馬 巍，王春平，李 旭

（沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，沈陽 110866）

農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)門檻效應(yīng)分析

馬 巍，王春平，李 旭

（沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，沈陽 110866）

通過我國27省市的面板數(shù)據(jù)，采用門檻回歸模型實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境下農(nóng)業(yè)外商直接投資對我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響具有非線性特征。實(shí)證結(jié)果表明：不同地區(qū)隨著其開放度不同，農(nóng)業(yè)FDI對該地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也不相同，具體來說，出口依存度低于6.404%時(shí)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有負(fù)效應(yīng)，在6.404%和21.715%之間，影響不顯著，而高于21.715%時(shí)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正效應(yīng)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響呈現(xiàn)“U”型特征，而對外投資率存在單一門檻，當(dāng)?shù)貐^(qū)的對外投資率低于0.2955%時(shí)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的負(fù)效應(yīng)。

農(nóng)業(yè)FDI；農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；對外開放；門檻模型

0 引言

近年來中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得舉世矚目的成果，然而相對于快速發(fā)展的第二和第三產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)的發(fā)展明顯落后。根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論，經(jīng)濟(jì)增長的來源主要有兩部分，即要素投入增加所帶來的產(chǎn)出增長和技術(shù)進(jìn)步所帶來的全要素生產(chǎn)率的提高。但是我國正處于加速城市化的發(fā)展階段，勞動(dòng)力、資本都在迅速向城市轉(zhuǎn)移，依靠要素投入增加以促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長顯然是難以實(shí)現(xiàn)的，因而農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步帶來的全要素生產(chǎn)率的提高才是農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展的核心動(dòng)力，解決我國農(nóng)業(yè)問題的關(guān)鍵即是提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

本文從對外開放角度，以我國27省市為研究對象，構(gòu)造門檻回歸模型，分析各省市在不同對外開放水平下，農(nóng)業(yè)FDI對其農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的技術(shù)溢出效應(yīng)，以期找出農(nóng)業(yè)FDI在不同地區(qū)對農(nóng)業(yè)技術(shù)影響存在差異的原因。

1 模型設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)來源

1.1 模型設(shè)計(jì)

1.1.1 門檻模型

為了避免人為劃分不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展層次所帶來的偏誤，本文選擇Hansen（1999）提出的面板數(shù)據(jù)門檻模型，Hansen所給出的基本方程為：

其中i表示地區(qū)，t表示年份，yi代表被解釋變量，xi，t為機(jī)制依賴變量，ui反映個(gè)體效應(yīng)，qi，t為門檻變量，r為要測算的門檻值，I為指標(biāo)函數(shù)，ei，t是滿足獨(dú)立同分布于零均值等方差正態(tài)分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了能夠得到估計(jì)參數(shù)，根據(jù)Hansen的做法，首先需要從每個(gè)觀測值中減去其組內(nèi)平均值，消除個(gè)體效應(yīng)，得到的取代（1）式的yi，t，進(jìn)一步將其寫成矩陣形式為：，對于給定的r值，可以得到系數(shù)的估計(jì)值，則回歸殘差向量為，進(jìn)而得到殘差平方和，而最優(yōu)門檻值就是使殘差平方和最小，即

1.1.2 顯著性檢驗(yàn)

與傳統(tǒng)采用交乘項(xiàng)計(jì)算門檻值的方法相比，Hansen (1999)的方法可以更好的對門檻效應(yīng)是否顯著，以及估計(jì)出的門檻值與真實(shí)值是否相等進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

原假設(shè)為H0:β1=β2，備選假設(shè)為H1:β11β2，通過構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)：

