東道國制度質(zhì)量對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響

陳偉 盧秀容

內(nèi)容提要：近年來，中國企業(yè)海外農(nóng)業(yè)投資屢遭東道國制度風(fēng)險(xiǎn)而受挫。本文基于 2013—2017年中國農(nóng)業(yè)ODI流量數(shù)據(jù)，采用面板隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)東道國總體制度質(zhì)量及其不同維度的子變量，以及東道國農(nóng)業(yè)特征變量對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響效應(yīng)，同時(shí)考察東道國制度質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：中國農(nóng)業(yè)ODI與東道國制度質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)出制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性特征;從東道國制度因素子變量上看，中國企業(yè)海外農(nóng)業(yè)投資不太關(guān)心東道國政治制度性質(zhì)和腐敗控制程度，而更關(guān)心東道國政治穩(wěn)定性和政府的效率，并傾向于避開政府管制和法律體系較嚴(yán)格的國家;調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果顯示東道國制度質(zhì)量正向調(diào)節(jié)東道國農(nóng)業(yè)規(guī)模、農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度和農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額與中國農(nóng)業(yè)ODI之間的關(guān)系，負(fù)向調(diào)節(jié)東道國農(nóng)村人口總量與中國農(nóng)業(yè)ODI之間的關(guān)系;制度接近性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中國與東道國總體制度質(zhì)量及其子變量的制度絕對差異對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響方向都為負(fù)，但總體上不顯著，這說明中國農(nóng)業(yè)ODI具有制度接近性特征。本文的研究既有助于深化對東道國制度風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識，也對企業(yè)海外農(nóng)業(yè)投資具有一定的指導(dǎo)意義。

關(guān)鍵詞：制度質(zhì)量;制度風(fēng)險(xiǎn);農(nóng)業(yè)對外直接投資

中圖分類號：F113.2? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1001-148X（2020）10-0010-11

一、引言

從實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略以來，中國農(nóng)業(yè)對外直接投資（Outward Direct Investment，簡稱 ODI）規(guī)?？傮w上呈現(xiàn)上升趨勢，領(lǐng)域不斷拓寬。從表1中可見，2003-2018年間，中國農(nóng)業(yè)ODI流量從0.87億美元增長到25.6258億美元，年均增長25.298%，存量從3.32億美元增長到187.7318億美元，年均增長30.87%，略低于同期全國ODI流量年均增長速度29.816%，存量年均增長速度31.336%;流量和存量的各年環(huán)比增長速度總體上都較高，但波動(dòng)幅度也較大，并且隨著基數(shù)的增大，環(huán)比增長速度也有下降的趨勢;目前中國農(nóng)業(yè)ODI規(guī)模還處于較低水平，當(dāng)年流量和年末存量在各自當(dāng)年全國ODI總量中大約都只占1%-2%左右，并且容易受單項(xiàng)投資合同的影響而發(fā)生較大的波動(dòng)，存量的離散系數(shù)1.039大于流量的離散系數(shù)0.934，但小于農(nóng)業(yè)FDI（實(shí)際利用外資金額）離散系數(shù)2.773;中國農(nóng)業(yè)ODI凈額在2013年由負(fù)變正，隨后年份持續(xù)增加，這是中國所處的發(fā)展階段決定的，也與中國整體ODI凈額變動(dòng)趨勢基本一致。

由表2中可以看出，中國農(nóng)業(yè)跨國公司在國際商務(wù)中扮演越來越重要的角色。中國境外農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)逐年增加，約占境外中資企業(yè)數(shù)的4.5%左右。截止2018年末有1100家中國境內(nèi)農(nóng)業(yè)投資機(jī)構(gòu)開展了ODI，占境內(nèi)對外投資企業(yè)數(shù)的4.1%，在境外成立了1897家農(nóng)業(yè)企業(yè)，占境外中資企業(yè)的4.4%。覆蓋范圍越來越廣泛，由2012年的71個(gè)國家（地區(qū)），發(fā)展到2017年的100個(gè)國家（地區(qū)），覆蓋范圍由28.98%上升到44.8%，2016年最多，達(dá)107個(gè)國家（地區(qū)），覆蓋范圍達(dá)47.8%，但目前還遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全國對外直接投資80%左右的覆蓋率。投資領(lǐng)域已經(jīng)從最初的漁業(yè)捕撈發(fā)展到農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)、加工、倉儲(chǔ)物流、科技研發(fā)、貿(mào)易以及服務(wù)等業(yè)務(wù)。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部國際合作司的《中國農(nóng)業(yè)對外投資合作分析報(bào)告（2018年度）》顯示，在所調(diào)查的開展單一業(yè)務(wù)的410家農(nóng)業(yè)ODI企業(yè)中從事農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)的有208家、加工的有48家、倉儲(chǔ)物流的有8家、科技研發(fā)的有10家、貿(mào)易的有53家、服務(wù)的有14家，其他業(yè)務(wù)的有69家。境外農(nóng)業(yè)企業(yè)雇傭外方員工逐年增加，由2012年的8.7988萬人增加到2017年的13.3965萬人，但占比由12.41%下降到7.83%。

目前，農(nóng)業(yè)ODI主體呈現(xiàn)多元化，已經(jīng)形成了國有企業(yè)、集體企業(yè)、股份有限公司、股份合作企業(yè)、個(gè)體經(jīng)營者、外商投資企業(yè)等全方位的發(fā)展格局。投資模式也多種多樣，合作層次逐漸升級，由最初合作開發(fā)農(nóng)業(yè)自然資源逐漸向資本合作經(jīng)營方式轉(zhuǎn)變。采用的模式主要有綠地投資、并購、對外援助、境外園區(qū)建設(shè)、戰(zhàn)略聯(lián)盟等。近年來中國企業(yè)在海外農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的并購也較活躍，據(jù)歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，2013-2018年間，中國企業(yè)在海外共實(shí)施農(nóng)業(yè)并購項(xiàng)目分別為23起、43起、37起、33起、13起、18起，2014年海外農(nóng)業(yè)并購金額甚至達(dá)到35.6億美元，占中國海外并購交易總額的6.3%。

