外资企业农产品贸易影响经济

开篇：润墨网以专业的文秘视角，为您筛选了一篇外资企业农产品贸易影响经济范文，如需获取更多写作素材，在线客服老师一对一协助。欢迎您的阅读与分享！

一、引言

中国是一个农业大国却不是农业强国。第一产业在中国三大产业中的比重尽管已由1952年的50.95%下降到2010年的10.18%，但产业结构不尽合理，第一产业(主要为农业)占比依然过高(美日等发达国家基本在1.2%左右)。人口多、土地少、底子薄和气候灾害使得中国农业更显孱弱。我国巨大的市场“蛋糕”吸引了众多外商，改革开放后，尤其是20世纪90年代以来，外商纷纷开始对中国农业进行投资，除少数年份外我国外商投资企业注册数和投资额呈上升趋势(见图1)。图11996—2009年我国农业领域外商投资企业年末注册数和投资额变化通过对我国外商投资企业农产品年贸易额占全国农产品年贸易总额的比重进行比较分析(见图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断增大，外商投资企业在中国的农产品贸易中扮演着越来越重要的角色，二者存在显著的相关性。21世纪以来，外商投资企业农产品贸易额占我国农产品贸易比重出现了下降的趋势。

二、文献综述

国内大部分专家学者对外商投资我国农业持“肯定”的态度，学者们对农产品的贸易主体也进行了研究。綦建红、王平(2007)从外商直接投资对我国农产品贸易影响的角度出发，通过协整分析和格兰杰因果检验，认为外商直接投资是引起农产品贸易的原因之一，应制定相关政策鼓励外商投资农业领域;李锡成、宋洪生(2008)运用协整分析研究了外商直接投资与农产品进口贸易的关系，并得出二者存在长期稳定的正相关均衡关系，提出要加大我国农业利用外商直接投资的力度;张彩霞(2010)就外商直接投资对中国农产品贸易结构的影响进行了实证分析，认为外商直接投资与农产品出口贸易之间存在互补关系，从长期看，外商直接投资可以优化中国农产品出口贸易结构。这些观点均认为外商直接投资对中国农产品贸易产生积极影响。另一方面，史朝兴、秦淑红(2007)根据商务部统计数据对农产品进出口企业性质进行了分析，认为外商投资企业已经成为中国农产品进口的主力;李淑霞、王爽(2008)认为外商投资企业和私营企业已成为我国农产品出口贸易的重要主体。但是他们的研究并未对外商投资企业农产品贸易与中国农产品贸易间关系进行详细分析与探讨。本文重点研究外商投资企业的农产品贸易额变化对中国农产品贸易额的影响及影响程度。

三、协整分析

(一)数据的来源及说明1995—2004年数据是根据《中国农业年鉴》相关数据整理计算而得，2005—2010年数据来自商务部《中国农产品进出口月度统计报告》。用{X}表示外商投资企业贸易额，{Y}表示中国农产品贸易额。为了减小数据的波动，对变量取对数处理，使用的分析软件为Eviews6.0。

(二)数据的单位根检验单位根检验是统计检验中普遍应用的一种检验方法，用来检验时间序列是否平稳，本文使用ADF检验方法。虚拟假设为H0=0，即存在一个单位根，序列为不平稳序列。ADF检验采用OLS(只要其中有一个模型的结果拒绝了零假设，就可以认为时间序列是平稳的)。分别对序列{X}和{Y}进行单位根检验，检验结果见表1。由表1可知，lnX和lnY的ADF检验值大于10%显著性水平临界值，序列不平稳，ΔlnX和ΔlnY的ADF检验值小于5%显著性水平临界值，序列为平稳序列。所以，lnX和lnY在95%的概率下是一阶单整序列，符合协整检验的前提条件。

(三)协整检验协整检验从检验对象上分为基于回归系数的协整检验和基于回归残差的协整检验两种。目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有协整关系，也可通过协整检验来判断线性回归方程设定是否合理。检验变量间的协整关系通常有Johansen检验，EG检验等。由于EG检验适用于大样本间两个变量的检验，所以本文采用Jo-hansen检验方法，是以VAR模型为基础的检验回归系数的协整检验，能较好地进行多变量协整检验的方法。检验结果如表2所示:表2变量lnX和lnY的协整关系检验结果原假设迹检验统计量5%显著性水平临界值1%显著性水平临界值r=037.414625.3230.45*r=111.225812.2516.26注:上述统计量是在有常数项和趋势项的情况下计算得出，*代表在1%的显著性水平下拒绝原假设，即两者存在协整关系。由表2可知，在r=0时，迹检验统计量大于1%显著性水平临界值，拒绝原假设，lnY和lnX之间只存在一个长期的协整关系，即外商投资企业农产品贸易额与中国农产品贸易额之间存在一个长期的协整关系:lnY=118.2383+2.1467lnX(1)(5.26)(21.72)R2=0.9712，F=471.56，D.W=2.1530P(0.00)(0.00)回归结果表明，在5%的显著性水平下，自由度n－k－1=14的t统计量的临界值为t0.025(14)=2.15，因此所有的变量参数显著不为0。R2=0.9712，R珚2=0.9691，prob=0.00，拟合显著。(1)式中lnY和lnX正向相关，相关系数为2.1467，即外商投资企业农产品贸易额每增加1个单位，中国农产品贸易额增加2.1467个单位。

