FDI對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)

汪輝平++王增濤++王美霞

摘要：利用空間杜賓模型和1999-2014年中國農(nóng)業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)FDI對中國農(nóng)業(yè)TFP的空間溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：FDI對農(nóng)業(yè)TFP存在顯著的空間溢出效應(yīng)，即FDI不僅能促進(jìn)本地區(qū)TFP提升，還能促進(jìn)相鄰地區(qū)TFP提升；FDI對本地區(qū)和相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)都具有抑制作用；FDI對本地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有正向促進(jìn)作用，但對相鄰地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響不顯著。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；空間溢出；農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；空間杜賓模型

中圖分類號：F302.5文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1009-9107（2017）01-0123-07

收稿日期：20160624DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2017.01.17

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目（71603202）；西安理工大學(xué)博士科研啟動基金項(xiàng)目（105-256081503）；西安理工大學(xué)社會科學(xué)基金項(xiàng)目（105-256211425）

作者簡介：汪輝平（1981-），男，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，主要研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)和空間計(jì)量。

引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)之所以能取得舉世矚目的成就，在宏觀層面上，是與外商直接投資（FDI）的大量引進(jìn)密不可分的[1，2]。但從中觀的行業(yè)層面來看，F(xiàn)DI是否促進(jìn)了東道國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升，在多大程度上促進(jìn)了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)和技術(shù)進(jìn)步，目前并未形成統(tǒng)一的結(jié)論。已有研究表明，F(xiàn)DI作為一種稀缺的要素資源，不僅能為東道國帶來大量急缺的資金支持，還能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)和生產(chǎn)資料，并通過產(chǎn)業(yè)間的競爭、模仿與合作，促進(jìn)東道國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與生產(chǎn)率增長。但在具體的實(shí)證研究中，由于研究對象或者方法的差異，關(guān)于FDI與東道國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，主要存在兩種不同的觀點(diǎn)：一是FDI對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。Sattaphon et al.分析了日本對外投資的作用，發(fā)現(xiàn)在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)國家中，流入的FDI能通過直接或者間接溢出效應(yīng)促進(jìn)東道國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平[3]。Suyanto et al.對印度尼西亞的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI與國內(nèi)糧食加工業(yè)生產(chǎn)效率正相關(guān)[4]。滕玉華等認(rèn)為FDI的技術(shù)溢出作用能夠促進(jìn)中國農(nóng)業(yè)TFP的提升與技術(shù)進(jìn)步[5]。林建等也認(rèn)為FDI顯著促進(jìn)了中國農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的提升[6]。二是FDI對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有抑制作用或者與生產(chǎn)率無關(guān)。Khaliq et al.對印度尼西亞的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI促進(jìn)了其他行業(yè)的增長，卻抑制了農(nóng)業(yè)增長[7]。Chakraborty et al.則認(rèn)為FDI與印度農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間不存在顯著的因果關(guān)系[8]。Ullah et al.利用巴基斯坦1979-2009年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對農(nóng)業(yè)部門增長產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響[9]。涂成悅等研究發(fā)現(xiàn)FDI對中東部地區(qū)農(nóng)業(yè)的溢出效應(yīng)不顯著[10]。楊蓓露等認(rèn)為FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)對中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步率和規(guī)模效率不產(chǎn)生顯著影響[11]。

從已有文獻(xiàn)來看，一方面國外關(guān)于FDI對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響，未形成統(tǒng)一的結(jié)論，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)，而國內(nèi)在這一領(lǐng)域的實(shí)證研究較少。另一方面，在研究FDI與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系時(shí)，大多忽視了FDI的空間溢出效應(yīng)[12]。根據(jù)“地理學(xué)第一定律”，某個(gè)地區(qū)的FDI不僅會影響本地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，而且還會影響相鄰地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。若不考慮FDI的空間溢出效應(yīng)，可能會導(dǎo)致結(jié)果產(chǎn)生偏差[13]。因此，本文在考慮空間因素作用下，利用1999-2014年中國農(nóng)業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)FDI對中國農(nóng)業(yè)TFP的空間溢出效應(yīng)。

三、實(shí)證分析

（一）非空間面板模型的估計(jì)

在采用空間計(jì)量模型估算之前，本文將借鑒Elhorst的方法[16]，在不考慮空間因素作用的情況下，考察FDI對農(nóng)業(yè)TFP的影響，采用OLS方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，見表2。對TFP、EC和TC的估計(jì)結(jié)果表明，與無固定效應(yīng)方程相比，空間固定效應(yīng)方程中R2和Loglikelihood值較大，通過顯著性檢驗(yàn)的變量更多，模型的擬合程度較好，故后文的實(shí)證分析中都將采用空間固定效應(yīng)。