中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體水平已步入中上等收入國家的行列，根據(jù)鄧寧（Dunning，1981）[1]提出的投資發(fā)展路徑（Investment Development Path，IDP）理論，中國ODI的規(guī)模會(huì)逐步增加。同時(shí)，隨著“一帶一路”倡議的不斷深入、國家對農(nóng)業(yè)的大力支持和中國農(nóng)業(yè)企業(yè)實(shí)力的增強(qiáng)，預(yù)計(jì)未來中國農(nóng)業(yè)ODI將會(huì)繼續(xù)保持上漲態(tài)勢。

但近年來中國企業(yè)海外農(nóng)業(yè)直接投資之路并不順利，在海外農(nóng)業(yè)投資中屢次因東道國的政治、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)因素而受挫，不乏失敗的案例，引發(fā)了國內(nèi)外的強(qiáng)烈關(guān)注。據(jù)《中國農(nóng)業(yè)對外投資合作分析報(bào)告》顯示，在每年調(diào)查的中國海外農(nóng)業(yè)投資企業(yè)中，由于受自身實(shí)力、文化差異、東道國限制、政治經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)等因素影響，處于暫停經(jīng)營或注銷狀態(tài)的企業(yè)持續(xù)增加（見表2），2012-2017年期間由2012年的9家，增加到2017年的68家，占比由2.6%增加到8%。

新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為制度是研究和認(rèn)識跨國公司行為的重要基礎(chǔ)，制度因素是認(rèn)識中國以及其他發(fā)展中國家企業(yè)在ODI過程中行為差異的關(guān)鍵[2-3]。在新興市場國家ODI的過程中，制度可以充分影響到企業(yè)的商業(yè)戰(zhàn)略決策[4]。母國與東道國之間的制度差異已成為制約中國企業(yè)ODI的重要障礙，東道國制度質(zhì)量已成為企業(yè)競爭優(yōu)勢和國家區(qū)位引力的重要因素[5]。

綜上所述，本文結(jié)合ODI理論和政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)研究，從制度質(zhì)量這一理論視角，以中國企業(yè)農(nóng)業(yè)ODI為研究對象，探討東道國制度質(zhì)量與中國農(nóng)業(yè)ODI的關(guān)系，這對農(nóng)業(yè)企業(yè)正確地認(rèn)識東道國制度質(zhì)量對跨國投資的影響，進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)業(yè)企業(yè)國際化經(jīng)營都有重要啟示。

二、研究理論與假設(shè)

（一）理論基礎(chǔ)

東道國與母國投資環(huán)境存在差異，企業(yè)的國際化是一個(gè)艱難的過程。在國際化過程中，企業(yè)需要擁有某些特定的優(yōu)勢，如技術(shù)、管理技能、營銷訣竅等。Hymer（1976）將這些特定優(yōu)勢稱為壟斷優(yōu)勢[6]。他認(rèn)為市場不完全會(huì)使一部分企業(yè)擁有壟斷優(yōu)勢，并通過ODI的方式來利用這些優(yōu)勢。鄧寧于1977年在《貿(mào)易，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的區(qū)位和跨國企業(yè)：折衷理論方法探索》中提出了國際生產(chǎn)折衷理論。鄧寧認(rèn)為當(dāng)企業(yè)同時(shí)具備所有權(quán)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢、區(qū)位優(yōu)勢時(shí)，就有了ODI的能力和動(dòng)機(jī)。其中，區(qū)位優(yōu)勢包括當(dāng)?shù)氐耐赓Y政策、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施、資源稟賦、勞動(dòng)力及其成本等。鄧寧認(rèn)為，在企業(yè)具有了所有權(quán)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢這兩個(gè)必要條件時(shí)，如果又在某一東道國具有區(qū)位優(yōu)勢，那么該企業(yè)就具備了ODI的必要條件和充分條件，企業(yè)就會(huì)對外直接投資。Peng等（2009）在研究企業(yè)戰(zhàn)略與績效時(shí)提出了戰(zhàn)略三支柱理論[7]。該理論認(rèn)為戰(zhàn)略選擇與實(shí)施不僅受企業(yè)資源和產(chǎn)業(yè)競爭的影響，而且受制度因素的影響，因而應(yīng)該將產(chǎn)業(yè)觀、資源觀和制度觀結(jié)合起來。這一理論認(rèn)為企業(yè)在國際化過程中，制度和產(chǎn)業(yè)是比較關(guān)鍵的因素，它們不僅僅是一個(gè)背景條件，而且是能夠直接影響企業(yè)戰(zhàn)略的制定和實(shí)施。

（二）研究假設(shè)

影響企業(yè)ODI的因素很多，除了東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、地理距離、資源稟賦外，制度環(huán)境也是企業(yè)進(jìn)行ODI區(qū)位選擇的關(guān)鍵因素。傳統(tǒng)理論認(rèn)為企業(yè)傾向于到政治穩(wěn)定、制度成熟和有支持外資政策的東道國投資。

1.制度質(zhì)量。東道國制度質(zhì)量對吸引外資所起的作用越來越重要。高質(zhì)量的制度意味著東道國立法公正透明，制度風(fēng)險(xiǎn)小，政府官員行事清明廉潔，便于跨國企業(yè)投資[8]，相反，如果一國制度存在明顯的缺陷，如產(chǎn)權(quán)制度缺失、腐敗、權(quán)利尋租等，則制度風(fēng)險(xiǎn)較高，將提高投資成本，減少外商投資活動(dòng)[9]。余壯雄等（2017）認(rèn)為東道國制度質(zhì)量對吸引中國ODI的進(jìn)入具有正向影響。但好的制度環(huán)境也可能意味著對外資企業(yè)嚴(yán)格的監(jiān)管和審批，降低外資的吸引力，低質(zhì)量的制度也有利于吸引外來企業(yè)利用東道國的制度漏洞為自身提供有利的經(jīng)營環(huán)境，從而增加對東道國的投資[10]?，F(xiàn)提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：東道國制度質(zhì)量對中國農(nóng)業(yè)ODI正向影響。

2.制度因素子變量。制度是個(gè)多維變量，世界銀行全球治理指數(shù)（WGI）將制度分為話語權(quán)與問責(zé)制、政治穩(wěn)定與杜絕暴力/恐怖主義、政府效率、監(jiān)管質(zhì)量、法治水平、腐敗控制六個(gè)不同的維度。

