外商在華農(nóng)業(yè)投資區(qū)位選擇的實證分析

張彩霞

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,湖北 武漢 430070)

一、引 言

《2009年世界投資報告》以 “跨國公司、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與發(fā)展”為主題,報告明確指出發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的外商直接投資增長已高于發(fā)達(dá)國家。作為最大的發(fā)展中國家,我國自加入世界貿(mào)易組織以來,農(nóng)業(yè)領(lǐng)域吸引的外資也在不斷增長。農(nóng)業(yè)外資一方面彌補(bǔ)了我國農(nóng)業(yè)資金的不足,促進(jìn)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和農(nóng)業(yè)外向型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,另一方面也對某些產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的安全造成威脅,對區(qū)域農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。

作為吸引外資最多的發(fā)展中國家,眾多學(xué)者對我國外資的區(qū)位選擇與成因進(jìn)行了系統(tǒng)研究,但對我國農(nóng)業(yè)外資的區(qū)位分布及成因的分析卻較少。近年來,外資在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的增長趨勢日益明顯,農(nóng)業(yè)外資區(qū)位分布差異已成為影響我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的一個不可忽視的重要因素。我國農(nóng)業(yè)外資的區(qū)位分布狀況究竟如何?影響農(nóng)業(yè)區(qū)位分布的因素又有哪些?本文將在國內(nèi)外文獻(xiàn)回顧及經(jīng)驗研究的基礎(chǔ)上,分析我國農(nóng)業(yè)外資的區(qū)位決定因素,揭示農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位選擇的內(nèi)在一般規(guī)律性。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

在國際投資理論中,關(guān)于外商直接投資理論比較有代表性的包括弗農(nóng)的產(chǎn)品生命周期論、尼克伯格的寡頭壟斷論、小島清的邊際產(chǎn)業(yè)論以及鄧寧的國際生產(chǎn)折衷論等,其中鄧寧的國際生產(chǎn)折衷理論從FDI動機(jī)類型與FDI決定因素之間的對應(yīng)關(guān)系視角,闡述了不同行業(yè)的FDI決定因素。事實上,FDI決定因素受不同國家、產(chǎn)業(yè) (或行業(yè))和企業(yè)特征的影響,但對我國外商直接投資決定因素的實證研究大多集中于國家和企業(yè)層面,從產(chǎn)業(yè)視角考察FDI決定因素的研究還非常有限 (呂立才,2007),農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)位分布及影響因素的實證分析更是少之甚少。相比之下,國外學(xué)者在農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位決定因素方面做了大量的實證研究分析。

Bolling和Valdes(1994)對美國在墨西哥農(nóng)業(yè)和食品產(chǎn)業(yè)投資的情況進(jìn)行實證分析后認(rèn)為,人口增長和消費市場的不斷擴(kuò)大是影響美國對墨西哥農(nóng)業(yè)和食品產(chǎn)業(yè)投資的主要決定因素。Peter Wakenhorst(2001)利用28國的數(shù)據(jù)對波蘭食品加工業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的外商直接投資的影響因素進(jìn)行了分析,他的研究結(jié)論表明外商直接投資與國家的特征有密切關(guān)系,同時還受到勞動力成本、對外貿(mào)易及國家間的地理距離的影響[1]。Makki、Somwuar和Bolling(2003)通過調(diào)查數(shù)據(jù)研究美國農(nóng)副食品加工企業(yè)對外直接投資的決定因素,認(rèn)為市場規(guī)模對美國農(nóng)副食品加工企業(yè)對外投資決策具有顯著的影響[2]。Barkley(2005)的結(jié)論也支持市場大小及開放程度是決定美國農(nóng)副食品企業(yè)對外直接投資的重要因素。

