中国农业对外开放的内生机理关系检验
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摘 要:对外开放过程中所形成的内生机理关系是推动对外开放进一步扩大和深化的重要力量。在中国农业对外开放过程中,农业引进外商直接投资与农产品进出口之间存在正向、长期的均衡关系,但并不构成因果关系。这主要是由于目前中国农业对外开放的整体水平有限,开放过程中的内生互补关系难以形成,对农业对外开放的推动作用不大。
关键词:农业;对外开放;内生;检验
中图分类号:F320文献标识码:A文章编号:1001-6260(2009)06-0042-06
一、引言
一国对外开放的扩大与深化不仅源于东道国状况及各类优惠政策的实施,以及微观角度跨国公司追求利润最大化的选择等外生因素,对外开放的内生机理关系亦非常重要,这主要表现在作为对外开放核心内容的外商直接投资与对外贸易的相互影响与作用上。目前,理论界对于外商直接投资与对外贸易之间的关系尚无定论,它既可以表现为外商直接投资对贸易的替代效应,也可以产生外商直接投资与对外贸易的互补效应。
Mundell(1957)在包括要素流动的标准H―O理论模型的基础上,首先提出了FDI与国际贸易之间存在替代效应,即贸易障碍会产生资本的流动,而资本流动障碍会产生贸易。如果直接投资的流动不是由关税引致,而且主要流入东道国的出口部门,那么投资与贸易之间将表现为互补关系。在这种条件下,资本流动将促进国际分工与生产的专业化,进而扩大贸易规模。Schmitz等(1970)在Mundell模型的基础上,放宽生产函数和消费者偏好相同的假设,指出FDI和贸易实际上是互补而不是替代关系。Markuson等(1983)证明在两国要素禀赋差异不是很大时,要素流动会扩大贸易规模。Helpman(1984)、Helpman等(1985)认为,若存在要素禀赋差异和规模报酬递增,由于跨国公司的专有资产很难通过外部市场达成交易,就会产生大量的公司内贸易和对中间产品的需求,由此带动母国的出口贸易。Bhagwati(1985)则从跨国公司行为和政府贸易政策之间的联系出发,指出某一跨国公司如果希望把东道国生产的产品出口到母国,则会游说母国和东道国降低关税水平,从而增加贸易额和经济福利,这是由FDI产生的“补偿贸易”。
关于直接投资与母国出口之间的因果关系,Buckley等(1981)认为,FDI绝不可能先于贸易,母国的出口可能导致直接投资而不是相反。一般认为随着贸易的开展,母国对东道国各方面的认识增多,直接投资开始产生并迅速增加。然后,考虑到垂直一体化生产等因素的作用,又会带动母国的出口贸易。可见,它们之间也可能存在着双向的因果关系。由于替代与互补关系的复杂性,FDI和贸易之间的因果关系也就变得很复杂,取决于具体的贸易和投资动机。
既然“矛盾的证据使争论出外商直接投资与对外贸易的一般关系成为不可能”(OECD,2001),那么就需要对具体对外开放过程中的内生机理关系进行实证检验。从1996年外商直接投资成为中国农业利用外资的主要形式开始,农业利用外商直接投资一直稳步增长,合同外资从1996年的11亿美元增长到2006年的32亿美元,截至2006年,共利用外资合同金额282多亿美元。与此同时,农产品的贸易规模也不断扩大,贸易总额由1978年的61亿美元发展到2007年的781亿美元,增长11.8倍。但2004年起农业FDI却开始下降,而与此同时,从图形(见附录)直观来看,2004年农产品进口急剧增长,远远超过出口增长水平。这是否说明投资于中国农业的外商直接投资对农产品进出口贸易产生了影响?如果答案是肯定的,那么它们之间是否存在一种长期的稳定增长关系呢?相互间的因果关系是否能够成立呢?
