農產品商品率績效風險與財政金融服務控制

陳司謹+冉光和+邱新國

摘要：本文以財政金融服務控制農產品商品率績效風險理論為基礎，建立財政金融服務與農產品商品率績效關系模型，進行實證研究，結果顯示：財政支農支出和農業貸款對農產品商品率提高有正向促進作用，農業保險對農產品商品率提高有負向影響，并且隨著時間的推移，財政支農支出的正向作用、農業保險的負向影響逐漸減弱，農業貸款與農產品商品率形成更為緊密的相互作用關系。在此基礎上，提出簡要的財政金融服務政策建議。

關鍵詞：傳統農業改造；農產品商品率績效風險；財政金融服務

中圖分類號：F812.8文獻標識碼：A文章編號：10035192(2014)03006306doi：10.11847/fj.33.3.63

Abstract:The author conducts empirical research based on the theory of the performance risk of agricultural products commodity rate which is controlled by the fiscal and financial service, to establish the model of the performance relationshipbetween the fiscal and financial service and the agricultural products commodity rate. The result shows that the financial expenditure for agriculture and the agricultural loans have a positive promote effect on the agricultural products commodity rate, while the agricultural insurance has a negative effect. As time goes on, the positive effect of the financial expenditure for agriculture and the negative effect of the agricultural insurance gradually weaken. On the other hand, the agricultural loans andthe agricultural products commodity rate form a closer interaction relationship. On the basis of this research, brief policy suggestions have been put forward.

Key words:transformation of traditional agriculture; performance risk of agriculture products commodity rate; fiscal and financial service

1引言

農業作為國民經濟發展的基礎產業，農業部門是可以帶來經濟增長的部門，農業投入能夠提高可供交易的農產品量、增加農民的收入流［1］。農產品商品率提高對農民收入的增長具有顯著的正面效應，且影響程度較大，然而，現實的中國農村卻存在著農產品產量提高，農產品商品率并未提高或提高緩慢，農民收入增長緩慢，農民擁有的財富和福利依然貧乏問題［2］ ，中國傳統農業改造的農產品商品率績效未能內生成為國民經濟發展的重要標志和財政金融服務的重要目標。主要原因是農產品商品率績效過程中面臨著各種風險，這些風險侵蝕了農民投入，減少了可供出售的農產品，吞噬了農民創造的剩余財富，甚至阻礙了農民提高農產品商品率績效，從而減少農民收入。

農產品商品率績效風險表現為：（1）自然災害風險。自然災害直接減少農產品產出，降低農產品商品率，減少農民收入。1985~2012年間，平均每年農作物遭受自然災害面積約占播種面積的30%；2006年川渝大旱，川渝糧食減產711萬噸［3］，重慶潼南羅盤山的生姜基地損失價值近百萬元。（2）市場風險。市場風險包含價格風險和渠道風險。價格風險來源于農產品價格的劇烈波動與農業生產資料價格居高不降，形成嚴重的高成本低收入的“棘輪效應”；渠道風險來源于農產品流通梗阻。2010年大蒜、生姜、棉花、土豆等大宗農產品價格曾達到歷年峰值。2011年山東、安徽、遼寧等地白菜滯銷，價格從1元降到1角，山東、浙江的卷心菜，山東的生姜，河北的大蔥，遼寧、江蘇的蘿卜，江蘇的蒜薹，海南的香蕉，廣西的葡萄、荔枝，甘肅的洋蔥，內蒙古的馬鈴薯出現滯銷,是市場風險最好的例證。（3）技術風險（含農產品安全技術風險）。Chavas認為農業的持續發展需要技術支撐，技術的缺乏帶來的是農產品生產、運輸、儲存與安全風險，技術卻是一個長期過程［4］。中國農產品產后環節技術方法原始落后，造成農產品非利用性損耗巨大，據有關統計，水果、蔬菜等農產品在采摘、運輸、儲存等產后環節損失率在25%~30%，每年糧食產后損失量達500億斤，損失率在8%~12%，每年蔬菜僅60%~70%能得到有效利用，馬鈴薯損失量達800萬噸，蘋果損失量達340萬噸。據此推算，中國每年農產品損失折合超3000億元，相當于1億多畝耕地的投入產出［5］。2009年的青島“毒韭菜”事件，2013年山東毒生姜事件直接影響農產品消費。這些風險都來源于技術問題。（4）制度政策風險。對家庭模式下的農業活動起支配作用的政策的任何變化，將不僅會影響生產，還影響到消費和勞動力的供給［6］。制度政策的不足與不恰當，導致農業生產及產后投入不足，加劇了農產品商品率績效風險。如：農業保險的缺乏，無法彌補農民所遭受的自然損失；農業財政補貼結構與投向不合理，未能有效降低農業風險；正規金融無意提供農業貸款，農業投入受到限制；土地、房屋、戶籍與生育制度限制資源的合理流動，降低了資源的優化配置。

