熊德平，余新平，熊皛白

(1.寧波大學商學院，浙江寧波315211;2.南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江蘇南京210095)

一、引言

經(jīng)濟全球化背景下，農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易因其國際化的資源配置和利用機制，日益成為我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要標志和實現(xiàn)手段，倍受理論、政策和實踐部門重視，而快速發(fā)展。1978-2009年間，中國農(nóng)產(chǎn)品進出口總額①根據(jù)當年人民幣對美元的名義匯率換算。從66.20億美元增長到913.80億美元，外貿(mào)依存度從10.02%發(fā)展為20.38%，成為世界第四大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易國。但與此同時，尤其是在WTO過渡期結(jié)束后，隨著我國農(nóng)產(chǎn)品凈進口增加②我國從2004年開始成為農(nóng)產(chǎn)品凈進口國，農(nóng)產(chǎn)品出口占我國出口貿(mào)易額的比重不斷降低，2007年成為世界第四大農(nóng)產(chǎn)品進口國。、重點農(nóng)產(chǎn)品關稅配額2004年達到最高，并逐步被取消、農(nóng)產(chǎn)品關稅總水平2006年降至承諾終點，中國已成為世界上農(nóng)產(chǎn)品關稅總水平最低③我國加入WTO承諾農(nóng)產(chǎn)品關稅總水平為15.35%，遠低于世界農(nóng)產(chǎn)品平均關稅62%的水平，比歐盟還要低5.75%。和農(nóng)產(chǎn)品市場開放程度最高的國家之一，傳統(tǒng)的農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易有利因素逐步消失，深層的不利因素不斷顯現(xiàn)④農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的價格優(yōu)勢下降;18億畝耕地約束下農(nóng)產(chǎn)品大進大出下的凈進口常態(tài)化;跨國公司對國內(nèi)農(nóng)業(yè)沖擊帶來的競爭壓力加大;農(nóng)產(chǎn)品國際市場風險及其防范、管理和化解難度加大;非關稅貿(mào)易壁壘層出不窮，貿(mào)易環(huán)境更加復雜，貿(mào)易摩擦加深等等(張紅宇，2006;丁力，2006)。(程國強，2006)。加上，快速工業(yè)化和城市化，對我國農(nóng)業(yè)實現(xiàn)糧食自給、原料型農(nóng)產(chǎn)品自保和農(nóng)民增收三大目標的約束，我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易已開始進入一個新的發(fā)展階段，亟待尋求新的促進力量，推動農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，進而推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設。在經(jīng)濟金融化日益成為現(xiàn)代經(jīng)濟重要特征的大背景下，面對中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的新要求，尋求中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的農(nóng)村金融支持，自然是符合邏輯的過程。

農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟的核心。在理論上，其多樣化功能⑤依據(jù)金融功能論，完善的農(nóng)村金融不僅具有方便交易、動員儲蓄、實現(xiàn)儲蓄投資轉(zhuǎn)化、促進資本積累和技術進步等功能，而且具有分散和降低風險、獲取投資信息和配置資源、監(jiān)督經(jīng)理和施加公司控制等功能。既可以直接作用于農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易，又可以通過作用于從要素投入到農(nóng)產(chǎn)品出口或消費的整個農(nóng)業(yè)過程，進而通過農(nóng)業(yè)結(jié)構調(diào)整、專業(yè)分工、規(guī)模經(jīng)濟、技術進步等渠道，增強農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢，提高農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力，間接作用農(nóng)產(chǎn)品出口，繼而通過農(nóng)業(yè)分工深化和國際化的資源配置和利用機制，促進農(nóng)產(chǎn)品進口，最終實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口和進口的互動、循環(huán)式促進。而且，在這一過程中，農(nóng)村金融還可以通過“需求追隨”和“供給領先”模式⑥依據(jù)帕特里克(Hugh T.Patrick，1966)提出的“需求追隨”(demand following)和“供給領先”(supply leading)金融發(fā)展模式，農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的金融需求，可以誘導農(nóng)村金融追隨發(fā)展;農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的金融促進政策，可以推動農(nóng)村金融領先發(fā)展。完善和強化自身功能，進一步鞏固其“核心”地位，進而實現(xiàn)與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易互為因果、相互促進的良性互動。

