中國農村金融效率與農產品對外貿易：基于1982－2009年數據的協整檢驗和格蘭杰因果分析

熊德平，余新平，熊皛白

(1.寧波大學商學院，浙江寧波315211;2.南京農業大學經濟管理學院，江蘇南京210095)

一、引言

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

農村金融是現代農村經濟的核心。在理論上，其多樣化功能⑤依據金融功能論，完善的農村金融不僅具有方便交易、動員儲蓄、實現儲蓄投資轉化、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、監督經理和施加公司控制等功能。既可以直接作用于農產品進出口貿易，又可以通過作用于從要素投入到農產品出口或消費的整個農業過程，進而通過農業結構調整、專業分工、規模經濟、技術進步等渠道，增強農業比較優勢，提高農產品國際競爭力，間接作用農產品出口，繼而通過農業分工深化和國際化的資源配置和利用機制，促進農產品進口，最終實現農產品出口和進口的互動、循環式促進。而且，在這一過程中，農村金融還可以通過“需求追隨”和“供給領先”模式⑥依據帕特里克(Hugh T.Patrick，1966)提出的“需求追隨”(demand following)和“供給領先”(supply leading)金融發展模式，農產品對外貿易的金融需求，可以誘導農村金融追隨發展;農產品對外貿易的金融促進政策，可以推動農村金融領先發展。完善和強化自身功能，進一步鞏固其“核心”地位，進而實現與農產品對外貿易互為因果、相互促進的良性互動。

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

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

文獻分析發現，在中國農產品對外貿易和農村金融發展中，分別針對農產品對外貿易和農村金融發展的研究豐富而深刻，而且，金融發展與對外貿易關系研究，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展與對外貿易的關系。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。但有關中國農村金融與農產品對外貿易關系的研究鮮有報道，更未涉及基于農村金融“務農”假設前提現實存在性視角的研究。中國農村金融與農產品對外貿易的事實關系，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，農村金融“姓農”也“務農”的假設前提，在二者關系中的現實存在性，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。但客觀現實的具體表現，并不能被理論假設和一般抽象所代替，更何況中國農村金融長期被指“姓農”不“務農”。因此，基于農村金融“務農”假設前提的現實存在性視角，遵循理論邏輯，借鑒既有研究的成功經驗，從現實中尋找中國農村金融與農產品對外貿易關系非常必要和迫切。

基于此，本文以下部分依據傳統的生產函數分析框架，將農村金融“要素”引入生產函數，并結合中國農村金融實際，選擇農業信貸和保險作為分析重點，用“農村金融效率”來刻畫農業信貸和保險“務農”假設前提的現實存在性，進而運用協整和格蘭杰因果檢驗方法，實證1982①選取1982年為起點，是因為中國農業保險及其系統數據統計開始于1982年。-2009年中國農村金融效率與農產品對外貿易的現實關系，并對結果進行解釋，最終形成政策建議。

二、模型、數據與方法

(一)模型構建

基于生產函數的傳統分析框架，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，以農產品對外貿易水平作為產出，用Y表示;將農村金融當作一項“要素”引入生產函數，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，構建農村金融與農產品對外貿易關系的生產函數為(1)式:

為揭示其動態關系，對(1)式全微分，則有(2)式:

為消除規模影響，(2)式中農產品對外貿易水平(Y)的指標選取農產品對外貿易依存度(農產品對外貿易額/農業增加值)，用 T表示，并分類為“農產品進出口貿易依存度(農產品進出口總額/農業增加值)”、“農產品進口依存度(農產品進口額/農業增加值)“和”農產品出口依存度(農產品出口額/農業增加值)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的資源配置，實際上這一比率與經濟增長之間沒有理論聯系，經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，采用農村金融相關率衡量農村金融發展水平所得出的結論要持謹慎態度。二是國內大多研究關于農村金融資產中的“農戶手持現金”指標，均參考《中國農業銀行史》(2002)等文獻資料，以全國現金流通量的70%來估算農村M0，本文認為其依據并不充分，也不符合當前現實。三是既有衡量農村金融發展的指標多集中在信貸方面，鮮有涉及銀行業以外的農村其它金融領域。和中國農村金融實際②農村金融在我國一般是指在縣及縣以下地區提供的存款、貸款、匯兌、保險、期貨、證券等各種金融服務，包括正規金融和非正規金融。根據中國人民銀行農村金融服務研究小組(2008)關于農村金融服務主要由正規金融提供的判斷，以及本研究目的，文中農村金融專指農村正規金融。中國農村金融發展中證券、投資、擔保、租賃、信托等非銀行業務比重很低，而且數據難以獲得。因此本文只考慮農業信貸和農業保險。，本文選擇農業信貸(F1)和農業保險(F2)作為分析重點，即F=f(F1，F2)。為揭示農村金融“務農”假設前提的客觀存在性及其對農產品對外貿易的影響，在農業信貸方面，選取農業貸款與農村存款之比作為農村信貸效率指標，用EDK表示。這一指標反映了農村信貸機構將農村存款轉化為農業貸款的“務農”程度，其與農產品對外貿易的關系，可以集中反映農業信貸在農產品對外貿易方面的“務農”效率;在農業保險方面，為使農業保險效率能更貼近實際，考慮到農業保險賠付主要來自于保險公司將農業保費收入投資和經營的收益，本文(舍棄了國內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)選擇農業保險賠付與農業保險營業收入③農業保險營業收入=營業收入×農業保費收入/保費收入，其中營業收入和保費收入分別選取歷年中國境內開辦農業保險的相關財產保險公司營業收入和保費收入之和。(而不是農業保費收入)之比作為農業保險效率指標，用EBX表示。這一指標反映了保險機構將與農業保費營業收入轉化為農業保險賠付，以應對農業風險的“務農”程度，其與農產品對外貿易的關系，集中反映了在農產品對外貿易方面的“務農”效率。

