農業FDI對農業全要素生產率的異質門檻效應分析

馬 巍，王春平，李 旭

（沈陽農業大學 經濟管理學院，沈陽 110866）

農業FDI對農業全要素生產率的異質門檻效應分析

馬 巍，王春平，李 旭

（沈陽農業大學 經濟管理學院，沈陽 110866）

通過我國27省市的面板數據，采用門檻回歸模型實證分析，發現開放經濟環境下農業外商直接投資對我國農業全要素生產率影響具有非線性特征。實證結果表明：不同地區隨著其開放度不同，農業FDI對該地區農業全要素生產率的影響也不相同，具體來說，出口依存度低于6.404%時，農業FDI對農業全要素生產率有負效應，在6.404%和21.715%之間，影響不顯著，而高于21.715%時，農業FDI對農業全要素生產率有顯著的正效應，農業FDI對農業全要素生產率影響呈現“U”型特征，而對外投資率存在單一門檻，當地區的對外投資率低于0.2955%時，農業FDI對農業全要素生產率有顯著的負效應。

農業FDI；農業全要素生產率；對外開放；門檻模型

0 引言

近年來中國經濟發展取得舉世矚目的成果，然而相對于快速發展的第二和第三產業，農業的發展明顯落后。根據經濟增長理論，經濟增長的來源主要有兩部分，即要素投入增加所帶來的產出增長和技術進步所帶來的全要素生產率的提高。但是我國正處于加速城市化的發展階段，勞動力、資本都在迅速向城市轉移，依靠要素投入增加以促進農業增長顯然是難以實現的，因而農業技術進步帶來的全要素生產率的提高才是農業持續發展的核心動力，解決我國農業問題的關鍵即是提高農業全要素生產率。

本文從對外開放角度，以我國27省市為研究對象，構造門檻回歸模型，分析各省市在不同對外開放水平下，農業FDI對其農業全要素生產率的技術溢出效應，以期找出農業FDI在不同地區對農業技術影響存在差異的原因。

1 模型設計和數據來源

1.1 模型設計

1.1.1 門檻模型

為了避免人為劃分不同經濟發展層次所帶來的偏誤，本文選擇Hansen（1999）提出的面板數據門檻模型，Hansen所給出的基本方程為：

其中i表示地區，t表示年份，yi代表被解釋變量，xi，t為機制依賴變量，ui反映個體效應，qi，t為門檻變量，r為要測算的門檻值，I為指標函數，ei，t是滿足獨立同分布于零均值等方差正態分布的隨機擾動項。

為了能夠得到估計參數，根據Hansen的做法，首先需要從每個觀測值中減去其組內平均值，消除個體效應，得到的取代（1）式的yi，t，進一步將其寫成矩陣形式為：，對于給定的r值，可以得到系數的估計值，則回歸殘差向量為，進而得到殘差平方和，而最優門檻值就是使殘差平方和最小，即

1.1.2 顯著性檢驗

與傳統采用交乘項計算門檻值的方法相比，Hansen (1999)的方法可以更好的對門檻效應是否顯著，以及估計出的門檻值與真實值是否相等進行假設檢驗。

原假設為H0:β1=β2，備選假設為H1:β11β2，通過構造F統計量來檢驗：

其中，S0為不存在門檻效應條件下，對模型進行回歸估計得到的殘差平方和。為存在門檻效應回歸后的殘差平方和由于此F值和經驗P值無法從標準分布表中直接獲取臨界值，Hansen（1999）采用自抽樣法進行多次可放回的重復抽樣，計算原假設即不存在門檻效應模型出現的概率，得到基于似然率檢驗的p值和近似統計檢驗的臨界值。如抽樣的結果顯示可以拒絕原假設，就可以認為模型存在門檻效應。

1.1.3 置信區間

在獲得門檻值后再對門檻值與真實值是否相等進行假設檢驗，得到似然率統計量和參數估計的置信區間。原假設為H0:r=rù，相應的似然率統計量為：

通過蒙特卡洛數據模擬分析，可以發現參數估計的置信區間的范圍越小，其準確程度越高，門檻的估計值越接近真實值。對于似然率LR(r)指標，由于其不服從標準卡方分布，可以根據Hansen（2000）構建的門檻值非拒絕域（LR分布函數）來檢驗，當α在5%的顯著性水平下，LR統計量的臨界值為7.35。當門檻值所得到的LR統計量比臨界值小的時候就可以認為估計得到的門檻值等于真實值。

