中国农业对外直接投资发展阶段及关键因素实证研究.pdf

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1、农业技术经济2014年第11期中国农业对外直接投资发展阶段及关键因素实证研究+陈 伟(广东海洋大学经济管理学院湛江524025)内容提要世界经济全球化的浪潮和中国粮食安全的严峻形势决定了中国农业在立足国内的同时，还要积极地“走出去”，对外直接投资是农业“走出去”的一种主要模式。本文在对中国农业对外直接投资发展现状描述的基础上，运用多元统计学和计量经济学方法研究了以下两个问题：一是以投资发展周期理论(IDP)为分析框架对中国农业对外直接投资目前所处的发展阶段进行了判定；二是农业生产率是否是中国农业对外直接投资的关键性因素。研究结果认为：近年来中国农业对外直接投资快速增长，但规模较小且波动幅度较大

2、；当前中国农业对外直接投资还处于对外投资净额为负、绝对数额逐渐扩大的投资发展周期理论(IDP)的第二个阶段；农业生产率是我国农业对外直接投资的关键因素，对农业对外直接投资有着显著的正向影响。同时，本文也对部分其他控制变量与我国农业对外直接投资之间的关系进行了研究。关键词“走出去”战略农业对外直接投资发展阶段农业生产率近年来，随着经济全球化进程的加快，大量外国农业跨国公司对我国农业的主导作用明显增强；我国农业自然资源日益匮乏，农产品安全形势受到严峻挑战；党和政府高度重视农业“走出去”战略的实施，积极支持有条件的农业企业“走出去”。在这样的时代背景下探索中国农业对外直接投资的理论基础，研究在中国这

3、样一个处于经济转型期、国内市场潜力巨大的发展中国家农业对外直接投资的行为与特征，判定中国农业对外直接投资所处的发展阶段以及关键因素，不仅会丰富“走出去”战略的相关理论，而且对于增强中国农业国际竞争力、扩大中国农业对外直接投资规模以及加快中国农业融人世界农业的发展进程也有着重要的实践意义。一、相关理论及主要文献回顾(一)对外直接投资发展阶段的相关理论及主要文献20世纪80年代以来，邓宁利用他的国际生产折衷理论(OLI Pamdigm)提出了投资发展周期理论(Investment Devel叩ment Path，简称IDP)(Dunning JH，198l；Dunning JH&RNamla，19

4、96)，该理+项目来源：本文是教育部人文社会科学研究规划基金项目“中国农业企业海外市场进入模式研究基于农业产业化国家重点龙头企业样本的实证研究”(编号：12YJA790011)、广东省普通高校人文社会科学研究项目“后国际金融危机下广东农业企业海外市场进入模式研究”(编号：2012wYxM!D034)、广东海洋大学引进人才科研启动项目“中国农业企业对外直接投资国家风险的识别、测度及管理控制”(编号：E12039)的阶段性研究成果一89万方数据农业技术经济2014年第1l期论认为一国对外直接投资规模与其经济发展水平存在着密切联系，并为各国(地区)对外直接投资发展路径划分出了五个阶段：第一阶段(人均

5、GNP400美元)没有对外直接投资，只有较少外资流人，对外直接投资净额(对外投资与吸收外资之差)为零或接近于零的负数；第二阶段(400美元人均GNP2000美元)吸收外资的数量开始增加，但对外直接投资仍然为零或很少，对外直接投资净额仍为负数，并且其绝对数额随经济发展水平的提高而日益扩大；第三阶段(2000美元人均GNP4750美元)对外投资额加大，资本流出逐渐快于资本流人，此时对外直接投资净额虽然仍为负数，但其绝对数额逐渐缩小；第四阶段(4750美元人均GNP)资本流出速度快于资本流人速度，对外直接投资净额为正数并不断扩大；第五阶段对外直接投资净额受经济发展水平影响的程度大大减弱，主要反映了发

