风险规避VS风险偏好：东道国农业投资风险影响了中国对外农业直接投资吗.pdf

风险规避V S风险偏好：东道国农业投资风险影响了中国对外农业直接投资吗？何邦路吴秀敏吉锐曾洁(四川农业大学管理学院成都 ;四川省农业对外合作交流中心成都 )收稿日期:.基金项目:国家社会科学基金项目“提升中国农业产业链供应链可追溯性的消费决策及应用问题研究”(B G L ),四川省社会科学重点项目“中国对 一带一路沿线国家农业直接投资风险识别、测度及预警研究”(S C A ).作者简介:何邦路(),男,陕西安康人,博士研究生,研究方向:农业经济理论与政策、农业国际贸易、对外农业投资,E m a i l:b l h e c o m;吉锐(),女,四川冕 宁人,硕士,研究方 向:农 业 对 外 交 流 和 促 进 农 产 品 贸 易 研 究,E m a i l:q q c o m;曾洁(),女,四川宜宾人,硕士,高级农艺师,高级经济师,研究方向:农业国际贸易及区域合作研究,E m a i l:q q c o m.通信作者:吴秀敏(),男,四川成都人,博士,教授,研究方向:农业经济理论与政策,E m a i l:q q c o m.摘要:本文基于风险扩展的贸易引力模型,利用 年中国对 个国家(地区)的农业直接投资数据,实证检验了东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资规模的影响.研究发现:现阶段中国对外农业直接投资既不是单纯的风险规避也不是完全的风险偏好,而是同东道国农业投资风险呈 倒U形关系.现 阶段 中 国 在 大 部 分 国 家 的 农 业 投 资 处 于 风 险 寻 求 的“黄金期”(倒U形曲线左侧的样本约占 ).企业营业收入水平削弱了东道国农业投资风险和中国对外农业直接投资规模间的倒U形关系,企业的“趋利”现象使得其对风险的敏感度整体下降,进入和退出东道国市场的速度均有所减缓,放大了风险.中介机制检验表明,东道国农业投资风险通过改变东道国制度质量进而影响中国对其农业直接投资规模.关键词:投资风险;对外农业投资;风险规避;风险偏好D O I:/j c n /s 1引言 年,中共中央、国务院印发 关于构建开放型经济新体制的若干意见,全面提出了新时期构建开放型经济新体制的目标任务和重大举措,强调要建立促进走出去战略的新体制,构建外贸可持续发展新机制.随着开放型经济战略的实施,中国农业国际贸易规模稳步提升,对外农业直接投资取得迅猛发展.截至 年底,中国企业对外农业投资广泛分布在全球 个国家和地区,在境外设立农业企业 家,累计投资存量达?23郾09（总533）亿美元.在此背景下,有关中国企业对外农业投资模式的问题引发了学者关注.其中,中国对外农业直接投资规模与东道国投资风险之间的关系成为众多学者关注和争论的焦点之一.由于起步晚,与发达国家相比,中国对外直接投资较多地进入一些制度环境不成熟、投资空间较少、被欧美等发达国家占据的发展中国家.因而,中国“走出去”企业往往会遭遇东道国制度安排缺失所引发的投资风险较高的问题.年 纽约时报发文就中国对外投资风险问题进行了讨论,文章指出“在很多政治和法律制度高风险的国家,中国的影响尤为广泛”“在全世界风险最高的 个国家中,中国在其中个国家是最大的投资者”.国内外一些学者的研究结果也表明,中国对外直接投资偏好导致更易进入制度较差、风险更大的国家 ,这显然与传统的投资理论相悖.内部化理论认为,较高的东道国风险使得企业在当地经营的难度加大,巨额沉没成本无法收回的可能性升高,此时对外投资的吸引力自然就越小,即对外投资与东道国的市场风险之间存在着负向的相关关系 ,类似的观点还有罗伟和葛顺奇、杨娇辉等.然而C h e u n g和Q i a n、王永钦等 持不同观点,他们发现中国对外直接投资对于东道国的政治风险缺乏敏感性.显然,对于中国对外直接投资到底是风险偏好还是风险规避,目前学术界仍有争论.此外,由于投资体量与其他产业存在差距,抑或受到数据可得性的影响,目前学术界关于东道国投资风险偏好问题的讨论仍集中于整个对外直接投资领域.而少部分已有关于对外农业直接投资风险相关的研究中,较多从定性角度分析中国对外农业投资面临的风险类型 和防范风险的必要性 ,从东道国投资风险角度探讨其对中国对外农业直接投资规模的影响研究尚少.