二、 对外开放内生机理关系的一般表述
作为对外开放主要内容的利用外商直接投资与对外贸易虽然表现为不同的形式,但相互之间是有影响的。一般而言,在对外开放过程中,由于在不同国家回报率的差异,资本可以从一个回报较低的国家流入到另一个回报较高的国家。如果资本流入国的生产效率比较高,则该国的资本需求曲线将外移,产品产量将增长,贸易量也随之扩大。因此,我们可以确定在任何给定的生产效率水平下,资本转移的量越大,贸易的数量也越多。而且,随着一国经济的增长和国内需求曲线的外移,贸易品和FDI的数量将进一步增加。
借鉴Kiyota等(2003)、Furtan(2004)等的研究思路,可以给出FDI与对外贸易逻辑关系的一般表述。假设一个国家只生产两种产品A和B。资本K(即FDI)和国内的所有劳动力L(LA+LB=L)是该两种产品的生产成本。在本国国内资本具有部门特性,不能从A部门转移到B部门且与FDI是完全替代的假设下,生产函数可以表述为:
A=f(KA,LA)B=g(KB,LB)(1)
假设劳动力市场充分就业,则劳动的边际生产率为:
wPA=fLwPB=gL(2)
其中w代表工资水平,PA、PB分别表示A、B两部门的产品价格。
对于上式两边同时微分并除以边际劳动生产率即fL和gL,可以得到:
dww-dPAPA=fLLfLdLA+fLKfLdKA
dww-dPBPB=gLLgLdLB+gLKgLdKB(3)
由于市场中的劳动力数量是固定的,所以
dLA=-dLB(4)
联立式(3)、式(4):
dLA=fLKgLZdKA-gLKfLZdKB+fLgLZdPAPA-dPBPB
dLB=fLKgLZdKB-gLKfLZdKA+fLgLZdPBPB-dPAPA
(5)
其中Z=-(fLLgL+gLLfL)。对生产函数两边微分得:
dA=fkdKA+fLdLAdB=gkdKB+gLdLB(6)
将式(5)的结果带入式(6)得:
dA=f2LgLZdPAPA-dPBPB+fK+fLKgLfLZdKA-f2LgLKZdKB
dB=g2LfLZdPBPB-dPAPA+gK+gLKgLfLZdKB-g2LfLKZdKA
(7)
由式(7)可以看出,A、B两种产品产量的变化完全取决于投资于A、B生产部门的资本量的变化。当FDI增加时,基于FDI和国内资本可以完全替代的假设,会使投资于A、B的资本增加,从而影响两种产品的产量,进而间接影响产品的贸易量。同样反过来,产品的贸易量也会影响FDI数量,二者之间存在一定的逻辑关系。因为贸易量是影响FDI资本供给的一个变量,所以如果我们对FDI资本的供应函数微分,可以得出贸易量的变化也是FDI数量变化的影响因素之一。
以上的分析只能证明,对外开放的两种形式之间存在一定的逻辑关系,相互影响,但这种内生机理关系的具体表现在不同的对外开放过程中差异明显,只有通过实证检验才能确立。
三、中国农业对外开放内生机理关系的协整检验
为进一步确立中国农业对外开放过程中外商直接投资与农产品进出口贸易之间的关系,我们选取外商对中国农业的直接投资额(FDIt)(单位:万美元)、农产品进口额(IMt)和出口额(EXt)(单位:万美元)三个指标进行实证检验。
农业FDI指标是指外商直接投资于农业领域的金额,包括第一产业中的农、林、牧、渔业,而不包括采矿业。这一指标数据包括合同金额和实际使用金额两类,考虑到实际使用金额能更准确地反映外商直接投资在农业领域的投资状况及所产生的效应,所以选用农业实际使用FDI的数据。农产品进口额和出口额指标主要是考虑到农业FDI对进、出口的影响可能存在差异,所以选用进口额和出口额分别进行检验。
中国农业实际利用外资可以说在20世纪90年代才真正开始,1996年外商直接投资成为中国农业利用外资的主要方式。改革开放初期,农业利用FDI金额较少,在统计年鉴上存在多年的数据缺失。因此,考虑到统计数据的一致性,所选择的检验区间为1995―2007年。涉及的指标数据均来源于《中国统计年鉴》(1996―2007年历年)。
考虑到对时间序列数据取对数后不会改变其时序性质,同时可消除数据中可能存在的异方差,容易得到平稳序列,因此对相关指标数据进行了自然对数处理,记为LnFDIt、LnEXt和LnIMt,其一阶差分序列为LnFDIt、LnEXt和LnIMt。
注:检验形式(C,T,L)中的C、T、L分别表示模型中的常数项、时间趋势项和滞后阶数。
变量之间存在协整关系、因果关系的前提是所有变量的单整阶相同。为了避免模型出现伪回归现象,首先使用ADF法对变量LnFDIt、LnEXt和LnIMt进行平稳性检验,如果水平序列是平稳的,则进一步对其差分序列进行检验。表1是利用Eviews软件分别对各变量的水平序列和一阶差分序列进行ADF单位根检验的结果。
