贸易壁垒背景下中国对东盟农业直接投资与农产品贸易效应实证研究

摘   要：当前由西方大国挑起的贸易单边主义和保护主义笼罩全球，能否通过国际贸易数据实证分析快速找到稳健的贸易伙伴，对促进粮食安全、农业产业健康发展以及应对当前世界变局具有重要意义。以中国与东盟的农产品贸易往来为例，采用平稳性检验、协整分析、模型回归、Granger因果检验等方法，研究我国与东盟农业直接投资、农产品进、出口之间的关系。研究发现：中国对东盟的农业直接投资对中国进口东盟农产品的影响大于进口对直接投资的影响，且彼此为正向相关关系;而农业直接投资与中国出口东盟之间互不为因果关系，以出口影响投资略大于投资影响出口形成长期稳定的正向相关关系;进、出口间具有相互解释能力与正向相关关系，且出口对进口的影响远远大于进口对出口的影响，影响力度比约为2：1。针对当前情况，应注重以投资稳进口，在做好风险防控的前提下加大对东盟农业直接投资;持续发展中国-东盟长期友好关系，充分发挥资源禀赋优势，推动双边农产品贸易投资政策走深、走实;大力发展农业科技创新，实现农业现代化，巩固提升农产品国际竞争力。

关键词：农业直接投资;农产品进、出口贸易;协整分析;Granger因果关系检验

中图分类号：F323.9 文献标志码：A 文章编号：1008-2697（2022）03-0036-07

一、引言

随着经济社会发展，我国综合国力和国际地位已显著提升，在货物贸易、服务贸易、对外直接投资等项目上已然跃居世界前列。2003年，我国农产品贸易占当年GDP总量的20%左右;2018年，我国农产品贸易总量比2003年增长500%，对外农业直接投资存量达到187.73亿美元。可见，随着经济全球化进程的加快，我国发挥资源禀赋优势、调整农业产业结构、融入世界分工的进程正在加快。同时，我国农产品对外依存度也进一步加大。

当前，世界正经历百年未有之大变局。国内农业生产环境逐步恶化，生产成本急剧攀升。国外以美国为首的世界单边主义、民粹主义抬头，世界贸易从拆墙转向筑墙。这使得我国陷入农产品贸易被封锁和被打压的困境，导致农产品进口成本剧增、物价水平上扬等问题产生。面对国内局部农业生产资源日益恶化和国际贸易局势极不稳定的窘境，根据对外投资的贸易替代突显出进一步加强世界农业生产贸易协作的重要性，展现深化世界农业贸易投资合作在世界农业发展乃至世界经济发展中的重要作用。此时，积极寻找高效、可靠、长远的农业合作伙伴关系显得至关重要。

我国与东南亚国家贸易关系始于秦汉，兴于当下。中共十八大以来，习近平总书记多次对“一带一路”倡议做出重要论述：“东南亚地区自古以来就是‘海上丝绸之路’的重要枢纽。”东盟这一组织地域涵盖广，经济发展成效突出，不论是从农业资源禀赋理论分析，还是从农业投资区位选择的角度来抉择，其农业贸易和投资市场都不容小觑。

在此背景下，研究我国与东盟的农业直接投资与农产品贸易之间的关系，具有佐证我国对东盟的农业投资和贸易调节是否具有缓解当前我国所面临的农业贸易压力的潜力，或将为我国开拓更为宽广的贸易道路提供科学方案，有助于持续推进我国农业“走出去”战略的发展，为我国寻求和发展新的农业贸易投资伙伴关系提供科学参考，为中国摆脱当下农业贸易受制于人的危险局面提供意见，进一步实现中国农业的健康稳定发展和农产品供需安全保障。

二、文献综述及问题提出

（一）文献综述

对于对外直接投资与进出口之间关系的研究在学术界已呈现百花齐放、百家争鸣的态势，且各有千秋。Mundell（1957）早期在贸易与投资的替代模型中表示，若外贸存在并处于自由贸易状态，对外直接投资在各国的表现均显示对进出口具有完全替代性[1]。Horst（1972）实证研究发现，美国曾采用对外进行直接投资的出口替代方式实现过避税的目的[2]。而Markusen和Svensson（1996）采用要素比例实证模型实证得出，对外直接投资与贸易却存在互补性[3]。之后，项本武（2009）又证实了中国进出口与对外直接投资之间还存在长期的协整关系[4]。正如范海军（2012）所说，对外直接投资与贸易之间不仅对进出口具有相应的替代性和促进性，再者，或是互补性，亦或是长期相伴的协整关系[5]。