為使模型更貼近事實，并參照以上指標選擇消除規模影響的原則，本文分別選用財政支農強度(即財政支農投入與農業增加值之比)代表非金融要素的資本投入，同時選用農業勞動效率逆指標(即農業就業人數/農業增加值)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“農業生產資料價格指數”來消除價格變動對農業貸款、農村存款、農業保險賠付額、保險業經營收入以及財政支農的影響。同時選取“農產品生產價格指數”來消除農業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分別表示農村信貸效率與農業保險效率的邊際產出;αj3、αj4分別表示對應生產函數的農業勞動效率(逆指標)、財政支農強度的邊際產出。αj0代表常數項，μjt代表隨機誤差項。J代表與T分別選擇NM、NJ和NC向對應的參數。則可得到本文的基本計量模型(4)式。其中:

由于農村金融發展對農產品對外貿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，其系數分別用“*”表示，i為滯后期。

(二)分析方法

依據(5)式，借助 Eviews6.0，利用 Dickey和Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩性。對于非平穩性變量，則進行差分處理，使之成為平穩時間序列。如果變量單整，則采用Johansen提出的JJ檢驗方法，進行協整檢驗，以確定農業信貸和保險效率，分別與農產品出口、進口和進出口依存度是否存在協整關系。如果存在協整關系，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。文章在實證結果形成后，從理論和實際相結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)數據來源

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

三、實證結果與分析

(一)單位根檢驗

利用Eviews6.0軟件對各變量進行單位根檢驗，以確定其平穩性。檢驗結果如表1所示，EDK、EBX、LD、ZN、NM、NJ和 NC 均為非平穩變量，經過一階差分處理的所有數據序列，在10%顯著水平下均平穩并一階單整。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，判斷是否存在協整關系。

表1 單位根檢驗

(二)協整檢驗

Johansen協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模型的結構，最為重要的是最優滯后期確定。確定最優滯后期的方法是遵循一般到特殊原則，從較大的滯后階數開始，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模型最優滯后期均為3②這符合中國農業投入對產出滯后期的直觀判斷，并與溫濤、冉光和、熊德平(2005)、熊德平(2009)等研究關于農村金融、財政支農等投入性指標與農業GDP和農民收入等產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模型最優滯后期檢驗結果

表3 EDK、EBX、LD和ZN對NM的協整檢驗結果(1982-2009)

表4 EDK、EBX、LD和ZN對NJ的協整檢驗結果(1982-2009)

表5 EDK、EBX、LD和ZN對NC的協整檢驗結果(1982-2009)

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

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

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

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

分析上述協整檢驗獲得的(6)(7)(8)式的協整系數可以發現，從長期關系看:

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

(2)農業保險效率與農產品進出口、進口、出口依存度均呈長期穩定的負向關系，即提高農業保險賠付占保險業經營收入的比例，會抑制農產品對外貿易發展。這說明前述“互動機理”和相關政策安排，在農業保險效率上是不存在和無效率的，即在農產品對外貿易方面，農業保險支持力度依然不足或稱“務農”缺乏效率。分析其直接原因，不難發現:保險賠付占保險經營收入之比的提高，首先是風險損失增加，抑制農產品對外貿易，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，無法對農產品對外貿易主體產生足夠的長期刺激，以鼓勵農產品對外貿易進一步發展，而是依然因風險損失沒有得到足夠的補償，而減少了農產品對外貿易。其次是農業保險發展水平降低，導致保費收入帶來經營收益降低，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，進而抑制農產品對外貿易。其背后原因既與我國農業保險發展，相對于農業貸款①農業貸款作為傳統農村金融工具，相對于農業保險，具有規模大、品種多、創新快、市場化程度高、商業性和政策性并存的特點。且邊界清晰，可以為農業發展提供更加主動、普遍、靈活、專業、多樣和廣闊的服務。，起步遲、起點低、品種少、收益小、風險大、發展慢，還很弱小的事實有關，也與其目標側重于降低和分散涉及國內大宗農產品自然風險，而不涉及農產品對外貿易的市場風險，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性機構代理經營的事實有關。

