中国农业对外直接投资影响因素研究

陈 伟

（广东海洋大学 经济管理学院，广东 湛江 524088）

一、引 言

近年来，农业对外直接投资，特别是海外农作物种植已成为国内外关注的焦点之一，一些国家政府、国际组织、大宗商品交易商，甚至机构投资者都积极从事海外农作物种植。如美国教师退休基金会（TIAA-CREF）投资世界各地农田就约20亿美元；据韩国《朝鲜日报》2008年3月4日报道，“日本在世界各地拥有1200万公顷农田，相当于日本国内农田面积的3倍左右”；2007-2009年上半年，韩国海外实际投资的耕地数量已达90.6万公顷。2011年的数据显示，澳大利亚约有4500万公顷土地为外国持有[1]；根据农耕地监督组织“土地环境计划”（Land Matrix Project）的统计，在2000年至2010年的10年里，世界各国大约有2亿300万公顷土地被外国人收购或长期租用。随着中国农业“走出去”战略的实施，海外农作物种植案例也逐渐增多，但与非农领域相比，中国农业领域的对外直接投资仍微乎其微。历年《中国对外直接投资统计公报》显示中国农业对外直接投资和年末对外直接投资存量在各自当年总量中所占比重都很小，大约都在1%左右。据渣打银行估计，2006-2012年中国投资非洲共670亿美元，其中对农业投资仅35亿美元。并估测截至2012年中国在非洲租用约10万公顷土地，远低于印度和中东国家在非洲租用的农地。美国霍普金斯大学中美关系专家黛博拉·布罗蒂加姆教授估测，1960-2009年，中国至少已在40多个非洲国家援建142个农田和农业示范中心，但农业投资规模并不大，“截至2012年3月，似乎并无中资企业对非洲农业投资超过1万公顷的记录，超过5000公顷的也不多”[2]。不过随着中国整体经济实力的增强，包括农业对外投资在内的对外投资将会迅速增加。世界银行在2013年6月3日发布的报告中指出，到2030年全球投资将由发展中国家主导，中国和印度将成为发展中国家中最大的投资国，而大部分投资仍来自中国；汇丰银行澳大利亚CEO托尼·克里普斯预计中国对澳农业投资将显著增加。到2025年，澳大利亚与食品相关的出口将增加45%，预计中国将在其中扮演重要的角色[1]；根据邓宁（John H.Dunning）的国际直接投资阶段理论，我国已基本具备了对外直接投资的宏观经济基础①。所以无论是对过去实践经验的总结，还是对将来快速发展的指导，对中国农业对外直接投资影响因素进行研究都很必要。

二、中国农业对外直接投资影响因素及假设的提出

对外直接投资的影响因素是多方面的，包括东道国因素、投资国因素、企业所在行业因素、企业内部因素以及投资模式等。理论分析表明，各种影响因素对对外直接投资规模的影响方向和程度各不相同，考虑到很多因素不宜于量化且东道国情况千差万别，以及企业微观层面数据获得的限制，本文从投资国的角度，选择中国农业的经济发展水平、农产品出口、农业引进外资等10个解释变量与中国农业对外直接投资规模之间建立模型进行定量分析，为更深入研究这些因素的影响机理及寻求政策建议奠定研究基础。

（一）农业经济发展水平

投资国的经济规模对该国企业海外投资的融资能力具有较大的影响。Dunning J（1981）提出的投资发展周期理论认为，一国的净对外直接投资量与该国经济发展水平（通常以人均GNP来衡量经济发展阶段）正相关[3]。Andreff（2002）也认为投资国经济发展水平等因素是其对外直接投资的主要决定因素[4]。因此，本文假设：

