中国农村金融效率与农产品对外贸易——基于1982-2009年数据的协整检验和格兰杰因果分析，本文主要内容关键词为：因果论文,对外贸易论文,中国论文,农产品论文,格兰论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F830.6 文献标识码：A 文章编号：1002-9753(2011)10-0036-10
修回日期：2011-08-12
一、引言
经济全球化背景下，农产品对外贸易因其国际化的资源配置和利用机制，日益成为我国现代农业发展的重要标志和实现手段，倍受理论、政策和实践部门重视，而快速发展。1978-2009年间，中国农产品进出口总额①从66.20亿美元增长到913.80亿美元，外贸依存度从10.02%发展为20.38%，成为世界第四大农产品贸易国。但与此同时，尤其是在WTO过渡期结束后，随着我国农产品净进口增加②、重点农产品关税配额2004年达到最高，并逐步被取消、农产品关税总水平2006年降至承诺终点，中国已成为世界上农产品关税总水平最低③和农产品市场开放程度最高的国家之一，传统的农产品对外贸易有利因素逐步消失，深层的不利因素不断显现④(程国强，2006)。加上，快速工业化和城市化，对我国农业实现粮食自给、原料型农产品自保和农民增收三大目标的约束，我国农产品对外贸易已开始进入一个新的发展阶段，亟待寻求新的促进力量，推动农产品对外贸易发展方式转变，进而推进现代农业建设。在经济金融化日益成为现代经济重要特征的大背景下，面对中国农产品对外贸易的新要求，寻求中国农产品对外贸易的农村金融支持，自然是符合逻辑的过程。
农村金融是现代农村经济的核心。在理论上，其多样化功能⑤既可以直接作用于农产品进出口贸易，又可以通过作用于从要素投入到农产品出口或消费的整个农业过程，进而通过农业结构调整、专业分工、规模经济、技术进步等渠道，增强农业比较优势，提高农产品国际竞争力，间接作用农产品出口，继而通过农业分工深化和国际化的资源配置和利用机制，促进农产品进口，最终实现农产品出口和进口的互动、循环式促进。而且，在这一过程中，农村金融还可以通过“需求追随”和“供给领先”模式⑥完善和强化自身功能，进一步巩固其“核心”地位，进而实现与农产品对外贸易互为因果、相互促进的良性互动。
事实上，中国农产品对外贸易中，党和政府历来高度重视农村金融发展，并将其作为重要的促进力量和政策工具⑦。1978-2009年间，中国农村金融快速发展。农业贷款从115.6亿元增长至17629亿元，与农业GDP之比从11.25%上升为50.05%。农业保险在1982年起步后，保费收入从0.0023亿元增加到2009年的133.9亿元，与农业GDP之比从1.23×10[-4]%上升到0.27%。
然而，需要强调指出的是上述农村金融与农产品对外贸易的互动机理和我国现实的农村金融政策安排，都是基于“农村金融是现代农村经济的核心”命题，以农村金融“姓农”也“务农”为假设前提的。这一假设前提的现实存在性直接决定了上述互动机理和相关农村金融政策的现实有效性。因而对农村金融与农产品对外贸易的现实关系具有决定性意义。
文献分析发现，在中国农产品对外贸易和农村金融发展中，分别针对农产品对外贸易和农村金融发展的研究丰富而深刻，而且，金融发展与对外贸易关系研究，自McKinnon(1973)开辟以来，也很快得到响应。Bardhan and Kletzer(1987)、Baldwin(1989)、Levine(1997)、Fenney and Hillman(2001)、Beck(2002)、Matsuyama(2005)、Becker and Greenberg(2007)、Manova(2008)等从不同视角，实证了有关国家金融发展与对外贸易的关系。孙兆斌(2004)、齐俊妍(2005)、沈能(2006)、熊德平、徐建军(2007)、包群、阳佳余(2008)、徐建军、汪浩翰(2009)等则研究了相关的中国问题。但有关中国农村金融与农产品对外贸易关系的研究鲜有报道，更未涉及基于农村金融“务农”假设前提现实存在性视角的研究。中国农村金融与农产品对外贸易的事实关系，至今还处于理论假设的逻辑推演之中，并被广泛用于政策设计，农村金融“姓农”也“务农”的假设前提，在二者关系中的现实存在性，并没有得到重视，更未获得实证研究支持。