事實上，中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易中，黨和政府歷來高度重視農(nóng)村金融發(fā)展，并將其作為重要的促進力量和政策工具⑦改革開放以來，所有涉及農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的政策、文件，尤其是1982年以來關于“三農(nóng)”的13個“一號文件”，無一例外地都把農(nóng)村金融發(fā)展擺在極其重要的位置。中國共產(chǎn)黨十七屆三中全會更是明確指出:“農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟的核心”。。1978-2009年間，中國農(nóng)村金融快速發(fā)展。農(nóng)業(yè)貸款從115.6億元增長至17629億元，與農(nóng)業(yè)GDP之比從11.25%上升為50.05%。農(nóng)業(yè)保險在1982年起步后，保費收入從0.0023億元增加到2009年的133.9億元，與農(nóng)業(yè)GDP之比從1.23×10-4%上升到0.27%。

然而，需要強調(diào)指出的是上述農(nóng)村金融與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的互動機理和我國現(xiàn)實的農(nóng)村金融政策安排，都是基于“農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟的核心”命題，以農(nóng)村金融“姓農(nóng)”也“務農(nóng)”為假設前提的。這一假設前提的現(xiàn)實存在性直接決定了上述互動機理和相關農(nóng)村金融政策的現(xiàn)實有效性。因而對農(nóng)村金融與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的現(xiàn)實關系具有決定性意義。

文獻分析發(fā)現(xiàn)，在中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易和農(nóng)村金融發(fā)展中，分別針對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易和農(nóng)村金融發(fā)展的研究豐富而深刻，而且，金融發(fā)展與對外貿(mào)易關系研究，自McKinnon(1973)開辟以來，也很快得到響應。Bardhan and Kletzer(1987)、Baldwin(1989)、Levine(1997)、Fenney and Hillman(2001)、Beck(2002)、Matsuyama(2005)、Becker and Greenberg(2007)、Manova(2008)等從不同視角，實證了有關國家金融發(fā)展與對外貿(mào)易的關系。孫兆斌(2004)、齊俊妍(2005)、沈能(2006)、熊德平、徐建軍(2007)、包群、陽佳余(2008)、徐建軍、汪浩翰(2009)等則研究了相關的中國問題。但有關中國農(nóng)村金融與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易關系的研究鮮有報道，更未涉及基于農(nóng)村金融“務農(nóng)”假設前提現(xiàn)實存在性視角的研究。中國農(nóng)村金融與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的事實關系，至今還處于理論假設的邏輯推演之中，并被廣泛用于政策設計，農(nóng)村金融“姓農(nóng)”也“務農(nóng)”的假設前提，在二者關系中的現(xiàn)實存在性，并沒有得到重視，更未獲得實證研究支持。

雖然，理論邏輯具有自身的解釋力。但客觀現(xiàn)實的具體表現(xiàn)，并不能被理論假設和一般抽象所代替，更何況中國農(nóng)村金融長期被指“姓農(nóng)”不“務農(nóng)”。因此，基于農(nóng)村金融“務農(nóng)”假設前提的現(xiàn)實存在性視角，遵循理論邏輯，借鑒既有研究的成功經(jīng)驗，從現(xiàn)實中尋找中國農(nóng)村金融與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易關系非常必要和迫切。

基于此，本文以下部分依據(jù)傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)分析框架，將農(nóng)村金融“要素”引入生產(chǎn)函數(shù)，并結(jié)合中國農(nóng)村金融實際，選擇農(nóng)業(yè)信貸和保險作為分析重點，用“農(nóng)村金融效率”來刻畫農(nóng)業(yè)信貸和保險“務農(nóng)”假設前提的現(xiàn)實存在性，進而運用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗方法，實證1982①選取1982年為起點，是因為中國農(nóng)業(yè)保險及其系統(tǒng)數(shù)據(jù)統(tǒng)計開始于1982年。-2009年中國農(nóng)村金融效率與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的現(xiàn)實關系，并對結(jié)果進行解釋，最終形成政策建議。