从表1可看出,水平序列LnFDIt、LnEXt和LnIMt在5%的显著水平下不能拒绝单位根假设,是非平稳的。而一阶差分序列LnFDIt、LnEXt和LnIMt拒绝单位根假设,是平稳的,这说明LnFDIt、LnEXt和LnIMt是一阶单整序列。
虽然农业FDI与农产品对外贸易都具有各自的长期波动规律,但是,如果能证明它们是协整的,则可以确定它们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。因为时间序列的平稳性检验已显示LnFDIt、LnEXt和LnIMt是一阶单整的,所以可进行协整检验以验证两者是否存在协整关系。用OLS方法分别估计变量LnFDIt和LnEXt、LnIMt的回归方程:
LnEXt=α+βLnFDIt+εt(8)
LnIMt=γ+ηLnFDIt+δt(9)
估计结果为:
LnEXt=-0.6239+0.6366LnFDIt(10)
其中残差项的ADF检验值为-0.4007,小于5%水平下的临界值-1.9740,不平稳。
LnIMt=-4.6080+1.5080LnFDIt(11)
其中残差项的ADF检验值为-0.5364,小于5%水平下的临界值-1.9740,也是不平稳的。考虑加入适当的滞后项,得到分布滞后模型的回归结果(括号里面为t值,下同):
LnEXt=-1.3996+0.0459LnFDIt+1.0536LnEXt-1+0.2218LnFDIt-1(12)
(-2.8605) (0.4156)(16.3100)(2.0081)
LnIMt=-2.1411+0.0991LnFDIt+1.03798LnIMt-1+0.3358LnFDIt-1(13)
(-1.8733) (0.2967)(18.4847)(1.5186)
可以发现,上述回归方程中LnFDIt系数的t值不显著,没有通过检验。因此去掉LnFDIt项,再次对模型进行回归得:
LnEXt=-1.2950+0.2448LnFDIt-1+1.0567LnEXt-1(14)
(-3.4186) (2.7660)(15.2289)
R2=0.9457D.W.=2.3449F=78.4023LM=0.6872
LnIMt=-1.9018+0.3837LnFDIt-1+1.0422LnEXt-1(15)
(-2.4745) (2.3255)(17.1823)
R2=0.9465D.W.=2.3035F=79.6284LM=0.3853
残差项ADF检验值临界值(0.05)平稳性
ε-4.5673-1.9823平稳
δ-5.3258-1.9823平稳
从式(14)和式(15)回归结果可以看出,两方程的拟和度较好。LM值小于0.05显著性水平下的χ2值,表明方程不存在自相关。因此可初步认为LnEXt和LnIMt与LnFDIt之间存在长期稳定关系。
从表2可看出,残差项的ADF检验统计量明显小于显著性水平为5%时的临界值, 估计残差系列为平稳序列,表明LnFDIt、LnEXt和LnIMt之间存在协整关系,农业FDI与农产品贸易之间存在长期动态均衡关系,这种动态均衡关系说明中国农业FDI与中国农产品贸易之间呈现出一定的协调性,表现为正相关关系。
但这种均衡关系是否构成因果关系? 即是农业FDI的增长促进农产品的进出口,还是农产品进出口的增长带来了外商直接投资的增加呢?LnEXt、LnIMt与LnFDIt具体的因果关系见表3和表4。
滞后1期时LnFDIt不是LnEXt的格兰杰原因的概率是11.21%,随着滞后期的增大,概率值也没有改善,可以说农业FDI有利于农产品的出口,但不是农产品出口的格兰杰原因。反过来,对于农产品出口不是农业FDI的原因的假设,拒绝它犯第一类错误的概率为0.7366,表明农产品出口不是农业FDI原因的概率较大,不能拒绝原假设。同样的,根据表4,农业FDI与农产品进口之间也不存在格兰杰因果关系。因此,我们可得出结论:农业FDI不是农产品进出口的格兰杰原因,农产品进出口也不是农业FDI增长的格兰杰原因。
四、结果分析及结论