一方面,随着中国农业国际化的快速推进,对外农业直接投资规模将持续走高,兼具投资成本大、周期长的农业投资,具有自然再生产和经济再生产交织的双重属性,易受自然环境和市场需求等因素影响,客观上决定了农业投资风险呈现来源广、种类多的特征,海外投资过程极易造成损失;另一方面,中国对外农业直接投资是否会出于“两个市场、两种资源”的寻求而对东道国投资风险缺乏敏感.当前,国际形势风云变幻,世界经济政策不确定性激增.年以来中国对外农业直接投资增速连年下滑(仅 年短暂回升),那么东道国投资高涨的投资风险对中国对外农业投资规模是否存在显著影响?本文尝试回答上述问题,这对于下一阶段中国对外农业直接投资区位选择、扩大投资规模、推进农业国际化有重要的理论价值与现实意义.2理论分析与研究假说 东道国农业投资风险W i l l e t t认为风险是关于不愿发生的事件的不确定性之客观体现,K n i g h t进一步将可度量的不确定性称作风险.随着经济全球化进程的加快,跨国金融业使得各国经济深度绑定,为了客观评估各国的征信水平,保证资本国际流通风险整体可控,国家政治风险、经济风险、主权信用风险和对外投资风险等东道国宏观环境风险评级次第诞生.其中,东道国农业投资风险即为对外投资领域衍生的行业风险评价之一.陈伟和熊启泉将中国农业企业对外直接投资面临的国家风险划分为政治政策、经济政策、国家法律、国家债务危机和非传统风险五大类.汪晶晶等将中国农业投资环境划分为政治与法律环境、经济与对外开放环境、基础设施与公共服务环境、农业生产环境四方面.胡殿毅等将中国在东盟的农业投资环境划分为政治与法律环境、经济及对外开放环境、基础设施及公共服务环境和农业生产环境四个维度.综上可见,评价指标选取方面已有研究主要基于东道国的宏观环境因素,从东道国政治、经济和社会等方面进行考量评价,并将农业产业特征纳入考虑,为本文后续构建东道国农业投资风险指标体系提供了经验支持.?23郾09（总533）数据来源:中国对外农业投资合作分析报告(年度总篇).据经济政策不确定性官网数据测算,年,全球经济政策不确定性上涨 ,年均上涨 .此处将原始月度数据平均化处理得到年度经济政策不确定性指数.据商务部 年度中国对外直接投资统计公报数据测算,年中国农、林、牧、渔业对外直接投资流量增速依次为 、和 .本文将农、林、牧、渔业对外投资统一为对外农业投资.东道国农业投资风险与中国对外农业直接投资规模关于东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资规模的影响目前学术界研究较少,较多的研究集中于东道国宏观环境风险对整个对外投资领域,且研究结论仍存在争议.争议一:东道国投资风险抑制了中国对外直接投资,即中国对外农业直接投资属于风险厌恶型.国际生产折中理论认为,所有权优势、内部化优势和区位优势是企业开展对外投资的必要条件,东道国的区位优势是吸引外资的重要筹码.当东道国区位优势向不利于外资企业目的寻求的方向演变时,便刺激爆发局部东道国投资风险.随着东道国社会不稳定性因素升高,制度约束下降,外资企业为东道国非市场机制行为所支付的资金如同不规律的税收,提高了投资的运营成本 ,对投资活动产生“摩擦效应”.同时,东道国投资风险伴随政府稳定性降低、行政效率及社会安全下降、司法监督失灵,甚至出现资产被征收的可能性,这些因素显然不利于外资企业在东道国投资活动开展,即中国向投资环境风险系数过大的国家直接投资的概率较小.但也有学者认为,东道国风险对外来投资的影响取决于风险的具体类型或外来企业性质,如政治风险对中国对外直接投资有显著的负向影响;相比国有企业,私有企业对东道国投资风险更敏感.上述东道国投资风险对外来投资的抑制影响也可总结为“制度阻碍论”.争议二:东道国投资风险促进了中国对外直接投资,即中国对外农业直接投资属于风险偏好型.虽然东道国投资风险伴随政府效能下降导致投资相关审批程序冗繁、投资者时间等待成本上升等问题,但此时企业通过建立政治关联、关系网络等非市场机制可以绕开制度环境障碍.在此背景下,企业对东道国非市场机制的寻求作为一种次优选择对投资活动发挥明显的润滑作用 ,因而制度质量较低的东道国反而更能吸引企业投资.同时,制度质量较低会进一步降低东道国政治制度对政府官员参与非市场机制行为的约束,使得投资扭曲性激励被强化,类似观点还有B u c k l e y等、R a m a s a m y等.K o l s t a d和W i i g也发现外资对制度环境较差的国家反而会产生强烈偏好,并表现出不规避政治风险的特征 .此外,东道国投资风险上升有可能通过降低社会法律约束,使得外来生产者违法成本降低,进一步放大外资企业在当地投资生产的合法性.上述风险对投资促进的观点也可总结为“制度拉力论”.