1.2 回歸模型

根據Coe和Helpman（1995）的觀點一國的技術進步來源只有兩種渠道，一方面是國內的研發，另一方面是從國外獲得技術，因而構建出國際技術溢出的基本計量模型為：

之后V-L（2001）將FDI也引入技術溢出模型中，證明外商直接投資對一國的全要素生產率也有重要影響，魏鍇等（2013）也從理論方面論述了引進技術對我國農業發展的重要性。此外一些學者研究發現財政支農的力度會顯著影響農業全要素生產率（方福前、張艷麗，2010；鄭云，2011），因而將政府對農業的財政支持作為一個控制變量納入到模型中，這樣將（2）式轉化為：

其中TFPi為農業全要素生產率；Sdi代表國內的農業R&D資本存量；FDIi，t為各省市農業外商直接投資存量；Gi，t為財政農林水支出存量，用以表示政府對農業的支持力度；ei，t同上。由此基于Hansen(1999)的基本模型，本文的單一門檻模型設定為：

其中qi，t為門檻變量，用以衡量各地區的開放度；r為要測算的門檻值；I為指標函數。

1.3 數據的選取和處理

1.3.1 農業全要生產率的計算

本文被解釋變量農業全要素生產率采用DEA的Malmquist生產率指數模型進行測算，對各項指標的選取采用王玨等（2010）的方法，主要包括：

產出指標：農林牧漁業總產值Y（億元）。

投入指標：農業資本投入，包括各地區農用機械總動力x1（萬千瓦）和化肥施用量x2（萬噸）；農業勞動力投入用第一產業勞動力就業人數表示x3（萬人）；土地投入用農作物總播種面積表示x4（千公頃）。

由于產出變量為農林牧漁業總產值，可能會受到價格因素的影響，因而以2007年為基期對產出指標進行價格調整。本文擬采用GDP平減指數對各省市農林牧漁業總產值進行價格調整，以剔除物價波動對全要素生產率的影響。

1.3.2 門檻變量

選擇貿易開放度和投資開放度來衡量各地區的對外開放程度，貿易開放度的門檻變量設定為出口依存度，用各地區實際出口額占地區生產總值的比例來表示，投資開放度用對外投資率表示，用各地區對外直接投資額占地區生產總值的比例來表示。

1.3.3 其他變量的處理

本文數據來源主要來自于《中國統計年鑒》、各省市統計年鑒和《中國對外直接投資統計公報》，由于我國農業外商直接投資發展較晚，同時吉林、海南、四川和西藏的農業外商直接投資缺失，因而采用其余的27個省市2008—2012年的面板數據進行分析。

由于目前各省市（天津、上海、山東、重慶除外）統計數據中只有流量值，沒有存量，這里采用黃凌云等（2009）的做法，對各變量的存量運用永續盤存法進行估算，其中FDI存量的經濟折舊率，與張軍等（2004）相同，采用固定經濟折舊率9.6%；對于農業R&D投入的存量和財政農林水支出的折舊率采用C-H（1995）使用的5%計算；采用穩態方法對存量的基期值進行估計。

2 實證分析

2.1 回歸模型的選擇

由于本文選擇的是面板數據，考慮到不同研究地區的個體效益，在回歸分析中選擇固定效應模型和隨機效應模型，并進行hausman檢驗，以區分個體效應是被解釋變量的解釋變量還是僅僅是干擾項。檢驗結果的卡方值為19.29，P值為0.0002，認為個體效應是一個重要的解釋變量，所以選擇固定效應模型。

2.2 對外開放對農業FDI技術溢出的門檻效應

2.2.1 門檻值的確定和置信區間

根據Hansen（1999）的面板數據門檻回歸理論，使模型殘差平方和最小的r估計值，即要尋找的門檻值。采用Hansen在門檻回歸中使用的“網格搜索法”搜索門檻回歸中的候選門檻值r，之后利用Bootstrap法求解Bootstrap P值以確定門檻個數及適用的門檻區間，本文設定重復抽樣1000次。

