中國農業對外直接投資影響因素研究

陳 偉

（廣東海洋大學 經濟管理學院，廣東 湛江 524088）

一、引 言

近年來，農業對外直接投資，特別是海外農作物種植已成為國內外關注的焦點之一，一些國家政府、國際組織、大宗商品交易商，甚至機構投資者都積極從事海外農作物種植。如美國教師退休基金會（TIAA-CREF）投資世界各地農田就約20億美元；據韓國《朝鮮日報》2008年3月4日報道，“日本在世界各地擁有1200萬公頃農田，相當于日本國內農田面積的3倍左右”；2007-2009年上半年，韓國海外實際投資的耕地數量已達90.6萬公頃。2011年的數據顯示，澳大利亞約有4500萬公頃土地為外國持有[1]；根據農耕地監督組織“土地環境計劃”（Land Matrix Project）的統計，在2000年至2010年的10年里，世界各國大約有2億300萬公頃土地被外國人收購或長期租用。隨著中國農業“走出去”戰略的實施，海外農作物種植案例也逐漸增多，但與非農領域相比，中國農業領域的對外直接投資仍微乎其微。歷年《中國對外直接投資統計公報》顯示中國農業對外直接投資和年末對外直接投資存量在各自當年總量中所占比重都很小，大約都在1%左右。據渣打銀行估計，2006-2012年中國投資非洲共670億美元，其中對農業投資僅35億美元。并估測截至2012年中國在非洲租用約10萬公頃土地，遠低于印度和中東國家在非洲租用的農地。美國霍普金斯大學中美關系專家黛博拉·布羅蒂加姆教授估測，1960-2009年，中國至少已在40多個非洲國家援建142個農田和農業示范中心，但農業投資規模并不大，“截至2012年3月，似乎并無中資企業對非洲農業投資超過1萬公頃的記錄，超過5000公頃的也不多”[2]。不過隨著中國整體經濟實力的增強，包括農業對外投資在內的對外投資將會迅速增加。世界銀行在2013年6月3日發布的報告中指出，到2030年全球投資將由發展中國家主導，中國和印度將成為發展中國家中最大的投資國，而大部分投資仍來自中國；匯豐銀行澳大利亞CEO托尼·克里普斯預計中國對澳農業投資將顯著增加。到2025年，澳大利亞與食品相關的出口將增加45%，預計中國將在其中扮演重要的角色[1]；根據鄧寧（John H.Dunning）的國際直接投資階段理論，我國已基本具備了對外直接投資的宏觀經濟基礎①。所以無論是對過去實踐經驗的總結，還是對將來快速發展的指導，對中國農業對外直接投資影響因素進行研究都很必要。

二、中國農業對外直接投資影響因素及假設的提出

對外直接投資的影響因素是多方面的，包括東道國因素、投資國因素、企業所在行業因素、企業內部因素以及投資模式等。理論分析表明，各種影響因素對對外直接投資規模的影響方向和程度各不相同，考慮到很多因素不宜于量化且東道國情況千差萬別，以及企業微觀層面數據獲得的限制，本文從投資國的角度，選擇中國農業的經濟發展水平、農產品出口、農業引進外資等10個解釋變量與中國農業對外直接投資規模之間建立模型進行定量分析，為更深入研究這些因素的影響機理及尋求政策建議奠定研究基礎。

（一）農業經濟發展水平

投資國的經濟規模對該國企業海外投資的融資能力具有較大的影響。Dunning J（1981）提出的投資發展周期理論認為，一國的凈對外直接投資量與該國經濟發展水平（通常以人均GNP來衡量經濟發展階段）正相關[3]。Andreff（2002）也認為投資國經濟發展水平等因素是其對外直接投資的主要決定因素[4]。因此，本文假設：

Hl：農業對外直接投資與農業經濟發展水平（本文以“農林牧漁業增加值”作為代理變量）有正相關關系。

（二）農產品進出口

Dunning J，Kim C&Lin J（2001）認為一國的出口與對外直接投資之間存在內在聯系，二者之間可能是替代關系，即為了規避貿易壁壘對出口的阻礙而增加對外直接投資②，也可能是相互促進關系[5]，即企業最先一般會選擇產品出口的模式，隨著國際經驗的積累、對國際市場的熟悉、海外市場的擴大和自身實力的增強，企業會選擇控制程度更強、風險更大和資源承諾水平更高的模式如對外直接投資進入國際市場，反之，企業可以通過對外直接投資建立出口平臺或海外機構促進出口。Lipsey and Weiss（1981，1984）認為美國對外直接投資與對東道國的出口之間是相互促進的關系[6]，但Grubert and Mutti（1991）利用類似的數據作實證分析時發現二者之間是呈現負相關關系[7]；從理論上講，產品進口對對外直接投資也會產生影響，張如慶（2005）認為進口與對外直接投資存在單向因果關系；進出口總額反映兩者的綜合效應[8]。因此，本文假設：