随着理论应用的逐步深化、细化，专门针对农业对外直接投资与农产品进出口之间关系的研究层出不穷。王芳、王静（2015）等对我国实际农业对外直接投资与农产品进口实际进行比照研究，认为我国农业对外直接投资与农产品贸易并非有直接的关联关系。因不同国家、组织和地区的环境差异化[6]，刘旺（2016）认为，我国对东盟的直接投资具有明显的出口效应[7]。而王长义和陈利霞（2013）却认为，中国对东盟短期直接投资与出口存在互补，而与进口体现出替代关系[8]。

综上，对于对外直接投资与进出口间关系的分析已经具有相当成熟的理论体系和实证方法，对外直接投资与进出口间的关系的研究成果普遍认同对外直接投资对进出口会产生互补效应和替代效应，另外存在不同的声音在于其还存在一种长期的协整关系以及认为他们并不存在直接关系。统一的问题产生的不同答案实质上是研究标的和研究范畴的变化所致。可见，理论上的直接投资与进出口的关系分析结果可能在具体的地区和产业划分之下不再适用。具体问题，具体分析，或将是找到解决当下农产品贸易问题的最佳途径。

（二）问题提出

总的来说，中国在总体对外直接投资与进出口之间的关系上符合经济学家们所提出的替代效应和互补效应，但对于具体活动对象、投资项目（农业）与该项目相关的产品贸易之间关系的研究中却产生了不一样的声音。这引发本文进一步对经济理论在具体经济项目活动中的探索，本文深入探寻在具体的直接投资对象（东盟）、具体投资标的（农业）的情况下，对中国对东盟的农业直接投资与中国进出口东盟农产品之间可能存在的关系进行实证研究。探寻中国对东盟农业直接投资与中国进出口东盟农产品之间存在怎样的关系，是否与国际贸易理论的结论相符，是否存在其他关系等，在全球贸易形势严峻情况下，为我国寻求新的农业贸易投资合作伙伴、推进国内农业“走出去”战略计划发展和稳定国内农产品贸易决策提供参考。

三、中国与东盟农产品贸易和农业直接投资现状分析

王晓蓓等（2011）[9]、雷瑞（2017）[10]等认为东盟多数国家具有较高的农业投资价值，区位选择上赞同并鼓励中国加大对东盟投资。得益于“一带一路”的积极影响，以及东盟得天独厚的地理区位、资源禀赋等优势，16年来，中国对东盟的农业投资、农产品进、出口总额保持稳进，特别是自由贸易区建立以来，中国对东盟的农业直接投资存量与农产品贸易总额的增长率加速。新形势下，习近平总书记高度重视“一带一路”的建设，他曾表示：共建“一带一路”是大幅提升我国贸易投资自由化便利化水平，推动我国贸易健康高质量发展的绿色道路。“一带一路”的构建，使得中国与东盟的农业贸易投资大门越开越大，贸易往来与贸易合作关系越来越密切，双方正共谋互惠共赢的贸易政策推动双边农产品贸易投资和农业发展。

（一）中国与东盟农产品贸易现状

东盟十国地处热带和亚热带地区，拥有丰富而优质的农业生产资料。就土地资源与劳动力供给情况而言，东盟十国中过半的国家耕地面积和农村人口占比均远大于世界平均水平。虽然农业机械化和现代化水平还具有较大的提升空间，但在“一带一路”战略的助推下，东盟十国在农业发展上将具有较大潜质。

因地理区位和经济发展的差异，东盟与中国在主要农产品贸易上具有较高的互补性，在大米、蔬菜和肉类上具有较大的显性比较优势。自由贸易区的建立成为中国与东盟农产品贸易发展的全新动力，其中农产品进口从2003年的25.76亿美元以平均每年37.7%的增长速度迅速到达2018年的181.04亿美元，16年净增长超155亿美元;而农产品出口贸易额除了2003—2004年略微回落外，2004—2018年每年保持14%左右的高增长水平在增长，从2003至2018年，贸易总额净增长高达144.17亿美元。2018年，中国对东盟的农产品贸易总额从2003年的47.96亿美元剧增至2018的347.41亿美元，增长了7倍。如表1所示。