6、达国家之间交叉投资的情况。该阶段对外直接投资净额虽然仍然大于零，但其绝对数额已经开始下降，并逐渐趋于零。根据IDP理论，按照一国(地区)经济所处的不同发展水平(用人均GNP表示)，可以将该国(地区)对外直接投资(用人均ODI净额表示)的发展路径用一个示意图来表述(见图1)。图中序号15分别代表上述五个阶段。人均0所净额亍f夫 4 l 5隧 腻极小值点图l对外直接投资发展周期图从世界各国对外直接投资的实践来看，对外直接投资规模的变化大体上符合这一发展趋势。这也为在经验上正确判定我国农业对外直接投资所处的发展阶段奠定了理论基础。自IDP理论产生以来，许多学者以不同国家的相关数据对该理论进行了实证方

7、面的检验，国外代表性学者有Dunning等(2001)、Tolentino(1993)等；国内代表性文献有：高敏雪等(2004)认为中国对外直接投资处于第二阶段，黄武俊等(2010)认为中国对外直接投资处于第三阶段，李辉(2007)认为中国对外直接投资处于第二阶段和第三阶段中间。国内学者在IDP理论研究框架下对中国对外直接投资发展阶段进行了实证检验，但现有的研究成果主要集中在非农领域，而对中国农业对外直接投资的研究缺乏。(二)对外直接投资关键因素的相关理论及主要文献Melitz(2003)、Melitz等(2004)等认为在同一行业内，生产率最高的企业除在本国出售和出口产品外，还对外直接投资，

8、生产率次高的企业在本国出售和出口产品，而生产率最低的企业只在本国销售，即异质性贸易理论认为生产率是决定投资主体对外直接投资的关键因素。Head等(2003)运用日本的数据、Helpman，E，MMelitz等(2004)运用美国的数据、Damijan，J，sPolanec等(2007)运用斯洛文尼亚的数据分析等都支持了Melitz(2003)等人的观点。国内代表性的研究文献有田巍等(2012)研究结果表明生产率对企业的海外投资具有显著影响；戴翔(2013)认为没有迹象表明生产率是对外直接投资的关键因素，这与田巍等(2012)的研究结论不一致。目前还没有系统研究中国农业生产率是否是中国农业对外直

9、接投资关键因素实证方面的文献。本文首先对中国农业对外直接投资发展现状进行描述，然后以投资发展周期理论(IDP)为分析框架对中国农业对外直接投资目前所处的发展阶段进行判定，最后对农业生产率是否是中国农业对一90万方数据陈伟：中国农业对外直接投资发展阶段及关键因素实证研究外直接投资的关键性因素进行分析。二、实证分析(一)变量选取及数据来源考虑到数据的完整性和可获取性，除因变量农业对外直接投资流量(AODI)外，本文还选取了12个相关变量(见表1)。由于中国从2003年才开始建立对外直接投资统计制度，故本文选取20032012年间的相关数据作为研究样本。表1主要变量注：(1)从2007年起，国家财政

10、支农支出因报表制度调整，口径与往年不同，支农支出仅为中央财政用于“三农”的支出；(2)农业包括农林牧渔业(二)中国农业对外直接投资现状描述统计分析随着中国对外开放水平的不断提高，中国农业对外直接投资规模总体上呈现快速上升趋势，但波动幅度较大(见表2)。2003_2009年间，中国农业每年对外直接投资流量在12亿美元徘徊，之后呈快速增长之势，到2012年达到146亿美元。2003_2012年间，中国农业对外直接投资年均增长3274，远远快于农业利用外资562的增长速度。近两年来中国农业对外直接投资与利用外资之问的差额逐渐缩小，对外直接投资净额由最高的2010年的137797亿美元降到2012年的