二、模型、數(shù)據(jù)與方法

(一)模型構建

基于生產(chǎn)函數(shù)的傳統(tǒng)分析框架，借鑒Feder(1982)、Greenwood and Jovanvic(1990)、Pagano，M.(1993)、Murinde，V(1994)、熊德平、徐建軍(2007)的方法，在自然資源、技術和制度等要素既定假設下，以農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易水平作為產(chǎn)出，用Y表示;將農(nóng)村金融當作一項“要素”引入生產(chǎn)函數(shù)，用F表示;并用K表示非金融要素的資本投入;L表示勞動投入，構建農(nóng)村金融與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易關系的生產(chǎn)函數(shù)為(1)式:

為揭示其動態(tài)關系，對(1)式全微分，則有(2)式:

為消除規(guī)模影響，(2)式中農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易水平(Y)的指標選取農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易依存度(農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易額/農(nóng)業(yè)增加值)，用 T表示，并分類為“農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易依存度(農(nóng)產(chǎn)品進出口總額/農(nóng)業(yè)增加值)”、“農(nóng)產(chǎn)品進口依存度(農(nóng)產(chǎn)品進口額/農(nóng)業(yè)增加值)“和”農(nóng)產(chǎn)品出口依存度(農(nóng)產(chǎn)品出口額/農(nóng)業(yè)增加值)三個指標，分別用NM、NJ和NC表示，同時選取當年“人民幣對美元的實際匯率”消除匯率影響。

在農(nóng)村金融方面，考慮到既有研究的不足①一是Levine(1996)指出“M2/GDP既不能度量負債來源，也不能度量金融系統(tǒng)的資源配置，實際上這一比率與經(jīng)濟增長之間沒有理論聯(lián)系，經(jīng)濟增長主要依賴于金融部門功能”。金融相關率(FIR)是M2/GDP的擴展。因此，采用農(nóng)村金融相關率衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平所得出的結(jié)論要持謹慎態(tài)度。二是國內(nèi)大多研究關于農(nóng)村金融資產(chǎn)中的“農(nóng)戶手持現(xiàn)金”指標，均參考《中國農(nóng)業(yè)銀行史》(2002)等文獻資料，以全國現(xiàn)金流通量的70%來估算農(nóng)村M0，本文認為其依據(jù)并不充分，也不符合當前現(xiàn)實。三是既有衡量農(nóng)村金融發(fā)展的指標多集中在信貸方面，鮮有涉及銀行業(yè)以外的農(nóng)村其它金融領域。和中國農(nóng)村金融實際②農(nóng)村金融在我國一般是指在縣及縣以下地區(qū)提供的存款、貸款、匯兌、保險、期貨、證券等各種金融服務，包括正規(guī)金融和非正規(guī)金融。根據(jù)中國人民銀行農(nóng)村金融服務研究小組(2008)關于農(nóng)村金融服務主要由正規(guī)金融提供的判斷，以及本研究目的，文中農(nóng)村金融專指農(nóng)村正規(guī)金融。中國農(nóng)村金融發(fā)展中證券、投資、擔保、租賃、信托等非銀行業(yè)務比重很低，而且數(shù)據(jù)難以獲得。因此本文只考慮農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)業(yè)保險。，本文選擇農(nóng)業(yè)信貸(F1)和農(nóng)業(yè)保險(F2)作為分析重點，即F=f(F1，F(xiàn)2)。為揭示農(nóng)村金融“務農(nóng)”假設前提的客觀存在性及其對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的影響，在農(nóng)業(yè)信貸方面，選取農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)村存款之比作為農(nóng)村信貸效率指標，用EDK表示。這一指標反映了農(nóng)村信貸機構將農(nóng)村存款轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)貸款的“務農(nóng)”程度，其與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的關系，可以集中反映農(nóng)業(yè)信貸在農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易方面的“務農(nóng)”效率;在農(nóng)業(yè)保險方面，為使農(nóng)業(yè)保險效率能更貼近實際，考慮到農(nóng)業(yè)保險賠付主要來自于保險公司將農(nóng)業(yè)保費收入投資和經(jīng)營的收益，本文(舍棄了國內(nèi)部分研究選用保險賠付占保費收入的比率作為衡量保險效率的做法)選擇農(nóng)業(yè)保險賠付與農(nóng)業(yè)保險營業(yè)收入③農(nóng)業(yè)保險營業(yè)收入=營業(yè)收入×農(nóng)業(yè)保費收入/保費收入，其中營業(yè)收入和保費收入分別選取歷年中國境內(nèi)開辦農(nóng)業(yè)保險的相關財產(chǎn)保險公司營業(yè)收入和保費收入之和。(而不是農(nóng)業(yè)保費收入)之比作為農(nóng)業(yè)保險效率指標，用EBX表示。這一指標反映了保險機構將與農(nóng)業(yè)保費營業(yè)收入轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)保險賠付，以應對農(nóng)業(yè)風險的“務農(nóng)”程度，其與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的關系，集中反映了在農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易方面的“務農(nóng)”效率。

