中國對外農(nóng)業(yè)直接投資規(guī)模地區(qū)差異實(shí)證分析

劉英津 黃春霞 熊鳳山

[提要] 對外農(nóng)業(yè)直接投資作為農(nóng)業(yè)“走出去”的重要形式，對于保證中國糧食安全和增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品競爭力有著重要意義。然而，中國對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模地區(qū)差異明顯，發(fā)展極不平衡。為探究造成中國各地區(qū)對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模差異的主要影響因素，本文以全國30個省市區(qū)作為樣本，選取國民生產(chǎn)總值等8個指標(biāo)進(jìn)行因子分析，得到“經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子”和“農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平因子”兩個公因子，將其與各省對外農(nóng)業(yè)直接投資規(guī)模做回歸分析，從而得出地區(qū)投資規(guī)模差異的影響因素為經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力水平及地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。

關(guān)鍵詞：對外農(nóng)業(yè)直接投資;規(guī)模;地區(qū)差異

中圖分類號：F83 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2020年4月30日

一、引言

我國自2002年建立《對外直接投資統(tǒng)計制度》 以來，于2017年首次出現(xiàn)對外直接投資流量負(fù)增長的情況，投資流量總額為1，582.9億美元，同比2016年下降19.3%。其中，對外農(nóng)業(yè)直接投資作為對外直接投資的一個分支和重要組成，2017年投資流量為25.08萬美元，同比下降23.7%，下降幅度高于整體平均水平。另外，從二者近五年的增速對比來看，在2013年之前，對外農(nóng)業(yè)直接投資增長速度顯著高于中國整體對外直接投資增長速度;而2013年及以后，對外農(nóng)業(yè)直接投資結(jié)束了高速增長態(tài)勢，增長水平與整體平均水平趨于一致，開始回歸理性。

通過進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，全國各省市區(qū)的對外農(nóng)業(yè)投資存在嚴(yán)重的兩極分化現(xiàn)象。以2016年為例，中國對外農(nóng)業(yè)投資流量為32.9億美元，其中上海市7.3億美元，占比22.1%，排名前十的央企和省市區(qū)對外農(nóng)業(yè)投資流量占比達(dá)到77.6%，其余地區(qū)合計占比僅為22.4%，存在嚴(yán)重的兩極分化，成為阻礙中國農(nóng)業(yè)對外投資發(fā)展的重要原因。因此，研究造成中國各地區(qū)農(nóng)業(yè)對外投資規(guī)模發(fā)展不平衡的主要因素，對于促進(jìn)中國對外農(nóng)業(yè)直接投資保持高速穩(wěn)定增長有著重要意義。

二、對外直接投資規(guī)模理論分析

目前，學(xué)術(shù)界較為認(rèn)可的理論是經(jīng)濟(jì)學(xué)家約翰·鄧寧在1981年提出的國際生產(chǎn)折中理論，該理論綜合了此前的各種主要投資理論的優(yōu)點(diǎn)，認(rèn)為企業(yè)對外直接投資的三個必要條件為具有所有權(quán)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢、區(qū)位優(yōu)勢。隨后，鄧寧又提出對外直接投資規(guī)模與人均GNP的關(guān)系，依據(jù)人均GNP將發(fā)展中國家的對外直接投資分為四個階段，認(rèn)為對外投資規(guī)模與一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接相關(guān)，該研究成果將之前的折中理論動態(tài)化，更具有現(xiàn)實(shí)意義。這一理論被后來的許多研究者借鑒引用，也為對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模的研究奠定了理論基礎(chǔ)。

中國許多學(xué)者在西方對外直接投資理論的基礎(chǔ)上對中國的對外農(nóng)業(yè)直接投資展開了系列研究。如翟雪玲（2006）認(rèn)為中國對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模的限制因素主要包括外投資環(huán)境不寬松、國內(nèi)支持政策體系不完善和政府管理與服務(wù)缺失等;陳偉（2014）通過實(shí)證研究得出中國對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模的影響因素包括農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、產(chǎn)品進(jìn)出口額、中國農(nóng)業(yè)實(shí)際利用外資金額等。韓琪（2010）認(rèn)為中國對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模狹小的成因，包括農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展規(guī)模小、融資難、缺乏跨國經(jīng)營人才、企業(yè)海外拓展動機(jī)不足等。

通過上述內(nèi)容，發(fā)現(xiàn)目前關(guān)于對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模影響因素的研究，大多以中國的農(nóng)業(yè)投資規(guī)模作為研究對象，得出中國目前投資規(guī)模的影響因素。但是，中國占地面積廣闊，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一，對外農(nóng)業(yè)投資水平也兩極分化嚴(yán)重，這時便需要進(jìn)一步將研究細(xì)化。本文在已有研究成果的基礎(chǔ)上，選取若干指標(biāo)，進(jìn)一步分析造成中國對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模地區(qū)差異的影響因素。

三、研究設(shè)計

（一）變量選取。鑒于本文的研究目的是分析我國地區(qū)農(nóng)業(yè)對外直接投資規(guī)模差異的影響因素，所以本文假設(shè)外部市場環(huán)境對中國各地區(qū)影響相同，因此并未選取匯率、東道國投資風(fēng)險等外部因素指標(biāo)，僅僅從投資國角度出發(fā)選取了若干指標(biāo);在具體指標(biāo)的選取上，本文以鄧寧的投資發(fā)展周期論為基礎(chǔ)，結(jié)合前人相關(guān)研究，選取地區(qū)進(jìn)出口總額、實(shí)際利用外資金額等8個指標(biāo)，具體見表1。（表1）