H2：農業對外直接投資與農產品出口額相關方向不確定。

H3：農業對外直接投資與農產品進口額相關方向不確定。

H4：農業對外直接投資與農產品進出口總額相關方向不確定。

（三）農業利用外商直接投資（FDI）

一國吸引的外資可以通過加強海外機構的所有權優勢來促進該國的對外直接投資（Dunning J，Kim C&Lin J，2001）。同時，國內產業可利用外資的示范效應和溢出效應來提高本土企業的生產率及管理水平，從而促進產業對外投資規模的擴大。因此，本文假設：

H5：農業對外直接投資與農業利用外商直接投資（FDI）規模之間有正相關的關系。

（四）農業技術能力

Hymer（1960）的壟斷優勢理論認為技術優勢是企業對外直接投資時利用的壟斷優勢之一[9]。因此，本文假設：

H6：農業對外直接投資與農業技術能力（本文以“公有經濟企事業單位農業技術人員數”作為代理變量）之間有正相關的關系。

（五）美元對人民幣匯率

阿利伯（R.Z.Aliber，1970）認為國際投資是從相對強勢貨幣國家流向相對弱勢貨幣國家，因為強幣的幣值穩定，匯率堅挺且高升，購買力增加，而弱幣正好相反。實證研究一般也支持這一觀點：Froot&Stein（1991）發現美元的貶值增加了外商在美國的投資[10]。目前大部分理論和實證結果都認為投資國本幣對東道國貨幣升值將有利于投資國向東道國直接投資。因此，本文假設：

H7：農業對外直接投資與美元對人民幣匯率具有負相關關系。

（六）年出入境人次

年出入境人次體現投資國與外界間的文化交往、經濟聯系、地理地緣和社會融合。人員往來的增加既是經貿規模增加的結果，反過來又會促進新的經貿合作領域的開拓，兩者間為相互促進的關系。因此，本文假設：

H8：農業對外直接投資與年出入境人次呈正向相關關系。

（七）外匯儲備

外匯儲備反映了政府擁有世界性（或區域性）貨幣的數量，是一個國家經濟實力的重要組成部分，外匯儲備為開展農業對外直接投資提供了必要條件，是農業對外直接投資的基礎。因此，本文假設：

H9：農業對外直接投資與中國外匯儲備凈值呈正向相關關系。

（八）國家財政用于農業的支出

Hikino和Amsden（1994）研究發現20世紀90年代亞洲新興市場對外投資企業競爭能力的提升很大程度得益于本國政府的政策扶植，政府的外資與外貿政策是影響企業對外直接投資的重要外部變量。國家財政用于農業的支出反映了國家對農業發展的支持力度，而農業的發展又有利于增強農業對外直接投資。因此，本文假設：

H10：農業對外直接投資與國家財政用于農業的支出之間有正相關關系。

三、中國農業對外直接投資影響因素的實證分析

（一）數據與樣本

考慮到數據的完整性和可獲取性，本文選取了10個影響中國農業對外直接投資的因素變量（見表l），數據樣本期是2003-2011年。

表1 主要變量

（二）實證分析過程及結果

本文運用SPSS19.0軟件，采用主成分回歸分析方法研究各因素對中國農業對外直接投資（農業ODI）的影響。首先，計算各變量的均值和標準差，以便于對中心化后的自變量完成主成分回歸后還原為原始變量。第二，將所有變量標準化并進行共線性診斷。標準化后的變量分別表示為ZY、ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX5、ZX6、ZX7、ZX8、ZX9、ZX10。 容 忍 度（Tolerance）取值在0～1之間，越小表示共線性越嚴重，一般認為容忍度小于0.1時，共線性非常嚴重；一般認為方差擴大因子（VIF）大于10就認為變量之間具有嚴重的共線性；一般認為條件指數（Condition Index，簡寫CI）小于10表示多重共線不嚴重，大于等于10小于100時認為多重共線性較強，大于等于100時認為多重共線性很嚴重。通過共線性的診斷發現變量之間共線性很嚴重。第三，主成分分析。表2顯示前三個特征值分別為λ1=8.65，λ2=0.952，λ3=0.241。前三個特征值的累計方差貢獻率達到98.43%（通常選取累計方差貢獻率大于85%時的特征值個數為因子個數），因此剔除其余主成分。