為使模型更貼近事實，并參照以上指標選擇消除規(guī)模影響的原則，本文分別選用財政支農(nóng)強度(即財政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)增加值之比)代表非金融要素的資本投入，同時選用農(nóng)業(yè)勞動效率逆指標(即農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)/農(nóng)業(yè)增加值)代表勞動投入，并將二者作為控制變量，分別用ZN和LD來表示，并替代模型中的K和L。

為消除價格變動的影響，本文選取“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)”來消除價格變動對農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險賠付額、保險業(yè)經(jīng)營收入以及財政支農(nóng)的影響。同時選取“農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)”來消除農(nóng)業(yè)增加值價格變動的影響。將上述F1、F2相關衡量指標及相應的控制變量ZN和LD，分別代入(2)式，并令T代表Y，取微分則有(3)式:

其中，T分別選擇NM、NJ和NC指標。以αj1αj2分別表示農(nóng)村信貸效率與農(nóng)業(yè)保險效率的邊際產(chǎn)出;αj3、αj4分別表示對應生產(chǎn)函數(shù)的農(nóng)業(yè)勞動效率(逆指標)、財政支農(nóng)強度的邊際產(chǎn)出。αj0代表常數(shù)項，μjt代表隨機誤差項。J代表與T分別選擇NM、NJ和NC向?qū)膮?shù)。則可得到本文的基本計量模型(4)式。其中:

由于農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的實際作用存在一定滯后期。因此，本文基于上述原理，選擇向量自回歸模型(VAR)予以實證，其系數(shù)分別用“*”表示，i為滯后期。

(二)分析方法

依據(jù)(5)式，借助 Eviews6.0，利用 Dickey和Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩(wěn)性。對于非平穩(wěn)性變量，則進行差分處理，使之成為平穩(wěn)時間序列。如果變量單整，則采用Johansen提出的JJ檢驗方法，進行協(xié)整檢驗，以確定農(nóng)業(yè)信貸和保險效率，分別與農(nóng)產(chǎn)品出口、進口和進出口依存度是否存在協(xié)整關系。如果存在協(xié)整關系，則建立向量誤差修正模型，分析其短期關系，并進行格蘭杰因果檢驗，以確定變量間的因果關系，如果存在格蘭杰因果關系，則利用Sims(1980)的向量自回歸(VAR)技術沖擊反應進一步探索其關系。文章在實證結(jié)果形成后，從理論和實際相結(jié)合角度逐一進行了解釋，剖析其背后的政策含義，進而提出政策建議。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文農(nóng)業(yè)貸款、財政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)增加值、農(nóng)業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)來源于1983-2010年歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;農(nóng)村存款①為解決統(tǒng)計制度的變化，本文農(nóng)村存款在1989年前按國家銀行農(nóng)業(yè)存款+農(nóng)村信用社全部存款計算，自1989年起按金融機構農(nóng)業(yè)存款+農(nóng)戶儲蓄存款計算。數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村金融統(tǒng)計年鑒》(1979-1989、1996)、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》;農(nóng)業(yè)保費收入、農(nóng)業(yè)保險賠付額以及農(nóng)業(yè)保險營業(yè)收入數(shù)據(jù)來源于1983-2010年歷年《中國保險年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》;“農(nóng)產(chǎn)品進口額”、“農(nóng)產(chǎn)品出口額”數(shù)據(jù)來源于1983-2010年歷年《海關統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。以上相關數(shù)據(jù)均剔除相應價格因素影響，相關價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》。