其中，S0為不存在門檻效應(yīng)條件下，對模型進(jìn)行回歸估計(jì)得到的殘差平方和。為存在門檻效應(yīng)回歸后的殘差平方和由于此F值和經(jīng)驗(yàn)P值無法從標(biāo)準(zhǔn)分布表中直接獲取臨界值，Hansen（1999）采用自抽樣法進(jìn)行多次可放回的重復(fù)抽樣，計(jì)算原假設(shè)即不存在門檻效應(yīng)模型出現(xiàn)的概率，得到基于似然率檢驗(yàn)的p值和近似統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的臨界值。如抽樣的結(jié)果顯示可以拒絕原假設(shè)，就可以認(rèn)為模型存在門檻效應(yīng)。

1.1.3 置信區(qū)間

在獲得門檻值后再對門檻值與真實(shí)值是否相等進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，得到似然率統(tǒng)計(jì)量和參數(shù)估計(jì)的置信區(qū)間。原假設(shè)為H0:r=rù，相應(yīng)的似然率統(tǒng)計(jì)量為：

通過蒙特卡洛數(shù)據(jù)模擬分析，可以發(fā)現(xiàn)參數(shù)估計(jì)的置信區(qū)間的范圍越小，其準(zhǔn)確程度越高，門檻的估計(jì)值越接近真實(shí)值。對于似然率LR(r)指標(biāo)，由于其不服從標(biāo)準(zhǔn)卡方分布，可以根據(jù)Hansen（2000）構(gòu)建的門檻值非拒絕域（LR分布函數(shù)）來檢驗(yàn)，當(dāng)α在5%的顯著性水平下，LR統(tǒng)計(jì)量的臨界值為7.35。當(dāng)門檻值所得到的LR統(tǒng)計(jì)量比臨界值小的時(shí)候就可以認(rèn)為估計(jì)得到的門檻值等于真實(shí)值。

1.2 回歸模型

根據(jù)Coe和Helpman（1995）的觀點(diǎn)一國的技術(shù)進(jìn)步來源只有兩種渠道，一方面是國內(nèi)的研發(fā)，另一方面是從國外獲得技術(shù)，因而構(gòu)建出國際技術(shù)溢出的基本計(jì)量模型為：

之后V-L（2001）將FDI也引入技術(shù)溢出模型中，證明外商直接投資對一國的全要素生產(chǎn)率也有重要影響，魏鍇等（2013）也從理論方面論述了引進(jìn)技術(shù)對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要性。此外一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)的力度會(huì)顯著影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（方福前、張艷麗，2010；鄭云，2011），因而將政府對農(nóng)業(yè)的財(cái)政支持作為一個(gè)控制變量納入到模型中，這樣將（2）式轉(zhuǎn)化為：

其中TFPi為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；Sdi代表國內(nèi)的農(nóng)業(yè)R&D資本存量；FDIi，t為各省市農(nóng)業(yè)外商直接投資存量；Gi，t為財(cái)政農(nóng)林水支出存量，用以表示政府對農(nóng)業(yè)的支持力度；ei，t同上。由此基于Hansen(1999)的基本模型，本文的單一門檻模型設(shè)定為：

其中qi，t為門檻變量，用以衡量各地區(qū)的開放度；r為要測算的門檻值；I為指標(biāo)函數(shù)。

1.3 數(shù)據(jù)的選取和處理

1.3.1 農(nóng)業(yè)全要生產(chǎn)率的計(jì)算

本文被解釋變量農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率采用DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型進(jìn)行測算，對各項(xiàng)指標(biāo)的選取采用王玨等（2010）的方法，主要包括：

產(chǎn)出指標(biāo)：農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值Y（億元）。

投入指標(biāo)：農(nóng)業(yè)資本投入，包括各地區(qū)農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力x1（萬千瓦）和化肥施用量x2（萬噸）；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入用第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力就業(yè)人數(shù)表示x3（萬人）；土地投入用農(nóng)作物總播種面積表示x4（千公頃）。

由于產(chǎn)出變量為農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，可能會(huì)受到價(jià)格因素的影響，因而以2007年為基期對產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整。本文擬采用GDP平減指數(shù)對各省市農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行價(jià)格調(diào)整，以剔除物價(jià)波動(dòng)對全要素生產(chǎn)率的影響。