11、6022亿美元，不过由于时间序列短，还不能断定这种差额缩小是否将是一种长期趋势；中国农业对外直接投资额的波动幅度也远远大于外商对中国农业的投资。中国农业对外投资的离散系数是09902，农业利用外资的离散系数是04132。这种波动既可能是因为政策变动的原因，也可能是由于中国农业对外投资整体上还处于较低水平，容易受单项投资合同的影响而发生较大的波动。但总体来说，中国一91万方数据农业技术经济2014年第ll期农业对外直接投资和利用外资规模都比较小，中国农业对外直接投资流量和年末对外直接投资存量在各自当年全国总量中大约都只占l左右。表2 2伽B2012年中国农林牧渔业对外直接投资和利用外资实际金额情

12、况鳓。笼暴晶。署纛。嚣罨麟溅 绝对数 环比增长 比重 绝对数 比重 绝对数 环比增长r7姜元、 臻觉净挈(亿美元) () () (亿美元) () (亿美元) () L夫兀八J2003 087 300 100 00084 91384 1192004 28866 23179 530 83423 190 111434 1134 82568 1()92005 10536 6350 0859 51162 0894 71826 3554 61290 0822006 18504 7563 090 81670 090 59945 1654 41441 0572007 2717l 4684 100 120605

13、 100 92407 5415 65236 09l2008 17183 3676 030 146762 080 119102 2889 一101919 一1452009 34279 9949 060 202844 080 142873 1996一108594 1582010 53398 5577 078 261208 082 191195 3382 一137797 2052011 800 4982 107 3420 08l 200888 507 120888 1842012 1460 8250 167 4960 093 206220 265 60220 094对外直接投资流量年均增长3274，

14、离散系数09902；实际利用外资金额年均增长562，离散系数o4132注：(1)2003年中国才开始建立对外直接投资统计制度，故数据从2003年开始；(2)比重是指占当年中国全部对外直接投资流量或存量的比重；(3)年均增长速度是运用方程式法(累计法)计算而得资料来源：中国对外直接投资统计公报(历年)、中国商务部网站、联合国贸发会议(uNcTAD)世界投资报告(历年)、中国统计年鉴(历年)(三)中国农业对外直接投资发展阶段的判断犹如前文所述，目前中国AODI规模还比较小，对外直接投资净额缩小的时间序列还比较短，不能断定这是一种长期趋势，还是一种短期波动，即目前中国AODI处于一个什么样的发展阶段

15、是一个值得研究的重要问题，这为更好地有针对性地制定基于这一阶段农业对外直接投资特点与要求的相关政策有着重要的现实意义。1计量模型设置。因为流量数据较存量数据平稳，所以本文农业对外直接投资净额(NAODl)选取流量数据，NAODI等于中国农业每年直接投资流出额(AODI)与流入额(AFDI)之差，人均农业对外直接投资净额(PNAODI)是农业对外直接投资净额(NAODI)除以乡村人口数(xRK)，人均农林牧渔业增加值(PAGDP)是农林牧渔业增加值(sc2)除以乡村人口数(xRK)，人均GDP(PGDP)是全国GDP值除以全国人口数。人均农林牧渔业增加值(PAGDP)和人均GDP(PGDP)按人

16、民币当年年平均价折算成美元。2012年中国PAGDP(按现行价格)为129198美元。根据IDP理论，2012年中国AODI应处于第二阶段，即对外直接投资净额为负，绝对数额在增加。实际情况如何?以下利用20032012年中国PAGDP数据来进行建模，以期对目前中国农业对外直接投资所处发展阶段做出具体判定。从图1可以看出在第三阶段以前投资发展路径呈U型状态，而在第三阶段以后投资发展路径则呈现出倒u型状态。为了分析AODI与农业经济发展水平的关系，一种是Dunning(1981)、Dunning&Narula(1996)一92万方数据陈伟：中国农业对外直接投资发展阶段及关键因素实证研究等用一个二次