通过文献梳理发现,无论是理论研究还是经验研究,东道国投资风险对外来投资的影响均未得到较为一致的结论,而在一定程度上显示出东道国投资风险对外来投资的影响存在一定的差异性,且这种差异可能呈现出非线性特征,即不同大小的东道国投资风险对外来投资的影响可能不同,甚至截然相反.盈利水平与中国对外农业直接投资企业对外农业投资以营利作为主要目的,因此企业盈利水平和投资规模有着天然联系.那么在东道国农业投资风险和中国对外农业直接投资规模的影响关系中,企业是否会因为盈利水平提升产生“趋利”现象而无视投资风险,抑或由于畏惧风险而出现“避害”的现象.由此推断盈利水平可能在东道国农业投资风险影响中国对外农业直接投资的过程中发挥正向或者负向的调节作用.基于以上分析,本文提出以下假说.假说H:东道国农业投资风险抑制了中国对外农业直接投资规模,对中国对外农业直接投资有负向影响;假说H:东道国农业投资风险促进了中国对外农业直接投资规模,对中国对外农业直接投资有正向影响;假说H:东道国农业投资风险与中国对外农业直接投资规模之间存在非线性关系;假说H:企业盈利水平在东道国农业投资风险和中国对外农业直接投资规模之间发挥正向或负向的调节作用.3指标选择、数据来源与模型构建 指标选择与数据来源被解释变量:中国对外农业直接投资存量(S t o c ko fo u t w a r df o r e i g nd i r e c t i n v e s t m e n t i na g r i c u l t u r a l,?23郾09（总533）O F D I A).本文选择中国企业年度在一国的农业直接投资存量之和(万美元)表征中国年度对该国的农业直接投资规模.该数据来源于农业农村部对外经济合作中心企业对外农业投资数据库.根据 中国对外农业投资合作分析报告(年度总篇),截至 年底,中国企业在全球 个国家(地区)设立农业企业 家.由于数据匹配的可得性,本文最终选择 个国家(地区)作为研究对象.年,中国在样本区域投资存量规模均超过年度存量总额的(年依次为 、和 ),因此选择样本区域国家(地区)研究东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资的影响具有代表性.解释变量:东道国农业投资风险(A g r i c u l t u r a l i n v e s t m e n t r i s k i nh o s t c o u n t r y,A I R).本文借鉴已有研究 ,从东道国政治监管、经济金融、社会基础和农业生产经营个维度构建东道国农业投资环境风险评价指标体系(表),测度东道国农业投资环境稳定程度,用以衡量东道国农业投资风险大小.表中国对外农业直接投资风险评价指标变量表一级指标二级指标指标说明数据来源政治监管风险A 政治稳定性(B )用以衡量东道国政治不稳定和出于政治动机的暴力、恐怖主义的可能性,分值范围 分,分值越高政府越稳定WG I政府有效性(B )衡量公共服务及行政部门独立于政治压力,制定政策和执行的质量,分值范围 分,分值越高政府有效性越强WG I控制腐败(B )反映公民对公共权利为私利行使的看法,分值范围 分,分值越高表明腐败控制力度越好WG I外部冲突(B )衡量现任政府因外国行动而面临的风险,包括非暴力外部压力和暴力外部压力,分值范围 分,分值越高外部冲突越小I C R G内部冲突(B )衡量东道国政治暴力,由内战、恐怖主义和内乱三个部分组成,分值范围 分,分值越高冲突越小I C R G法律效率(B )反映代理人对社会规则的信心和遵守程度的看法,分值范围 分,分值越高法律效率越好WG I经济金融风险A 国民储蓄(B )用国民总储蓄与G D P的比值衡量东道国储蓄水平,比值越大储蓄水平越高I MF税收负担(B )用总税款占商业利润的比例衡量东道国税收负担,比值越大税负越重D B通货膨胀(B )以G D P隐含价格平减指数年增长率衡量通货膨胀,数值越大通货膨胀越严重WD I汇率水平(B )以东道国国家当局确定的汇率或由合法的外汇市场确定的汇率衡量汇率水平,数值越大则本币汇率上升WD I外债规模(B )用东道国债务人在未来一个或多个日期向债权人支付所有负债占G D P的比例衡量外债规模,比例越大外债规模越高I MF偿债能力(B )以东道国经常账户余额占G D P的比例衡量偿债能力,比值越大偿债能力越强I MF社会基础风险A 社会安全(B )用恐怖主义风险衡量社会安全,分值范围分,分数越高,恐怖主义风险越低,社会越安全I