(四)误差修正模型误差修正模型(ECM)是由Davidson，Hendry，Srba和Yeo在1978年提出的，因此又称DHSY模型。在变量具有协整关系时，可建立误差修正模型来描述变量短期和长期均衡之间的关系。最常用的ECM模型的估计方法是Engel和Granger两步法，根据Granger定理，误差修正模型为:Δln(Yt)=β0+Δln(Xt)+αecmt－1+εt(2)估计误差修正项为:ECM=lnYt－1－118.2383－2.1467lnXt－1(3)将(3)式代入误差修正模型(2)，用LS法估计得相应参数如下:ΔlnY=－2.6264+2.1500ΔlnX－1.1161ecmt－1(4)在(4)式中ecm为误差修正项，其系数表示长期均衡对短期波动的调整力度，其绝对值越大，则将非均衡状态恢复到均衡状态的速度就越快。为了维持外商投资企业农产品贸易额同中国农产品贸易额间的长期均衡关系，若前期偏离了这种均衡，当期将以－1.1161的速度对前一期外商投资企业农产品贸易额和中国农产品贸易额的非均衡状态进行调整，将其拉回长期均衡状态。误差修正系数－1.1161为负数，数值较大，说明模型误差修正系数具有反向修正机制，短期对长期的偏离将很快得以修正。

(五)格兰杰因果关系检验格兰杰因果关系检验可以用来确定经济变量之间是否存在因果关系以及影响，其检验思想为:如果X的变化引起了Y的变化，则X的变化应当发生在Y发生变化之前。格兰杰检验的前提条件是两个变量同为平稳序列，文中的变量lnY和lnX符合这一要求。由于格兰杰因果关系检验对于滞后期的长度比较敏感，因此在检验的过程中有必要选取多个滞后期进行检验，以增强结论的可信度，格兰杰检验结果如表3所示:根据检验结果可知，在滞后期分别为“1”、“2”时，原假设“lnX不是lnY的格兰杰原因”成立的概率为0.0129和0.0290，拒绝H0，有“lnY不是lnX的格兰杰原因;lnX是lnY的格兰杰原因”，即外商投资企业农产品贸易额是中国农产品进出口贸易总额的格兰杰原因。

四、检验结论

(一)外商投资企业农产品贸易额和中国农产品贸易额之间存在长期的协整关系，协整向量为(1，2.1467)，外商投资企业农产品贸易额在中国农产品贸易额中所占的比重不断增大，外商投资企业农产品贸易额每增加1个单位，中国农产品贸易额就增加2.1467个单位。在中国农产品贸易额的增加额中，外商投资企业的农产品贸易额占据了绝大部分，显然不利于国内农产品加工和贸易企业发展。外商投资企业农产品贸易额的上升会进一步挤占国内农产品加工和贸易企业的发展空间。

(二)通过误差修正模型可以看出，中国农产品贸易额每增加2.15个单位，外商投资企业农产品贸易额增加1个单位，稍大于长期的2.1467个单位。当二者偏离均衡时，协整关系将以111.61%的力度将其拉回均衡状态，其协整关系将很快得到修正。

(三)外商投资企业农产品贸易额是中国农产品贸易额的格兰杰原因，换言之，外商投资企业农产品贸易额对中国农产品贸易额有拉动作用。

五、政策建议

中国农业利用外资多数还停留在一般性生产项目上，一方面挤占了本土农业企业的发展空间，另一方面也在一定程度上抑制了我国高附加值农产品生产和农业加工企业的发展，为此应采取以下措施:

(一)鼓励我国本土农业企业发展对外贸易目前国际农产品市场需求不断增长，蕴藏着大量的市场机遇，我国本土农业企业应该乘势而上，不断整合行业力量，通过完善农产品质量标准化体系和建立全球化的商业网络，加强其在国际农产品贸易中的话语权，减少贸易摩擦，扩大本土企业农产品的贸易规模。

(二)建立国内相应的响应及预警机制外商投资企业农产品贸易额占全国农产品贸易额比重不断增大，不利于我国农业的长远发展。我国要建立相应的响应及预警机制，谨防外国资本对我国农产品加工企业的兼并和控制，尤其是粮米油棉等关系民生的关键行业和相关行业的骨干企业。

(三)合理引导外资投向加大对农业科技领域生产和加工技术环节的引资力度，引导外商对高附加值的精深农产品加工业进行投资，以优化国内农业布局，拓宽和延伸农业产业链条，增加出口农产品的附加值，加快我国农业现代化进程。