17、方程来描述投资发展路径曲线；另一种是Buckley&castr0(1998)等用一个五次方程来描述投资发展路径曲线。本文以PNAODI作为因变量，以PAGDP作为自变量，得到如下模型1和模型2来验证并且观察我国农业对外直接投资的发展阶段： 龇、PNAoDIt=00+|BLPAGDPt+02PAGDP：+t模型2 PNAoDlt=80+8 LPAGDF+02PAGDP：+，为了使结果更具有稳健性，本文还选取PGDP作为自变量进行回归以考察全国经济发展水平对农业对外直接投资的效应。模型3 PMDD，f=届o+卢lPGDP。+卢2PGDP；+占。模型4 pNAoDlt=80+8 LPGDP：+p2P

18、GDP：+t表3回归结果人均农业对外直接投资净额(PNAODI)工Ifi日 “”模型1 模型2 模型3 模型4PAGDP O0145(一40749)PAGDP2 753E一06”+PAGDP3PAGDP5PGDPPGDP2PGDpPGDP5(48084)常数项 547(20985)F值 1715632一330E一09(一59992)190E15(58246)一06473(一47949)1290950一O0048(一23349)537E一07(20429)一349Ell”(一4639)883E一19(47733)82169+ 一04485(268354) (一17331)lO42323 1814

19、317R2、Adiusted R2 0911456、O858329 0885658、0817053 0932875、O843376 0960303、0907374注：(1)回归系数括号中的值是tstatistic；(2)“t”、“料”和“料”分别表示在10、5和l的显著性水平下显著，下同；(3)模型l、2进行了一阶段自相关处理，模型3、4是进行了二阶段自相关处理2回归结果及模型选择。模型1和模型2中各回归系数以及F值在l显著水平下显著(模型一93万方数据农业技术经济2014年第ll期1的常数项在10显著性水平下显著)。与模型2相比，模型1的F值更大，P值更小，方程更显著；从可决系数上看，两模型

20、的拟合优度都比较高，模型l的Adjusted R2为0858329，高于模型2的0817053，有更高的拟合优度。这些都说明PNAODI可以表示为PAGDP的函数形式，PAGDP及其平方项能很好地解释PNAODI的变动。模型l和模型2以及模型3和模型4中p，值均为负、p：值均为正，表明我国农业对外直接投资发展路径呈u型曲线，满足IDP理论中u字型的特征，农业对外直接投资净额呈现先降低后增长的发展路径。模型3和模型4也从全国人均GDP的角度说明了这一点，体现了回归结果的稳健性(模型3中两个自变量回归系数虽然不显著，但它们的符号与模型1和模型2一致)。综合上述，认为模型1较模型2能更好地拟合中国农

21、业对外直接投资发展路径。根据回归建模参数给出具体的拟合方程：尸AD观=547一o0145PAGDP。+75310“朋P； (1)3中国农业对外直接投资所处发展阶段的判断。2012年中国人均农林牧渔业增加值(PAGDP)为129198美元，根据IDP理论，当前中国农业对外直接投资应处于第二阶段。在这一阶段，对外投资净额为负，并且绝对数额逐渐扩大。但从表2和图2来看，从2011年开始中国农业对外直接投资净额负数值呈缩小趋势，中国农业对外直接投资增速大于外资流人的速度，具有第三阶段的特征，但由于目前只能得到这种状态下的2011年和2012年两年的数据，时间序列太短，还不能较准确地断定目前中国农业对外

22、直接投资仍然是处于第二阶段的下降阶段，还是已经处于第三阶段的上升阶段，因为也有可能目前是处于第二阶段中的一个短期波动阶段，这种短期上升波动既可能是由于单项投资合同的影响，也可能是由于近年来中国城镇化步伐的加快，乡村人口呈逐年递减，导致农业人均对外直接投资净额增加引起的，如中国乡村人口由2003年的76851万人(占全国总人口的5947)减少到2012年的64222万人(只占4743)，年均减少1975。印3 2004 2005 26 20cr7 2008 2009 20lo 2011 2012图2 232012年中国农业人均对外直接投资净额为了准确地判断目前中国农业对外直接投资所处的阶段，可以