表2 主成分提取匯總表

表3 主成分旋轉成分矩陣及得分系數矩陣

根據表3，計算前三個特征值λ1=8.65，λ2=0.952，λ3=0.241對應的標準正交化特征向量后計算前三個主成分：

對三個主成分p1、p2和p3做關于中心化因變量ZY的OLS分析，p3的雙側概率值為0.76，大于0.05不顯著，去掉p3后重做OLS分析（見表4）。

表4 回歸系數

由表4可見，去掉p3再回歸，調整后的R2提高了，D.W.值更拉近于2，可以認為無自相關，F統計量的雙側概率值0.008，更小了，整個方程更顯著，除常數外，各回歸系數都顯著，方程有所改善。于得到如下回歸方程：

式中的常數項幾乎為0，可以忽略。于是將p1和p2的表達式（1）和（2）代入（4）式并整理后得：

還原到原始變量并整理后得：

（三）計量結果分析

（1）從表3可見，第一個因子與農林牧漁業增加值（X1）、農產品出口額（X2）、農產品進口額（X3）、農產品進出口總額（X4）、美元對人民幣的中間價（X7）、出入境人員數量（X8）、中國外匯儲備（X9）以及國家財政用于農業的支出（X10）有絕對值較大的相關系數；第二個因子與中國農業FDI（X5）有絕對值較大的相關系數；第三個因子與公有經濟企事業單位農業技術人員數（X6）有絕對值較大的相關系數。從表2可見三個因子對中國農業ODI的貢獻率分別是86.497%、9.52%和2.414%。

（2）從（5）式可以看出農林牧漁業增加值（X1）、農產品進口額（X3）、中國農業FDI（X5）、公有經濟企事業單位農業技術人員數（X6）以及國家財政用于農業的支出（X10）與中國農業ODI規模呈現正相關關系；農產品出口額（X2）、農產品進出口總額（X4）、美元對人民幣的中間價（X7）、出入境人員數量（X8）以及中國外匯儲備（X9）與中國農業ODI呈負相關關系。

由于（5）式中各變量都是經過均值為0，標準差為1標準化后的變量，所以在對中國農業ODI正影響的變量中影響程度依次降低的順序是：中國農業FDI（X5）、國家財政用于農業的支出（X10）、公有經濟企事業單位農業技術人員數（X6）、農產品進口額（X3）、農林牧漁業增加值（X1）；負影響變量中影響程度依次增加的是中國外匯儲備（X9）、農產品進出口總額（X4）、美元對人民幣的中間價（X7）、農產品出口額（X2）、出入境人員數量（X8）。

（3）由（6）式可以看出：①農林牧漁業增加值（X1）與農業ODI的關系。農林牧漁業增加值（X1）的回歸系數為8.267 27×10-6，表明農林牧漁業增加值每增加1億美元，農業ODI會增加8.267 27×10-6億美元，即826.727美元，影響較小，二者呈正的相關關系，與預期的假設相符。2003-2011年期間，中國農林牧漁業增加值年均增長13.39%，農業ODI年均增長31.96%，同向增長，理論結果與現實一致，也符合鄧寧的國際直接投資階段理論。這說明中國國內龐大的市場可以促進農業對外投資主體競爭力水平的提升和生產規模的擴大，從而使農業對外投資主體逐步形成了對外投資所需要的內部化優勢、所有權優勢、規模優勢、成本優勢，當外部區域優勢達到一定條件時，中國農業ODI的增加也成為必然[11]。②農產品出口額（X2）、農產品進口額（X3）、農產品進出口總額（X4）與農業ODI的關系。出口額的回歸系數為-0.003 102 434，表明農產品出口每減少1億美元，中國農業ODI將增加0.003 102 434億美元，即增加310 243.4美元，二者呈負相關；進口額的回歸系數為0.000 795 526，表明農產品進口每增加1億美元，中國農業ODI將增加0.000 795 526億美元，即增加79 552.6美元，二者呈正相關；農產品進出口總額（X4）的回歸系數是-1.398 91×10-5，表明農產品進出口額每增加1億美元，中國農業ODI將減少1.398 91×10-5億美元，即減少1 398.91美元，二者呈負相關。