1.3.2 門檻變量

選擇貿(mào)易開放度和投資開放度來衡量各地區(qū)的對外開放程度，貿(mào)易開放度的門檻變量設(shè)定為出口依存度，用各地區(qū)實(shí)際出口額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來表示，投資開放度用對外投資率表示，用各地區(qū)對外直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來表示。

1.3.3 其他變量的處理

本文數(shù)據(jù)來源主要來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒和《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，由于我國農(nóng)業(yè)外商直接投資發(fā)展較晚，同時(shí)吉林、海南、四川和西藏的農(nóng)業(yè)外商直接投資缺失，因而采用其余的27個(gè)省市2008—2012年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

由于目前各省市（天津、上海、山東、重慶除外）統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中只有流量值，沒有存量，這里采用黃凌云等（2009）的做法，對各變量的存量運(yùn)用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算，其中FDI存量的經(jīng)濟(jì)折舊率，與張軍等（2004）相同，采用固定經(jīng)濟(jì)折舊率9.6%；對于農(nóng)業(yè)R&D投入的存量和財(cái)政農(nóng)林水支出的折舊率采用C-H（1995）使用的5%計(jì)算；采用穩(wěn)態(tài)方法對存量的基期值進(jìn)行估計(jì)。

2 實(shí)證分析

2.1 回歸模型的選擇

由于本文選擇的是面板數(shù)據(jù)，考慮到不同研究地區(qū)的個(gè)體效益，在回歸分析中選擇固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，并進(jìn)行hausman檢驗(yàn)，以區(qū)分個(gè)體效應(yīng)是被解釋變量的解釋變量還是僅僅是干擾項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果的卡方值為19.29，P值為0.0002，認(rèn)為個(gè)體效應(yīng)是一個(gè)重要的解釋變量，所以選擇固定效應(yīng)模型。

2.2 對外開放對農(nóng)業(yè)FDI技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)

2.2.1 門檻值的確定和置信區(qū)間

根據(jù)Hansen（1999）的面板數(shù)據(jù)門檻回歸理論，使模型殘差平方和最小的r估計(jì)值，即要尋找的門檻值。采用Hansen在門檻回歸中使用的“網(wǎng)格搜索法”搜索門檻回歸中的候選門檻值r，之后利用Bootstrap法求解Bootstrap P值以確定門檻個(gè)數(shù)及適用的門檻區(qū)間，本文設(shè)定重復(fù)抽樣1000次。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果（表1和表2）可以發(fā)現(xiàn)，出口依存度對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在雙門檻效應(yīng)，而對外投資率雖然在自抽樣檢驗(yàn)中單一門檻和雙門檻模型都通過了假設(shè)檢驗(yàn)。但是雙門檻模型第一門檻的置信區(qū)間包含了第二門檻的置信區(qū)間，說明實(shí)際上對外投資率只存在單一門檻。因而，本文選取雙門檻回歸模型來分析出口依存度對農(nóng)業(yè)FDI技術(shù)溢出影響的門檻效應(yīng)，在分析對外投資率的影響時(shí)則采用單一門檻模型。

表1 門檻變量自抽樣檢驗(yàn)

表2 各變量門檻值和置信區(qū)間

2.2.2 農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的估計(jì)結(jié)果

表3列示了不考慮門檻效應(yīng)，和分別考慮出口依存度門檻以及對外投資率門檻時(shí)的回歸分析結(jié)果。

表3 不同開放度下農(nóng)業(yè)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)

從對比中可以發(fā)現(xiàn)在不考慮門檻效應(yīng)時(shí)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，而無論是否考慮門檻效應(yīng)，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的主要來源都是科研的投入，政府對農(nóng)業(yè)直接的財(cái)政補(bǔ)貼并不能顯著的提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。而加入了門檻效應(yīng)分析后，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)以下特征：