23、通过求出曲线的极值点来实现。作为一元二次方程，(1)式存在一个极小值，该值是第二、三阶段的分界值(见图1)。(1)式的极小值点为192563美元，大于目前人均农林牧渔业增加值为129198美元，根据图1可以判断目前中国农一94一一幢粼一骣悫椒帑鞘涮素茛霸_爿万方数据陈伟：中国农业对外直接投资发展阶段及关键因素实证研究业对外直接投资还处于第二阶段+，与IDP理论的预期判断相吻合，说明受农业经济发展水平的影响，中国农业目前仍然是以资本输入国身份出现，直接投资流人增长速度大于流出增长速度，净对外直接投资为绝对值较大的负数，并且不断增加，也说明相对于所吸收的境外投资，中国农业对外直接投资规模仍然非常有

24、限。这与李辉(2007)认为我国对外直接投资处于IDP理论的第二阶段和第三阶段之间以及黄武俊等(2010)认为我国对外直接投资已进入第三阶段相比，中国农业对外直接投资目前所处阶段还比较滞后，有必要对中国农业对外直接投资关键因素进一步分析。(四)中国农业对外直接投资关键因素分析：农业生产率1研究设计。农业对外直接投资流量(AODI)为被解释变量，关键解释变量为农业生产率(PROD)，本文用人均农林牧渔业增加值(PAGDP)作为农业生产率的替代指标，它是农林牧渔业增加值(sc：)与第一产业就业人员数(sc)之比。考虑到分析结果的稳健性，除了重点关注农业生产率这一关键解释变量外，本文还在模型中纳入以

25、下主要控制变量：(1)农产品出口额(EX)。Dunning，J，Kim，c等(2001)认为一国的出口与对外直接投资之间存在内在的联系，二者之间既可能是替代关系，也可能是相互促进关系，即出口与对外直接投资之间相关方向不确定。(2)产业规模优势(sc)。行业的外部规模经济可以为该行业内所有对外投资主体创造“可共享”的某种优势(裴长洪等，2011)。为了使结果更为全面和稳健，本文分别用第一产业就业人员数(sC)和农林牧渔业增加值(SC：)两个指标作为产业规模优势的代理变量进行比较研究。(3)国家政策支持变量(POL)。国家专用优势在某种程度上减缓了本国企业对外直接投资的所有权劣势，降低了企业投资风

26、险。本文采用国家财政用于农业的支出占GDP的比重作为政府政策支持的替代变量，这一替代变量可以在一定程度上反映政府使用财政工具提供的政策支持(陈伟，2014)。(4)美元对人民币的中间价(ExR)。阿利伯(RzAliber，1970)认为国际投资是从相对强势货币国家流向相对弱势货币国家。Fmot等(1991)也发现美元的贬值增加了外商在美国的投资。可以预期农业对外直接投资与美元对人民币汇率具有负相关关系。据此，设定如下计量模型：ADD，l=do+diPRDD，+卢C。+s。 (2)其中，c。包括上述各主要控制变量，即农产品出口额(Ex)、产业规模优势sc(sc。或sc：)、国家政策支持变量(PO

27、L)、美元对人民币汇率(ExR)，为随机误差项。由于控制变量比较多，为了减少多重共线性的影响，本文采用因子分析法对Ex、sC、POL、ExR提取公因子，其中产业规模优势(sc)分别用SC。、SC：两个指标与其他控制变量一起进行因子分析。经过分析，SC。、Ex、POL、ExR和SC：、Ex、POL、ExR都提取两个主成分，都分别用P和P：表示，得到的主成分分别涵盖了SC，、Ex、POL、ExR98962和sc，、Ex、POL、ExR 99532的信息，信息丢失很少；由于P。和P：都是各控制变量标准后的函数，并且由于AODI、PROD变量的数值相差较大，方差悬殊，量纲也不一致，所以也将AODI、P