三、實證結(jié)果與分析

(一)單位根檢驗

利用Eviews6.0軟件對各變量進行單位根檢驗，以確定其平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如表1所示，EDK、EBX、LD、ZN、NM、NJ和 NC 均為非平穩(wěn)變量，經(jīng)過一階差分處理的所有數(shù)據(jù)序列，在10%顯著水平下均平穩(wěn)并一階單整。dEDK、dEBX、dLD、dZN、dNM、dNJ和dNC分別表示相應變量的一階差分。因此，可以利用Johansen檢驗，判斷是否存在協(xié)整關系。

表1 單位根檢驗

(二)協(xié)整檢驗

Johansen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗，檢驗之前，必須確定VAR模型的結(jié)構，最為重要的是最優(yōu)滯后期確定。確定最優(yōu)滯后期的方法是遵循一般到特殊原則，從較大的滯后階數(shù)開始，通過LR值、FPE值、AIC值、SC值以及HQ值進行綜合判斷確定。本文分別就EDK、EBX、LD和ZN，依次對 NM、NJ、NC檢驗并進行判斷，最終確定 EDK、EBX、LD 及 ZN 分別對 NM、NJ、NC的VAR模型最優(yōu)滯后期均為3②這符合中國農(nóng)業(yè)投入對產(chǎn)出滯后期的直觀判斷，并與溫濤、冉光和、熊德平(2005)、熊德平(2009)等研究關于農(nóng)村金融、財政支農(nóng)等投入性指標與農(nóng)業(yè)GDP和農(nóng)民收入等產(chǎn)出性指標的滯后期選擇一致。(見表2)。

表2 EDK、EBX、LD及ZN分別對NM、NJ、NC的 VAR模型最優(yōu)滯后期檢驗結(jié)果

表3 EDK、EBX、LD和ZN對NM的協(xié)整檢驗結(jié)果(1982-2009)

表4 EDK、EBX、LD和ZN對NJ的協(xié)整檢驗結(jié)果(1982-2009)

表5 EDK、EBX、LD和ZN對NC的協(xié)整檢驗結(jié)果(1982-2009)

在此基礎上，得到EDK、EBX、LD和ZN，分別對 NM、NJ、NC 的協(xié)整檢驗結(jié)果(見表3、4、5)及其協(xié)整方程，見(6)、(7)、(8)式。

由表3可知，在1982-2009年的樣本區(qū)間內(nèi)，在1%的顯著水平下，NM與EDK、EBX、LD和ZN之間存在著四個協(xié)整關系，且這5個變量之間的一個協(xié)整方程為:

由表4可知，在1982-2009年的樣本區(qū)間內(nèi)，在1%的顯著水平下，NJ與EDK、EBX、LD和ZN之間存在著三個協(xié)整關系，且這5個變量之間的一個協(xié)整方程為:

由表5可知，在1982-2009年的樣本區(qū)間內(nèi)，在1%的顯著水平下，NC與EDK、EBX、LD和ZN之間存在著兩個協(xié)整關系，且這5個變量之間的一個協(xié)整方程為:

分析上述協(xié)整檢驗獲得的(6)(7)(8)式的協(xié)整系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，從長期關系看:

(1)中國農(nóng)業(yè)信貸效率與農(nóng)產(chǎn)品進出口、進口、出口依存度之間均呈長期穩(wěn)定的正向關系，即農(nóng)村信貸機構將農(nóng)村存款更多地轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)貸款，即名副其實“務農(nóng)”，有利于農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易發(fā)展。這意味著，農(nóng)村金融與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的互動機理，以及促進農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的既有農(nóng)村金融政策績效，在農(nóng)業(yè)信貸方面，一定程度上是存在的。