C R G文化冲突(B )用种族、民族或语言分歧而导致的紧张程度衡量文化冲突,分值范围分,分值越大文化冲突越小I C R G?23郾09（总533）阿尔及利亚、阿根廷、埃及、埃塞俄比亚、爱尔兰、安哥拉、澳大利亚、巴基斯坦、巴拿马、巴西、白俄罗斯、保加利亚、比利时、波兰、玻利维亚、德国、多哥、俄罗斯、厄瓜多尔、法国、菲律宾、芬兰、冈比亚、刚果(布)、刚果(金)、哥斯达黎加、哈萨克斯坦、韩国、荷兰、加拿大、加纳、津巴布韦、喀麦隆、科特迪瓦、肯尼亚、罗马尼亚、马达加斯加、马来西亚、马里、美国、蒙古国、秘鲁、缅甸、摩洛哥、莫桑比克、纳米比亚、南非、尼日利亚、日本、瑞士、塞拉利昂、塞内加尔、斯里兰卡、泰国、坦桑尼亚、突尼斯、乌干达、乌克兰、乌拉圭、西班牙、新加坡、新西兰、匈牙利、以色列、意大利、印度、印度尼西亚、英国、越南、赞比亚、智利和中国香港.(续)一级指标二级指标指标说明数据来源社会基础风险A 就业水平(B )用东道国失业人数占劳动力总数的比例衡量失业率WD I城镇化率(B )用东道国城镇人口占社会总人口的比例衡量城镇化水平,数值越大城镇化率越高WD I通信能力(B )用东道国每百人拥有移动电话数量衡量该国通信能力,数值越大通信越便捷通信能力越好WD I创新水平(B )用东道国高科技产品出口占总出口的比例衡量创新水平,比值越大创新水平越高WD I农业生产经营风险A 农业规模(B )用东道国农业增加值占G D P的比例衡量农业规模,比值越大农业规模越大WD I农业基础(B )用东道国农业原材料进口占商品进口的比例衡量东道国农业基础,比值越大代表农业原材料进口越多农业基础越差WD I农地面积(B )用东道国农业用地占土地总面积的比例表示农业用地水平,比例越大表示农业用地面积越多WD I自然灾害(B )用东道国自然灾害(包括洪涝、干旱、病虫害和地震等 余种灾害类型)总受影响人数表示灾害水平EM D A T劳动力成本(B )用东道国就业人口的人均G D P衡量东道国的劳动力成本WD I劳动力结构(B )用东道国 岁及以上的人口中从事经济活动的人口比率表示劳动力结构WD I注:WG I(T h eW o r l d w i d eG o v e r n a n c e I n d i c a t o r s)指全球治理指标,I C R G(I n t e r n a t i o n a lC o u n t r yR i s kG u i d e)指国际国家风险指南,I MF(I n t e r n a t i o n a lM o n e t a r yF u n d)指国际货币基金组织,D B(D o i n gB u s i n e s s)指世界营商环境数据库,WD I(W o r l dD e v e l o p m e n t I n d i c a t o r s)指世界发展指标;EM D A T(M e r g e n c yE v e n t sD a t a b a s e)指全球灾害数据库.具体风险评价方法方面,本文采用熵权 TO P S I S法.一方面,熵权法可以根据待估数据携带的信息熵给出客观权重,克服了人为给定权重对数据本身造成的估计损失;另一方面,TO P S I S法避免了数据的主观性,不用具体的目标函数和其他相关检验即能够较好地刻画多个影响指标的综合影响力度.通过数据处理后可得 个样本分年度的风险得分情况(分值为分),数值越大代表该国家(地区)农业投资风险得分越高,风险越低,投资环境越稳定.需要说明的是,为了便于后文分析,此处将评估所得的风险得分指数进行逆向标准化处理,处理后值越大代表风险越大.调节变量:盈利水平(O p e r a t i n g i n c o m e,O I).本文用中国对外农业直接投资企业年度在东道国的营业收入之和(万美元)表征盈利水平,进而检验其在东道国投资风险和中国对外农业投资规模间的调节效应.该数据来源于农业农村部对外经济合作中心企业对外农业投资数据库.中介变量:制度质量(I n s t i t u t i o n a l q u a l i t y,I Q).考虑到东道国制度质量可能在东道国农业投资风险和中国对外农业投资规模间发挥中介效应,本文进一步选取东道国制度质量作为中介变量进行机制检验.具体而言,选取东道国的监管质量表征东道国的制度质量水平,监管强度越大,制度质量越高.东道国监管质量数据来自全球治理指标(WG I)数据库.控制变量:为了增强模型的稳健性,本文加入以下控制变量.