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我国农业利用FDI与农民增收的相关性研究 朱鹏※ (安徽财经大学，蚌埠 233041） 内容摘要：本文根据我国1997-2009年的年度数据，利用实证分析，得出农业利用FDI对我国农民收入有着明显的促进作用的结论。因此，在新时期，研究解决农业利用FDI存在的问题，进一步提高农业利用FDI的规模和质量，对促进农村经济持续稳定增长，提高我国农民收入有着重要作用。 关键词：农业；外商直接投资；农民增收 文献综述 根据我国历年统计年鉴的相关数据，我国农业利用FDI的金额由1997年的63000万美元上升到2009年的142873万美元，同比时期我国农民纯收入由1997年的2090.1元上升到2009年的5153.2元。农业利用FDI逐年上升，同时我国农民的人均纯收入也在不断上升。农业利用FDI促进我国农民的增收，这是这两组数据体现出来的一种表面关系。 关于两者之间的研究，国内学者严启发（2003）认为，我国农业利用FDI能够引进国外先进技术和优良品种，对促进我国农村经济稳定发展和提高农民收入有着重要作用。 徐承毅（2004）认为，农业利用FDI可以促进农产品的国际交换，在使我国居民享受到高品质的农产品得同时也能促进我国农产品的出口，改善其出口结构，增加我国农民的收入。 江娟（2010）认为，外商直接投资能给东道国农民带来直接或者间接的就业机会，并且外国跨国公司通常对东道国雇员进行相关培训，这不仅能够提高我国农民的素质，还能进而促进农业增长，提高农民收入。 因此，本文首先利用实证研究，运用相关数据，借助计量经济学Eviews6.0软件对我国农业利用FDI和农民纯收入做相关的实证研究，分析农业利用FDI对我国农民收入的真实影响情况。 我国农业利用FDI与农民纯收入的实证分析 本文选取的是自1997年到2009年以来的13个年度数据。 FDI：表示我国各年农业利用FDI数额，单位：万美元。I：表示当年我国农民纯收入，单位：元。数据来源于中华人民共和国国家统计局网站（）。其中农业包括农，林，牧，渔业。 相关步骤： 1、收集数据并整理，对各个时间序列数据取对数。分别为lnFDI，lnI。 2、协整检验。第一步利用ADF单位根检验来检验变量的平稳性，避免“伪回归”的出现。检验结果显示各个变量的序列并不平稳。结果一阶差分和二阶差分后结果如表1所示。 表1 一阶差分和二阶差分后的单位根检验结果 变量 ADF统计量 1%临界值 5%临界值 10%临界值 结论 D(lnFDI,1) -0.7 -4.4 -3.3 -2.8 非平稳 D(lnFDI,2) -4.8 -4.6 -3.3 -2.8 平稳 D(lnI,1) -2.4 -4.2 -3.2 -2.7 非平稳 D(lnI,2) -4.5 -4.3 -3.2 -2.7 平稳 D(*,1)表示变量的一阶差分，D(*,2)表示变量的二阶差分。结果显示各序列二阶差分检验后均平稳，不存在伪回归现象，因此lnFDI与lnI可能存在长期的协整关系。 第二步，在此基础上对变量lnFDI和lnI做协整检验。对lnFDI和lnI进行最小二乘回归。得到以下两者的回归方程：lnI = 0.52lnFDI + 7.2 （2.4）（4.2） 检验结果显示出了我国农民纯收入与农业利用FDI有着比较大的正相关关系，我国农业利用FDI，能够促使我国农民收入的提高。 格兰杰检验。即对lnFDI和lnI进行格兰杰因果检验，验证他们之间的相互因果关系，检验结果如表2所示。 表2 ?Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.? ?LNI does not Granger Cause LNFDI ?11 ?0.31471 0.7414 ?LNFDI does not Granger Cause LNI ?6.23503 0.0343 注：以上格兰杰检验的滞后期为2 从上面的检验结果可以看出，lnFDI是lnI的格兰杰原因，这表明农业利用FDI对农民的收入有着明显的影响。 4、方差分解分析。建立lnFDI和lnI的VAR模型，通过VAR估计中滞后长度准则，我们得知他的滞后期为3，我们再对VAR进行方差分解分析，VAR的方差分解能够给出随机新息的相对重要性。将方差分解到5期，结果如表3所示。 表3 ?Variance Decomposition of LNI: ?Period S.E. LNFDI LNI ?1 ?0.132658 ?29.70599 ?70.29401 ?2 ?0.245641 ?2