東道國社會(huì)公眾話語權(quán)和問責(zé)制衡量東道國民主政治發(fā)展程度。一個(gè)民主程度高的國家，一般開放程度較高，信息傳遞更暢通，有助于監(jiān)控政府的權(quán)力不被濫用，能激發(fā)投資者的投資行為[11]。但民主政治的發(fā)展可能導(dǎo)致福利主義和民粹主義的崛起、勞工權(quán)利保護(hù)的增強(qiáng)和工會(huì)力量的膨脹會(huì)阻礙外國資本的流入[12]。

政治穩(wěn)定為市場參與者提供了一個(gè)安全穩(wěn)定的環(huán)境，投資不確定性降低。如果一國政治局勢動(dòng)蕩將會(huì)導(dǎo)致外資政策和產(chǎn)權(quán)保護(hù)等缺失或缺乏連貫性，導(dǎo)致違約，甚至非法侵占、剝奪和轉(zhuǎn)移外資企業(yè)的資產(chǎn)和收益[13]，從而降低東道國對外資的吸引力。

健全的政府監(jiān)管和高效的政府效率能夠?yàn)槠髽I(yè)經(jīng)營提供透明、廉潔和高效率的營商環(huán)境，這意味著外資企業(yè)面臨較少的限制和政治壓力，從而促進(jìn)外資的流入。但東道國較高的政府監(jiān)管質(zhì)量和效率也可能為了保護(hù)本國企業(yè)而對海外投資者設(shè)置進(jìn)入壁壘，致使投資者難以進(jìn)入[14]。

東道國法治水平高意味著有一個(gè)強(qiáng)有力的司法體系維持社會(huì)經(jīng)濟(jì)秩序，降低違約風(fēng)險(xiǎn)和交易成本[15]，這對吸引外資具有正效應(yīng)。但嚴(yán)格的法治對企業(yè)在信息披露、環(huán)境保護(hù)、勞工權(quán)益維護(hù)、履行公平競爭和企業(yè)社會(huì)責(zé)任等方面提出了更高的要求，這會(huì)增加企業(yè)的額外成本[12]，對外資產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

有效的腐敗控制意味著企業(yè)不需要為了順利開展經(jīng)營活動(dòng)而花費(fèi)大筆資金賄賂政府官員，可以降低不確定性和交易成本。但腐敗也可能幫助外商以尋租的方式快速繞過當(dāng)?shù)赝顿Y的制度障礙，降低獲得項(xiàng)目的時(shí)間等交易成本[16]。本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：東道國制度各子變量總體上對中國農(nóng)業(yè)ODI具有雙重作用，影響效應(yīng)不確定。

3.制度距離。制度質(zhì)量是對東道國制度的絕對評價(jià)，對外資流入影響具有普遍性和一般性，而制度距離是兩個(gè)國家在制度層面的差異程度，是對雙邊制度的相對評價(jià)，對特定國家的外資流入會(huì)產(chǎn)生影響。一般認(rèn)為，母國與東道國的雙邊制度差距越大，企業(yè)熟悉東道國市場制度規(guī)則的難度越大，導(dǎo)致投資收益不確定性增加，進(jìn)而阻礙投資規(guī)模擴(kuò)大[17]。本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：中國與東道國間制度距離對中國農(nóng)業(yè)ODI為負(fù)向影響。

4.制度質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用。東道國制度質(zhì)量不僅直接影響企業(yè)的海外投資，而且也會(huì)對影響企業(yè)海外投資的其他因素產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，從而間接地影響企業(yè)國際化的成效。宗芳宇（2012）認(rèn)為作為一般性投資促進(jìn)機(jī)制的東道國制度質(zhì)量與東道國產(chǎn)業(yè)特征變量的交互作用可能影響企業(yè)的海外投資[18]。

假設(shè)4：東道國制度質(zhì)量與東道國農(nóng)業(yè)特征變量的交互作用對中國農(nóng)業(yè)ODI影響顯著。

三、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）模型設(shè)定與計(jì)量方法

本文的數(shù)據(jù)為18個(gè)國家5年的面板數(shù)據(jù)。Hausman等（1981）學(xué)者認(rèn)為應(yīng)該總是把個(gè)體影響處理為隨機(jī)的，特別是對于“寬而短”的面板數(shù)據(jù)[19]。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)是隨機(jī)效應(yīng)與解釋變量無關(guān)。從以下各表中可見，模型Chi-Sq. statistic統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率（Prob.）均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于顯著性水平0.1，這說明各模型均無法拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型不存在系統(tǒng)差異的原假設(shè)，說明應(yīng)當(dāng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。同時(shí)，模型中的地理距離變量短期內(nèi)不隨時(shí)間變化，不適合固定效應(yīng)模型，因此選擇面板數(shù)據(jù)模型中隨機(jī)效應(yīng)模型比較合理。變截距面板模型形式如下：

其中：i為東道國，t為年份，j為序號。Xit為制度變量，Zit為農(nóng)業(yè)特征變量，Cit為其他控制變量，Zit和Cit已對數(shù)化處理。λi、μt分別表示個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，ξit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。個(gè)體恒量β0代表截面單元即不同國家的個(gè)體特征，反映了不同國家的個(gè)體差異，β1、βj為估計(jì)參數(shù)。

本文運(yùn)用EViews軟件，在具有面板結(jié)構(gòu)的工作文件（Panel Workfile）上建立Panel Data模型，該模型適合對面板數(shù)據(jù)截面成員較多但時(shí)期較短的“寬而短”的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和建模分析。

（二）變量選取和數(shù)據(jù)處理

1.變量選取。本文主要研究東道國制度因素對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響，所以核心解釋變量為東道國制度因素，同時(shí)，由于該變量具有典型的區(qū)位特征，所以本文根據(jù)鄧寧的區(qū)位優(yōu)勢理論（當(dāng)?shù)氐耐赓Y政策、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場規(guī)模、資源稟賦、勞動(dòng)力等）以及數(shù)據(jù)的可得性選取反映東道國區(qū)位特性的全國層面和農(nóng)業(yè)行業(yè)層面的控制變量。