28、ROD标准化。本文约定标准化后的各变量分别用右上角“”来表示：AODI、PROD、Ex、POL、EXR、SCl、SC2 7。 2实证结果及分析。首先采用普通最小二乘法(OLS)和两阶段最小二乘法(2SIS)对(2)式进行静态估计，然后在模型中加入AODI滞后一期的变量AODI(一1)，再使用广义矩(Generalized Meth-od of Moments，cMM)对(2)式进行估计，以考察估计结果的稳健性。(1)静态估计结果及分析。首先采用015方法进行估计(见表4中的列)。由于本文最关注的解释变量是农业生产率(PROD)，因此，在回归过程中以PROD作为基础变量，然后再依次纳入+Dunn

29、ing的IDP理论使用的是人均CNP，对于我国这样的发展中国家，GDP一般大于GNP，也就是说人均GNP应该比人均GDP还要小，如2012年中国GNP是5162821亿元人民币，GDP是5189421亿元人民币，人均农业GNP应该比人均农业GDP还要小一95万方数据农业技术经济2014年第ll期其他控制变量(这里是SC。、EX、POL、EXR和SC：、EX、POL、EXR的两个主成分P。和P：，第列的P，和P：取值不同)进行回归，如此所得结果可能更稳健。表4中第列是仅将农业生产率(PROD)作为解释变量进行回归所得。可以看出农业生产率(PROD)的系数估计值为正，并且在1的显著性水平下对农业对

30、外直接投资(AODI)存在着显著影响。这一结论与异质性贸易理论认为生产率越高的企业越有开展对外直接投资的可能性预期相符。为了考察上述回归结果是否稳健，再分别依次纳人其他控制变量sc，、Ex、POL、ExR和SC：、Ex、POL、ExR的主成分P。和P：进行回归，结果如表4第列所示。结果表明，在纳入其他控制变量的主成分后，农业生产率系数的估计值仍然为正，并且也都在1的显著性水平下显著。这一结论与田巍等(2012)根据浙江省企业微观层面数据的研究结论一致，但与戴翔(2013)基于中国全行业宏观层面的研究结论不一致，这可能是由于农业与其他行业相比具有如生产周期长、自然风险大、收益率低等的特殊性。当然

31、，至于上述估计结果是否稳健还需要进一步的分析。表4静态回归结果注：表中第列和第列是行业规模优势取sc，第列和第列是行业规模优势取sc：根据表4第列回归的结果，以及各主成分P。和P2因子分析后所得的对各标准化变量的函数表达式，得到如下三个回归方程(3)(5)式：ADD，=一66201016+0893PRDD 7 (3)AOD，=一82791016+316P尺0D一08204EX+06847sC，+03705PD一04631EXR 7(4)ADD，7=一26461015+5265PRDD一18121EX+148985C7+04608PD，一O6843EXR 7(5)从(4)式和(5)式可以看出：农

32、业生产率(PROD)、产业规模优势SC(SC。和SC：)、国家政策支持变量(POL)与中国农业对外直接投资规模(AODI)呈现正相关关系，这些都与经济理论预期结果一致。就规模变量而言，无论是采用第一产业就业人员数(SC。)，还是农林牧渔业增加值(SC：)，其系数估计值都为正。这在一定程度上说明产业规模优势对AODI具有一定的促进作用，可以成为农业对一96万方数据陈伟：中国农、lp埘外直接投资发展阶段及关键因素实证研究外直接投资依托的优势；农产品出口额(Ex)、美元对人民币的中间价(ExR)与AODI呈负相关关系。农产品出口额(Ex)与农业对外直接投资负相关说明目前中国农产品出口与农业对外直接投

33、资是一种相互替代关系，这可能是因为近年来国外形式多样的诸如技术性贸易壁垒、反倾销措施等贸易壁垒阻碍了中国农产品出口。产品出口受阻会刺激企业增加对外直接投资，即通过对外投资的方式规避出口贸易壁垒。这一结果也说明，目前我国农业对外直接投资是以市场寻求型为主，是服务于农产品贸易扩张的对外直接投资，该结论与戴翔(2013)全国全行业层面的研究结论不一致。美元对人民币的中间价(ExR)与AODI呈负相关关系表明，人民币升值有利于农业对外直接投资，与经济理论预期一致。由于(4)式和(5)式中各变量都是经过均值为0、标准差为1标准化后的变量，可以比较各解释变量对因变量影响程度的大小。两个式子都显示对中国农业