（1）出口依存度的第一和第二門檻值分別為1.857和3.078，模型中門檻變量進(jìn)行了取對數(shù)變換，進(jìn)行指數(shù)變換重新得到對應(yīng)的出口依存度的實(shí)際值為6.404%和21.715%。當(dāng)?shù)貐^(qū)的出口依存度低于第一門檻值時(shí)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是負(fù)的，系數(shù)為-0.04，并且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，而當(dāng)?shù)貐^(qū)的出口依存度水平上升處于第一和第二門檻水平之間時(shí)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響則是不顯著的，而對于那些出口依存度指標(biāo)處于第二門檻值之上的地區(qū)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)一個(gè)顯著的正向影響，系數(shù)為0.072。說明在農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響有顯著的門檻特征，隨著出口依存度指標(biāo)的上升，其影響總體上呈現(xiàn)出先負(fù)后正的“U”型。

（2）對外投資率門檻值為-1.219，進(jìn)行指數(shù)變換得到對外投資率的實(shí)際值為0.2955%。對于對外投資率低于門檻值的地區(qū)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在顯著的負(fù)效應(yīng)，系數(shù)為-0.016，而對于處于門檻水平之上的地區(qū)，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)是正值，但是未能通過顯著性檢驗(yàn)，只有一個(gè)弱的正向相關(guān)關(guān)系，說明較低的對外投資水平制約了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，我國對外投資不足。

2.2.3 不同門檻區(qū)間的地區(qū)分布特征

圖1和圖2顯示了各省市出口依存度和對外投資率的實(shí)際水平，以及對應(yīng)的門檻值。為了更好的顯示各地區(qū)在考察期的總體水平，選擇各地區(qū)出口依存度和對外投資率的均值進(jìn)行對比。

圖1 各省市出口依存度均值

圖2 各省市對外投資率均值

具體來看，在出口依存度門檻條件下，東部沿海的天津、上海、江蘇、浙江、福建和廣東等省市處于第二門檻水平之上，這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，對外開放度高，吸引來的農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用；而北京、河北、遼寧、安徽、江西、山東、重慶和新疆的出口依存度則處于第一和第二門檻之間，這些地區(qū)農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著，這些地區(qū)有的屬于東部沿海（如北京、河北、遼寧和山東），有的屬于中部地區(qū)（如安徽、江西），甚至也包括了屬于西部地區(qū)的重慶和新疆，但是從總體上來看這些地區(qū)雖然經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，但是相對位于第二門檻水平之上的六個(gè)省市，還是略差一籌，對外開放不足，無法從農(nóng)業(yè)FDI中獲得先進(jìn)的技術(shù)；而對于處于第一門檻水平之下的省市（即山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海和寧夏），農(nóng)業(yè)FDI不僅無法促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步，反而對農(nóng)業(yè)技術(shù)的發(fā)展有一個(gè)負(fù)效應(yīng)，抑制了這些省市農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展，這些地區(qū)對外開放度較低，使經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為閉塞，與外部經(jīng)濟(jì)接觸較少，農(nóng)民對外來新技術(shù)的接受能力較差，不能很好的從外資中獲得全部的技術(shù)溢出。而且這樣農(nóng)業(yè)外商直接投資更多的集中于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域中利潤較高、發(fā)展較好的部門，對我國本土資本形成一種“擠出效應(yīng)”，抑制了中西部內(nèi)陸省份農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。

在對外投資率門檻條件下，各省市多集中于低于門檻水平的區(qū)間，僅有北京、遼寧、上海、浙江、廣東、云南和甘肅等省份位于門檻水平之上，而且對于位于門檻水平之上的地區(qū)農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率僅有一個(gè)弱的正向相關(guān)關(guān)系。在研究對象中有74.1%的地區(qū)是位于門檻水平之下的，在這些地區(qū)農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展有負(fù)作用，阻礙了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步，而對外投資率均值尚不足1%，也同樣說明了我國目前面對投資難以“走出去”的問題。過低的對外投資率，使我國各省市只是單方面的接受外來資本，“有進(jìn)無出”使技術(shù)溢出只存在于單一方向，而無法進(jìn)行對外直接投資本身也說明了該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力和技術(shù)水平未達(dá)到前沿水平，一味的被動(dòng)接受外來資本，反而抑制了本土相關(guān)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，阻礙農(nóng)業(yè)進(jìn)步。