這表明目前中國農產品出口與農業對外直接投資是一種相互替代關系，這是因為近年來國外形式多樣的諸如技術性貿易壁壘、反傾銷措施等貿易壁壘阻礙了中國農產品出口，產品出口受阻會刺激企業增加對外直接投資，即通過對外投資的方式規避出口貿易壁壘。這一結果也說明，我國農業對外直接投資是以市場尋求型為主，是服務于農產品貿易擴張的對外直接投資；農產品進口與農業對外直接投資是正向關系，這說明：①近年來隨著中國農業對外開放的擴大，在促進農產品進口的同時，也促進了農業對外直接投資的增加，兩者同向變化。②由于需求的增長以及國內外價差的擴大，中國農產品的進口也逐年增加，如近年來，在大豆、棉花、植物油進口繼續保持高位，食糖、乳制品凈進口大幅增加的同時，三大主要糧食作物全部轉為凈進口。進口的迅速增加，在加大國內農產品生產者和政府壓力，增加農業“走出去”緊迫感的同時，使他們也看到了“走出去”投資農業蘊藏著巨大的商機。目前中國農業生產者積極投資非洲、俄羅斯、南美洲等土地資源豐富、具有比較優勢和競爭優勢的地區，并取得了一定的成效；農產品進出口對農業ODI的效應是農產品進口和出口的總效應，農產品進出口總效應是負，表明出口的負效應大于進口的正效應。③中國農業FDI（X5）與農業ODI的關系。農業FDI（X5）的回歸系數是0.354 126 485，表明中國農業FDI每增加1億美元，農業ODI將增加0.354 126 485億美元，二者呈正相關關系，與預期假設相符。國內產業可通過利用外資的溢出效應和示范效應來提高企業的生產率及管理水平，從而帶動產業對外投資規模的擴大。④公有經濟企事業單位農業技術人員數（X6）與農業ODI的關系。農業技術人員數（X6）的回歸系數為2.505 88×10-5，說明農業技術人員每增加一人，中國農業ODI將增加2.505 88×10-5億元，即增加2 505.88美元，二者呈正相關關系，與預期假設相符，與經濟學理論也相符。⑤美元對人民幣的中間價（X7）與農業ODI的關系。匯率的回歸系數為-0.382 699 303，表明美元對人民幣匯率每降低1元人民幣（即人民幣升值），中國農業ODI將增加0.382 699 303億美元，即人民幣升值將促進農業對外直接投資，二者呈負相關關系，與預期假設相符，與經濟學理論一致。⑥出入境人員數量（X8）與農業ODI的關系。出入境人次的回歸系數是-0.000 202 47，表明出入境人次每增加1萬人次，中國農業ODI將減少0.000 202 47億美元，即減少20 247美元，二者呈負相關關系，這一結論與預期假設不符。從理論上說，出入境人次與對外直接投資是相互促進的關系，之所以出現與假設不相符的結果可能是因為在出入境人員中，以觀光、探親訪友、就醫療養、購物、參加會議或從事文化、體育、宗教活動，以及外國客人進出為主，而與對外投資相關的境外經貿活動所占比重小，即使是從事經貿活動的出入境人員，也多以從事商業和服務業為主，這些產業與農業對外直接投資聯系不大。⑦中國外匯儲備（X9）與農業ODI的關系。中國外匯儲備（X9）回歸系數是-4.357 01×10-7億美元，即中國外匯儲備每增加1億美元，中國農業ODI將減少43.570 1美元，這是一個非常小的數值，幾乎無影響，二者呈負相關，與預期假設不符。目前文獻普遍認為國家外匯儲備的增加為開展境外直接投資提供了必要條件，有利于對外直接投資，但從分析結果來看中國外匯儲備的增加對中國農業ODI幾乎無影響，這可能是因為農業ODI較少，對外匯需求較少，這與實際情況也較吻合，如中國人民銀行最新統計顯示，截至2013年6月末中國外匯儲備余額為3.5萬億美元，居世界第一，而2010年、2011年中國農業ODI分別是5.339 8億美元、8.0億美元，分別占當年中國對外直接投資流量的0.78%、1.1%，并且2011年已達到歷史最高，中國農業ODI無論從絕對數還是相對數上來看都很小。⑧國家財政用于農業的支出（X10）與農業ODI的關系。國家財政用于農業的支出（X10）的回歸系數為0.000 112 121，表明國家財政用于農業的支出（X10）每增加1億元人民幣，中國農業ODI將會增加0.000 112 121億美元，即11 212.1美元，二者呈正相關關系，與預期的假設相符，理論與現實也相符。