（二）中国对东盟农业投资现状

从地缘政治角度分析。东盟与中国互邻，拥有源远流长的政治交涉、文化交流和经贸往来，这为今天中国与东盟的农业贸易投资发展打下了坚实的基础。且中国与东盟的经济以互补性为主导，这将注定其双边贸易和投资蕴含着巨大的发展潜力。

2003年，中国与东盟自由贸易区建立，这是自古代丝绸之路以来中国与东盟国家外贸合作的又一次飞跃。在双边自由贸易区的催化与“一带一路”战略实施的推动下，16年间，中国对东盟的农业直接投资存量从0.67亿美元激增至2018年的74.5亿美元，增长量高达111倍。至今，中国对东盟的农业直接投资存量仍保持稳中有进的增长态势。

四、数据来源及研究方法介绍

（一）样本数据来源与数据处理

本文数据来源于世界银行公布的东盟各国农业增加值/GDP的数据;来自Trad map数据库的中国对东盟各国农产品进（IM）、出口（EX）数据;来自《中国对外直接投资统计公报》上中国对东盟国直接投资流量（FDI）数据;以及取自国家数据库的投资者消费价格指数。

本文收集处理得到的中国对东盟农业直接投资额，采用比重法[11]获得，即中国对东盟农业直接投资存量=中国对东盟各国直接投资存量*东盟各国农业增加值/东盟各国GDP值。由于实证分析需要，本文以2003年的农业直接投资存量为基期用Kt=（It/Pt*100）+（1-§）*K（t-1）将所得农业直接投资存量折算成实际的农业投资存量。这里，Kt为第t年农业直接投资的资本存量，It是第t年以当年价格计价的投资额，Pt是第t年的价格指数，§为折旧率。上式表示t期的农业直接投资存量Kt等于第（t-1）年的投资存量（1-§）*K（t-1）加上第t年实际产生的农业直接投资额（It/Pt*100）。本文农业资产采用折旧率为10%折算后的中国对东盟农业直接投资存量。

（二）研究方法

本文采用定性分析与实证相结合的方法，对收集整理的面板数据采用单位根检验、协整检验、模型回归等方法依次进行实证分析。首先，实验数据取对数，让数据更平稳;其次，单位根检验避免伪回归;第三，数据平稳之后做协整检验，分析变量之间的长期关系，若不存在协整关系，进一步核实所收集的数据是否存在问题。第四步，模型回归，本文采用OLS最小二乘回归方法，通过回归检验和格兰杰因果关系检验确定变量之间的关系。

五、实证分析

（一）面板数据单位根检验

由于所选的农业直接投资存量、农产品进口额、农产品出口额数据的时间年限长，且截取数据的开始时间不是变量发生的初始时间。所以，各变量还是可能存在单位根，需进行单位根检验。

对变量对数（LNIM、LNEX、LNFDI）进行单位根检验，在各种限制条件下，对（LNIM、LNEX、LNFDI）进行零阶差分和一阶差分（△LNIM、△LNEX、△LNFDI）检验。其检验结果如表2所示。

由以上检验结果可以得出，中国对东盟农业直接投资存量、农产品进口、出口额对数（LNIM、LNEX、LNFDI）的一阶差分在5%的显著性水平下拒绝了原假设，平稳，且均为I（I）序列。

（二）协整检验

通过Kao检验和Pedroni检验，协整分析情况如表3所示。

如表3所示，对LNFDI与LNEX的Pedroni含截距异质检验和Kao含截距同质检验结果所示，在5%的显著性水平上，Pedroni仅含截距项检验结果Panel v-Statistic、Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Group PP-Statistic、Group ADF-Statistic检验拒绝原假设，支持存在协整关系;Panel rho-Statistic、Group rho-Statistic接受原假设，不支持协整关系，支持存在协整关系的居多，且证明至少存在一部分有协整关系，而Kao检验P值小于0.05，拒绝原假设，全部具有协整关系，并支持协整关系。同理，对LNIM与LNFDI、LNIM与LNEX分别进行协整，结果均支持他们之间存在协整关系。进一步证明LNEX与LNFDI、LNIM与LNFDI、LNIM与LNEX之间存在某种长期均衡关系。