Hl：农业对外直接投资与农业经济发展水平（本文以“农林牧渔业增加值”作为代理变量）有正相关关系。

（二）农产品进出口

Dunning J，Kim C&Lin J（2001）认为一国的出口与对外直接投资之间存在内在联系，二者之间可能是替代关系，即为了规避贸易壁垒对出口的阻碍而增加对外直接投资②，也可能是相互促进关系[5]，即企业最先一般会选择产品出口的模式，随着国际经验的积累、对国际市场的熟悉、海外市场的扩大和自身实力的增强，企业会选择控制程度更强、风险更大和资源承诺水平更高的模式如对外直接投资进入国际市场，反之，企业可以通过对外直接投资建立出口平台或海外机构促进出口。Lipsey and Weiss（1981，1984）认为美国对外直接投资与对东道国的出口之间是相互促进的关系[6]，但Grubert and Mutti（1991）利用类似的数据作实证分析时发现二者之间是呈现负相关关系[7]；从理论上讲，产品进口对对外直接投资也会产生影响，张如庆（2005）认为进口与对外直接投资存在单向因果关系；进出口总额反映两者的综合效应[8]。因此，本文假设：

H2：农业对外直接投资与农产品出口额相关方向不确定。

H3：农业对外直接投资与农产品进口额相关方向不确定。

H4：农业对外直接投资与农产品进出口总额相关方向不确定。

（三）农业利用外商直接投资（FDI）

一国吸引的外资可以通过加强海外机构的所有权优势来促进该国的对外直接投资（Dunning J，Kim C&Lin J，2001）。同时，国内产业可利用外资的示范效应和溢出效应来提高本土企业的生产率及管理水平，从而促进产业对外投资规模的扩大。因此，本文假设：

H5：农业对外直接投资与农业利用外商直接投资（FDI）规模之间有正相关的关系。

（四）农业技术能力

Hymer（1960）的垄断优势理论认为技术优势是企业对外直接投资时利用的垄断优势之一[9]。因此，本文假设：

H6：农业对外直接投资与农业技术能力（本文以“公有经济企事业单位农业技术人员数”作为代理变量）之间有正相关的关系。

（五）美元对人民币汇率

阿利伯（R.Z.Aliber，1970）认为国际投资是从相对强势货币国家流向相对弱势货币国家，因为强币的币值稳定，汇率坚挺且高升，购买力增加，而弱币正好相反。实证研究一般也支持这一观点：Froot&Stein（1991）发现美元的贬值增加了外商在美国的投资[10]。目前大部分理论和实证结果都认为投资国本币对东道国货币升值将有利于投资国向东道国直接投资。因此，本文假设：

H7：农业对外直接投资与美元对人民币汇率具有负相关关系。

（六）年出入境人次

年出入境人次体现投资国与外界间的文化交往、经济联系、地理地缘和社会融合。人员往来的增加既是经贸规模增加的结果，反过来又会促进新的经贸合作领域的开拓，两者间为相互促进的关系。因此，本文假设：

H8：农业对外直接投资与年出入境人次呈正向相关关系。

（七）外汇储备

外汇储备反映了政府拥有世界性（或区域性）货币的数量，是一个国家经济实力的重要组成部分，外汇储备为开展农业对外直接投资提供了必要条件，是农业对外直接投资的基础。因此，本文假设：

H9：农业对外直接投资与中国外汇储备净值呈正向相关关系。

（八）国家财政用于农业的支出

Hikino和Amsden（1994）研究发现20世纪90年代亚洲新兴市场对外投资企业竞争能力的提升很大程度得益于本国政府的政策扶植，政府的外资与外贸政策是影响企业对外直接投资的重要外部变量。国家财政用于农业的支出反映了国家对农业发展的支持力度，而农业的发展又有利于增强农业对外直接投资。因此，本文假设：