四、政策建議

由于農業的重要地位以及糧食的戰略屬性，近年來中國快速增長的糧食進口引發部分國家關于中國糧食安全的擔憂，被國外一部分人炒作為“中國糧食威脅”，可見貿易不再是中國獲取糧食穩定、安全的方式，同時，國際農業跨國公司對中國農業的主導作用明顯增強。這些都表明加快農業“走出去”的步伐，增加農業對外直接投資，最終造就一批大型農業跨國公司已是擺在中國農業面前不可回避的問題。但目前中國農業對外直接投資規模還很小，經濟效益也不高，這既需要政府在相關政策與管理方面做出必要的調整，也需要企業在培育自身優勢的基礎上，制定比較科學的對外投資戰略。

（一）繼續加大政府的支持力度

本文研究結果顯示國家財政用于農業的支出（X10）與中國農業對外直接投資規模呈現正相關關系，并且國家財政用于農業的支出是在幾個正影響因素中作用較大的，這表明政府的外資支持政策是中國農業對外直接投資規模擴張的重要外部因素之一。因此，政府要分類和細化農業對外直接投資政策，在堅持比較優勢基礎上引導對外投資的區域選擇和行業流向，促進“走出去”的農業企業擴大規模和技術創新，以不斷提高農業對外直接投資的效益：①制定促進中國農業“走出去”的各項管理措施和優惠政策，為農業國際化提供各種支持，例如資金支持、通道支持、技術支持等，保證企業能順利地“走出去”；②當企業“走出去”受阻時，政府要及時出面，以國家的名義同東道國進行協商使問題獲得解決，必要時還可通過國際機構進行調停[12]；③積極借助于外交手段來優化農業“走出去”的外部環境，保障農業投資主體在海外的合法權益；④取消投資審批權須繼續攻堅。作為對下放投資審批權限呼聲的響應，國務院辦公廳2013年5月15日和6月19日分別取消和下放了一批行政審批項目，共計149項。2013年6月28日，國家發展改革委也取消和下放管理層級行政審批項目26項，但需繼續取消或下放投資審批權，以激勵企業對外直接投資。

（二）推行貿易與投資互動戰略

本文分析結論認為由于貿易壁壘我國農產品出口與農業對外直接投資呈負相關關系，因此，中國農產品在提升應對技術性貿易壁壘、反傾銷等貿易壁壘能力，促進具有比較優勢水產品、蔬菜水果及其制品、園藝產品等出口的同時，詳細分析中國農產品遭遇國際貿易壁壘的類型以及來自的主要區域，有針對性地加快對在國內無比較優勢而在上述區域具有比較的如糧、油、棉、天然橡膠、木材、木薯、糖等土地密集型產品對外直接投資，生產的農產品可以一部分在當地銷售，占領農產品出口目標國市場[13]，另一部分運回國內，以緩解國內農產品供給的矛盾；繼續擴大農業對外開放，適度擴大國內生產不具有比較優勢的農產品如糧、油、棉等的進口。農產品進口能充分利用國際國內兩個市場、兩種資源，就是進口土地、水資源和環境。中國2010年進口的農產品相當于在境外使用了6.3億畝國土面積。

（三）完善匯率保障機制

匯率的穩定是企業穩步“走出去”的重要保障。匯率的劇烈波動可能使對外投資主體在“走出去”過程中遭受匯兌損失。招商銀行在《2013年私人財富報告》中分析中國富裕人群海外投資時認為高凈值人群③有24%的人關注人民幣的走勢及外匯管制，并且超高凈值人群比高凈值人群更關注金融市場波動帶來的風險。因此，通過逐步實現未來全球范圍內的人民幣跨境結算業務和建立強有力的由國家信譽作保障的外匯擔保機構來完善企業“走出去”的匯率保障機制，以減少企業的匯兌損失。