(2)農(nóng)業(yè)保險效率與農(nóng)產(chǎn)品進出口、進口、出口依存度均呈長期穩(wěn)定的負向關系，即提高農(nóng)業(yè)保險賠付占保險業(yè)經(jīng)營收入的比例，會抑制農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易發(fā)展。這說明前述“互動機理”和相關政策安排，在農(nóng)業(yè)保險效率上是不存在和無效率的，即在農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易方面，農(nóng)業(yè)保險支持力度依然不足或稱“務農(nóng)”缺乏效率。分析其直接原因，不難發(fā)現(xiàn):保險賠付占保險經(jīng)營收入之比的提高，首先是風險損失增加，抑制農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易，盡管保險公司努力提供了支持，但這種支持還不足以彌補風險損失，無法對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易主體產(chǎn)生足夠的長期刺激，以鼓勵農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易進一步發(fā)展，而是依然因風險損失沒有得到足夠的補償，而減少了農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易。其次是農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平降低，導致保費收入帶來經(jīng)營收益降低，盡管保險賠付絕對值沒有顯著增加，但其所占比例提高，保險合約雙方的收益為負，進而抑制農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易。其背后原因既與我國農(nóng)業(yè)保險發(fā)展，相對于農(nóng)業(yè)貸款①農(nóng)業(yè)貸款作為傳統(tǒng)農(nóng)村金融工具，相對于農(nóng)業(yè)保險，具有規(guī)模大、品種多、創(chuàng)新快、市場化程度高、商業(yè)性和政策性并存的特點。且邊界清晰，可以為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供更加主動、普遍、靈活、專業(yè)、多樣和廣闊的服務。，起步遲、起點低、品種少、收益小、風險大、發(fā)展慢，還很弱小的事實有關，也與其目標側(cè)重于降低和分散涉及國內(nèi)大宗農(nóng)產(chǎn)品自然風險，而不涉及農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的市場風險，其覆蓋范圍有限，并以政策性保險為主，且主要由政府推動商業(yè)性機構代理經(jīng)營的事實有關。

需要說明的是，作為控制變量的農(nóng)業(yè)勞動效率逆指標與農(nóng)產(chǎn)品進出口、進口、出口依存度均呈負向關系，則可以推斷其正指標與財政支農(nóng)強度一樣，與農(nóng)產(chǎn)品進出口、進口、出口依存度均呈長期穩(wěn)定的正向關系，即對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易有促進作用。

(三)向量誤差修正模型

在協(xié)整檢驗確定了上述各變量的長期均衡關系后，進一步利用誤差修正模型確定農(nóng)業(yè)和保險效率與農(nóng)產(chǎn)品進出口、進口、出口依存度的短期動態(tài)關系(見表6)。分析發(fā)現(xiàn)，除 EDK、EBX、LD、ZN與NJ的方程外，其它兩個方程誤差修正項系數(shù)在5%的顯著水平下②查t分布表，α=0.05，自由度為23相應臨界值，得t0.025(23)=2.069;同理，α=0.1，t0.05(23)=1.714。均能通過檢驗。其中，農(nóng)業(yè)保險效率(EBX)與農(nóng)產(chǎn)品出口依存度(NC)和進出口依存度(NM)誤差修正模型中的正向系數(shù)在滯后1期顯著(5%的顯著水平)，但滯后2期系數(shù)均不顯著;農(nóng)業(yè)信貸效率(EDK)在誤差修正模型中的系數(shù)，無論是滯后1期還是2期均不顯著。

表6 向量誤差修正模型方程系數(shù)表

因此，從上述向量誤差修正模型可以判斷，從短期關系看:

(1)中國農(nóng)業(yè)信貸和保險效率與農(nóng)產(chǎn)進口依存度之間的短期關系難以確定。雖然這一結(jié)果還難以給出具體結(jié)論，但可以從中國農(nóng)業(yè)信貸和保險效率對進口和出口依存度的解釋中獲得相關解釋性信息。

