一、引言

金融發(fā)展和國際貿易因其對經濟增長的重要作用而被視為當今世界經濟發(fā)展的兩大主題，為此兩者的相關研究成為眾多經濟學家關注的焦點之一。然而金融發(fā)展與國際貿易的關系在研究中往往被金融與經濟發(fā)展的關系所掩蓋，對此研究的文獻很少。

目前已有的相關文獻認為，一國的信貸發(fā)展與國際貿易之間有著密切的關系。BaFIRhan和Kletzer(1987)運用赫克歇爾-俄林-薩繆爾森2×2×2模型，分析了國際信貸市場不完善對國際貿易流向的影響問題，在此基礎上，Kiminori Matsuyama(2005)進一步細化了模型中的制度變量，研究內容擴展到國內信貸制度不完善對國內企業(yè)融資造成的影響等方面。Beck(2002)、Becker和Greenberg(2003、2005)、Hur，Raj和Riyanto(2004)、Abdul Qayyum(2007)、Quy-Toan Do(2006)、Manova(2008)分別從企業(yè)、國家和行業(yè)層面進行了實證分析，得出了金融發(fā)展促進國際貿易的結論。

在國際貿易對金融發(fā)展影響的研究上Yongfu Huang(2005)采用跨國面板數據分析兩者關系，實證表明商品市場的高外貿開放度下有利于金融的穩(wěn)步發(fā)展。Quy-Toan Do(2006)采用1970-1999年96個國家的金融發(fā)展數據和貿易數據，并借鑒Frankel and Romer的方法，研究得出金融發(fā)展程度對一國的貿易格局有很大的依賴，與前人所認為的發(fā)達國家較發(fā)展中國家在金融發(fā)展方面存在的一種比較優(yōu)勢這一理論相補充，完善了金融發(fā)展與國際貿易的作用機制。Nils Herger和Roland Hodler(2008)在論文中綜合考慮了文化、金融機構及國際貿易對金融發(fā)展的作用，研究發(fā)現(xiàn)一國的貿易開放度對本國的金融發(fā)展有極大的刺激作用。

國內從事這個領域的研究學者不多，白當偉(2004)開啟了中國在這個領域的研究的大門，驗證兩者雖有一定的作用，但不存在長期均衡關系。之后學者主要側重于實證研究方面。孫兆斌(2004)運用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗方法考察了我國金融發(fā)展與出口商品結構間的關系，結果表明，金融發(fā)展與出口商品結構間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，金融發(fā)展是出口商品結構優(yōu)化的原因，但出口商品結構優(yōu)化不是金融發(fā)展的原因。沈能(2006)采用協(xié)整分析方法考察了我國的金融發(fā)展與國際貿易之間關系，認為金融發(fā)展與國際貿易存在長期均衡關系。徐建軍(2008)，其在總量分析的基礎上完成了區(qū)域分析，研究表明東部地區(qū)金融發(fā)展對進口、出口的長期促進作用明顯大于中、西部。

然而這些研究大多都圍繞國家層面的金融發(fā)展對國際貿易的影響展開分析，缺乏更小范圍的基于農村信貸規(guī)模對農產品國際貿易的關系研究。很大一部分也被農村金融發(fā)展與農村經濟增長所替代，未能很好的反應兩者之間聯(lián)系。作為一個傳統(tǒng)的農業(yè)大國，農業(yè)的經濟問題發(fā)展問題尤為重要，農村金融、農產品對外貿易長期以來是服務農村經濟的主要成分，理所當然地要為農村經濟發(fā)揮作用，但他們之間有沒有聯(lián)系同樣也是我們考慮的重點，本文以此為出發(fā)點，采用實證檢驗就農村信貸與農產品對外貿易具體作用機制展開分析。

二、農村信貸發(fā)展與農產品對外貿易的理論關系

農村金融和農產品對外貿易屬于不同的部門，但其間存在著相互滲透、相互交叉的融合關系。在這一過程中，兩者是一種既可以相互促進又可以相互制約的互動關系。近年來，我國農產品對外貿易保持順差，十七屆三中全會也強調要規(guī)范發(fā)展新型農村金融機構推動農村金融發(fā)展以適應中小企業(yè)需求，拉動農產品對外貿易發(fā)展。