根據檢驗結果（表1和表2）可以發現，出口依存度對農業全要素生產率的影響存在雙門檻效應，而對外投資率雖然在自抽樣檢驗中單一門檻和雙門檻模型都通過了假設檢驗。但是雙門檻模型第一門檻的置信區間包含了第二門檻的置信區間，說明實際上對外投資率只存在單一門檻。因而，本文選取雙門檻回歸模型來分析出口依存度對農業FDI技術溢出影響的門檻效應，在分析對外投資率的影響時則采用單一門檻模型。

表1 門檻變量自抽樣檢驗

表2 各變量門檻值和置信區間

2.2.2 農業FDI對農業全要素生產率影響的估計結果

表3列示了不考慮門檻效應，和分別考慮出口依存度門檻以及對外投資率門檻時的回歸分析結果。

表3 不同開放度下農業FDI的技術溢出效應

從對比中可以發現在不考慮門檻效應時，農業FDI對農業全要素生產率的影響不顯著，而無論是否考慮門檻效應，農業全要素生產率提高的主要來源都是科研的投入，政府對農業直接的財政補貼并不能顯著的提高農業全要素生產率。而加入了門檻效應分析后，可以發現農業FDI對農業全要素生產率的影響呈現以下特征：

（1）出口依存度的第一和第二門檻值分別為1.857和3.078，模型中門檻變量進行了取對數變換，進行指數變換重新得到對應的出口依存度的實際值為6.404%和21.715%。當地區的出口依存度低于第一門檻值時，農業FDI對農業全要素生產率的影響是負的，系數為-0.04，并且通過1%水平的顯著性檢驗，而當地區的出口依存度水平上升處于第一和第二門檻水平之間時，農業FDI對農業全要素生產率的影響則是不顯著的，而對于那些出口依存度指標處于第二門檻值之上的地區，農業FDI對農業全要素生產率的影響呈現一個顯著的正向影響，系數為0.072。說明在農業FDI對農業全要素生產率的影響有顯著的門檻特征，隨著出口依存度指標的上升，其影響總體上呈現出先負后正的“U”型。

（2）對外投資率門檻值為-1.219，進行指數變換得到對外投資率的實際值為0.2955%。對于對外投資率低于門檻值的地區，農業FDI對農業全要素生產率存在顯著的負效應，系數為-0.016，而對于處于門檻水平之上的地區，農業FDI對農業全要素生產率的影響系數是正值，但是未能通過顯著性檢驗，只有一個弱的正向相關關系，說明較低的對外投資水平制約了農業全要素生產率的提高，我國對外投資不足。

2.2.3 不同門檻區間的地區分布特征

圖1和圖2顯示了各省市出口依存度和對外投資率的實際水平，以及對應的門檻值。為了更好的顯示各地區在考察期的總體水平，選擇各地區出口依存度和對外投資率的均值進行對比。

圖1 各省市出口依存度均值

圖2 各省市對外投資率均值

具體來看，在出口依存度門檻條件下，東部沿海的天津、上海、江蘇、浙江、福建和廣東等省市處于第二門檻水平之上，這些地區經濟發達，對外開放度高，吸引來的農業FDI對農業全要素生產率有顯著的促進作用；而北京、河北、遼寧、安徽、江西、山東、重慶和新疆的出口依存度則處于第一和第二門檻之間，這些地區農業FDI對農業全要素生產率的影響并不顯著，這些地區有的屬于東部沿海（如北京、河北、遼寧和山東），有的屬于中部地區（如安徽、江西），甚至也包括了屬于西部地區的重慶和新疆，但是從總體上來看這些地區雖然經濟較為發達，但是相對位于第二門檻水平之上的六個省市，還是略差一籌，對外開放不足，無法從農業FDI中獲得先進的技術；而對于處于第一門檻水平之下的省市（即山西、內蒙古、黑龍江、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海和寧夏），農業FDI不僅無法促進當地農業全要素生產率的進步，反而對農業技術的發展有一個負效應，抑制了這些省市農業全要素生產率的發展，這些地區對外開放度較低，使經濟發展較為閉塞，與外部經濟接觸較少，農民對外來新技術的接受能力較差，不能很好的從外資中獲得全部的技術溢出。而且這樣農業外商直接投資更多的集中于農業領域中利潤較高、發展較好的部門，對我國本土資本形成一種“擠出效應”，抑制了中西部內陸省份農業全要素生產率的發展。