虽然，理论逻辑具有自身的解释力。但客观现实的具体表现，并不能被理论假设和一般抽象所代替，更何况中国农村金融长期被指“姓农”不“务农”。因此，基于农村金融“务农”假设前提的现实存在性视角，遵循理论逻辑，借鉴既有研究的成功经验，从现实中寻找中国农村金融与农产品对外贸易关系非常必要和迫切。
基于此，本文以下部分依据传统的生产函数分析框架，将农村金融“要素”引入生产函数，并结合中国农村金融实际，选择农业信贷和保险作为分析重点，用“农村金融效率”来刻画农业信贷和保险“务农”假设前提的现实存在性，进而运用协整和格兰杰因果检验方法，实证1982⑧-2009年中国农村金融效率与农产品对外贸易的现实关系，并对结果进行解释，最终形成政策建议。
二、模型、数据与方法
(一)模型构建
基于生产函数的传统分析框架，借鉴Feder(1982)、Greenwood and Jovanvic(1990)、Pagano，M.(1993)、Murinde，V(1994)、熊德平、徐建军(2007)的方法，在自然资源、技术和制度等要素既定假设下，以农产品对外贸易水平作为产出，用Y表示；将农村金融当作一项“要素”引入生产函数，用F表示；并用K表示非金融要素的资本投入；L表示劳动投入，构建农村金融与农产品对外贸易关系的生产函数为(1)式：
为消除规模影响，(2)式中农产品对外贸易水平(Y)的指标选取农产品对外贸易依存度(农产品对外贸易额/农业增加值)，用T表示，并分类为“农产品进出口贸易依存度(农产品进出口总额/农业增加值)”、“农产品进口依存度(农产品进口额/农业增加值)”和“农产品出口依存度(农产品出口额/农业增加值)”三个指标，分别用NM、NJ和NC表示，同时选取当年“人民币对美元的实际汇率”消除汇率影响。
在农村金融方面，考虑到既有研究的不足⑨和中国农村金融实际⑩，本文选择农业信贷(F[，1])和农业保险(F[，2])作为分析重点，即F=f(F[，1]，F[，2])。为揭示农村金融“务农”假设前提的客观存在性及其对农产品对外贸易的影响，在农业信贷方面，选取农业贷款与农村存款之比作为农村信贷效率指标，用EDK表示。这一指标反映了农村信贷机构将农村存款转化为农业贷款的“务农”程度，其与农产品对外贸易的关系，可以集中反映农业信贷在农产品对外贸易方面的“务农”效率；在农业保险方面，为使农业保险效率能更贴近实际，考虑到农业保险赔付主要来自于保险公司将农业保费收入投资和经营的收益，本文(舍弃了国内部分研究选用保险赔付占保费收入的比率作为衡量保险效率的做法)选择农业保险赔付与农业保险营业收入(11)(而不是农业保费收入)之比作为农业保险效率指标，用EBX表示。这一指标反映了保险机构将与农业保费营业收入转化为农业保险赔付，以应对农业风险的“务农”程度，其与农产品对外贸易的关系，集中反映了在农产品对外贸易方面的“务农”效率。
为使模型更贴近事实，并参照以上指标选择消除规模影响的原则，本文分别选用财政支农强度(即财政支农投入与农业增加值之比)代表非金融要素的资本投入，同时选用农业劳动效率逆指标(即农业就业人数/农业增加值)代表劳动投入，并将二者作为控制变量，分别用ZN和LD来表示，并替代模型中的K和L。
(二)分析方法
依据(5)式，借助Eviews6.0，利用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF单位根检验法，检验变量的平稳性。对于非平稳性变量，则进行差分处理，使之成为平稳时间序列。如果变量单整，则采用Johansen提出的JJ检验方法，进行协整检验，以确定农业信贷和保险效率，分别与农产品出口、进口和进出口依存度是否存在协整关系。如果存在协整关系，则建立向量误差修正模型，分析其短期关系，并进行格兰杰因果检验，以确定变量间的因果关系，如果存在格兰杰因果关系，则利用Sims(1980)的向量自回归(VAR)技术冲击反应进一步探索其关系。文章在实证结果形成后，从理论和实际相结合角度逐一进行了解释，剖析其背后的政策含义，进而提出政策建议。