34、对外直接投资(AODI)有正影响的变量中影响程度依次增加的顺序是：国家政策支持变量(POL)、产业规模优势(sc。和sc：)、农业生产率(PROD)；负影响变量中影响程度依次增加的是美元对人民币的中间价(ExR)、农产品出口额(Ex)，以上三个式子中同一变量符号相同，体现了回归结果的稳健性。当使用0LS方法对(2)式进行回归时，可能会由于农业生产率的反向因果问题而使得估计结果出现有偏和非一致性。因为农业生产率和农业对外直接投资之间可能存在着相互影响效应，即随着农业对外直接投资的增加会使企业国际化经验更丰富，反过来会促进企业生产率的提高。为此，本文采用两阶段最小二乘法(2SLS)对上述模型(2)

35、再进行估计，选取农林牧渔业固定资产投资规模(Gz)和农村居民家庭经营纯收人中第一产业收入(NI)为工具变量(IV)。通常而言，Gz和NI与农业生产率(PROD)密切相关，但是与农业对外直接投资不一定具有必然联系。为了考察工具变量的有效性，本文运用Je绗ey Mwooldridge(2008)介绍的方法先对工具变量GZ和NI进行了识别性检验(见表5)，结果显示所有的Prob(X2-statistic)都大于显著性水平o05，表明所选工具变量是合适的。表4中运用Jstatistic来检验过度识别约束的有效性(Newey等，1987)也说明Gz和NI作为PROD的工具变量也是有效的。在过度识别约束成

36、立的零假设下，Jstatistic乘以回归观测值数目(n)渐近服从X2分布，自由度为过度识别约束数目。表4中第一列是以Gz和NI作为PROD的工具变量并采用两阶段最小二乘法(2sLS)回归后的结果。表4中第列的回归结果与该表中第列结论一致。从表4第一列的估计结果来看，作为基础变量的农业生产率，在没有纳人其他控制变量之前，其系数估计值为正并且具有显著性影响，在纳入其他控制变量的两个主成分P。和P：进行回归后，其系数估计值仍然为正，并具有显著性；两个主成分P。和P：影响也显著。将表4中第列的估计结果与该表第一列的估计结果进行比对，可以看出，无论是采用OLS法还是采用2SLS法，所得估计结果都较为一

37、致，也就是说在采用工具变量克服可能的反向因果问题后，农业生产率的估计系数及其统计显著性都没有发生本质变化，这初步证实了上述估计结果是稳健的。根据表4第列回归的结果，以及各主成分P。和P：因子分析后所得的对各标准化变量的函数表达式，得到如下的三个方程(6)(8)式：ADD，=一314107+0872尸尺0D (6)ADD，=一7661017+3159P尺DD一081964EX+0684875Cl+037172P0一0464563EXR (7)AOD，7=299106+483751P尺0D 7159032EX+1320355C2+045729P0一O647688EX尺 (8)由(6)(8)式得出的

38、其他变量与AODI关系的结论与由(3)(5)式得出的结论也是一致的，同一97万方数据农业技术经济2014年第ll期样也体现了估计结果的稳健性。表5工具变量有效性检验：过度识别约束检验注：在所有IV都与扰动项不相关的零假设之下nR2服从自由度为q的卡方分布，其中q为模型之外的工具变量个数减去内生解释变量个数。如果nR2足够大以至于超过临界值，则拒绝原假设，认为至少部分Iv不是外生的(2)动态估计结果及分析。对外直接投资往往具有带动作用，即前期对外直接投资可能对本期投资有影响。因此，有必要在计量方程(2)式中纳入AODI的一阶滞后项AODI(一1)作为解释变量。但是，当AODI(一1)作为解释变量