外商投资指标(F o r e i g ni n v e s t m e n t,F I),加入外商投资变量旨在考察外资可能对中国农业投资存在的两方面的影响.一方面,外资利用水平可以衡量东道国当局对外资的接纳程度,外资规模越大表明东道国对外来资本的包容度越高,长期利用外资使东道国的外资利用环境相对宽松,因此外来生产主体能够快速拓宽在东道国的投资市场,这些因素显然有利于中国农业资本在东道国的落地.然而另一方面,进入东道国的外资和中国对东道国农业投资也形成竞争关系,从而可能对中国在东道国农业投资产生“挤出”效应.因此,本文选用东道国的外商投资额(亿美元)表示东道国的外资吸纳水平.环境规制指标(E n v i r o n m e n t a l r e g u l a t i o n,E R).“污染光环”和“污染天?23郾09（总533）堂”效应表明外来资本对东道国环境污染将产生正负两方面的影响,因此东道国的环境规制程度将直接影响外来资本进入东道国的环境门槛,甚至决定生产主体是否能够进入东道国.为此,本文选择东道国清洁能源占总能源消耗的比例来表征东道国的环境规制水平,清洁能源占比越高表示该国越重视环境保护,越趋向选择清洁能源,进而拥有较高的环境规制水平.基础设施指标(I n f r a s t r u c t u r e l e v e l,I L).国际生产折中理论认为,东道国的区位优势是影响外资流入的重要因素之一,而区位优势指的是生产主体在东道国获得生产要素成本降低、竞争对手薄弱等优势.完善的东道国基础设施水平可以大幅降低外来企业的生产成本,从而吸引外资流入.一般而言,电力通达程度表示东道国当局对基础设施的投资建设力度,通电率越高表示越多的居民能享受到电力通达带来的生活便捷程度和其他福利效应,为此本文用东道国通电人口占总人口的百分比衡量东道国的基础设施水平.市场准入(M a r k e t a c c e s s,MA).从贸易保护和贸易自由化视角来看,越宽松的东道国市场环境越利于外资进入.本文选用东道国企业注册资产获得资产产权所需的天数表示市场准入成本,天数越高表示准入成本越高,反之则越低.经济发展水平(L e v e lo fe c o n o m i cd e v e l o p m e n t,L E D).国际直接投资发展阶段理论认为,东道国的经济发展水平与外资流入之间存在密切关系,国家不同的发展阶段决定了外资流入和资本流出的比例和规模.本文选用东道国的人均G D P(美元)代表东道国的经济发展水平.市场潜力(M a r k e tp o t e n t i a l,MP).经济增速越高,东道国的市场活力程度越大,投资潜力越高.本文选择东道国的G D P增速表征东道国的投资潜力.企业数量(N u m b e ro fe n t e r p r i s e s,NO E).境外注册企业数量(家)可以表征母国公司对东道国的投资力度,同投资规模有着天然的联系,因此选择年度中国对外农业投资在东道国的企业数量作为控制变量之一.控制变量数据除企业数量来自农业农村部对外经济合作中心企业对外农业投资数据库外,其余数据均来自世界银行发展指标数据库.由于本文研究涉及国家较多,原始数据存在少部分缺失,对于缺失数据本文通过线性插值法补齐.同时,为了避免数据量纲差异造成的模型异方差问题,本文对东道国农业投资存量、盈利水平、外商投资、经济发展水平和企业数量进行取对数处理.对于部分国家外商投资净额存在负数不能取对数的情况,参考秦朵和宋海岩的研究,将外商投资净值加一个常数使其变为正数然后再取对数.由于本文选取外商投资净额作为控制变量的初衷是比较东道国不同外商投资规模对中国投资规模的影响,因此数值正负仅作为衡量彼此之间的大小,不存在其他性质差异.为了尽可能多地保留样本,对于原始数据包含的指标变量,在其原始数据的基础上加再取对数,最终获得 个国家(地区)年的平衡面板数据(表).表指标变量列表变量名称变量代码单位观察值平均值标准差最小值最大值对外农业投资存量l nA O F D I万美元 东道国农业投资风险A I R,盈利水平l nO I万美元 制度质量I Q ,外商投资l nF I亿美元 环境规制E R 基础设施I L 市场准入MA天数 经济发展水平l nL E D美元 市场潜力MP 企业数量l nNO E家?23郾09（总533）模型构建 基础回归模型构建自引力模型运用到贸易分析领域以来,贸易引力模型被广泛应用于测算国际贸易潜力研究,成为研究贸易潜力最为经典的方法之一.