(三)数据来源
本文农业贷款、财政支农、农业增加值、农业就业数据来源于1983-2010年历年《中国统计年鉴》；农村存款(12)数据来源于《中国农村金融统计年鉴》(1979-1989、1996)、历年《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》；农业保费收入、农业保险赔付额以及农业保险营业收入数据来源于1983-2010年历年《中国保险年鉴》、《中国统计年鉴》；“农产品进口额”、“农产品出口额”数据来源于1983-2010年历年《海关统计年鉴》和《中国农业年鉴》。以上相关数据均剔除相应价格因素影响，相关价格指数数据来源于各年《中国统计年鉴》。
三、实证结果与分析
(一)单位根检验
利用Eviews6.0软件对各变量进行单位根检验，以确定其平稳性。检验结果如表1所示，EDK、EBX、LD、ZN、NM、NJ和NC均为非平稳变量，经过一阶差分处理的所有数据序列，在10%显著水平下均平稳并一阶单整。dEDK、dEBX、dLD、dZN、dNM、dNJ和dNC分别表示相应变量的一阶差分。因此，可以利用Johansen检验，判断是否存在协整关系。
(二)协整检验
Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验，检验之前，必须确定VAR模型的结构，最为重要的是最优滞后期确定。确定最优滞后期的方法是遵循一般到特殊原则，从较大的滞后阶数开始，通过LR值、FPE值、AIC值、SC值以及HQ值进行综合判断确定。本文分别就EDK、EBX、LD和ZN，依次对NM、NJ、NC检验并进行判断，最终确定EDK、EBX、LD及ZN分别对NM、NJ、NC的VAR模型最优滞后期均为3(13)(见表2)。
在此基础上，得到EDK、EBX、LD和ZN，分别对NM、NJ、NC的协整检验结果(见表3、4、5)及其协整方程，见(6)、(7)、(8)式。
由表3可知，在1982-2009年的样本区间内，在1%的显著水平下，NM与EDK、EBX、LD和ZN之间存在着四个协整关系，且这5个变量之间的一个协整方程为：
NM=0.877323EDK-0.051286EBX-56.79315LD+0.543690ZN (6)
(-14.8277) (3.55459) (3.91780) (-6.60276)
由表4可知，在1982-2009年的样本区间内，在1%的显著水平下，NJ与EDK、EBX、LD和ZN之间存在着三个协整关系，且这5个变量之间的一个协整方程为：
NJ=0.425499EDK-0.057598EBX-22.80641LD+0.367556ZN (7)
(-14.4484) (8.27738) (3.12733) (-9.48281)
由表5可知，在1982-2009年的样本区间内，在1%的显著水平下，NC与EDK、EBX、LD和ZN之间存在着两个协整关系，且这5个变量之间的一个协整方程为：
NC=0.465592EDK-0.000752EBX-26.91251LD+0.168945ZN (8)
(-14.7284) (0.09912) (3.23728) (-3.52135)
分析上述协整检验获得的(6)(7)(8)式的协整系数可以发现，从长期关系看：
(1)中国农业信贷效率与农产品进出口、进口、出口依存度之间均呈长期稳定的正向关系，即农村信贷机构将农村存款更多地转化为农业贷款，即名副其实“务农”，有利于农产品对外贸易发展。这意味着，农村金融与农产品对外贸易的互动机理，以及促进农产品对外贸易的既有农村金融政策绩效，在农业信贷方面，一定程度上是存在的。
