經(jīng)濟增長率中2%~3%應(yīng)當歸功于外資貢獻0。

表3－1我國FDI、GDP、人民幣兌美元年均匯率

年份

GDP(億元)

FDI(億美元)

人民幣對美元年均匯率

1984

7208.1

26.51

2.327

1985

9016

59.31

2.9366

1986

10275.2

28.34

3.4528

1987

12058.6

37.09

3.7221

1988

15042.8

52.97

3.7221

1989

16992.3

56

3.7651

1990

18667.6

65.96

4.7832

1991

21781.5

119.77

5.3233

1992

26923.5

581.24

5.5146

1993

35333.9

1114.36

5.762

1994

48197.9

826.8

8.6187

1995

60793.7

912.82

8.351

1996

71176.6

732.76

8.3142

1997

78973

510.03

8.2898

1998

84402.3

521.02

8.2791

1999

89677.1

412.23

8.2783

2000

99214.6

623.8

8.2784

2001

109655.2

691.95

8.277

2002

120332.7

827.68

8.277

2003

135822.8

1150.69

8.277

2004

159878.3

1534.79

8.2768

2005

183084.8

1890.65

8.1917

4FDI對農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量影響的實證

4.1模型設(shè)定

4.1.1農(nóng)業(yè)出口質(zhì)量指數(shù)

Hallak和Schott認為，產(chǎn)品出目價格的高低不僅可由質(zhì)量引起，也可以由消費者偏好、生產(chǎn)成本的高低、貿(mào)易順差的大小以及供求關(guān)系的變動等諸多原因所引起，基于這一思想，兩位學者將一國出口產(chǎn)品的可觀測價格分解為包含質(zhì)量因素的非純凈價格和不包含質(zhì)量因素的純凈價格兩部分。令為λks部為s的質(zhì)量指數(shù)，則可將λks表示為：

（1）

λks代表某國所生產(chǎn)、出口的產(chǎn)品的可觀測價格，為質(zhì)；量指數(shù)的調(diào)整系數(shù)，為某國生產(chǎn)、出口的產(chǎn)品的純凈價格。

假設(shè)K國S部門生產(chǎn)的各種農(nóng)產(chǎn)品，通過“世界平均”種類數(shù)量和需求變加權(quán)，得到農(nóng)產(chǎn)品層面的價格水平，定義為農(nóng)產(chǎn)品“非純凈價格指數(shù)”（Inpure

Price

Index，IPI)，IPI為包含了質(zhì)量因素的價格：

（2）

非純凈價格指數(shù)具有三個特點：①不可觀測性，包含不可觀測的各國出口產(chǎn)品種類數(shù)目和替代彈性；②可傳遞性，可任選一個國家為基準國，可通過比率計算出；③非純凈性，即被質(zhì)量“污染。

由于非純凈價格指數(shù)”的不可觀測性，導致數(shù)據(jù)難以獲得。但根據(jù)Hallak和Schott（2009）的證明，非純凈價格指數(shù)費雪爾指數(shù)（Fisher

lndex)近似，可以作為代替數(shù)據(jù)使用。又由于其具有可傳遞性，為使基準國的數(shù)據(jù)更具代表性，出口農(nóng)產(chǎn)品價格和平均出口數(shù)量為基準國價格與數(shù)量，對Hallak和Schott提出的非純凈價格指數(shù)的計算修正如下：

（3）

另一方面，在計算出國家各部門農(nóng)產(chǎn)品的非純掙價格和貿(mào)易凈額后，借助貿(mào)易凈額與非純凈價格指數(shù)之間的函數(shù)關(guān)系，可得到關(guān)于純凈價格的對數(shù)線性方程如下：

（4）

（5）

（5）式是我們測量質(zhì)量指數(shù)的核心。

4.2變量選取及數(shù)據(jù)來源

通過上文的公式（5），可以得出：我國的歷年農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量如下：

圖4-1農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量分布

從國家相關(guān)統(tǒng)計網(wǎng)站當中，我們可以得到如下的國家FDI指數(shù)表：

圖4-2FDI指數(shù)表

4.3結(jié)果分析

4.3.1回歸分析

從上文得出的數(shù)據(jù)，將農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量定位X，國家的FDI指數(shù)為Y，可知，X水平和Y顯然不是平穩(wěn)的，有明顯的上升趨勢。但建立ECM模型的前提條件是兩個非平穩(wěn)變量要具有單整性，即有相同的單整階數(shù)，而且要具有協(xié)整關(guān)系。因此，為建立X和Y的誤差修正模型，首先必須進行單位根檢驗來檢驗序列的平穩(wěn)性，如果數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)序列且是同階單整序列，那么就可以對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗以及建立ECM模型。

圖4-3X,Y一階差分后趨勢圖

可知，X和Y一階差分后的趨勢圖還是有著明顯上升的趨勢，而二階差分得到的序列趨勢圖表現(xiàn)出上下波動的平穩(wěn)特征。所以初步認為X和Y的對數(shù)形式為二階單整序列。但這只是從圖像得出的結(jié)論，還有待用單位根檢驗加以驗證。