（1）被解釋變量

中國對東道國農(nóng)業(yè)ODI流量（ofdi）。按照區(qū)域分布的均衡性、典型性和獲得連續(xù)數(shù)據(jù)①的原則選取全球18個(gè)中國已有農(nóng)業(yè)投資或?qū)砭哂型顿Y潛力的國家2013-2017年中國對其農(nóng)業(yè)ODI的流量數(shù)據(jù)作為ofdi的值。對于個(gè)別樣本國家個(gè)別年份數(shù)據(jù)出現(xiàn)0 值或統(tǒng)計(jì)缺失的現(xiàn)象，本文借鑒已有研究的方法賦值為1，取對數(shù)后為0[20]。

（2）核心解釋變量

核心解釋變量即東道國制度層面變量。本文選取世界銀行的全球治理指數(shù)（WGI）來度量東道國的制度質(zhì)量，該指標(biāo)可以全面反映一國包含行政和司法在內(nèi)的管制制度質(zhì)量。該指數(shù)包含：話語權(quán)和問責(zé)（va）、政治穩(wěn)定性與非暴亂（pa）、政府效率（ge）、管制質(zhì)量（rq）、法治程度（rl）、腐敗控制（cc）6個(gè)指標(biāo)。各指標(biāo)數(shù)據(jù)值在-2.5～2.5 之間②，分值越高表示東道國政府治理水平越好，制度質(zhì)量越高，制度風(fēng)險(xiǎn)越低。本文取6項(xiàng)指標(biāo)的算術(shù)平均值作為東道國總體制度質(zhì)量（zl）。另外，本文用中國與東道國制度質(zhì)量差異的絕對值來衡量雙邊制度距離（dis）。其中，discit表示中國（c）與東道國（i）之間在第t年的制度距離，Ict、Iit分別表示中國（c）與東道國（i）在第t年的制度質(zhì)量，制度質(zhì)量絕對差異公式：

（3）控制變量

東道國全國層面變量。（1）市場規(guī)模（gdp）：東道國市場規(guī)模越大，意味著當(dāng)?shù)氐男枨笤酱?，市場發(fā)展前景越廣闊，吸引外資的潛力越大。（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）：一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，經(jīng)濟(jì)活力越強(qiáng)，對外資的吸引力也就越大，一般用人均GDP來衡量一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。（3）貸款利率（lor）：東道國借貸利率衡量了外資企業(yè)在東道國的融資成本。利率提高會(huì)增加企業(yè)的投資成本，導(dǎo)致東道國FDI流入量下降。（4）投資開放度（inop）：該指標(biāo)一定程度上反映了東道國對待外資的態(tài)度。（5）東道國營商環(huán)境排名（br）：該指標(biāo)包括東道國內(nèi)交易便利程度、審批手續(xù)、繳稅情況等方面。數(shù)值越小，表示營商環(huán)境越好。（6）雙邊政治關(guān)系（vi）：本文用雙邊高層互訪次數(shù)衡量兩國雙邊政治關(guān)系。（7）地理距離（gd）：本文采用 GCD（Great Circle Distance）方法測算的北京與東道國首都之間的球面距離來代表中國與東道國間地理距離。

東道國農(nóng)業(yè)行業(yè)層面變量。（1）農(nóng)業(yè)規(guī)模（agdp）：本文用東道國農(nóng)業(yè)增加值來代表東道國的農(nóng)業(yè)市場規(guī)模。（2）農(nóng)村人口總量（apop）：反映東道國農(nóng)村勞動(dòng)力要素的豐裕程度。該變量值越高，說明東道國農(nóng)村勞動(dòng)力資源越豐富。（3）農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度（pland）：該變量代表了東道國自然資源的豐裕度。本文采用東道國人均耕地面積來衡量東道國農(nóng)業(yè)自然資源豐富程度。（4）農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額（trade）：與東道國密切的貿(mào)易聯(lián)系能促進(jìn)投資國對東道國的直接投資。

2.數(shù)據(jù)來源及說明

（1）樣本國家的選擇。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性和連續(xù)性，參考《境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄》 《國際國家風(fēng)險(xiǎn)指南》，以及《中國對外農(nóng)業(yè)投資合作分析報(bào)告》，本文選取18個(gè)國家③作為樣本國家，涵蓋中國農(nóng)業(yè)ODI主要國家。

（2）數(shù)據(jù)來源及說明。本文所涉及的主要變量及其數(shù)據(jù)來源見表3。

在具體實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，除了東道國總體制度質(zhì)量和6個(gè)子變量以外，本文對其他變量均進(jìn)行了取對數(shù)處理以減小數(shù)據(jù)異方差的影響。表3中，（1）農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度指標(biāo)中，吉爾吉斯斯坦、老撾、馬達(dá)加斯加、莫桑比克、毛里塔尼亞、秘魯、塔吉克斯坦、坦桑尼亞、新西蘭、新加坡、以色列等11個(gè)國家2016、2017年人均耕地?cái)?shù)據(jù)，以及其他國家2017年人均耕地?cái)?shù)據(jù)采用移動(dòng)平均法得到。（2）柬埔寨貸款利率采用12個(gè)月期瑞爾貸款利率;哈薩克斯坦采用5年以上非金融企業(yè)堅(jiān)戈貸款利率貸款;德國采用5年以上非金融企業(yè)有效利率，各國年貨款利率由12個(gè)月數(shù)據(jù)簡單平均而得;新西蘭2017年貨款利率數(shù)據(jù)來源于萬德數(shù)據(jù)庫。（3）農(nóng)業(yè)規(guī)模指標(biāo)中，《國際統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示加拿大2016年的數(shù)據(jù)采用2013年的數(shù)據(jù)，2017年的數(shù)據(jù)采用2014年數(shù)據(jù)，新西蘭2017年數(shù)據(jù)采用2015年數(shù)據(jù)。

（三）變量描述統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)關(guān)系的判斷

限于篇幅，未列出變量描述統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)系數(shù)表。從變量描述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果上看，俄羅斯、澳大利亞、新西蘭、老撾、巴西、美國、毛里塔民亞等國是中國農(nóng)業(yè)ODI流入最多的經(jīng)濟(jì)體;東道國總體制度質(zhì)量及6個(gè)維度的子指標(biāo)顯示發(fā)展中國家的制度質(zhì)量總體上低于發(fā)達(dá)國家。