(2)農(nóng)業(yè)信貸效率對農(nóng)產(chǎn)品出口和進出口的作用并不明顯。這說明;農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)產(chǎn)品出口，進而對進出口的作用機制，主要是通過引言所述“互動機理”中的間接和互動、循環(huán)機制實現(xiàn)。而非直接支持了農(nóng)產(chǎn)品出口或進口貿(mào)易。因為，直接支持的影響，必然在短期有所表現(xiàn)，而間接的互動、循環(huán)作用，則是一個長期過程。其背后原因既與我國農(nóng)業(yè)貸款政策重在促進農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、收購、流通等傳統(tǒng)領域的事實有關，也與現(xiàn)行農(nóng)業(yè)貸款統(tǒng)計，未將國家進出口銀行直接支持農(nóng)產(chǎn)品進、出口的貸款，以及其他金融機構支持農(nóng)產(chǎn)品加工出口等貸款列入有關③事實上此類貸款因未單獨統(tǒng)計，也無法獲得。。

(3)農(nóng)業(yè)保險效率在短期對農(nóng)產(chǎn)品出口和進出口存在著一定的促進作用。說明保險賠付占保險業(yè)經(jīng)營收入比例的提高，也即在大面積自然風險調(diào)價下，農(nóng)業(yè)保險在短期對農(nóng)產(chǎn)品出口，進而對進出口具有一定的刺激作用，可以理解為保險賠付支持了農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易主體提高了在自然風險帶來損失前提下的對外貿(mào)易履約程度。

(三)格蘭杰檢驗

在協(xié)整檢驗確定了上述變量之間均衡關系的基礎上，本文進一步運用Grange因果檢驗確定各變量之間的因果關系。由于Grange因果檢驗對于滯后階數(shù)的選取較為敏感，本文進行Grange因果檢驗時，采用滯后若干期進行逐一考察，相關檢驗結(jié)果如下(見表7)。

檢驗結(jié)果表明，在10%的顯著水平下:

(1)農(nóng)村信貸效率在滯后4期是農(nóng)產(chǎn)品進口依存度的格蘭杰原因，在滯后1期和2期是農(nóng)產(chǎn)品出口依存度的格蘭杰原因，農(nóng)產(chǎn)品出口依存度在滯后3期是農(nóng)村信貸效率的格蘭杰原因。這意味著農(nóng)業(yè)信貸效率與農(nóng)產(chǎn)品出口依存度的互動機制是雙向的，而與農(nóng)產(chǎn)品進口的互動機制則是單向的，農(nóng)產(chǎn)品進口依存度的提高，并沒有成為農(nóng)業(yè)信貸效率提高的原因。說明現(xiàn)實的農(nóng)村信貸效率與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易互動機制，至少在進口方面還不健全。其背后的原因在于前已述及的農(nóng)業(yè)貸款主要通過支持國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，間接支持農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易，直接服務農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易，特別是進口貿(mào)易的農(nóng)業(yè)貸款支持不足或未能得到統(tǒng)計。

(2)農(nóng)業(yè)保險效率在滯后1～7期是農(nóng)產(chǎn)品進口依存度、出口依存度以及進出口依存度的格蘭杰原因，農(nóng)產(chǎn)品進口依存度分別在滯后7期、滯后5期以及滯后5期、7期是農(nóng)業(yè)保險效率的格蘭杰原因。其政策含義與農(nóng)業(yè)信貸效率基本一致，不再陳述。

由于格蘭杰因果檢驗證實了農(nóng)村金融效率與農(nóng)產(chǎn)品進出口、進口、出口依存度之間存在著格蘭杰因果關系，因此，利用Sims(1980)提出的向量自回歸(VAR)技術沖擊反應分析，以進一步探索相關變量之間的關系。為了防止VAR模型因變量順序變化給沖擊反應函數(shù)帶來的敏感性，采取檢驗兩個變量間關系的一般沖擊反應作為回避正交化反應變量順序依賴性的方法，分別建立NM、NJ和NC與EDK和EBX的VAR模型進行實證分析。如圖1、圖2和圖3。

圖1、圖2和圖3分別顯示了農(nóng)產(chǎn)品進口、出口，以及進出口依存度對農(nóng)業(yè)信貸效率和農(nóng)業(yè)保險效率沖擊的標準差動態(tài)反應(因篇幅所限，本文僅截取部分代表性的實證結(jié)果圖)。從中可以發(fā)現(xiàn):