國內(nèi)有關(guān)外商直接投資在華的區(qū)位分布及決定因素的研究成果豐碩,魯明泓 (1997)、魏巍賢(1997)、賀燦飛 (1999)、徐杰 (2003)、文余源 (2008)等都從不同角度對我國外商直接投資區(qū)位決定因素進(jìn)行了深入研究[3][4][5][6][7]。但在農(nóng)業(yè)外商直接投資領(lǐng)域,我國學(xué)者大多集中在對農(nóng)業(yè)利用外資方面的研究。例如,張國亭 (2002)、郝利和類淑霞 (2006)等對我國農(nóng)業(yè)利用外資的現(xiàn)狀、成因和對策進(jìn)行了大量的經(jīng)驗分析,呂立才 (2004)、李詠 (2007)等在外商直接投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展方面進(jìn)行過實證分析[8]。到目前為止,在農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位分布及影響因素方面的研究成果較少。臧新等 (2008)對江蘇農(nóng)業(yè)外商直接投資的地區(qū)集聚狀況進(jìn)行經(jīng)驗分析,這可以說是有關(guān)農(nóng)業(yè)外資區(qū)位分布的較早文獻(xiàn),但只是對單獨省份的分析,在研究方法上依然沿用經(jīng)驗數(shù)據(jù),缺乏實證探討[9]。

從上述文獻(xiàn)來看,我國農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位因素的實證研究仍屬空白?；谝陨戏治?本文的結(jié)構(gòu)安排如下:首先結(jié)合各省的統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料,對我國農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)域分布進(jìn)行經(jīng)驗分析;其次確定我國農(nóng)業(yè)外資區(qū)位變量,設(shè)定經(jīng)濟(jì)計量模型,對農(nóng)業(yè)外資區(qū)位因素進(jìn)行實證分析;最后歸納研究結(jié)論。

三、我國農(nóng)業(yè)外資區(qū)位分布

(一)農(nóng)業(yè)外資在三大區(qū)域的分布變化

為了反映外商投資的區(qū)位分布及變化,本文按經(jīng)濟(jì)區(qū)位將中國劃分為東部、中部和西部三大區(qū)域。我國農(nóng)業(yè)外資分布具有明顯的地區(qū)差異,在東部、中部和西部三大區(qū)域內(nèi),農(nóng)業(yè)外資主要集中在東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)。1987-1993年間,東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資在全國所占的比重均高于85%(除1990年外);中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資在全國所占比重均低于10%(除1987年為12.7%和1990年為24.4%以外);西部地區(qū)農(nóng)業(yè)外商直接投資在全國所占比重更低,最高的1990年也僅為0.89%(農(nóng)業(yè)研究報告,2002)。加入WTO以后,我國農(nóng)業(yè)外資的區(qū)域分布的非均衡性有所改善,2007年東部、中部和西部的農(nóng)業(yè)實際利用外資分別為5.96億美元、0.54億美元和0.64億美元,分別占我國農(nóng)業(yè)利用外資總額的83.43%、7.57%和8.98%。盡管國家出臺相關(guān)政策鼓勵農(nóng)業(yè)外資向我國中、西部地區(qū)流動,但農(nóng)業(yè)外資的區(qū)域分布依然呈現(xiàn)出 “東多西少”的發(fā)展態(tài)勢。

(二)農(nóng)業(yè)外資的省際分布

根據(jù)各省的統(tǒng)計年鑒,2007年我國農(nóng)業(yè)外商直接投資協(xié)議金額較大的省份有江蘇、山東、廣東和江西4省,其中江蘇、山東、廣東也是近幾年我國實際利用外商直接投資最多的省份。

從各省農(nóng)業(yè)外資的變化來看,山東、江蘇在入世后農(nóng)業(yè)外資增長力度不斷增強(qiáng),廣東、福建等一些原來占農(nóng)業(yè)外資比重較大的省份在入世后有所下降。自2000年以來,江蘇、山東農(nóng)業(yè)利用外資總體規(guī)模逐年擴(kuò)大,2006年江蘇農(nóng)業(yè)吸引外商直接投資的協(xié)議金額居全國首位。廣東作為全國經(jīng)濟(jì)開放最早的地區(qū),1982年農(nóng)業(yè)利用外資居全國首位,但2000年以后的農(nóng)業(yè)外資規(guī)模增長有限。福建農(nóng)業(yè)外商直接投資占全國的比重也在下降,由2000年的12.19%下降到2006年的5.36%。