作为对外开放主要内容的利用外商直接投资与对外贸易,从一般表述中可以看到二者之间存在逻辑关系,相互影响。农业FDI与农产品进出口额的实证检验结果表明,在中国农业对外开放过程中,农业引进外商直接投资与农产品进出口之间存在正向的、长期的均衡关系,与理论分析一致。这种内生的机理关系可以表现为:第一,外商直接投资直接为中国农业发展注入所需资金,同时也带来了先进的农业生产技术,提高了农产品的产量,扩大了农产品出口;第二,外商直接投资促进了农业产业化经营,逐渐改变了过去长期存在的脱离市场,发展单纯种植、养殖业的传统做法,克服农业生产中存在的产、供、销相互脱节的弊端,加强了农业生产、加工、流通等环节的内在有机联系,延伸了产业链条,提高了农产品价值,提升了农业市场化、社会化和集约化水平;另外,外商直接投资直接推动了农业外向型经济的发展。外商投资农业中的许多项目直接面向国际市场,为中国的农产品进入国际市场创造了有利的条件。
但是,从检验结果看,农业外商直接投资与农产品贸易之间却不存在格兰杰因果关系。农业FDI每增加1%,农产品出口仅相应增加0.2448%,进口增加0.3837%。可能的原因主要有:第一,截至目前,农业一直不是外商直接投资的主要领域。随着中国对外开放的不断扩大,农业利用外资金额有了较快增长,但农业利用外资在全国利用外资总额中所占比例还不足4%,2007年外商直接投资农业合同项目数为1048个,仅占合同总数的2.77%,实际使用金额为92407万美元,仅占总额的1.24%。可以说,与中国总体对外开放所取得的巨大成就相比,农业对外开放明显不足,或者说严重滞后。第二,目前中国农产品进出口的企业化、产品化程度依然过低, 缺乏建立在专业化和社会化分工基础上的企业化生产方式,而国外投资者的规模化、机械化、低成本、高效率的生产,则要求国内农产品贸易有相应的生产组织形式与之对接。由于缺乏农产品贸易所必需的生产组织载体, 必然造成外商直接投资项目难以展开有效的管理和运作, 导致外资的贸易效应不明显。第三,外商直接投资农业的区域分布不平衡。中国东、中、西部地区资源禀赋差异较大,外资企业对各地区的投资动机也不相同,因此中国对农业FDI的吸收状况存在着巨大的地域性差异。20世纪80年代,FDI几乎全部集中在东部,到2007年为止,东部地区FDI仍占到全国的89.93%;中部地区从1983年的0.09%增长到2007年的5.31%;而西部地区20年来FDI的增长出现了波动,但总体而言增长速度非常缓慢,到2007年也只占到全国的4.76%。而本文使用的是外商对华农业FDI的总量时序数据,无法反映直接投资的区域分布不平衡及其对不同区域农产品贸易所产生的不同影响,这可能会弱化FDI与中国农产品贸易之间的因果关系。
可见,由于目前中国农业对外开放整体水平有限,对外开放过程中的内生互补关系难以形成,对进一步推动农业对外开放的扩大作用不大。而中国制造业利用外资的成功实践表明,对外开放过程中外商直接投资与对外贸易之间所形成的相辅相成、互相促进的内生机理关系,是中国对外开放不断扩大与深化的重要力量。因此,积极引导外资在农业领域投资、生产和经营,才能充分利用外资的先进生产要素,不断提高中国农产品的国际竞争力,逐步形成农业对外开放的内生良性循环。
附录:
参考文献:
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Empirical Analysis on Endogenous Relationship
of China′s Agricultural Openness
HU JingSONG Wenling
(Economics and Finance Department, Tongji University, Shanghai 20092)
Abstract: The endogenous relationship is important to further expand the opening up to the outside. The research in the paper shows that there is a close relationship between FDI and trade during the openness of agriculture. FDI is helpful to primary products export, but the effect is not distinct. There is no Granger Causality between FDI and trade, mainly because that the openness of agriculture is not enough and the endogenous complementary relationship has not been formed.
Keywords: agriculture; openness; endogenous; empirical analysis