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源。本文選取了全國30個省市區(qū)2017年的各項指標(biāo)作為研究樣本，具體數(shù)據(jù)來源包括《2017中國對外投資統(tǒng)計公報》，各省份2017統(tǒng)計年鑒，中國對外農(nóng)業(yè)投資合作分析報告，具體數(shù)據(jù)來源見表1。

（三）研究思路與方法。利用SPSS23.0對地區(qū)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口總額、土地出產(chǎn)率等8個指標(biāo)進(jìn)行因子分析，得出8個指標(biāo)的公因子，賦予各公因子經(jīng)濟(jì)含義，最后將得到的公因子作為自變量，各省對外農(nóng)業(yè)投資額為因變量做多元線性回歸，得出對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模地區(qū)差異的影響因素。

四、實(shí)證分析

（一）因子分析適應(yīng)性檢驗。利用SPSS23.0對，選取影響對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模的8個指標(biāo)對30個省市區(qū)的對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模情況進(jìn)行分析，對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。利用KMO和巴特利特檢驗來研究變量間的偏相關(guān)性，結(jié)果顯示KMO=0.77>0.77，Sig=0.00<0.01，表明適合做因子分析，即該數(shù)據(jù)可以通過因子分析提煉出影響對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模的主成分因子。

（二）確定公因子數(shù)及公因子命名。對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗后，對其進(jìn)行主成分的提取，8個解釋變量中可以提取出兩個公共因子，第一、二主成分因子的方差貢獻(xiàn)率分別為50.315%、27.414%，累計貢獻(xiàn)率達(dá)到77.729%。

通過旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，可以發(fā)現(xiàn)第一成分因子可以代表進(jìn)出口總額、實(shí)際利用外資金額、專利授權(quán)數(shù)、國民生產(chǎn)總值;第二成分因子可以代表土地出產(chǎn)率、單位化肥產(chǎn)出的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、單位面積農(nóng)業(yè)機(jī)械動力。結(jié)合兩個公因子中各變量的特點(diǎn)，可以將第一公因子命名為地區(qū)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子（X1），將第二公因子命名為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平因子（X2）。

以方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，計算出各省市區(qū)的綜合得分，并將其排名。結(jié)果顯示，綜合排名分列第一、第二的廣東和江蘇省，在經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子得分上占據(jù)明顯優(yōu)勢，而農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平得分一般。相比之下，北京、上海、天津等中國一線城市在經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子得分上并不具備明顯優(yōu)勢。將排名結(jié)果進(jìn)行分類匯總，結(jié)果如圖1所示。該匯總結(jié)果再一次印證了中國對外農(nóng)業(yè)投資發(fā)展不平衡的事實(shí)顯著存在：對外農(nóng)業(yè)投資大省集中在東部沿海發(fā)達(dá)省份，而西部地區(qū)相對落后。（圖1）

（三）回歸分析

1、研究假設(shè)。Dunning J（1981）提出的投資發(fā)展周期理論認(rèn)為，一國的凈對外直接投資量與該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正相關(guān)。為此，我們提出假設(shè)H0：

H0：各省份對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模（Y）與地區(qū)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子（X1）顯著正相關(guān)

Dunning J（1981）提出的國際生產(chǎn)折中論認(rèn)為，壟斷優(yōu)勢是企業(yè)進(jìn)行對外投資的必要條件之一。而高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的企業(yè)意味著它們擁有某些其他企業(yè)不具備的資源、技術(shù)或者管理優(yōu)勢，即壟斷優(yōu)勢。因此，我們提出假設(shè)H1：

H1：各省份對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模（Y）與地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平因子（X2）顯著正相關(guān)

建立的回歸方程模型為：

2、回歸結(jié)果。在本次回歸分析中，調(diào)整后的R2=0.547，即地區(qū)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平因子對各省份對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模的解釋為54.7%，解釋程度較好。兩公因子與投資規(guī)模的顯著性水平為0.000，顯著拒絕總體回歸系數(shù)為0的原假設(shè)。由表2，X1的P值為0.000，通過顯著性水平檢驗，即某省份的對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模與其經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子存在顯著相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)驅(qū)動因子每增加1單位，對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模會增加0.696單位;X2的P值等于0.021<0.05，通過顯著性水平檢驗，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平每提高1單位，對外農(nóng)業(yè)投資規(guī)模會增加0.307單位。（表2）

五、政策建議

根據(jù)本文得出的結(jié)論，提出以下三點(diǎn)建議：一是通過推進(jìn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)，充分利用“一帶一路”等契機(jī)進(jìn)一步促進(jìn)國際貿(mào)易;二是加大農(nóng)業(yè)研發(fā)與資本投入，提高作業(yè)效率，提升地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平;三是打造跨國企業(yè)集團(tuán)，降低交易成本，獲得成本優(yōu)勢。

（通訊作者：熊鳳山）

主要參考文獻(xiàn)：

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

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[3]翟雪玲，韓一軍.制約中國農(nóng)業(yè)“走出去”的不利因素及未來發(fā)展戰(zhàn)略[J].調(diào)研世界，2006（11）.

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[6]梁瑩瑩.中國對外直接投資決定因素與戰(zhàn)略研究[D].南開大學(xué)，2014.