需要說明的是，作為控制變量的農業勞動效率逆指標與農產品進出口、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強度一樣，與農產品進出口、進口、出口依存度均呈長期穩定的正向關系，即對農產品對外貿易有促進作用。

(三)向量誤差修正模型

在協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業和保險效率與農產品進出口、進口、出口依存度的短期動態關系(見表6)。分析發現，除 EDK、EBX、LD、ZN與NJ的方程外，其它兩個方程誤差修正項系數在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，農業保險效率(EBX)與農產品出口依存度(NC)和進出口依存度(NM)誤差修正模型中的正向系數在滯后1期顯著(5%的顯著水平)，但滯后2期系數均不顯著;農業信貸效率(EDK)在誤差修正模型中的系數，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)中國農業信貸和保險效率與農產進口依存度之間的短期關系難以確定。雖然這一結果還難以給出具體結論，但可以從中國農業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)農業信貸效率對農產品出口和進出口的作用并不明顯。這說明;農業貸款對農產品出口，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、循環機制實現。而非直接支持了農產品出口或進口貿易。因為，直接支持的影響，必然在短期有所表現，而間接的互動、循環作用，則是一個長期過程。其背后原因既與我國農業貸款政策重在促進農產品生產、收購、流通等傳統領域的事實有關，也與現行農業貸款統計，未將國家進出口銀行直接支持農產品進、出口的貸款，以及其他金融機構支持農產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計，也無法獲得。。

(3)農業保險效率在短期對農產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經營收入比例的提高，也即在大面積自然風險調價下，農業保險在短期對農產品出口，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產品對外貿易主體提高了在自然風險帶來損失前提下的對外貿易履約程度。

(三)格蘭杰檢驗

在協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，相關檢驗結果如下(見表7)。

檢驗結果表明，在10%的顯著水平下:

(1)農村信貸效率在滯后4期是農產品進口依存度的格蘭杰原因，在滯后1期和2期是農產品出口依存度的格蘭杰原因，農產品出口依存度在滯后3期是農村信貸效率的格蘭杰原因。這意味著農業信貸效率與農產品出口依存度的互動機制是雙向的，而與農產品進口的互動機制則是單向的，農產品進口依存度的提高，并沒有成為農業信貸效率提高的原因。說明現實的農村信貸效率與農產品對外貿易互動機制，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業貸款主要通過支持國內農產品生產，間接支持農產品對外貿易，直接服務農產品對外貿易，特別是進口貿易的農業貸款支持不足或未能得到統計。

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

由于格蘭杰因果檢驗證實了農村金融效率與農產品進出口、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分別顯示了農產品進口、出口，以及進出口依存度對農業信貸效率和農業保險效率沖擊的標準差動態反應(因篇幅所限，本文僅截取部分代表性的實證結果圖)。從中可以發現:

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)農業信貸支農效率的正向沖擊，對農產品對外貿易依存度主要表現為正面效應，但在滯后8期后對農產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)農業保險效率的正向沖擊，對農產品進口依存度在滯后1期-4期表現為正向效應，滯后2期達到頂點，4期以后主要表現為負向效應;對農產品出口依存度在滯后3期-7期表現為負向效應，在其它滯后期表現為正向效應，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;對農產品進出口依存度在滯后前3期表現正向效應，4期以后表現為負向效應。

四、政策建議

(1)繼續采取有效措施，激勵農村信貸機構不斷提高農村存款的農業貸款轉化率，防止農村資金外流和非農化。同時，改變農業貸款只支持農產品生產、收購、流通等國內農業過程的傳統政策設計，加強農業貸款對農產品出口、進口貿易的直接支持，并將國家進出口銀行，以及其他金融機構支持農產品進、出口和加工出口等貸款列入農業貸款統計。

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

(3)在充分利用農業信貸效率與農產品對外貿易，尤其是與農產品出口依存度之間存在的互為因果長期正向關系，推進二者共同發展的同時，努力化解農產品進口依存度成為農業信貸效率提升原因的阻礙和制約因素。同樣，要在充分注意到農業保險效率與農產品對外貿易，尤其是與農產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，努力化解農產品出口依存度成為農業保險效率提升原因的阻礙和制約因素。為此，要注重發揮農業貸款和保險在促進農產品出口和進口方面的優勢互補，加強相互間的協調配合;另一方面，應加強農業貸款和保險對農產品進口和出口環節的直接支持，實現間接支持和直接支持的協調。

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

需要說明的提高財政支農強度和農業勞動生產率水平，加強農村金融與之的配合協調，同樣是促進中國農產品對外貿易進一步發展的重要力量。

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