3 結(jié)論和政策建議

本文從開放視角探討了農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的非線性特征，基于門檻模型分析法實(shí)證檢驗(yàn)了2008—2012年我國27省市農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的不同作用，得到以下結(jié)論：

首先，出口依存度水平存在雙重門檻，門檻值分別為6.404%和21.715%，對于出口依存度水平較低的地區(qū)，外來的農(nóng)業(yè)外商直接投資抑制了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展，而隨著出口依存度的不斷上升，農(nóng)業(yè)FDI對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響由負(fù)效應(yīng)逐步轉(zhuǎn)為正效應(yīng)，門檻效應(yīng)呈現(xiàn)“U”型特征。其次，對外投資率存在單一門檻效應(yīng)，對于處于門檻水平0.2955%以下的地區(qū)，農(nóng)業(yè)外商直接投資對當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展存在負(fù)效應(yīng)，農(nóng)業(yè)FDI擠占了本地投資的發(fā)展空間，更多的表現(xiàn)為對我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)展的一種阻礙。

只有那些對外開放度較高地區(qū)，才可以從農(nóng)業(yè)外商直接投資中獲得正向的技術(shù)溢出，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。而對于廣大中西部地區(qū)的省市，農(nóng)業(yè)外商直接投資雖然可以帶來更為先進(jìn)的技術(shù)，但受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的限制，對外開放不足，無法從外資中獲得技術(shù)溢出，同時(shí)農(nóng)業(yè)外商直接投資多集中于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域中的高收入部分，對本地農(nóng)業(yè)投資形成“擠出效應(yīng)”，阻礙了本地企業(yè)對新型農(nóng)業(yè)技術(shù)的研發(fā)，因而對于這部分位于門檻水平之下的地區(qū)，農(nóng)業(yè)FDI事實(shí)上是阻礙了我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

由以上結(jié)論本文提出如下政策建議：農(nóng)業(yè)是一國基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)問題也是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要問題，為了加快農(nóng)業(yè)發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵是依靠自主研發(fā)投入。在吸引農(nóng)業(yè)外商直接投資時(shí)，對不同的地區(qū)應(yīng)該區(qū)別對待。對于東部沿海開放度較高的地區(qū)，吸引外資可以從中獲得技術(shù)溢出，在吸引外資時(shí)應(yīng)將重點(diǎn)放在技術(shù)獲取型外資上，以加大技術(shù)溢出效應(yīng)。對開放程度較低的地區(qū)，政府應(yīng)該鼓勵(lì)其進(jìn)行自主農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)，對該地區(qū)的研究機(jī)構(gòu)和研究企業(yè)給予財(cái)政上的支持，這比對農(nóng)業(yè)進(jìn)行直接的財(cái)政補(bǔ)貼更加有效。同時(shí)針對地區(qū)開放度不足的問題，政府應(yīng)該對積極實(shí)行“走出去”投資戰(zhàn)略的企業(yè)給予支持，鼓勵(lì)出口貿(mào)易，使其達(dá)到門檻水平之上，以獲得農(nóng)業(yè)外商直接投資的技術(shù)溢出。

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（責(zé)任編輯/浩 天）

F323.3

A

1002-6487（2016）21-0130-04

國家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目（14BJY091）

馬 ?。?985—），女，遼寧錦州人，博士研究生，講師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與應(yīng)用。

王春平（1955—），男，遼寧沈陽人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論政策與國際貿(mào)易。

李 旭（1975—），女，遼寧沈陽人，博士，副教授，研究方向：農(nóng)村發(fā)展與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。