H10：农业对外直接投资与国家财政用于农业的支出之间有正相关关系。

三、中国农业对外直接投资影响因素的实证分析

（一）数据与样本

考虑到数据的完整性和可获取性，本文选取了10个影响中国农业对外直接投资的因素变量（见表l），数据样本期是2003-2011年。

表1 主要变量

（二）实证分析过程及结果

本文运用SPSS19.0软件，采用主成分回归分析方法研究各因素对中国农业对外直接投资（农业ODI）的影响。首先，计算各变量的均值和标准差，以便于对中心化后的自变量完成主成分回归后还原为原始变量。第二，将所有变量标准化并进行共线性诊断。标准化后的变量分别表示为ZY、ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX5、ZX6、ZX7、ZX8、ZX9、ZX10。 容 忍 度（Tolerance）取值在0～1之间，越小表示共线性越严重，一般认为容忍度小于0.1时，共线性非常严重；一般认为方差扩大因子（VIF）大于10就认为变量之间具有严重的共线性；一般认为条件指数（Condition Index，简写CI）小于10表示多重共线不严重，大于等于10小于100时认为多重共线性较强，大于等于100时认为多重共线性很严重。通过共线性的诊断发现变量之间共线性很严重。第三，主成分分析。表2显示前三个特征值分别为λ1=8.65，λ2=0.952，λ3=0.241。前三个特征值的累计方差贡献率达到98.43%（通常选取累计方差贡献率大于85%时的特征值个数为因子个数），因此剔除其余主成分。

表2 主成分提取汇总表

表3 主成分旋转成分矩阵及得分系数矩阵

根据表3，计算前三个特征值λ1=8.65，λ2=0.952，λ3=0.241对应的标准正交化特征向量后计算前三个主成分：

对三个主成分p1、p2和p3做关于中心化因变量ZY的OLS分析，p3的双侧概率值为0.76，大于0.05不显著，去掉p3后重做OLS分析（见表4）。

表4 回归系数

由表4可见，去掉p3再回归，调整后的R2提高了，D.W.值更拉近于2，可以认为无自相关，F统计量的双侧概率值0.008，更小了，整个方程更显著，除常数外，各回归系数都显著，方程有所改善。于得到如下回归方程：

式中的常数项几乎为0，可以忽略。于是将p1和p2的表达式（1）和（2）代入（4）式并整理后得：

还原到原始变量并整理后得：

（三）计量结果分析

（1）从表3可见，第一个因子与农林牧渔业增加值（X1）、农产品出口额（X2）、农产品进口额（X3）、农产品进出口总额（X4）、美元对人民币的中间价（X7）、出入境人员数量（X8）、中国外汇储备（X9）以及国家财政用于农业的支出（X10）有绝对值较大的相关系数；第二个因子与中国农业FDI（X5）有绝对值较大的相关系数；第三个因子与公有经济企事业单位农业技术人员数（X6）有绝对值较大的相关系数。从表2可见三个因子对中国农业ODI的贡献率分别是86.497%、9.52%和2.414%。

（2）从（5）式可以看出农林牧渔业增加值（X1）、农产品进口额（X3）、中国农业FDI（X5）、公有经济企事业单位农业技术人员数（X6）以及国家财政用于农业的支出（X10）与中国农业ODI规模呈现正相关关系；农产品出口额（X2）、农产品进出口总额（X4）、美元对人民币的中间价（X7）、出入境人员数量（X8）以及中国外汇储备（X9）与中国农业ODI呈负相关关系。

由于（5）式中各变量都是经过均值为0，标准差为1标准化后的变量，所以在对中国农业ODI正影响的变量中影响程度依次降低的顺序是：中国农业FDI（X5）、国家财政用于农业的支出（X10）、公有经济企事业单位农业技术人员数（X6）、农产品进口额（X3）、农林牧渔业增加值（X1）；负影响变量中影响程度依次增加的是中国外汇储备（X9）、农产品进出口总额（X4）、美元对人民币的中间价（X7）、农产品出口额（X2）、出入境人员数量（X8）。