圖1 NJ對EDK、EBX的沖擊反應

圖2 NC對EDK、EBX的沖擊反應

圖3 NM對EDK、EBX的沖擊反應

(1)農(nóng)業(yè)信貸支農(nóng)效率的正向沖擊，對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易依存度主要表現(xiàn)為正面效應，但在滯后8期后對農(nóng)產(chǎn)品出口依存度為負向效應，其累積沖擊反應在滯后10期時為正。

(2)農(nóng)業(yè)保險效率的正向沖擊，對農(nóng)產(chǎn)品進口依存度在滯后1期-4期表現(xiàn)為正向效應，滯后2期達到頂點，4期以后主要表現(xiàn)為負向效應;對農(nóng)產(chǎn)品出口依存度在滯后3期-7期表現(xiàn)為負向效應，在其它滯后期表現(xiàn)為正向效應，滯后2期時正向效應達到頂點，其累積沖擊反應在滯后10期為負;對農(nóng)產(chǎn)品進出口依存度在滯后前3期表現(xiàn)正向效應，4期以后表現(xiàn)為負向效應。

四、政策建議

(1)繼續(xù)采取有效措施，激勵農(nóng)村信貸機構不斷提高農(nóng)村存款的農(nóng)業(yè)貸款轉(zhuǎn)化率，防止農(nóng)村資金外流和非農(nóng)化。同時，改變農(nóng)業(yè)貸款只支持農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、收購、流通等國內(nèi)農(nóng)業(yè)過程的傳統(tǒng)政策設計，加強農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)產(chǎn)品出口、進口貿(mào)易的直接支持，并將國家進出口銀行，以及其他金融機構支持農(nóng)產(chǎn)品進、出口和加工出口等貸款列入農(nóng)業(yè)貸款統(tǒng)計。

(2)深化農(nóng)業(yè)保險改革，在完善現(xiàn)有政策性農(nóng)業(yè)保險實施機制，著力提供更加主動、及時、足額的農(nóng)業(yè)保險理賠服務的同時，要努力擴大其服務外貿(mào)農(nóng)產(chǎn)品和應對外貿(mào)市場風險的范圍，加大財政支持政策性農(nóng)業(yè)保險力度，進而提高賠付標準，創(chuàng)新增強農(nóng)業(yè)保險賠付對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易預期收益影響的險種，積極開展商業(yè)性保險促進農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的探索，努力提升農(nóng)業(yè)保險促進農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的功能，并強化農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)業(yè)貸款的協(xié)調(diào)配合。

(3)在充分利用農(nóng)業(yè)信貸效率與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易，尤其是與農(nóng)產(chǎn)品出口依存度之間存在的互為因果長期正向關系，推進二者共同發(fā)展的同時，努力化解農(nóng)產(chǎn)品進口依存度成為農(nóng)業(yè)信貸效率提升原因的阻礙和制約因素。同樣，要在充分注意到農(nóng)業(yè)保險效率與農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易，尤其是與農(nóng)產(chǎn)進口依存度之間存在長期相互制約，短期則具有一定促進作用的雙向因果關系同時，努力化解農(nóng)產(chǎn)品出口依存度成為農(nóng)業(yè)保險效率提升原因的阻礙和制約因素。為此，要注重發(fā)揮農(nóng)業(yè)貸款和保險在促進農(nóng)產(chǎn)品出口和進口方面的優(yōu)勢互補，加強相互間的協(xié)調(diào)配合;另一方面，應加強農(nóng)業(yè)貸款和保險對農(nóng)產(chǎn)品進口和出口環(huán)節(jié)的直接支持，實現(xiàn)間接支持和直接支持的協(xié)調(diào)。

(4)充分考慮農(nóng)業(yè)信貸、保險效率與農(nóng)產(chǎn)品出口、進口以及進出口關系，在不同滯后期的特點，提高農(nóng)業(yè)信貸和保險政策的制定和實施藝術，適時出臺相關農(nóng)村金融政策。

需要說明的提高財政支農(nóng)強度和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率水平，加強農(nóng)村金融與之的配合協(xié)調(diào)，同樣是促進中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易進一步發(fā)展的重要力量。

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