從相關(guān)系數(shù)矩陣看，由于lngdp變量的相關(guān)系數(shù)介于0.63-0.92之間，與其他解釋變量相關(guān)程度較高，其他解釋變量間的相關(guān)系數(shù)均在 0.75 以下，絕大部分在0.6以下。為了準(zhǔn)確起見，再計(jì)算方差膨脹因子（VIF），發(fā)現(xiàn)lngdp的VIF為13.857，大于10，刪除lngdp變量并分別引進(jìn)zl、va、pa、ge、rq、rl、cc后，檢驗(yàn)結(jié)果顯示VIF都小于10，因此根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法則認(rèn)為變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

四、實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析

（一）制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性檢驗(yàn)

本檢驗(yàn)中除考慮總體制度質(zhì)量及其各子變量指標(biāo)之外，還分別加入東道國全國層面的控制變量和東道國農(nóng)業(yè)行業(yè)特征的控制變量，見表4。模型（1）中解釋變量只包含東道國總體制度質(zhì)量和全國層面的控制變量。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入東道國農(nóng)業(yè)行業(yè)特征變量。模型（3）-（8）在模型（2）的基礎(chǔ)上，分別加入6個(gè)制度質(zhì)量子變量。

表4中，總體制度質(zhì)量（zl）在模型（1）中顯著為負(fù)，即在不考慮東道國農(nóng)業(yè)行業(yè)特征變量的情況下，中國農(nóng)業(yè)ODI的數(shù)量與東道國制度質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān)，存在制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性特征，即東道國制度質(zhì)量越低，制度風(fēng)險(xiǎn)越大，投資越多，也說明中國農(nóng)業(yè)企業(yè)愿意承擔(dān)較大的制度風(fēng)險(xiǎn)去利用東道國的農(nóng)業(yè)資源，這與傳統(tǒng)理論預(yù)期不相符，原因是：（1）當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)ODI的主體還是國有農(nóng)業(yè)企業(yè)，如據(jù)《中國對外農(nóng)業(yè)投資合作分析報(bào)告（2018）》顯示，在調(diào)查的851家境外農(nóng)業(yè)企業(yè)中，截止2017年底對外投資存量為173.3億美元，但僅中糧集團(tuán)（43.8億美元）、廣東農(nóng)墾（4.0億美元）、中國林業(yè)集團(tuán)（2.7億美元）三家企業(yè)農(nóng)業(yè)ODI存量就占29.3%。而國有企業(yè)具有制度接近優(yōu)勢與所有權(quán)優(yōu)勢，具有抵御高風(fēng)險(xiǎn)的能力，對東道國的制度風(fēng)險(xiǎn)有更強(qiáng)的容忍度。另外，國有企業(yè)在一定程度上還具有非市場動(dòng)機(jī)，利潤最大化并非是國有企業(yè)對外投資行為的唯一目標(biāo)，還有幫助貧困國家的經(jīng)濟(jì)增長、增進(jìn)外交關(guān)系等等意圖，這些也會(huì)在一定程度上強(qiáng)化中國企業(yè)農(nóng)業(yè)ODI決策的逆向發(fā)展。（2）中國農(nóng)業(yè)企業(yè)“走出去”較日本、韓國、歐美國家晚，屬于后來者，前者的農(nóng)業(yè)跨國企業(yè)早已進(jìn)入到農(nóng)業(yè)自然資源條件較好、制度完善、政治風(fēng)險(xiǎn)較低的東道國，中國農(nóng)業(yè)企業(yè)作為資本輸出的后來者，投資空間有限，只能選擇到制度質(zhì)量較低、其他跨國農(nóng)業(yè)企業(yè)不太愿進(jìn)入的東道國投資。（3）中國農(nóng)業(yè)企業(yè)更為適應(yīng)這些與中國制度距離更為接近、雙邊政治關(guān)系較友好的東道國，但這些國家制度風(fēng)險(xiǎn)往往較高。由于以上原因產(chǎn)生了中國農(nóng)業(yè)ODI 流入與東道國制度風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)的表象。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)中國農(nóng)業(yè) ODI 的制度風(fēng)險(xiǎn)偏好，在模型（2）中加入東道國農(nóng)業(yè)行業(yè)層面特征控制變量，回歸結(jié)果顯示總體制度質(zhì)量（zl）仍然顯著為負(fù)，并且與模型（1）相比系數(shù)絕對值由0.771增加到0.861，顯著水平也由10%提高到5%，意味著在控制東道國農(nóng)業(yè)特征變量的影響后，中國農(nóng)業(yè)ODI的制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性更強(qiáng)了。

從制度質(zhì)量各子變量的回歸結(jié)果上看。話語權(quán)和問責(zé)（va）和腐敗控制（cc）在回歸中影響都不顯著，說明東道國公民的選舉自由權(quán)表達(dá)和腐敗控制狀況都不是吸引中國農(nóng)業(yè)ODI的重要因素。政治穩(wěn)定性與非暴亂（pa）影響顯著為正。這說明東道國的政治穩(wěn)定性是影響中國農(nóng)業(yè)ODI的決定因素。東道國政權(quán)動(dòng)蕩，將會(huì)導(dǎo)致外資政策和產(chǎn)權(quán)保護(hù)等缺失或缺乏連貫性，從而損害投資者利益。政府效率（ge）顯著為正，這意味著政府效率是中國農(nóng)業(yè)ODI區(qū)位選擇中一個(gè)重要的制度性因素。管制質(zhì)量（rq）和法治程度（rl）影響顯著為負(fù)。這意味著東道國管制效率和法制質(zhì)量對中國農(nóng)業(yè)ODI正負(fù)兩方面效應(yīng)綜合后為負(fù)，即大多數(shù)中國農(nóng)業(yè)企業(yè)傾向于避開法律和政府監(jiān)管體系嚴(yán)格的國家。