贸易引力模型旨在探究区域经济合作对双边贸易情况的影响,而本文将东道国农业投资风险外化为区域经济合作因素之一,由此贸易引力模型对本文研究有较好的适用性.鉴于此,本文基于风险扩展的贸易引力模型,构建东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资规模影响的基准模型:l nAO F D Ii tA I Ri tc o n t r o li ti t()l nAO F D Ii tA I Ri tA I Ri tc o n t r o li ti t()模型()为东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资规模影响的线性模型,模型()为东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资规模影响的非线性模型.模型()中,i表示国家,t表示时间,为截距项,和为相应的估计系数,i t表示随机干扰项.A I R表示东道国农业投资风险,A O F D I表示中国对外农业直接投资规模,c o n t r o l为控制变量集,包括外商投资、环境规制、基础设施、市场准入、经济发展水平、市场潜力和企业数量.模型()中,为截距项,、为相应的估计系数,i t表示随机干扰项,A I R表示东道国农业投资风险的平方项.调节效应模型调节是探讨多种变量间关系的重要方法,若因变量Y和自变量X的关系随变量Z的变化而改变,则认为Z在X与Y之间存在调节效应,此时Z被称为调节变量.前文理论分析可知,盈利水平可能影响东道国农业投资风险与中国对外农业直接投资规模之间的关系,因此初步判定盈利水平是东道国农业投资风险与中国对外农业直接投资规模关系的调节变量,为此构建模型():l nAO F D Ii tA I Ri tA I Ri tl nO Ii tA I Ri tl nO Ii tA I Ri tl nO Ii tc o n t r o li tCi t()模型()中,O I为盈利水平,是截距项,为相应的估计系数,Ci t表示随机干扰项.A I Ri tl nO Ii t是东道国农业投资风险一次项和盈利水平的交互项,A I Ri tl nO Ii t是东道国农业投资风险二次项和盈利水平的交互项.检验调节效应是否存在主要看盈利水平与东道国农业投资风险二次项交互项的系数是否显著,如果回归系数显著则表示调节效应显著.进一步需要通过系数符号的正负性来判定调节效应结果,当交互项和主效应系数符号不同时,调节变量削弱主效应,反之则强化主效应.需要注意的是,由于模型同时引入盈利水平和东道国农业投资风险一次项、二次项本身及其交互项,可能造成多重共线性问题.因此,本文进一步对模型交互项进行去中心化处理,以缓解多重共线性对带来的不利影响.4实证结果及分析面板数据通常使用固定效应模型或随机效应模型进行估计,然而由于固定效应模型可以将扰动项中的个体和时间异质进行控制,同时将可能导致内生性的误差估计出来,从而提高模型估计结果的一致性,因此本文选择时间和个体双向固定效应模型.此外,为消除序列相关和异方差等问题,本文模型估计均采用聚类稳健标准误,以确保估计结果准确有效.基准模型表模型()东道国农业投资风险的一次项不显著,表明东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资规模的线性关系不显著.进一步,在模型()的基础上加入东道国农业投资风险的二次项,模型()中东道国农业投资风险的一次项、二次项分别在和的水平上显著,表明东道国农业投资风险和中国对?23郾09（总533）外农业直接投资规模存在非线性关系.其中,东道国农业投资风险二次项系数为 ,曲线拐点为 ,位于东道国农业投资风险取值范围,内;当东道国农业投资风险取最小值时曲线斜率大于零(),取最大值时曲线斜率小于零(),满足变量间存在倒U形关系的条件.上述实证结果对前文假说H、H、H 进行了回应,现阶段中国对外农业投资既不是单纯的风险规避也不是完全的风险偏好,而是和风险呈现倒U形非线性关系,倒U形曲线两端东道国风险最小或最大时中国对外农业直接投资规模均较小,当东道国农业投资风险适中时,中国对外农业直接投资规模反而较大.表东道国农业投资风险影响中国农业投资规模基准回归估计结果变量()()l nA O F D Il nA O F D IA I R ()()A I R ()l nF I ()()E R ()()I L ()()MA ()()l nE D ()()MP ()()l nNO E ()()常数项 ()()个体效应已控制已控制时间效应已控制已控制N W i t h i n R 注:系数为标准化系数,括号内为稳健标准误;、和 分别表示、和的显著性水平.