（3）由（6）式可以看出：①农林牧渔业增加值（X1）与农业ODI的关系。农林牧渔业增加值（X1）的回归系数为8.267 27×10-6，表明农林牧渔业增加值每增加1亿美元，农业ODI会增加8.267 27×10-6亿美元，即826.727美元，影响较小，二者呈正的相关关系，与预期的假设相符。2003-2011年期间，中国农林牧渔业增加值年均增长13.39%，农业ODI年均增长31.96%，同向增长，理论结果与现实一致，也符合邓宁的国际直接投资阶段理论。这说明中国国内庞大的市场可以促进农业对外投资主体竞争力水平的提升和生产规模的扩大，从而使农业对外投资主体逐步形成了对外投资所需要的内部化优势、所有权优势、规模优势、成本优势，当外部区域优势达到一定条件时，中国农业ODI的增加也成为必然[11]。②农产品出口额（X2）、农产品进口额（X3）、农产品进出口总额（X4）与农业ODI的关系。出口额的回归系数为-0.003 102 434，表明农产品出口每减少1亿美元，中国农业ODI将增加0.003 102 434亿美元，即增加310 243.4美元，二者呈负相关；进口额的回归系数为0.000 795 526，表明农产品进口每增加1亿美元，中国农业ODI将增加0.000 795 526亿美元，即增加79 552.6美元，二者呈正相关；农产品进出口总额（X4）的回归系数是-1.398 91×10-5，表明农产品进出口额每增加1亿美元，中国农业ODI将减少1.398 91×10-5亿美元，即减少1 398.91美元，二者呈负相关。

这表明目前中国农产品出口与农业对外直接投资是一种相互替代关系，这是因为近年来国外形式多样的诸如技术性贸易壁垒、反倾销措施等贸易壁垒阻碍了中国农产品出口，产品出口受阻会刺激企业增加对外直接投资，即通过对外投资的方式规避出口贸易壁垒。这一结果也说明，我国农业对外直接投资是以市场寻求型为主，是服务于农产品贸易扩张的对外直接投资；农产品进口与农业对外直接投资是正向关系，这说明：①近年来随着中国农业对外开放的扩大，在促进农产品进口的同时，也促进了农业对外直接投资的增加，两者同向变化。②由于需求的增长以及国内外价差的扩大，中国农产品的进口也逐年增加，如近年来，在大豆、棉花、植物油进口继续保持高位，食糖、乳制品净进口大幅增加的同时，三大主要粮食作物全部转为净进口。进口的迅速增加，在加大国内农产品生产者和政府压力，增加农业“走出去”紧迫感的同时，使他们也看到了“走出去”投资农业蕴藏着巨大的商机。目前中国农业生产者积极投资非洲、俄罗斯、南美洲等土地资源丰富、具有比较优势和竞争优势的地区，并取得了一定的成效；农产品进出口对农业ODI的效应是农产品进口和出口的总效应，农产品进出口总效应是负，表明出口的负效应大于进口的正效应。③中国农业FDI（X5）与农业ODI的关系。农业FDI（X5）的回归系数是0.354 126 485，表明中国农业FDI每增加1亿美元，农业ODI将增加0.354 126 485亿美元，二者呈正相关关系，与预期假设相符。国内产业可通过利用外资的溢出效应和示范效应来提高企业的生产率及管理水平，从而带动产业对外投资规模的扩大。④公有经济企事业单位农业技术人员数（X6）与农业ODI的关系。农业技术人员数（X6）的回归系数为2.505 88×10-5，说明农业技术人员每增加一人，中国农业ODI将增加2.505 88×10-5亿元，即增加2 505.88美元，二者呈正相关关系，与预期假设相符，与经济学理论也相符。⑤美元对人民币的中间价（X7）与农业ODI的关系。汇率的回归系数为-0.382 699 303，表明美元对人民币汇率每降低1元人民币（即人民币升值），中国农业ODI将增加0.382 699 303亿美元，即人民币升值将促进农业对外直接投资，二者呈负相关关系，与预期假设相符，与经济学理论一致。⑥出入境人员数量（X8）与农业ODI的关系。出入境人次的回归系数是-0.000 202 47，表明出入境人次每增加1万人次，中国农业ODI将减少0.000 202 47亿美元，即减少20 247美元，二者呈负相关关系，这一结论与预期假设不符。从理论上说，出入境人次与对外直接投资是相互促进的关系，之所以出现与假设不相符的结果可能是因为在出入境人员中，以观光、探亲访友、就医疗养、购物、参加会议或从事文化、体育、宗教活动，以及外国客人进出为主，而与对外投资相关的境外经贸活动所占比重小，即使是从事经贸活动的出入境人员，也多以从事商业和服务业为主，这些产业与农业对外直接投资联系不大。⑦中国外汇储备（X9）与农业ODI的关系。中国外汇储备（X9）回归系数是-4.357 01×10-7亿美元，即中国外汇储备每增加1亿美元，中国农业ODI将减少43.570 1美元，这是一个非常小的数值，几乎无影响，二者呈负相关，与预期假设不符。目前文献普遍认为国家外汇储备的增加为开展境外直接投资提供了必要条件，有利于对外直接投资，但从分析结果来看中国外汇储备的增加对中国农业ODI几乎无影响，这可能是因为农业ODI较少，对外汇需求较少，这与实际情况也较吻合，如中国人民银行最新统计显示，截至2013年6月末中国外汇储备余额为3.5万亿美元，居世界第一，而2010年、2011年中国农业ODI分别是5.339 8亿美元、8.0亿美元，分别占当年中国对外直接投资流量的0.78%、1.1%，并且2011年已达到历史最高，中国农业ODI无论从绝对数还是相对数上来看都很小。⑧国家财政用于农业的支出（X10）与农业ODI的关系。国家财政用于农业的支出（X10）的回归系数为0.000 112 121，表明国家财政用于农业的支出（X10）每增加1亿元人民币，中国农业ODI将会增加0.000 112 121亿美元，即11 212.1美元，二者呈正相关关系，与预期的假设相符，理论与现实也相符。