東道國全國層面的控制變量與傳統(tǒng)理論預(yù)期基本一致。東道國人均 GDP（lnpgdp）的系數(shù)符號和顯著性在模型（1）-（8）中不全一致，在很多回歸中都不顯著，這表明總體上看東道國經(jīng)濟(jì)實(shí)力對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響不明顯，中國企業(yè)對東道國農(nóng)業(yè)ODI的決策過程中市場導(dǎo)向不明顯。但在部分模型中呈現(xiàn)顯著的正效應(yīng)，說明部分證據(jù)顯示中國農(nóng)業(yè)ODI可能流向人均GDP較高的東道國。地理距離（lngd）在每個(gè)回歸中都顯著為負(fù)，這與國際經(jīng)濟(jì)學(xué)中的引力模型理論相一致，中國企業(yè)農(nóng)業(yè)ODI在選擇區(qū)位時(shí)更偏向距離中國近的國家。觀察近年來中國農(nóng)業(yè)ODI的流向，目的國主要是東南亞國家、俄羅斯遠(yuǎn)東地區(qū)、中亞、澳大利亞等中國周邊國家。其他控制變量如東道國投資開放度（lninop）、雙邊政治關(guān)系（lnvi）總體上影響顯著為正，說明它們對中國農(nóng)業(yè)ODI均具有顯著的積極影響;企業(yè)經(jīng)營環(huán)境排名（lnbr）和貸款利率（lnlor）總體上顯著為負(fù)，與理論預(yù)期也基本一致。

東道國農(nóng)業(yè)行業(yè)層面的特征控制變量中，農(nóng)業(yè)規(guī)模（lnagdp）顯著為正，與預(yù)期相一致。農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度（lnpland）顯著為正，說明東道國以耕地為代表的農(nóng)業(yè)自然資源影響中國對其農(nóng)業(yè)投資規(guī)模，中國企業(yè)對東道國農(nóng)業(yè)ODI具有明顯的資源導(dǎo)向性特征。農(nóng)村人口總量（lnapop）總體上顯著為正，說明東道國農(nóng)村勞動(dòng)力資源對中國農(nóng)業(yè)ODI總體上表現(xiàn)正向影響。農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額（lntrade）系數(shù)符號都為正號，在少數(shù)回歸中不顯著，但總體來說，中國與東道國之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易聯(lián)系對中國在東道國的農(nóng)業(yè)投資具有顯著的正向影響，這一結(jié)論與理論所揭示的雙邊貿(mào)易能促進(jìn)投資國對東道國的直接投資相符。

（二）調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)東道國制度質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用，以及東道國制度質(zhì)量、農(nóng)業(yè)特征變量與中國農(nóng)業(yè)ODI之間的關(guān)系，現(xiàn)在模型中引入東道國制度質(zhì)量和農(nóng)業(yè)特征變量交互項(xiàng)。當(dāng)引入交互項(xiàng)后，由于模型性質(zhì)改變，解釋變量的回歸系數(shù)含義不能按加法模型的方式加以解釋。在加法模型中，回歸系數(shù)測度了解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)，邊際效應(yīng)不依賴于其他解釋變量的值。但在交互模型中，交互項(xiàng)的解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)依賴于該交互項(xiàng)中的其他解釋變量（調(diào)節(jié)變量）的值。在線型回歸模型中，邊際效應(yīng)是交互項(xiàng)中其他解釋變量（調(diào)節(jié)變量）的線性函數(shù)，即y/x=α0+α1z（y為被解釋變量，x為交互項(xiàng)中的其他解釋變量，z為調(diào)節(jié)變量）。東道國調(diào)節(jié)變量對交互項(xiàng)中其他解釋變量對被解釋變量邊際效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用如圖1所示（假設(shè)α1小于0）。調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)作用只有在調(diào)節(jié)變量值比較高和比較低的時(shí)候才顯著（置信水平為95%的置信區(qū)間上下界限同時(shí)在縱坐標(biāo)值0以下或以上），如圖1中a、b。當(dāng)調(diào)節(jié)變量值高于b時(shí)，交互項(xiàng)中其他解釋變量與被解釋變量成顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（邊際效線在0以下），這一負(fù)相關(guān)關(guān)系隨著調(diào)節(jié)變量值的提高而顯著加強(qiáng)，說明在高調(diào)節(jié)變量值的國家，調(diào)節(jié)變量對被解釋變量有一定阻滯作用。當(dāng)調(diào)節(jié)變量值低于a時(shí)，交互項(xiàng)中其他解釋變量與被解釋變量成顯著正相關(guān)關(guān)系（邊際效應(yīng)線在0以上），這一正相關(guān)關(guān)系隨著調(diào)節(jié)變量值的降低而顯著加強(qiáng)。

表5中各模型回歸結(jié)果通過交互項(xiàng)顯示了東道國制度質(zhì)量對農(nóng)業(yè)特征變量的調(diào)節(jié)作用，并分別表示在圖2中。表5中模型（1）、（3）、（4）的α1>0，交叉項(xiàng)分別在5%、10%、10%水平下顯著為正，表明東道國制度質(zhì)量正向調(diào)節(jié)東道國農(nóng)業(yè)規(guī)模（lnagdp）、農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度（lnpland）和農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額（lntrade）與中國農(nóng)業(yè)ODI之間的關(guān)系。制度變量（zl）在單項(xiàng)變量估計(jì)結(jié)果中均為顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在模型（1）、（3）、（4）交互項(xiàng)中估計(jì)結(jié)果是顯著正向關(guān)聯(lián)性，這意味著東道國制度環(huán)境與市場規(guī)模和農(nóng)業(yè)資源因素雙重疊加效應(yīng)足以吸引中國農(nóng)業(yè)企業(yè)的投資。在模型（2）中α1<0，交叉項(xiàng)在10%水平下顯著為負(fù)，表明東道國制度質(zhì)量負(fù)向調(diào)節(jié)東道國農(nóng)村人口總量（lnapop）與中國農(nóng)業(yè)ODI之間的關(guān)系。