(2)农业保险效率与农产品进出口、进口、出口依存度均呈长期稳定的负向关系，即提高农业保险赔付占保险业经营收入的比例，会抑制农产品对外贸易发展。这说明前述“互动机理”和相关政策安排，在农业保险效率上是不存在和无效率的，即在农产品对外贸易方面，农业保险支持力度依然不足或称“务农”缺乏效率。分析其直接原因，不难发现：保险赔付占保险经营收入之比的提高，首先是风险损失增加，抑制农产品对外贸易，尽管保险公司努力提供了支持，但这种支持还不足以弥补风险损失，无法对农产品对外贸易主体产生足够的长期刺激，以鼓励农产品对外贸易进一步发展，而是依然因风险损失没有得到足够的补偿，而减少了农产品对外贸易。其次是农业保险发展水平降低，导致保费收入带来经营收益降低，尽管保险赔付绝对值没有显著增加，但其所占比例提高，保险合约双方的收益为负，进而抑制农产品对外贸易。其背后原因既与我国农业保险发展，相对于农业贷款(14)，起步迟、起点低、品种少、收益小、风险大、发展慢，还很弱小的事实有关，也与其目标侧重于降低和分散涉及国内大宗农产品自然风险，而不涉及农产品对外贸易的市场风险，其覆盖范围有限，并以政策性保险为主，且主要由政府推动商业性机构代理经营的事实有关。
需要说明的是，作为控制变量的农业劳动效率逆指标与农产品进出口、进口、出口依存度均呈负向关系，则可以推断其正指标与财政支农强度一样，与农产品进出口、进口、出口依存度均呈长期稳定的正向关系，即对农产品对外贸易有促进作用。
(三)向量误差修正模型
在协整检验确定了上述各变量的长期均衡关系后，进一步利用误差修正模型确定农业和保险效率与农产品进出口、进口、出口依存度的短期动态关系(见表6)。分析发现，除EDK、EBX、LD、ZN与NJ的方程外，其它两个方程误差修正项系数在5%的显著水平下(15)均能通过检验。其中，农业保险效率(EBX)与农产品出口依存度(NC)和进出口依存度(NM)误差修正模型中的正向系数在滞后1期显著(5%的显著水平)，但滞后2期系数均不显著；农业信贷效率(EDK)在误差修正模型中的系数，无论是滞后1期还是2期均不显著。
因此，从上述向量误差修正模型可以判断，从短期关系看：
(1)中国农业信贷和保险效率与农产进口依存度之间的短期关系难以确定。虽然这一结果还难以给出具体结论，但可以从中国农业信贷和保险效率对进口和出口依存度的解释中获得相关解释性信息。
(2)农业信贷效率对农产品出口和进出口的作用并不明显。这说明；农业贷款对农产品出口，进而对进出口的作用机制，主要是通过引言所述“互动机理”中的间接和互动、循环机制实现。而非直接支持了农产品出口或进口贸易。因为，直接支持的影响，必然在短期有所表现，而间接的互动、循环作用，则是一个长期过程。其背后原因既与我国农业贷款政策重在促进农产品生产、收购、流通等传统领域的事实有关，也与现行农业贷款统计，未将国家进出口银行直接支持农产品进、出口的贷款，以及其他金融机构支持农产品加工出口等贷款列入有关(16)。
(3)农业保险效率在短期对农产品出口和进出口存在着一定的促进作用。说明保险赔付占保险业经营收入比例的提高，也即在大面积自然风险调价下，农业保险在短期对农产品出口，进而对进出口具有一定的刺激作用，可以理解为保险赔付支持了农产品对外贸易主体提高了在自然风险带来损失前提下的对外贸易履约程度。
(三)格兰杰检验
在协整检验确定了上述变量之间均衡关系的基础上，本文进一步运用Grange因果检验确定各变量之间的因果关系。由于Grange因果检验对于滞后阶数的选取较为敏感，本文进行Grange因果检验时，采用滞后若干期进行逐一考察，相关检验结果如下(见表7)。
检验结果表明，在10%的显著水平下：