(一)農村信貸發(fā)展對農產品對外貿易的影響

首先，農村金融發(fā)展作為一個推動因素通過提高儲蓄率，將儲蓄轉化為投資，從而刺激實體經濟的增長從而促進農產品對外貿易發(fā)展，Norman(1980)、Bhagwati， Panagariya，and Srinvasan(1998)、Levine(1997)指出金融發(fā)展理論具有動員儲蓄、配備資源、便利風險分散、監(jiān)督與控制、便利商品與勞務交換等五個功能，這些功能進一步促進資本積累和技術進步便于對外貿易的發(fā)展。鄉(xiāng)鎮(zhèn)中小企業(yè)作為我國農產品對外貿易的主體，其融資渠道主要是農村信貸，為此我國農村金融體系包括農村信用社、農業(yè)銀行、農業(yè)發(fā)展銀行、農村郵政儲蓄、農業(yè)保險以及農村商業(yè)銀行和農村合作銀行的發(fā)展擴大農村資金供應規(guī)模，能夠為農產品對外貿易企業(yè)提供充足的資源，影響企業(yè)的RD，為企業(yè)增強競爭力，提高我國農產品的比較優(yōu)勢。

其次，Svaleryd and Vlachos(2005)、Manova(2008)等將農村信貸規(guī)模視為影響農產品對外貿易發(fā)展的稟賦因素。根據H-O-S理論，一國出口密集使用其豐裕要素的商品而進口密集使用其貧乏要素的商品。由于農村信貸屬于資本生產要素，有利于高層次結構的商品出口，提高了農產品對外貿易結構，改善了農產品以勞動密集型為主的出口形勢，有效的抵御貿易壁壘。

(二)農產品對外貿易對農村信貸的影響

同樣貿易對信貸業(yè)發(fā)展亦存在積極推動作用。金融部門必須服務于實體部門，實體部門的發(fā)展狀況自然影響金融自由化的成效。對外貿易的發(fā)展對金融業(yè)的資金運用、業(yè)務品種、服務手段、工作效率、利率和匯率的風險管理及應對貿易摩擦等方面提出更高的要求。為此農產品對外貿易的發(fā)展能有效提高農村資金的使用率，控制目前我國農村金融機構吸收的存款流向城市工業(yè)部門，同時迫使農村金融改善金融工具，不單單只有存款和貸款來滿足農產品對外貿易需求?？傊?，所有這些需求，對深化農村金融體制改革和創(chuàng)新，促進農村金融產品的開發(fā)都有巨大的推動意義。

隨著農村金融的發(fā)展和農產品對外貿易增長，兩者之間的相互作用關系越劇明顯，只有正確的處理和協(xié)調好農村信貸與農產品對外貿易二者之間的關系，才能給農村經濟發(fā)展帶來最大的動力。

三、實證結果與分析

(一)指標選取與數據來源

本研究旨在反映中國農村信貸與農產品對外貿易關系，為此選用的指標包括農村信貸規(guī)模與農產品對外貿易兩個方面。對于農村信貸規(guī)模水平的衡量，從理論上來講，應包括正規(guī)金融和非正規(guī)金融，但現(xiàn)實中我國的非正規(guī)金融例如民間信貸、私人錢莊等無法有效的統(tǒng)計，故主要考慮農村正規(guī)金融中的農村信貸。借鑒溫濤(2005)中的指標，利用農村金融機構信貸比率作為衡量農村信貸水平的指標，用FIR表示，定義為(農業(yè)貸款+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款)/農村總產出。在國際貿易方面利用貿易依存度來反映一國進出口貿易的發(fā)展水平，而農產品外貿依存度是指一個國家或地區(qū)農產品生產和消費依賴農產品國際貿易取得產銷平衡的程度(李應中，2003)。具體計算公式為:農產品外貿依存度=農產品進出口量或進出口額/農產品產量或產值，相應的農產品出口依存度用EXD來表示，進口依存度用IMD表示。

選取1978-2007年的年度數據作為分析數據集，之所以這樣選擇，主要是考慮到1978年改革開放后市場力量才逐步在我國對外貿易的發(fā)展中真正發(fā)揮了調節(jié)作用。本研究所涉及的數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2002年到2008年年歷)、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》(中國統(tǒng)計出版社1999年版)、《海關統(tǒng)計年鑒》(1985年到2008年)。由于統(tǒng)計原因，我們對所有變量取自然對數以消除變量之間可能存在的異方差，分別記為LFIR、LEXD、LIMD。

(二)實證結果與分析

為清楚的觀察各變量間的相關關系，運用Eviews5.1對各變量進行相關性分析。

(1)單位根檢驗

變量平穩(wěn)性檢驗為了防止偽回歸問題的產生，在進行協(xié)整檢驗之前應對時間序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。采用ADF檢驗方法，根據基本時序圖考慮變量是否包含截距項和時間趨勢項，采用赤池信息準則(AIC)確定最優(yōu)滯后階數，根據ADF統(tǒng)計量判斷是否平穩(wěn)，若值小于臨界值則該變量平穩(wěn)。各變量的單位根結果如表1。從表中我們可以看出在給定顯著水平5%時，原序列LEXD、LIMD、LFIR都為非平穩(wěn)序列，一階差分滯后，所有差分序列的t統(tǒng)計值均小于顯著性水平5%的臨界值，表明至少在95%的置信區(qū)間下這些變量都是一階差分平穩(wěn)的，都是一階單整序列。