圖2顯示了東道國制度質(zhì)量如何調(diào)節(jié)東道國農(nóng)業(yè)特征變量與中國農(nóng)業(yè)ODI的關(guān)系。從圖2可見東道國制度質(zhì)量對東道國農(nóng)業(yè)規(guī)模、農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度、農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額的調(diào)節(jié)作用為正（圖中虛線斜率為正）。這一調(diào)節(jié)作用只有在每一農(nóng)業(yè)特征變量對中國農(nóng)業(yè)ODI邊際效應(yīng)置信水平為95%的置信區(qū)間上下界線同時(shí)在縱坐標(biāo)值0以下或以上才顯著。由于本文受到樣本容量的限制，未算出具體數(shù)據(jù)，待在以后的研究中進(jìn)一步關(guān)注，但根據(jù)置信區(qū)間上下線的趨勢判斷存在如圖1中的a、b兩個(gè)或其中一個(gè)值。當(dāng)制度質(zhì)量高到某個(gè)值時(shí)，東道國制度質(zhì)量使農(nóng)業(yè)特征變量對中國農(nóng)業(yè)ODI之間的邊際效應(yīng)成顯著正相關(guān)關(guān)系，這一正相關(guān)關(guān)系隨著制度質(zhì)量的提高而顯著加強(qiáng)。當(dāng)制度質(zhì)量低于某個(gè)值時(shí)，東道國制度質(zhì)量使農(nóng)業(yè)特征變量對中國農(nóng)業(yè)ODI之間的邊際效應(yīng)成顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一負(fù)相關(guān)關(guān)系隨著制度質(zhì)量的提高而顯著減弱。東道國制度質(zhì)量對東道國農(nóng)村人口總量的調(diào)節(jié)作用為負(fù)，這意味著東道國農(nóng)村人口資源因素與制度性因素之間存在著一定的替代效應(yīng)，東道國豐富的農(nóng)村人口資源可以在某種程度上抵消較差制度環(huán)境所帶來的負(fù)面影響，同時(shí)，當(dāng)制度質(zhì)量高到某個(gè)值時(shí)，東道國制度質(zhì)量使農(nóng)村人口總量對中國農(nóng)業(yè)ODI之間的邊際效應(yīng)成顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一負(fù)相關(guān)關(guān)系隨著制度質(zhì)量的提高而顯著加強(qiáng)。當(dāng)制度質(zhì)量低于某個(gè)值時(shí)，東道國制度質(zhì)量使農(nóng)村人口總量對中國農(nóng)業(yè)ODI之間的邊際效應(yīng)成顯著正相關(guān)關(guān)系，這一正相關(guān)關(guān)系隨著制度質(zhì)量的提高而顯著降低。

（三）制度接近性檢驗(yàn)

傳統(tǒng)理論認(rèn)為制度質(zhì)量差異小的國家間更加容易接納對方的交易規(guī)則和制度環(huán)境，因而制度差異小可以促進(jìn)雙邊企業(yè)投資[21]，即制度的絕對差異與ODI負(fù)相關(guān)。許多學(xué)者也認(rèn)為中國企業(yè)在制度環(huán)境與中國相似的國家具有特定“激勵(lì)和優(yōu)勢”，偏好到與中國制度相似的東道國投資[18。那么中國企業(yè)農(nóng)業(yè)ODI的行為是否與傳統(tǒng)理論預(yù)期一致呢？這需要進(jìn)行制度距離接近性檢驗(yàn)。本文參考Habib et al.（2002）和Bénassy-Quéré A. et al.（2007）的研究，運(yùn)用東道國與中國制度質(zhì)量及子變量差異的絕對值來度量制度距離[21-22]。檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

從檢驗(yàn)結(jié)果看，雙邊制度的絕對差異無論是總體制度質(zhì)量的絕對差異（dis），還是各子變量的絕對差異（dis_pa、dis_ge、dis_rq、dis_rl）對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響方向?yàn)樨?fù)，與傳統(tǒng)理論預(yù)期相符，說明中國農(nóng)業(yè)ODI具有制度接近性特征，但從顯著性上看，除了dis_rl在5%水平上顯著外，其他都不顯著，總體上看制度距離不是影響中國農(nóng)業(yè)ODI的決定因素。因?yàn)橹袊且粋€(gè)發(fā)展中國家，目前中國農(nóng)業(yè)ODI 也主要流向了發(fā)展中國家，發(fā)展中國家之間的制度呈現(xiàn)較大的相似性，所以本文認(rèn)為中國農(nóng)業(yè)ODI具有“制度接近性”。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于中國目前在各東道國的農(nóng)業(yè)投資規(guī)模非常小，還不足以影響東道國的制度質(zhì)量和其他經(jīng)濟(jì)變量的水平，另外，東道國的制度環(huán)境是一個(gè)長期演化過程的結(jié)果，短期內(nèi)變化不大，所以，預(yù)期中國農(nóng)業(yè)ODI與東道國制度質(zhì)量之間不存在雙向因果關(guān)系，可將其視為外生變量。為了驗(yàn)證內(nèi)生性問題是否存在，本文將模型中的解釋變量滯后一期進(jìn)行回歸，所得回歸結(jié)果與表4檢驗(yàn)結(jié)果并無明顯差異，僅是變量回歸系數(shù)大小和顯著性水平上有所變化。另外，從Hausman檢驗(yàn)結(jié)果來看，也不能拒絕所有解釋變量均為外生變量的原假設(shè)，表明模型中不存在內(nèi)生性問題，也說明本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

本文基于 2013—2017年中國對18個(gè)國家農(nóng)業(yè)ODI流量數(shù)據(jù)，采用面板隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)了東道國制度質(zhì)量及其6個(gè)不同維度子變量，以及4個(gè)東道國農(nóng)業(yè)特征變量對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響效應(yīng)，同時(shí)考察了東道國制度質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：

制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果顯示，從東道國總體制度質(zhì)量上看，中國農(nóng)業(yè)ODI與東道國制度質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)出制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性特征。在控制東道國農(nóng)業(yè)特征變量的影響后，中國農(nóng)業(yè)ODI的制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性更強(qiáng)了。原因在于：一是當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)ODI的主體還是國有農(nóng)業(yè)企業(yè)，國有企業(yè)具有抵御高風(fēng)險(xiǎn)的能力和非市場化動(dòng)機(jī);二是中國農(nóng)業(yè)企業(yè)作為資本輸出的后來者，投資空間有限;三是中國農(nóng)業(yè)企業(yè)更適應(yīng)與中國制度距離更為接近的國家，而這些國家往往制度風(fēng)險(xiǎn)較高。

從東道國制度質(zhì)量的6個(gè)子變量上看，東道國不同制度質(zhì)量子變量對中國農(nóng)業(yè)ODI具有不同的影響效應(yīng)。中國農(nóng)業(yè)企業(yè)不太關(guān)心東道國民主自由等政治制度和腐敗控制程度，而更關(guān)心東道國政治穩(wěn)定性和政府的效率，并傾向于避開政府管制和法律體系嚴(yán)格的國家。