對TFP的回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對農(nóng)業(yè)TFP的影響系數(shù)為0.113，且在1%的水平上顯著，表明FDI引進(jìn)對農(nóng)業(yè)TFP提升具有顯著的促進(jìn)作用，F(xiàn)DI流入所產(chǎn)生的競爭效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)對農(nóng)業(yè)TFP產(chǎn)生了正向的技術(shù)溢出。受教育程度與農(nóng)業(yè)TFP顯著正相關(guān)，地區(qū)開放度、工業(yè)化程度、自然環(huán)境因素與農(nóng)業(yè)TFP顯著負(fù)相關(guān)，金融化水平影響不顯著。對EC的回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)DI與農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)負(fù)相關(guān)，且在1%的水平上顯著，表明FDI進(jìn)入中國市場后抑制了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的改進(jìn)。金融化水平、自然環(huán)境因素與技術(shù)效率改進(jìn)呈顯著負(fù)相關(guān)，地區(qū)開放度、受教育程度、工業(yè)化程度對技術(shù)效率改進(jìn)的影響不顯著。對TC的回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)DI與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步呈正相關(guān)，且在1%的水平上顯著，表明FDI所帶來的先進(jìn)技術(shù)為中國農(nóng)業(yè)所吸收，提高了農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的技術(shù)水平和革新能力。受教育程度與技術(shù)進(jìn)步顯著正相關(guān)，地區(qū)開放程度、工業(yè)化程度、自然環(huán)境因素與技術(shù)進(jìn)步顯著負(fù)相關(guān)，金融化水平的影響不顯著。

（二）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

為了判斷變量之間是否存在空間相關(guān)性，我們需要對模型進(jìn)行檢驗(yàn)，將采用LM方法[19]，對非空間滯后模型（SAR）和非空間誤差模型（SEM）進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。LM檢驗(yàn)的兩個(gè)原假設(shè)為：存在非空間滯后模型（SAR）和非空間誤差模型（SEM）。針對TFP、EC、TC三種回歸模型的LM檢驗(yàn)和Roust LM檢驗(yàn)都顯示，在無固定效應(yīng)和空間固定效應(yīng)方程中，兩種原假設(shè)都被拒絕，即模型存在空間相關(guān)性。

（三）LR和Wald檢驗(yàn)

空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）在已有實(shí)證研究中被廣泛采用，但這兩種空間計(jì)量模型存在一定的局限性，即未考慮到自變量對因變量的空間溢出作用，故我們擬采用更為合適的空間杜賓模型（SDM）。在估算之前，需要進(jìn)行LR和Wald檢驗(yàn)，來判斷選擇SDM模型是否正確（見表4）。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對于TFP、EC、TC三種回歸模型， SAR和SEM的假設(shè)均在1%的顯著水平上被拒絕，即否定了SAR和SEM模型，進(jìn)一步證實(shí)選取SDM模型的可靠性。

（四）SDM模型的估計(jì)和分析

下面將借鑒Elhorst的估算方法[20]，利用Matlab軟件對TFP、EC、TC三種SDM模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見表5。

對TFP的回歸結(jié)果表明：因變量TFP的空間滯后項(xiàng)系數(shù)為0.354，說明中國農(nóng)業(yè)TFP在各地區(qū)之間存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。FDI的影響系數(shù)為0.059，且在1%的水平上顯著，說明FDI每提升10%，農(nóng)業(yè)TFP就會增長0.59%，與表2中的數(shù)值0.113相比，該數(shù)值明顯偏小，這反映若不考慮空間因素的影響，會高估FDI對農(nóng)業(yè)TFP的促進(jìn)作用。FDI空間滯后項(xiàng)的系數(shù)也顯著為正，表明相鄰地區(qū)FDI對本地區(qū)TFP增長具有顯著的促進(jìn)作用。由此可見，F(xiàn)DI對農(nóng)業(yè)TFP的正向溢出效應(yīng)既作用在區(qū)域內(nèi)，也作用在區(qū)域之間。其他控制變量：地區(qū)開放度與農(nóng)業(yè)TFP呈顯著負(fù)相關(guān)，但相鄰地區(qū)的地區(qū)開放度影響不顯著；受教育程度的影響不顯著，但相鄰地區(qū)的受教育程度與農(nóng)業(yè)TFP呈顯著正相關(guān)；本地區(qū)和相鄰地區(qū)的金融化水平對農(nóng)業(yè)TFP的影響皆不顯著；工業(yè)化程度與農(nóng)業(yè)TFP顯著負(fù)相關(guān)，而相鄰地區(qū)的工業(yè)化程度與之顯著正相關(guān)；本地區(qū)和相鄰地區(qū)的自然環(huán)境因素與農(nóng)業(yè)TFP都呈負(fù)相關(guān)。