39、而纳入方程后，可能产生内生性问题。为了解决内生性问题，这里采用GMM方法对加入AODI(一1)后的(2)式进行估计。与一般的最小二乘法相比，GMM对误差项的假设较少，而且可以生成异方差稳健的标准差。选择三个变量NI、GZ、TES(公有经济企事业单位农业技术人员数)作为两个内生变量PROD和AODI(一1)的工具变量。Sargan检验(检验这些工具变量是否外生，即是否与扰动项相关)，原假设是这些变量都与扰动项不相关，由表6可见不拒绝“过度约束正确的零假设”，NI、Gz、TEs作为工具变量效果较好，回归结果见表6。表6是在以农业生产率(PROD)和AODI(一1)为基础变量的基础上，依次纳入其他控

40、制变量的两个主成分P。和P：后进行回归的估计结果，可以看出表6与表4回归结果的结论一致，PROD对AODI具有正向促进作用且影响显著；滞后一期的农业对外直接投资变量AODI(一1)在第列中AoDI(一1)对当期AoDI影响显著，但在第一列加人控制变量的主成分P。和P：后，在10的显著性水平下对当期AODI没有显著的正面影响，说明前期的农业对外直接投资带动和示范作用并不明显，这可能是由于目前农业对外直接规模较小，前期对外投资起不到示范和带动作用。一98万方数据陈伟：中国农业对外直接投资发展阶段及关键因素实证研究注：sa唱an检验中上一个是Jstatistic值乘以观测值数n，即nJ-statis

41、tic，括号中数值为其在x2(1)中对应的概率值；式进行了AR(1)处理三、研究结论近年来，中国对外直接投资快速增长，针对中国对外直接投资所处的发展阶段以及关键因素的分析成为理论界研究的热点问题。本文运用20032012年中国农业行业层面的数据，运用描述统计分析方法、因子分析法、0LS、2SLs和GMM方法对中国农业对外直接投资发展现状、目前所处的发展阶段以及关键因素进行了分析。研究结论如下：第一，近年来中国农业对外直接投资年均增长速度较快，并远远快于农业利用外资的增长速度，但波动幅度也较大，并且投资规模小，仍处于发展的低水平和探索性阶段，这与农业行业自身特点和目前中国农业经济发展水平低有关。

42、这种状况不利于我国农业充分利用国内、国际两个市场以及两种资源，这就使得中国现阶段农业实施“走出去”战略具有格外紧迫的现实意义和必要性。第二，当前中国农业对外直接投资还处于IDP理论的第二阶段，与IDP理论的预期相符。在这一阶段，对外投资净额为负，并且绝对数额逐渐扩大，即资本流出额仍小于资本流人额，并且流出速度慢于流人速度。第三，农业生产率是我国农业对外直接投资的关键因素，对农业对外直接投资有着显著的正向影响，这一结果与异质性贸易理论关于生产率是企业开展对外直接投资关键因素的结论一致，但与部分基于中国全行业宏观层面的文献研究结论不一致。第四，中国农业对外直接投资滞后影响不明显，或者说前一期对外直

43、接投资对当期带动和示范作用不明显。第五，对于其他控制变量：在我国，农产品出口规模与农业对外直接投资之间是一种替代关系，这主要是通过对外投资的方式规避出口贸易壁垒。这说明目前我国农业对外直接投资是以市场寻求型为主，是服务于农产品贸易扩张的对外直接投资；行业规模优势可以成为我国农业对外直接投资依托的外部优势；政府的政策支持和人民币升值对我国农业对外直接投资产生了积极正向的推动作用，与经济理论预期一致。 一99万方数据参考文献农业技术经济2014年第ll期1D枷巧aJl，J，SPolaIlecJP瑚nik盯Outward FDI and Pmductivity：Micm-evidence fmm s

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