中、西部地區(qū)省份對農(nóng)業(yè)外資的吸引能力在入世后不斷提高。其中,江西、河南、湖南、湖北的農(nóng)業(yè)外商直接投資增長幅度較大,位居中部地區(qū)各省前列;云南、青海、重慶等西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資也出現(xiàn)了較大的增幅,且增長趨勢較為明顯,這表明我國農(nóng)業(yè)外資在區(qū)域分布上出現(xiàn)了一定程度的轉(zhuǎn)移。

(三)農(nóng)業(yè)各行業(yè)的外資區(qū)位分布

從我國外商直接投資農(nóng)業(yè)各行業(yè)的地區(qū)分布來看,東部地區(qū)依然是農(nóng)、林、牧、漁業(yè)外商直接投資的密集區(qū)域,西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)外商直接投資金額依然偏少。其中,傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的外商直接投資分布的非均衡性表現(xiàn)得最為明顯,其次是漁業(yè)。

表1 2007年農(nóng)、林、牧、漁業(yè)實際利用外資區(qū)域分布

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域作為吸引外資最多的行業(yè),2007年吸引的外資總額為39533萬美元 (見表1),東、中、西部的分布比例為18.88:1.11:1。漁業(yè)吸引的外資最少,但其作為對資源倚重較大的行業(yè),吸引外資的分布出現(xiàn)了明顯的地域性,東部地區(qū)最多 (占全部漁業(yè)外資的83.439%),中部和西部地區(qū)各占7.58%和8.98%。

四、我國農(nóng)業(yè)外資區(qū)位因素的實證分析

(一)計量模型設(shè)定

本文借鑒Woodwardard(1992)、Walkenhorst(2001)、陸云 (2001)、曾寅初 (2004)、Barkley(2005)等的研究成果[10],并結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性,選取了5個農(nóng)業(yè)外商區(qū)位決定因素,考察市場規(guī)模及潛力、對外開放度、農(nóng)業(yè)資源要素、勞動力成本等因素對農(nóng)業(yè)外商直接投資分布的影響,構(gòu)建的計量模型如下:

在方程 (1)中,下標(biāo)i表示省份,t表示年份,FDI為各省農(nóng)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的外商直接投資流入量(被解釋變量)。GDP代表市場規(guī)模及潛力,以各地區(qū)的生產(chǎn)總值代表市場規(guī)模大小。從理論上說,市場規(guī)模越大,吸引的FDI越多,生產(chǎn)總值的預(yù)期系數(shù)符號為正。WAGE代表勞動力成本對農(nóng)業(yè)外商直接投資的影響,一個地區(qū)的工資水平最能反映勞動力成本,所以用工資水平反映勞動力成本這一變量。RESOURCE代表農(nóng)業(yè)資源要素對農(nóng)業(yè)外商直接投資的影響,由于農(nóng)業(yè)資源要素在短期內(nèi)或更長的時間內(nèi)是不會改變的,并且農(nóng)業(yè)資源與地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量相關(guān)性較高,所以這一變量在此通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值變量加以反映。OPEN代表農(nóng)業(yè)對外開放度,用各地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易依存度來直觀地反映農(nóng)業(yè)對外開放程度。β1、β2、β3、β4分別表示市場規(guī)模、勞動力成本、對外開放度、農(nóng)業(yè)資源要素對農(nóng)業(yè)外商直接投資影響的估計參數(shù),預(yù)期β1＞0、β2＞0、β3＞0、β4＜0。

(二)數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計

在數(shù)據(jù)上,本文選取我國東部的北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、山東、福建、廣東等9個樣本個體,中部的安徽、河南、內(nèi)蒙古、江西、黑龍江、山西等6個樣本個體以及西部的新疆、重慶、云南、寧夏、貴州、陜西、青海等7樣本個體,時間跨度為1998-2007年。以上各省、直轄市的農(nóng)業(yè)外商直接投資均為外商直接投資協(xié)議額 (單位為萬美元),數(shù)據(jù)來自各省、直轄市的統(tǒng)計年鑒。各省的平均工資水平、各地區(qū)生產(chǎn)總值、各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值來自 《中國統(tǒng)計年鑒》,平均工資水平數(shù)據(jù)以元單位,各地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值以億元為單位。我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)及各省、直轄市的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)來自商務(wù)部農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易專題數(shù)據(jù)庫、《中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展報告》以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上各省市自治區(qū)的統(tǒng)計公報。各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(三)分析方法選擇及結(jié)果