四、政策建议

由于农业的重要地位以及粮食的战略属性，近年来中国快速增长的粮食进口引发部分国家关于中国粮食安全的担忧，被国外一部分人炒作为“中国粮食威胁”，可见贸易不再是中国获取粮食稳定、安全的方式，同时，国际农业跨国公司对中国农业的主导作用明显增强。这些都表明加快农业“走出去”的步伐，增加农业对外直接投资，最终造就一批大型农业跨国公司已是摆在中国农业面前不可回避的问题。但目前中国农业对外直接投资规模还很小，经济效益也不高，这既需要政府在相关政策与管理方面做出必要的调整，也需要企业在培育自身优势的基础上，制定比较科学的对外投资战略。

（一）继续加大政府的支持力度

本文研究结果显示国家财政用于农业的支出（X10）与中国农业对外直接投资规模呈现正相关关系，并且国家财政用于农业的支出是在几个正影响因素中作用较大的，这表明政府的外资支持政策是中国农业对外直接投资规模扩张的重要外部因素之一。因此，政府要分类和细化农业对外直接投资政策，在坚持比较优势基础上引导对外投资的区域选择和行业流向，促进“走出去”的农业企业扩大规模和技术创新，以不断提高农业对外直接投资的效益：①制定促进中国农业“走出去”的各项管理措施和优惠政策，为农业国际化提供各种支持，例如资金支持、通道支持、技术支持等，保证企业能顺利地“走出去”；②当企业“走出去”受阻时，政府要及时出面，以国家的名义同东道国进行协商使问题获得解决，必要时还可通过国际机构进行调停[12]；③积极借助于外交手段来优化农业“走出去”的外部环境，保障农业投资主体在海外的合法权益；④取消投资审批权须继续攻坚。作为对下放投资审批权限呼声的响应，国务院办公厅2013年5月15日和6月19日分别取消和下放了一批行政审批项目，共计149项。2013年6月28日，国家发展改革委也取消和下放管理层级行政审批项目26项，但需继续取消或下放投资审批权，以激励企业对外直接投资。