（a）一階差分

（b）二階差分

圖4-4X,Y一階差分，二階差分

由協(xié)整定義可知，若存在協(xié)整關(guān)系，X和Y是同階單整，所以必須對序列進行單位根檢驗。采用ADF檢驗，滯后階數(shù)采用AIC準則來確定。單位根檢驗結(jié)果如下表所示。

表4－1單位根檢驗結(jié)果

變量

T統(tǒng)計量

0.05臨界值

P值

結(jié)論

X

1.954

-2.943

0.999

不平穩(wěn)

DX

-2.574

-2.943

0.107

不平穩(wěn)

DDX

-9.761

-2.946

0.000

平穩(wěn)

Y

0.577

-2.943

0.987

不平穩(wěn)

DY

-1.049

-2.943

0.7251

不平穩(wěn)

DDY

-6.486

-2.948

0.000

平穩(wěn)

從檢驗結(jié)果看，X和Y二階差分后的t統(tǒng)計值在0.05的顯著水平下都小于臨界值，P值小于0.05，所以序列平穩(wěn)，因此變量X和Y都是二階單整的，可以對X和Y進行協(xié)整檢驗，研究二者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

下面考察X和Y是否存在協(xié)整關(guān)系。利用OLS方法得到X和Y之間回歸分析結(jié)果。

表4－2X、Y之間回歸分析結(jié)果

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.

常數(shù)(C)

-43.499

4.009

-10.850

0.000

X

1.989

0.108

18.342

0.000

R-squared

0.901

AdjustedR-squared

0.898

S.E.ofregression

8.083

F-statistic

336.415

Prob(F-statistic)

0.000

根據(jù)表3中X和Y回歸分析的結(jié)果建立模型，方程如下：

上述方程表示城鎮(zhèn)化率每增加1個單位，使得Y上升1.989個單位。變量X系數(shù)的t統(tǒng)計量值為18.342，P值為0.000<0.05，表明系數(shù)通過顯著性檢驗，具有統(tǒng)計學意義。而F統(tǒng)計量的值為336.415，P值等于0.000，這表明方程通過顯著性檢驗，模型是顯著的。擬合優(yōu)度R2為0.901，模型擬合度優(yōu)秀。

此時，殘差，對殘差再做ADF檢驗，結(jié)果如下：

表4－3ADF檢驗

Variable

t-Statistic

5%level

Prob.

結(jié)論

e

-3.419

-2.964

0.018

平穩(wěn)

可知，殘差e的ADF值小于0.05顯著水平下的臨界值，并且P值為0.0181<0.05，說明殘差e是平穩(wěn)的。這進一步說明X和Y存在關(guān)系。此時誤差修正項為：

4.3.2格蘭杰因果檢驗

對農(nóng)業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量（X）和FDI指數(shù)（Y）進行格蘭杰檢驗，變量之間用了Granger因果檢驗，結(jié)果如下表所示。結(jié)果可知，Granger因果檢驗表明假設(shè)“Y不是X的Granger原因”發(fā)生的概率是0.0001，因此在99%置信度下該零假設(shè)應(yīng)該被拒絕，也就相當于Y是X的Granger原因，也就是說外商直接投資（FID）是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的。而零假設(shè)“X不是Y的Granger原因”發(fā)生的概率是0.0407，該假設(shè)在5%的顯著性水平下被拒絕，即X是Y的Granger原因，也就是說農(nóng)業(yè)產(chǎn)品出口質(zhì)量指數(shù)是FDI的。綜合來說，農(nóng)業(yè)產(chǎn)品出口質(zhì)量和FDI是互相影響的。

表4-4X、Y之間的格蘭杰因果相關(guān)性

原假設(shè)

Obs

F-Statistic

Prob.

結(jié)論

Y不是X的格蘭杰原因

38

18.819

0.000

拒絕

X不是Y的格蘭杰原因

4.515

0.041

拒絕

5結(jié)論及政策建議

4.1研究結(jié)論

通過本文的實證研究，可以得出，我國的農(nóng)業(yè)出口質(zhì)量在一定程度上受到FDI指數(shù)的影響，同時農(nóng)業(yè)出口質(zhì)量也在一定程度上影響到了FDI指數(shù)，兩者相互影響。

5.2政策建議

設(shè)面對農(nóng)業(yè)國際化發(fā)展，我國家庭經(jīng)營模式下的小農(nóng)戶”面對來自國內(nèi)和國外逐漸融合的“大市場”難免缺乏應(yīng)對能力，全面推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化建設(shè)，是我國農(nóng)業(yè)深化改革，應(yīng)對國際競爭的出路。

第一，規(guī)劃區(qū)域?qū)I(yè)化產(chǎn)業(yè)發(fā)展。依據(jù)不同地區(qū)的資源稟賦和環(huán)境優(yōu)勢，發(fā)展比較優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品的專業(yè)化生產(chǎn)，并培育和扶持農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)，建立區(qū)域自屬農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)基地，逐步實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的區(qū)域?qū)?/p>