由于本文采用的是面板數(shù)據(jù),模型的估計方法通常有不變截距模型 (OLS)、固定效應(yīng)模型(FE)和隨機(jī)效應(yīng)模型 (RE)等三種形式。為了保證參數(shù)估計的有效性,我們首先判斷模型的設(shè)定形式。本文逐一通過這三種回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計,然后通過F統(tǒng)計量和豪斯曼統(tǒng)計量判斷所采用的模型形式。為了降低截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響,本文選取Pooled GLS進(jìn)行估計,回歸結(jié)果見表3所示。在不變參數(shù)模型中,除農(nóng)業(yè)資源要素變量的系數(shù)顯著性水平未通過外,其他變量的系數(shù)均在1%的顯著性水平上通過檢驗,但混合回歸的德賓-沃森值很低 (為1.14),表明模型可能存在序列相關(guān)。在固定效應(yīng)模型中,農(nóng)業(yè)資源要素變量的系數(shù)顯著性檢驗仍然未通過,其他因變量的系數(shù)均在1%的顯著性水平上通過檢驗,F統(tǒng)計量也證實固定效應(yīng)模型要優(yōu)于混合回歸。在隨機(jī)效應(yīng)模型中,農(nóng)業(yè)資源要素變量與對外依存度變量的系數(shù)在10%的顯著性水平下未通過檢驗,且對外依存度變量的系數(shù)符號與預(yù)期的假定相悖,這導(dǎo)致隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型的結(jié)果存在較大差異。隨機(jī)效應(yīng)模型中的德賓-沃森值為1.096,低于固定效應(yīng)模型的德賓-沃森值,豪斯曼統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果也表明模型存在個體固定效應(yīng)。因此,在三種面板數(shù)據(jù)模型中,我們最終選擇固定效應(yīng)模型。

表3 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

根據(jù)固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計結(jié)果,模型整體擬合度較好,市場規(guī)模、勞動力成本和農(nóng)業(yè)對外開放程度都通過顯著性檢驗,但農(nóng)業(yè)資源要素在10%顯著性水平下沒有通過。在固定效應(yīng)模型估計結(jié)果中,β1＞0、β2＜0、β3＞0和β4＞0表明本文提出的假設(shè)都得到驗證。從影響程度上看,勞動力成本、市場規(guī)模及潛力對外資農(nóng)業(yè)分布影響較為突出。另外值得注意的是,對外開放程度的參數(shù)估計值接近于0,表明農(nóng)業(yè)對外開放度對農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)位分布影響很小。

需要說明的是,本文采用固定影響變截距模型的主要原因在于固定影響變系數(shù)模型的估計結(jié)果不是很理想,未能通過檢驗,所以采用固定影響變截距模型來說明個體差異。固定影響變截距模型的省際截距項見表4所示。固定影響變截距模型中不同省份的截距有很大差距,說明存在明顯的省際效應(yīng)。

表4 固定效應(yīng)變截距模型中各截距項

在模型估計結(jié)果中,東部地區(qū)的山東、遼寧、廣東、江蘇、福建的截距項為正值,其中山東省的截距項最大;西部地區(qū)的新疆、陜西、云南、寧夏、重慶的截距項為負(fù)值;中部地區(qū)的黑龍江、山西、河南的截距項也為負(fù)值,但要低于西部地區(qū)省份的截距項。這在一定程度上表明東部地區(qū)對外商直接投資的吸引能力最強(qiáng),其次是西部地區(qū),中部地區(qū)最弱。

五、簡要結(jié)論及討論

通過實證分析,我們可以得出以下結(jié)論:

首先,我國農(nóng)業(yè)外資的區(qū)位分布受到市場規(guī)模及潛力的影響,且市場規(guī)模及潛力是我國農(nóng)業(yè)外商直接投資區(qū)位分布的主要影響因素。這與Barkley(2005)通過實證調(diào)查美國食品加工產(chǎn)業(yè)的外商直接投資決定因素得到的結(jié)論一致,即市場規(guī)模與潛力是決定FDI的重要因素,也與Laaksonen(2004)的發(fā)展中國家林業(yè)外商直接投資與國民生產(chǎn)總值存在因果關(guān)系的結(jié)論相吻合。

其次,農(nóng)業(yè)對外開放程度是影響農(nóng)業(yè)外資區(qū)位分布的因素之一,但農(nóng)業(yè)對外開放程度對農(nóng)業(yè)外商直接投資的影響較小。其原因在于:一方面可能與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的特性有關(guān),即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易存在貿(mào)易保護(hù)及壁壘;另一方面可能是由外商直接投資與貿(mào)易的替代關(guān)系造成的。

第三,勞動力成本是影響農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)位因素之一,并且對農(nóng)業(yè)外商直接投資的區(qū)位分布有較顯著的負(fù)效應(yīng)。這一結(jié)論與陸云 (2001)的調(diào)查研究結(jié)果一致,即大陸勞動力成本低而供給充分是目前臺商投資于大陸各產(chǎn)業(yè)的共同動機(jī),同時也驗證了陸云 (2001)有關(guān)大陸勞動力價格低廉及原材料供給便利且價格便宜對投資大陸農(nóng)業(yè)與食品產(chǎn)業(yè)的重要性的結(jié)論。

第四,農(nóng)業(yè)資源要素雖然在計量模型中未能通過檢驗,但仍存在方向性的影響,這雖與預(yù)期不符,但不能輕易的將它剔除,因為統(tǒng)計檢驗不顯著可能與數(shù)據(jù)質(zhì)量不高有關(guān)。經(jīng)驗分析顯示,農(nóng)業(yè)資源要素對農(nóng)業(yè)外資分布具有正向作用,即農(nóng)業(yè)外商直接投資流入量較大的省份也是農(nóng)業(yè)資源較豐富的省份。

最后,農(nóng)業(yè)外商直接投資的省際差異明顯。這種差異主要表現(xiàn)為東部省份高于其他地區(qū)省份,西部省份明顯高于中部省份。個體差異產(chǎn)生的原因可能是各區(qū)域外商投資政策等制度因素不同造成的,在這一點上與楊建東和黃胥 (2005)建立的農(nóng)業(yè)外商直接投資環(huán)境的評價結(jié)果十分吻合。

[1]Peter Wakenhorst.Determinants of Foreign Direct Investment in the Food Industry:the Case of Poland[J].Agribusiness,2001.

[2]Makki,Somwuar,Bolling.Determinants of U.S.Foreign Direct Investments in Food Processing Industry:Evidence From Developed and Developing Countries[C].American Agricultural Economics Association,2003.

[3]魯明泓.外國直接投資區(qū)域分布與中國投資環(huán)境評估[J].經(jīng)濟(jì)研究,1997,(12):37-44.

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[5]賀燦飛,梁進(jìn)社.中國外商直接投資的區(qū)域分布及其變化 [J].地理學(xué)報,1999,(3):97-104.

[6]徐杰.外商在華直接投資的區(qū)位分析 [J].經(jīng)濟(jì)評論,2003,(4):49-51.

[7]文余源.外商直接投資區(qū)位理論與實證的研究進(jìn)展 [J].經(jīng)濟(jì)評論,2008,(3):147-155.

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[9]臧新,王紅燕,潘剛.農(nóng)業(yè)外商直接投資地區(qū)集聚狀況的實證研究——以江蘇省為例 [J].國際貿(mào)易問題,2008,(5):109-113.

[10]曾寅初,陳忠毅.海峽兩岸農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與直接投資的關(guān)系分析 [J].管理世界,2004,(1):96-105.