在東道國制度質(zhì)量調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)中，東道國制度質(zhì)量正向調(diào)節(jié)東道國農(nóng)業(yè)規(guī)模、農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度和農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額與中國農(nóng)業(yè)ODI之間的關(guān)系，意味著隨著東道國制度質(zhì)量的提高，東道國上述農(nóng)業(yè)特征變量對中國農(nóng)業(yè)ODI的吸引力逐漸增強(qiáng)。東道國制度質(zhì)量負(fù)向調(diào)節(jié)東道國農(nóng)村人口總量與中國農(nóng)業(yè)ODI之間的關(guān)系，意味著隨著東道國制度質(zhì)量的提高，東道國農(nóng)村人口總量對中國農(nóng)業(yè)ODI的吸引力逐漸降低。

制度接近性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中國與東道國無論是總體制度質(zhì)量的絕對差異，還是政治穩(wěn)定性與非暴亂、政府效率、管制質(zhì)量和法治程度等4個(gè)子變量的絕對差異對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響方向都為負(fù)，這說明中國農(nóng)業(yè)ODI具有制度接近性特征。從顯著性上看，除了法治程度絕對差異在5%水平是顯著外，其他都不顯著。

在控制變量中，東道國農(nóng)業(yè)規(guī)模和農(nóng)村人口總量對中國農(nóng)業(yè)ODI的影響效應(yīng)與理論預(yù)期一致。農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度對中國農(nóng)業(yè)ODI影響顯著為正，表明東道國以耕地為代表的農(nóng)業(yè)自然資源有利于吸引中國農(nóng)業(yè)ODI，中國農(nóng)業(yè)ODI具有明顯資源尋求型特征。農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額總體上影響顯著為正，說明中國與東道國之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易聯(lián)系對中國在東道國的農(nóng)業(yè)投資具有顯著的正向影響。

在當(dāng)前國際地緣政治環(huán)境日趨復(fù)雜、保護(hù)主義日益抬頭、中國實(shí)力逐漸增強(qiáng)和世界各國日益重視本國農(nóng)業(yè)安全的背景下，中國農(nóng)業(yè)ODI在東道國面臨著諸多風(fēng)險(xiǎn)與挑戰(zhàn)。本文結(jié)論蘊(yùn)含的啟示有：

第一，現(xiàn)階段，中國農(nóng)業(yè)ODI表現(xiàn)出制度風(fēng)險(xiǎn)偏好的表象，但這并不意味著中國農(nóng)業(yè)ODI本質(zhì)上喜好風(fēng)險(xiǎn)，而是一種階段性現(xiàn)象，在企業(yè)農(nóng)業(yè)ODI過程中，仍然表現(xiàn)出對東道國總體制度環(huán)境的較強(qiáng)關(guān)注。隨著包括民營企業(yè)在內(nèi)的更多中國農(nóng)業(yè)企業(yè)競爭力增強(qiáng)和“走出去”，中國農(nóng)業(yè)ODI表現(xiàn)出的制度風(fēng)險(xiǎn)偏好性可能會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變化。因而，從長遠(yuǎn)來看，需要不斷提升農(nóng)業(yè)企業(yè)自身的國際競爭力和支持民營農(nóng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展。

第二，中國農(nóng)業(yè)ODI區(qū)位選擇時(shí)要重視東道國制度風(fēng)險(xiǎn)。目前中國農(nóng)業(yè)海外投資主要集中在制度風(fēng)險(xiǎn)較高的國家，面臨著較高的制度風(fēng)險(xiǎn)。因此，政府和企業(yè)對海外農(nóng)業(yè)投資可能面臨的制度風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)給予重視，充分調(diào)動(dòng)政治、經(jīng)濟(jì)和外交的力量，加快簽（修）訂雙（多）邊投資協(xié)定，為中國企業(yè)海外農(nóng)業(yè)投資營造一個(gè)相對安全的環(huán)境。

第三，東道國制度質(zhì)量對中國農(nóng)業(yè)ODI呈負(fù)向影響，但制度質(zhì)量對東道國農(nóng)業(yè)規(guī)模、農(nóng)業(yè)自然資源豐裕度和農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易總額對中國農(nóng)業(yè)ODI之間的邊際效應(yīng)起著正向調(diào)節(jié)作用，這一結(jié)果意味著在分析東道國制度質(zhì)量對中國農(nóng)業(yè)海外投資的影響時(shí)，不僅要分析制度質(zhì)量本身的直接作用，而且還要分析制度質(zhì)量對其他因素的調(diào)節(jié)作用。

第四，海外農(nóng)業(yè)投資企業(yè)應(yīng)提高對東道國制度風(fēng)險(xiǎn)的識別、預(yù)警和應(yīng)對能力，做好項(xiàng)目投資前的調(diào)查和制度風(fēng)險(xiǎn)的評估，以及項(xiàng)目運(yùn)營期間制度風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)監(jiān)測和應(yīng)急預(yù)案，將風(fēng)險(xiǎn)降至合理的水平。

注釋：

① 由于沒有一個(gè)機(jī)構(gòu)系統(tǒng)地發(fā)布中國農(nóng)業(yè)ODI統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，當(dāng)前很難獲得中國對不同國家在不同年份的連續(xù)的農(nóng)業(yè)ODI數(shù)據(jù)。

② 該區(qū)間涵蓋大多數(shù)目標(biāo)值，但有極少量數(shù)據(jù)落在該區(qū)間外，如 “政治穩(wěn)定程度”的最小值為-2.812。

③ 18個(gè)國家分別是：阿根廷（Argentina）、澳大利亞（Australia）、巴西（Brazil）、俄羅斯（Russia）、加拿大（Canada）、美國（America）、印度尼西亞（Indonesia）、印度（India）、哈薩克斯坦（Kazakhstan）、吉爾吉斯斯坦（Kyrgyzstan）、柬埔寨（Cambodia）、緬甸（Myanmar）、莫桑比克（Mozambique）、毛里塔尼亞（Mauritania）、泰國（Thailand）、塔吉克斯坦（Tajikistan）、新西蘭（New Zealand）、越南（Vietnam）。

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