在對外投資率門檻條件下，各省市多集中于低于門檻水平的區間，僅有北京、遼寧、上海、浙江、廣東、云南和甘肅等省份位于門檻水平之上，而且對于位于門檻水平之上的地區農業FDI對農業全要素生產率僅有一個弱的正向相關關系。在研究對象中有74.1%的地區是位于門檻水平之下的，在這些地區農業FDI對農業全要素生產率的發展有負作用，阻礙了農業全要素生產率的進步，而對外投資率均值尚不足1%，也同樣說明了我國目前面對投資難以“走出去”的問題。過低的對外投資率，使我國各省市只是單方面的接受外來資本，“有進無出”使技術溢出只存在于單一方向，而無法進行對外直接投資本身也說明了該地區的經濟實力和技術水平未達到前沿水平，一味的被動接受外來資本，反而抑制了本土相關農業產業的發展，阻礙農業進步。

3 結論和政策建議

本文從開放視角探討了農業FDI對農業全要素生產率影響的非線性特征，基于門檻模型分析法實證檢驗了2008—2012年我國27省市農業FDI對農業全要素生產率的不同作用，得到以下結論：

首先，出口依存度水平存在雙重門檻，門檻值分別為6.404%和21.715%，對于出口依存度水平較低的地區，外來的農業外商直接投資抑制了當地農業全要素生產率的發展，而隨著出口依存度的不斷上升，農業FDI對農業全要素生產率的影響由負效應逐步轉為正效應，門檻效應呈現“U”型特征。其次，對外投資率存在單一門檻效應，對于處于門檻水平0.2955%以下的地區，農業外商直接投資對當地的農業全要素生產率的發展存在負效應，農業FDI擠占了本地投資的發展空間，更多的表現為對我國農業全要素生產率發展的一種阻礙。

只有那些對外開放度較高地區，才可以從農業外商直接投資中獲得正向的技術溢出，進而提高農業全要素生產率。而對于廣大中西部地區的省市，農業外商直接投資雖然可以帶來更為先進的技術，但受經濟發展水平的限制，對外開放不足，無法從外資中獲得技術溢出，同時農業外商直接投資多集中于農業領域中的高收入部分，對本地農業投資形成“擠出效應”，阻礙了本地企業對新型農業技術的研發，因而對于這部分位于門檻水平之下的地區，農業FDI事實上是阻礙了我國農業全要素生產率的提高。

由以上結論本文提出如下政策建議：農業是一國基礎產業，農業問題也是我國經濟發展中的重要問題，為了加快農業發展，提高農業全要素生產率的關鍵是依靠自主研發投入。在吸引農業外商直接投資時，對不同的地區應該區別對待。對于東部沿海開放度較高的地區，吸引外資可以從中獲得技術溢出，在吸引外資時應將重點放在技術獲取型外資上，以加大技術溢出效應。對開放程度較低的地區，政府應該鼓勵其進行自主農業技術研發，對該地區的研究機構和研究企業給予財政上的支持，這比對農業進行直接的財政補貼更加有效。同時針對地區開放度不足的問題，政府應該對積極實行“走出去”投資戰略的企業給予支持，鼓勵出口貿易，使其達到門檻水平之上，以獲得農業外商直接投資的技術溢出。

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（責任編輯/浩 天）

F323.3

A

1002-6487（2016）21-0130-04

國家社會科學基金一般項目（14BJY091）

馬 巍（1985—），女，遼寧錦州人，博士研究生，講師，研究方向：農業經濟理論與應用。

王春平（1955—），男，遼寧沈陽人，教授，博士生導師，研究方向：農業經濟理論政策與國際貿易。

李 旭（1975—），女，遼寧沈陽人，博士，副教授，研究方向：農村發展與農產品貿易。