（四）促進從事經貿活動人員的跨境流動

本文研究結果顯示目前我國出入境人員以從事非經貿活動的人為主，從事境外市場開發和商務活動的較少。國際直接投資理論表明對外直接投資不僅僅是資本單一生產要素的跨國流動，而是管理、資本和技術等多要素的輸出，所以，在農業對外直接投資過程中，要加快從事經貿活動人員的跨國流動，以尋找農業投資機會，擴大農業對外直接投資規模。

（五）加大對農業的投入，增強農業經濟發展實力

本文分析結果顯示農林牧漁業增加值（X1）、農業利用FDI（X5）、農業技術人員數（X6）對農業對外直接都有正的影響。增加農業投入表現在兩方面，一是國內、外資對國內農業物質資本的投入，二是人力資本的投入。目前農業一方面需加大國家財政資金和民間資本的投入，并積極引導外資投資農業，另一方面積極培訓和培養能扎根農村的農業技術人員。盡快解決目前農業人才嚴重流失（如農業推廣碩士幾乎不從事農業技術推廣）和農業勞動力結構性不足，今后“誰來種地”[14]的問題。

注 釋：

①20世紀80年代初期，鄧寧（John H.Dunning）提出了從動態角度解釋一國的經濟發展水平與對外直接投資關系的投資發展水平理論。該理論把經濟發展水平分為四個階段：第一階段人均GNP低于400美元的國家，幾乎無對外直接投資；第二階段人均GNP處于400～1500美元之間的國家，對外直接投資剛剛起步，還處于較低水平；第三階段人均GNP在2000～4750美元之間的階段的國家，對外直接投資迅速增長；第四階段人均GNP超過5000美元的國家，對外直接投資達到相當大的規模。

②貿易壁壘（如技術性貿易壁壘、反傾銷等）通過限制貿易的自由度有時被當作事實上的引誘投資的政策（Ray Barrell&Nigel Pain，1999），產品出口受阻會刺激企業增加對外直接投資。

③可投資資產超過1千萬元人民幣的個人可定義為高凈值人士，可投資資產超過1億元人民幣的個人可定義為超高凈值人士。

[1]烏元春.澳大利亞人對中國投資保守中方駐澳官員表憂慮[EB/OL].（2013-07-04）[2013-07-14].http：//world.huanqiu.com/exclusive/2013-07/4090837.html.

[2]曼迪·左.中國商人開發非洲農業潛力進展緩慢[EB/OL].（2013-03-31）[2013-07-11].http：//oversea.huanqiu.com/economy/2013-04/3784133.html.

[3]Dunning J.Explaining the International Direct Investment Position of Countries：Towards A Dynamic or Developmental Approach[J].WeltWirtschaftlichesArch，1981，117（4）：139-158.

[4]Andreff W.The New Multinational Corporation from Transition Countries[J].Economic Systems，2002，26：371-379.

[5]Dunning J，Kim C，Lin J.Incorporating Trade into the Investment Development Path：A Case Study of Korea and Taiwan[J].Oxford Development Studies，2001，29（2）：145-154.

[6]Lipsey Robert E，Merle Yahr Weiss.Foreign Production and Exports of Individual Firms[J].Review of Economics and Statistics，1984，66（2）：132-149.

[7]Grubert Harry，John Mutti.Taxes，Tariffs and Transfer Pricing in Multinational Corporate Decision Making[J].Review of Economics and Statistics，1991，73（2）：39-54.

[8]張如慶.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析[J].世界經濟研究，2005（3）：23-27.

[9]Hymer S.The International Operations of National Firms：A Study of Direct Foreign Investment[M].MIT Press，1960：106-121.

[10]Froot Kenneth A，Jeremy C Stein.Exchange Rates and Foreign Direct Investment：An Imperfect Capital Markets Approach[J].Quarterly Journal of Eeonomies，1991，106（4）：89-107.

[11]張為付.影響我國企業對外直接投資因素研究[J].中國工業經濟，2008（11）：130-139.

[12]陳偉.中國農業對外直接投資及其模式[J].經濟體制改革，2012（4）：66-70.

[13]陳偉.中國農業企業“走出去”模式研究——以農業上市公司為例[J].國際經濟合作，2012（4）：25-29.

[14]丁棟.韓長賦.“誰來種地”成中國農業發展緊迫課題[EB/OL].（2012-12-22）[2013-07-04].http：//finance.people.co m.cn/n/2012/1222/c1004-19979747.html.