（二）推行贸易与投资互动战略

本文分析结论认为由于贸易壁垒我国农产品出口与农业对外直接投资呈负相关关系，因此，中国农产品在提升应对技术性贸易壁垒、反倾销等贸易壁垒能力，促进具有比较优势水产品、蔬菜水果及其制品、园艺产品等出口的同时，详细分析中国农产品遭遇国际贸易壁垒的类型以及来自的主要区域，有针对性地加快对在国内无比较优势而在上述区域具有比较的如粮、油、棉、天然橡胶、木材、木薯、糖等土地密集型产品对外直接投资，生产的农产品可以一部分在当地销售，占领农产品出口目标国市场[13]，另一部分运回国内，以缓解国内农产品供给的矛盾；继续扩大农业对外开放，适度扩大国内生产不具有比较优势的农产品如粮、油、棉等的进口。农产品进口能充分利用国际国内两个市场、两种资源，就是进口土地、水资源和环境。中国2010年进口的农产品相当于在境外使用了6.3亿亩国土面积。

（三）完善汇率保障机制

汇率的稳定是企业稳步“走出去”的重要保障。汇率的剧烈波动可能使对外投资主体在“走出去”过程中遭受汇兑损失。招商银行在《2013年私人财富报告》中分析中国富裕人群海外投资时认为高净值人群③有24%的人关注人民币的走势及外汇管制，并且超高净值人群比高净值人群更关注金融市场波动带来的风险。因此，通过逐步实现未来全球范围内的人民币跨境结算业务和建立强有力的由国家信誉作保障的外汇担保机构来完善企业“走出去”的汇率保障机制，以减少企业的汇兑损失。

（四）促进从事经贸活动人员的跨境流动

本文研究结果显示目前我国出入境人员以从事非经贸活动的人为主，从事境外市场开发和商务活动的较少。国际直接投资理论表明对外直接投资不仅仅是资本单一生产要素的跨国流动，而是管理、资本和技术等多要素的输出，所以，在农业对外直接投资过程中，要加快从事经贸活动人员的跨国流动，以寻找农业投资机会，扩大农业对外直接投资规模。

（五）加大对农业的投入，增强农业经济发展实力

本文分析结果显示农林牧渔业增加值（X1）、农业利用FDI（X5）、农业技术人员数（X6）对农业对外直接都有正的影响。增加农业投入表现在两方面，一是国内、外资对国内农业物质资本的投入，二是人力资本的投入。目前农业一方面需加大国家财政资金和民间资本的投入，并积极引导外资投资农业，另一方面积极培训和培养能扎根农村的农业技术人员。尽快解决目前农业人才严重流失（如农业推广硕士几乎不从事农业技术推广）和农业劳动力结构性不足，今后“谁来种地”[14]的问题。

注 释：

①20世纪80年代初期，邓宁（John H.Dunning）提出了从动态角度解释一国的经济发展水平与对外直接投资关系的投资发展水平理论。该理论把经济发展水平分为四个阶段：第一阶段人均GNP低于400美元的国家，几乎无对外直接投资；第二阶段人均GNP处于400～1500美元之间的国家，对外直接投资刚刚起步，还处于较低水平；第三阶段人均GNP在2000～4750美元之间的阶段的国家，对外直接投资迅速增长；第四阶段人均GNP超过5000美元的国家，对外直接投资达到相当大的规模。

②贸易壁垒（如技术性贸易壁垒、反倾销等）通过限制贸易的自由度有时被当作事实上的引诱投资的政策（Ray Barrell&Nigel Pain，1999），产品出口受阻会刺激企业增加对外直接投资。

③可投资资产超过1千万元人民币的个人可定义为高净值人士，可投资资产超过1亿元人民币的个人可定义为超高净值人士。

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