表、表同.东道国农业投资风险是其宏观环境稳定性的集中体现,当风险较小时,东道国社会治理体系趋于完善,经济发展水平较高.然而,完善的内部制度环境在降低东道国农业投资风险的同时也衍生出较高的环境规制和贸易保护政策等外资进入不利条件,从而使外资准入门槛升高.同时,当东道国内部发展环境相对稳定,经济发展水平较高,国内自有资金相对充裕,对外来资本依赖程度下降,出于保护本国市场的目的会限制外资流入.当东道国农业投资风险较小时,中国对外农业投资规模反而较低;随着东道国农业投资风险上升,东道国制度约束降低,投资环境不稳定和不确定性升高.一方面,较低的制度约束放松了东道国原有严格的市场管制,企业可以通过非市场机制绕过高制度质量环境障碍,从而简化投资程序,获得提前掌握东道国投资动态的先机;另一方面,东道国农业投资风险水平升高伴随法律效率下降,企业违法成本降低,扩大了生?23郾09（总533）原则上东道国的风险取值范围不会为极端值或,此处是逆向标准化处理后的风险值,逆向标准化后风险的最小值取,最大值取.逆向标准化原因前文已经解释此处不再赘述.借鉴H a a n s等的研究,验证变量间的倒U形关系需要满足:a 变量二次项系数显著为负;b 曲线的拐点位于样本变量的取值范围内;c 当样本量取最小值时曲线斜率为正,取最大值时则为负.产的合法性,促使企业投资规模扩大,即在东道国劣势制度反向激励背景下企业存在风险寻求现象.随着东道国农业投资风险上升,企业对外农业投资规模趋向扩大,即倒U形曲线的左半边.当风险超越阈值后,东道国农业投资风险攀升使得社会不稳定性进一步上升,社会秩序紊乱严重,合同履约、交易付款等不确定性增加,同时较高的社会不稳定因素开始制约投资者的生产安全,冲击企业生产的运输链和供应链,导致企业投资难度加大.随着东道国农业投资风险再次上升,中国企业对其农业直接投资规模逐渐缩小,存在风险厌恶现象,即倒U形曲线的右半边(图).图东道国农业投资风险影响中国对外农业投资规模示意图在本文的 个样本中,未超阈值 位于倒U形曲线拐点左侧的有 个样本,占总样本的 .这也表明,现阶段中国对外农业直接投资绝大多数位于投资风险上升促进投资规模扩大的区域,绝大部分农业直接投资活动趋向于风险偏好,仅在少部分的国家()农业投资出现规避风险现象.这表明,当前中国对外农业直接投资正处于风险寻求的“黄金期”.既往研究从线性角度考虑东道国投资风险对外来投资的影响存在一定的缺陷,忽略了不同风险规模对投资活动造成的“规模”效应,非线性模型估计更贴近实际情况;同时,非线性回归结果也为解释同一投资主体不同时期对同一东道国投资规模差异提供了思路.稳健性检验为了进一步检验基准估计结果的稳健性,本文尝试改变估计策略,进行稳健性检验.替换被解释变量考虑到东道国投资风险对外来的影响可能具有滞后性,本文对被解释变量投资规模滞后一期进行估计.结果显示,表模型()东道国农业投资风险的一次项、二次项均在的水平上显著,仍然证明东道国农业投资风险和中国对外农业直接投资规模存在倒U形关系,表明基准回归是稳健的.更改样本时间区间 年以来中国对外农业投资增速呈现逐年下降趋势,但 年出现短暂回升,考虑到个别年份波动对模型估计结果造成的影响,将 年的样本剔除再次进行回归.结果表模型()东道国农业投资风险的一次项、二次项均在的显著水平上显著,仍然证明东道国农业投资风险和中国对外农业直接投资规模存在倒U形关系,表明基准回归是稳健的.缩尾处理由于本文研究涉及较多国家层面的数据,而各国由于发展水平不同,在人均收入、吸引外资等水平方面存在差异,部分国家可能差异极大.考虑到数据可能的异常值会对回归结果产生影响,对所有变量进行上下的缩尾处理以降低极端值和异常值的干扰.