(1)农村信贷效率在滞后4期是农产品进口依存度的格兰杰原因，在滞后1期和2期是农产品出口依存度的格兰杰原因，农产品出口依存度在滞后3期是农村信贷效率的格兰杰原因。这意味着农业信贷效率与农产品出口依存度的互动机制是双向的，而与农产品进口的互动机制则是单向的，农产品进口依存度的提高，并没有成为农业信贷效率提高的原因。说明现实的农村信贷效率与农产品对外贸易互动机制，至少在进口方面还不健全。其背后的原因在于前已述及的农业贷款主要通过支持国内农产品生产，间接支持农产品对外贸易，直接服务农产品对外贸易，特别是进口贸易的农业贷款支持不足或未能得到统计。
(2)农业保险效率在滞后1～7期是农产品进口依存度、出口依存度以及进出口依存度的格兰杰原因，农产品进口依存度分别在滞后7期、滞后5期以及滞后5期、7期是农业保险效率的格兰杰原因。其政策含义与农业信贷效率基本一致，不再陈述。
由于格兰杰因果检验证实了农村金融效率与农产品进出口、进口、出口依存度之间存在着格兰杰因果关系，因此，利用Sims(1980)提出的向量自回归(VAR)技术冲击反应分析，以进一步探索相关变量之间的关系。为了防止VAR模型因变量顺序变化给冲击反应函数带来的敏感性，采取检验两个变量间关系的一般冲击反应作为回避正交化反应变量顺序依赖性的方法，分别建立NM、NJ和NC与EDK和EBX的VAR模型进行实证分析。如图1、图2和图3。
图1、图2和图3分别显示了农产品进口、出口，以及进出口依存度对农业信贷效率和农业保险效率冲击的标准差动态反应(因篇幅所限，本文仅截取部分代表性的实证结果图)。从中可以发现：
图1 NJ对EDK、EBX的冲击反应
图2 NC对EDK、EBX的冲击反应
图3 NM对EDK、EBX的冲击反应
(1)农业信贷支农效率的正向冲击，对农产品对外贸易依存度主要表现为正面效应，但在滞后8期后对农产品出口依存度为负向效应，其累积冲击反应在滞后10期时为正。
(2)农业保险效率的正向冲击，对农产品进口依存度在滞后1期-4期表现为正向效应，滞后2期达到顶点，4期以后主要表现为负向效应；对农产品出口依存度在滞后3期-7期表现为负向效应，在其它滞后期表现为正向效应，滞后2期时正向效应达到顶点，其累积冲击反应在滞后10期为负；对农产品进出口依存度在滞后前3期表现正向效应，4期以后表现为负向效应。
四、政策建议
(1)继续采取有效措施，激励农村信贷机构不断提高农村存款的农业贷款转化率，防止农村资金外流和非农化。同时，改变农业贷款只支持农产品生产、收购、流通等国内农业过程的传统政策设计，加强农业贷款对农产品出口、进口贸易的直接支持，并将国家进出口银行，以及其他金融机构支持农产品进、出口和加工出口等贷款列入农业贷款统计。
(2)深化农业保险改革，在完善现有政策性农业保险实施机制，着力提供更加主动、及时、足额的农业保险理赔服务的同时，要努力扩大其服务外贸农产品和应对外贸市场风险的范围，加大财政支持政策性农业保险力度，进而提高赔付标准，创新增强农业保险赔付对农产品对外贸易预期收益影响的险种，积极开展商业性保险促进农产品对外贸易的探索，努力提升农业保险促进农产品对外贸易的功能，并强化农业保险与农业贷款的协调配合。
(3)在充分利用农业信贷效率与农产品对外贸易，尤其是与农产品出口依存度之间存在的互为因果长期正向关系，推进二者共同发展的同时，努力化解农产品进口依存度成为农业信贷效率提升原因的阻碍和制约因素。同样，要在充分注意到农业保险效率与农产品对外贸易，尤其是与农产进口依存度之间存在长期相互制约，短期则具有一定促进作用的双向因果关系同时，努力化解农产品出口依存度成为农业保险效率提升原因的阻碍和制约因素。为此，要注重发挥农业贷款和保险在促进农产品出口和进口方面的优势互补，加强相互间的协调配合；另一方面，应加强农业贷款和保险对农产品进口和出口环节的直接支持，实现间接支持和直接支持的协调。
(4)充分考虑农业信贷、保险效率与农产品出口、进口以及进出口关系，在不同滞后期的特点，提高农业信贷和保险政策的制定和实施艺术，适时出台相关农村金融政策。
需要说明的提高财政支农强度和农业劳动生产率水平，加强农村金融与之的配合协调，同样是促进中国农产品对外贸易进一步发展的重要力量。
注释：
①根据当年人民币对美元的名义汇率换算。