(2)協(xié)整檢驗

協(xié)整分析的基本思想是:如果兩個同階時間序列向量是非平穩(wěn)的，而他們的某種線性組合卻是平穩(wěn)的，則這兩個向量之間存在協(xié)整關系。由于上述變量都是同階單整的，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關系。在檢驗之前首先依據AIC或SC準則確定VAR模型的最后滯后期，結果見表2。

注:(1)其中r代表協(xié)整向量個數;(2)表中5%臨界值為5%顯著水平下的臨界值;(3)檢驗的滯后期LFIR、LEXD為2期，LFIR、LIMD為4期。

由表2所給出的統(tǒng)計量和相伴概率明確表明在樣本期間內，LEXD、LFIR和LIMD、LFIR這兩組變量都存在協(xié)整關系，各協(xié)整關系所對應的長期方程分別為(其中括號中數字為回歸系數的t檢驗值):

方程:LEXD=1.270831 LFIR+ 0.617190

(0.15770)

Adj. R-squared= 0.779938

LIMD=3.861109 LFIR+1.549714

(1.04575)(1.41812)

Adj. R-squared= 0.755499

從方程的系數中可以發(fā)現(xiàn)農產品進出口和農村信貸規(guī)模存在著正向作用關系，且農村信貸對農產品進口的作用大于出口的。

(3)格蘭杰因果檢驗

農村信貸與農產品對外貿易序列之間的長期均衡關系并不必然意味著兩者之間存在相互促進的因果關系。在此，為了證明兩者之間是否存在因果關系，還需要進一步檢驗，格蘭杰因果檢驗提供了一種檢驗這種關系是否為因果關系的方法。Granger(1969)方法的基本思路是依據平穩(wěn)性檢驗的滯后期來選擇本檢驗的滯后期，根據輸出結果的F統(tǒng)計量或P值判斷是否存在因果關系的概率。

注:p值表示檢驗概率值，若P<0.05，表示因果關系在5%的顯著水平下成立。

從表3可以看出農村信貸發(fā)展不是農產品進出口的格蘭杰原因，農產品進出口亦不是農村信貸發(fā)展的先導因素。這說明了農村信貸的發(fā)展不能有效的促進農產品的進出口貿易，農產品對外貿易亦不能有效的帶動農村信貸發(fā)展。

四、結論

本文對時間序列進行協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗表明，我國農村金融發(fā)展與農產品貿易之間存在長期均衡穩(wěn)定關系，短期農村信貸與進出口貿易有偏離均衡的可能，但其均衡狀態(tài)很快就可以恢復，但是格蘭杰因果檢驗表明在長期內農村信貸與農產品進出口貿易的無因果關系。與金融發(fā)展與國際貿易關系理論相違背，但與T.Gries，M.Kraft，D.Meierrieks(2008)對16個阿拉伯國家的數據研究金融發(fā)展與貿易開放度的研究結果類似，實證結果同為兩者之間關系不明顯，金融發(fā)展和國際貿易之間只存在很小的關系。究其原因，一方面，在我國在我國農村信貸有關的農產品國際貿易業(yè)務在我國的農村金融市場中所占的份額有限;另一方面，農產品的出口層次偏低，不能有效的促進農村金融市場和農村金融工具的創(chuàng)新和發(fā)展;而農村信貸過程中所募集的資金并沒有有效的投放到農產品對外貿易中。

那么是否就可以認為農村信貸對農產品對外貿易不具有重要意義呢?回答顯然是否定的。我國農產品對外貿易發(fā)展迅速，主要的增長主體是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，但由于農村金融體系和運行機制存在嚴重缺陷，產品服務單一，農村中小企業(yè)貸款難，為此鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和私營企業(yè)的資金很大分都是從非正規(guī)金融市場上獲得的，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)能否長期依賴與非正規(guī)金融以取得發(fā)展?雖然目前鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資渠道主要依賴非正規(guī)農村金融，但畢竟存在一定的局域性，比如信貸范圍狹窄，利率可能高于正規(guī)金融很多，為此鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展勢必不能走遠。隨著鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，其對資金融資渠道的要求，對銀行表外業(yè)務的創(chuàng)新要求越來越高，這樣，非正規(guī)金融就難以滿足它們的需求，所以，農村金融的發(fā)展對于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的農產品進出口同樣非常重要，這表現(xiàn)在能為他們提供更多的利率低廉的資金上。為此，我們仍然認為農村信貸對農產品對外貿易的推動上是至關重要的。

(作者單位:寧波大學商學院)