對EC的回歸結(jié)果表明：因變量EC的空間滯后項(xiàng)系數(shù)為0.584，表明農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)在各地區(qū)之間也存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。FDI和FDI空間滯后項(xiàng)的影響系數(shù)分別為-0.024和-0.064，且在1%水平上顯著，反映本地區(qū)和相鄰地區(qū)的FDI流入都抑制了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)，阻礙了農(nóng)業(yè)資源配置能力的提升。

對TC的回歸結(jié)果表明：因變量TC的空間滯后項(xiàng)系數(shù)為0.718，表明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在各地區(qū)之間也存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。FDI的影響系數(shù)為0.039，且在1%的水平上顯著，反映FDI對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用。FDI空間滯后項(xiàng)系數(shù)沒通過顯著性檢驗(yàn)，表明相鄰地區(qū)的FDI對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)不明顯。

（五）直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

為了進(jìn)一步分析FDI對本地區(qū)和相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的溢出效應(yīng)，我們將估算各自變量對因變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。其中，直接效應(yīng)是本地區(qū)自變量對因變量的溢出效應(yīng)，而間接效應(yīng)則是本地區(qū)自變量對相鄰地區(qū)因變量的溢出效應(yīng)，總效應(yīng)則為兩者之和。估算結(jié)果見表6。

對TFP的回歸結(jié)果表明：FDI對農(nóng)業(yè)TFP的直接效應(yīng)為0.061，在1%的水平上顯著。由于各自變量均存在空間滯后性，故直接效應(yīng)中還包含了鄰近地區(qū)的反饋效應(yīng)，即鄰近地區(qū)自變量對本地區(qū)TFP的影響，反饋效應(yīng)值可通過表5中各自變量的估計(jì)系數(shù)與表6中直接效應(yīng)的差值得到。那么，F(xiàn)DI的反饋效應(yīng)則為-0.02。同樣，地區(qū)開放度、受教育程度、金融化水平、工業(yè)化程度、自然環(huán)境因素的反饋效應(yīng)分別為0.009、0.046、0.006、-0.096、0.011。FDI對農(nóng)業(yè)TFP的間接效應(yīng)為0.158，也在1%的水平上顯著。以上分析表明，F(xiàn)DI在地區(qū)內(nèi)和地區(qū)間都對農(nóng)業(yè)TFP產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。

對EC的回歸結(jié)果表明：FDI對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)的直接效應(yīng)為-0.040，在5%水平上顯著。同樣，直接效應(yīng)中還包含了鄰近地區(qū)自變量對本地區(qū)技術(shù)效率改進(jìn)的影響，F(xiàn)DI的反饋效應(yīng)為0.016。地區(qū)開放度、受教育程度、金融化水平、工業(yè)化程度、自然環(huán)境因素的反饋效應(yīng)分別為-0.002、0.015、0.023、0.115、-0.005。FDI對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)的間接效應(yīng)為-0.171，也在1%的水平上顯著。以上分析表明，F(xiàn)DI在地區(qū)內(nèi)和地區(qū)間都對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)。

對TC的回歸結(jié)果表明：FDI對本地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的直接效應(yīng)為0.037，在5%水平上顯著。同樣，直接效應(yīng)中還包含了鄰近地區(qū)自變量對本地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響，F(xiàn)DI的反饋效應(yīng)為0.002。地區(qū)開放度、受教育程度、金融化水平、工業(yè)化程度、自然環(huán)境因素的反饋效應(yīng)分別為0.037、-0.026、0.007、0.021、0.008。FDI對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的間接效應(yīng)未通過顯著性檢驗(yàn)。以上分析表明FDI在地區(qū)內(nèi)對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，但在地區(qū)間溢出效應(yīng)不明顯。

四、結(jié) 論

本文采用空間計(jì)量模型中的SDM模型，并利用1999-2014年中國農(nóng)業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析FDI對農(nóng)業(yè)TFP、技術(shù)效率改進(jìn)、技術(shù)進(jìn)步的空間溢出效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)：（1）FDI對農(nóng)業(yè)TFP具有顯著的正向空間溢出作用，即FDI的引入不僅能促進(jìn)本地區(qū)TFP提升，而且還能促進(jìn)相鄰地區(qū)TFP提升。（2）FDI對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)具有顯著的負(fù)向空間溢出作用，即FDI的引入對本地區(qū)和相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改進(jìn)都具有抑制作用。（3）FDI對本地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有正向促進(jìn)作用，但對相鄰地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響不顯著。

因此，地方政府應(yīng)充分認(rèn)識到FDI對農(nóng)業(yè)TFP的正向空間溢出效應(yīng)，重視FDI流入所帶來的技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的對外開放度，針對各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的差異，引進(jìn)FDI時(shí)需因地制宜。進(jìn)一步推進(jìn)區(qū)域農(nóng)業(yè)交流合作，充分發(fā)揮各自農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢，共同推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技、人才合作，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

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