表模型()东道国农业投资风险的一次项、二次项分别在和 的水平上显著,再次证明基准回归模型的估计结果是稳健的.?23郾09（总533）表东道国农业投资风险影响中国农业投资规模稳健性检验估计结果变量()()()()l nA O F D Il nA O F D Il nA O F D Il nA O F D IA I R ()()()()A I R ()()()()l nF I ()()()()E R ()()()()I L ()()()()MA ()()()()l nE D ()()()()MP ()()()()l nNO E ()()()()常数项 ()()()个体效应已控制已控制已控制已控制时间效应已控制已控制已控制已控制K l e i b e r g e n P a a pr kLMs t a t i s t i c检验 ()C r a g g D o n a l dW a l dF检验 ()N W i t h i n R 注:K l e i b e r g e n P a a pr kLM检验为不可识别检验,原假设为“工具变量识别不足”,因此当p值小于 时拒绝原假设.C r a g g D o n a l dW a l dF检验为弱工具变量检验,要求检验值一般过 或 的临界值则通过检验,本文括号内报告 的临界值.内生性讨论考虑到基准模型可能由于遗漏变量及测量误差等因素存在内生性问题,进而导致估计结果偏误,本文参考林毅夫和姜烨的研究,选取内生变量的滞后项作为工具变量进行回归,以缓解模型的内生性问题.表模型()采用东道国农业投资风险的一次项、二次项的滞后一期作为工具变量,并利用两阶段最小二乘法进行估计.结果表明,东道国农业投资风险一次项、二次项分别在 和的水平上显著,再次证明基准回归结果是稳健的.进一步讨论考虑到不同东道国风险规模差异会导致风险对边际投资规模的影响不同,按照投资风险大小,将样本国家划分为高于风险均值的高风险国家和低于风险均值的低风险国家进行异质性检验.表模型()结果显示,东道国农业投资风险和中国对外农业直接投资规模的倒U形关系在低风险国家依然显著,但在高风险国家不显著(不显著结果未列出).可能的原因是,具有较高农业投资风险的国家社会稳定性较低、投资环境恶劣,中国对其农业投资规模较小,因此倒U形关系不显著.考虑到不同经济发展水平的国家治理体系和治理能力异质性,进而导致其农业投资风险在影响中国农业直接投资规模时存在差异.本文根据世界银行发展指标数据库的分类,将样本国家划分为高收入国家(高收?23郾09（总533）入国家和中高等收入国家)和低收入国家(中低等收入国家和低收入国家)两类进行异质性检验.表模型()估计结果显示,倒U形关系在高收入国家显著,在低收入国家未表现出显著性(不显著结果未列出).可能的解释是,低收入国家经济发展水平较低,整体社会制度发育不完善,虽然较低的制度约束吸引了外来资本的进入,但较低的社会约束也导致合同违约、资产征收等不确定性事件频发,进而对外来投资者造成损失,因此一正一负抵消了预期的显著性.为了进一步检验东道国农业投资风险影响中国对外农业直接投资规模的机制,本文从东道国制度质量视角检验其是否存在中介机制.表模型()东道国农业投资风险在 的水平上和东道国制度质量呈负相关,表明东道国投资风险显著降低了国内的制度质量.模型()控制了东道国农业投资风险后的东道国制度质量的间接影响并不显著.温忠麟和叶宝娟认为,这种情况下可进一步用B o o t s t r a p法检验中介效应乘积区间以进一步判断中介效应是否存在,若乘积区间不包含则中介效应存在.估计结果显示,中介效应乘积区间为 ,显著不包含,表明中介效应存在.同时,模型()控制了中介变量东道国制度质量后,东道国农业投资风险对中国对外农业直接投资规模的直接影响依然显著,表明东道国制度质量发挥部分中介作用,即东道国农业投资风险通过东道国制度质量进而影响中国企业对外农业直接投资规模.实证结论也再次印证了前文的论述,即东道国风险影响中国对外农业直接投资规模的效应主要通过改变制度质量来实现.表东道国农业投资风险影响中国农业投资规模进一步分析估计结果变量()()()()()l nA O F D Il nA O F D II Ql nA O F D Il nA O F D IA I R ()()()()()A I R ()()()()I Q ()l nO I ()A I R l nO I ()A I R l nO I ()常数项 ()()()()()B o o t s t r a p法检验 ,控制变量已控制已控制已控制已控制已控制个体效应已控制已控制已控制已控制已控制时间效应已控制已控制已控制已控制已控制N W i t h i n R 表模型()反映了中国对外农业投资营业收入调节效应的检验结果.H a a n s等认为,倒U形关系的调节作用会产生曲线斜率的变化和曲线拐点的移动两个方面的影响.一是曲线拐点两侧变得更平缓或是陡峭,若解释变量二次交互项的系数显著且与主效应符号相反,表示调节变量削弱了倒U形曲线前半段的正向效应和后半段的负向效应,表现为拐点两侧曲线变得更平缓;若解释变量二次交互项的系