②我国从2004年开始成为农产品净进口国，农产品出口占我国出口贸易额的比重不断降低，2007年成为世界第四大农产品进口国。
③我国加入WTO承诺农产品关税总水平为15.35%，远低于世界农产品平均关税62%的水平，比欧盟还要低5.75%。
④农产品对外贸易的价格优势下降；18亿亩耕地约束下农产品大进大出下的净进口常态化；跨国公司对国内农业冲击带来的竞争压力加大；农产品国际市场风险及其防范、管理和化解难度加大；非关税贸易壁垒层出不穷，贸易环境更加复杂，贸易摩擦加深等等(张红宇，2006；丁力，2006)。
⑤依据金融功能论，完善的农村金融不仅具有方便交易、动员储蓄、实现储蓄投资转化、促进资本积累和技术进步等功能，而且具有分散和降低风险、获取投资信息和配置资源、监督经理和施加公司控制等功能。
⑥依据帕特里克(Hugh T.Patrick,1966)提出的“需求追随”(demand following)和“供给领先”(supply leading)金融发展模式，农产品对外贸易的金融需求，可以诱导农村金融追随发展；农产品对外贸易的金融促进政策，可以推动农村金融领先发展。
⑦改革开放以来，所有涉及农产品对外贸易的政策、文件，尤其是1982年以来关于“三农”的13个“一号文件”，无一例外地都把农村金融发展摆在极其重要的位置。中国共产党十七届三中全会更是明确指出：“农村金融是现代农村经济的核心”。
⑧选取1982年为起点，是因为中国农业保险及其系统数据统计开始于1982年。
⑨一是Levine(1996)指出“M[,2]/GDP既不能度量负债来源，也不能度量金融系统的资源配置，实际上这一比率与经济增长之间没有理论联系，经济增长主要依赖于金融部门功能”。金融相关率(FIR)是M[,2]/GDP的扩展。因此，采用农村金融相关率衡量农村金融发展水平所得出的结论要持谨慎态度。二是国内大多研究关于农村金融资产中的“农户手持现金”指标，均参考《中国农业银行史》(2002)等文献资料，以全国现金流通量的70%来估算农村M[,0]，本文认为其依据并不充分，也不符合当前现实。三是既有衡量农村金融发展的指标多集中在信贷方面，鲜有涉及银行业以外的农村其它金融领域。
⑩农村金融在我国一般是指在县及县以下地区提供的存款、贷款、汇兑、保险、期货、证券等各种金融服务，包括正规金融和非正规金融。根据中国人民银行农村金融服务研究小组(2008)关于农村金融服务主要由正规金融提供的判断，以及本研究目的，文中农村金融专指农村正规金融。中国农村金融发展中证券、投资、担保、租赁、信托等非银行业务比重很低，而且数据难以获得。因此本文只考虑农业信贷和农业保险。
(11)农业保险营业收入=营业收入×农业保费收入/保费收入，其中营业收入和保费收入分别选取历年中国境内开办农业保险的相关财产保险公司营业收入和保费收入之和。
(12)为解决统计制度的变化，本文农村存款在1989年前按国家银行农业存款+农村信用社全部存款计算，自1989年起按金融机构农业存款+农户储蓄存款计算。
(13)这符合中国农业投入对产出滞后期的直观判断，并与温涛、冉光和、熊德平(2005)、熊德平(2009)等研究关于农村金融、财政支农等投入性指标与农业GDP和农民收入等产出性指标的滞后期选择一致。
(14)农业贷款作为传统农村金融工具，相对于农业保险，具有规模大、品种多、创新快、市场化程度高、商业性和政策性并存的特点。且边界清晰，可以为农业发展提供更加主动、普遍、灵活、专业、多样和广阔的服务。
(15)查t分布表，α=0.05，自由度为23相应临界值，得t[，0.025](23)=2.069；同理，α=0.1，t[，0.05](23)=1.714。
(16)事实上此类贷款因未单独统计，也无法获得。
标签：农产品论文; 农业保险论文; 农村金融论文; 协整检验论文; 政策性农业保险论文; 中国统计年鉴论文; 协整关系论文; 对外贸易依存度论文; 对外贸易政策论文; 农业发展论文; 信贷规模论文; 中国信贷论文;