因此，為防范、控制并化解農產品商品率績效風險，需要調整農業制度與政策，實施財政金融服務反哺農業的措施，增加農業投入，提高農產品商品率績效，形成納克斯所稱的“產業部門間的平衡增長”，增強帕累托改進。但從已有研究文獻看：除冉光和實證了中國財政貨幣政策及其配合對農民收入增長的不同影響［7］，溫濤，冉光和，熊德平實證了中國金融發展與農民收入增長關系，得出中國現行經濟發展戰略和金融制度導致的中國金融發展在結構和功能上，與農村經濟發展和農民收入增長實際需求間不協調的事實外［8］，其他論述基本上屬于理論與政策分析，缺乏實證支持，其余研究隱含了農民收入的增加是通過農業投入提高農產品商品率并能有效控制其績效風險的邏輯，少有涉及財政金融服務控制農產品商品率及其績效風險的文獻，也少有研究財政金融服務與農產品商品率績效關系。本文擬通過建立財政金融服務與農產品商品率績效關系模型展開實證研究，提出控制農產品商品率績效風險的財政金融服務建議。

2財政金融服務控制農產品商品率績效風險的理論基礎2.1制度分析

建國伊始，國家為確保工業化的實現，抵御外來壓力，為快速建立完備的工業化體系所面臨的現實的長期的“理性”選擇就是：國家通過財政制度單方面參與農業剩余分配，金融制度上動員農民剩余儲蓄和經濟資源，將金融財政化與實行農產品低價限制吸取農業剩余和農業經濟資源的方式支持工業和城市建設。這是基于中國經濟發展戰略的初始最優選擇，也是內生于中國經濟發展戰略的財政金融服務服從于經濟發展戰略的資金發展資源積累的最優路徑選擇。這種財政金融服務與農產品生產價格限制的制度與政策選擇，削弱了農業自身發展的資金與資源積累而被弱質化。

陳司謹，等：農產品商品率績效風險與財政金融服務控制Vol.33, No.3預測2014年第3期基于國家控制與“工業優先發展戰略”目標下的財政金融服務體制、結構與功能和農產品價格管控，雖然隨著市場經濟的逐步實施而有所改善，但綜觀中國經濟和財政金融的發展，財政金融服務依然傾向工業和城市。從1985年到2012年，財政支農資金占財政總支出的比重平均在8%以下，農業科技的財政投入僅占財政總支出的0.536‰；1985~1997年間農業貸款占貸款總額的份額一直處于10%以下，1998~2012年長期維持在5%左右，遠遠低于財政金融服務工業的比重。改革開放以來，國家一直通過財政金融渠道為國有企業改革注入所需資金。1984年至上世紀90年代初建立的農村合作基金組織由于背離了它的宗旨，造成金融市場的混亂，未能支持農業發展而被清理。1988年在政府主導下，改革開始轉向城市和工業，財政金融服務更注意城市和工業，農村改革最終沒有能誘導出農村經濟的內生金融［9］。從上世紀90年代中后期，國家大量注入財政資金以消化國有金融機構長期積累的不良資產，同時將其企業化、股份化改造為自我約束、自我發展的追求利益最大化的營利性金融組織，釋放了資本的“逐利本性”，導致農業貸款和農業保險供給短缺。進入21世紀，政府不斷向金融機構以財政還款方式實施融資參與城市建設和經濟活動，而不顧及財政金融服務調控農產品商品率績效風險。新中國發展的第一階段是農業剩余支持城市工業經濟的發展需要，現在正是工業反哺農業，城市支持農村的階段［10］。

2.2理論基礎

弗蘭克?艾利斯認為有效的農業投入能夠幫助農民規避農業風險［11］，冉光和認為財政金融服務是政府干預市場經濟活動失靈的重要工具，是從分配和流通領域起主導作用的工具［7］，是最有效的激勵性工具。冉光和認為政府通過財政金融手段鼓勵或限制農業經濟組織形式的發展，財政金融發展規模和速度制約影響農業發展規模和速度，財政金融資金流通規模和速度制約影響農產品商品流通規模和速度，稅率利率波動影響農業商品價格穩定，財政金融資金結構制約影響農業產業結構的優化；反過來，農業經濟發展與農產品商品流通方式、規模、速度、結構、組織決定財政金融發展與資金流通方式、規模、速度、結構、組織［7］。舒爾茨認為對人力資本投入能提高農產品產出率，增加農民收入流［12］。張龍，賈明德認為財政支出是促進我國經濟增長的重要因素，稅收效果大于政府購買效果［13］。速水佑次郎等認為農業的財政性保護，促進了農業產出的高速增長和農業收入超過非農產業收入，并由直接保護轉為間接保護［14］。林毅夫，杜為公，Huffman和Evenson認為公共部門投資的農業技術創新與增加農業產出和增加農民收入有相關關系，并且是一個長期的路線［15~17］,但農業發展與農民增收不能簡單看成財政和技術問題［16］。

John和Eduard認為一國經濟能否最有效配置和利用資源取決于其金融制度的效率，充分發展的金融制度由多種金融機構、多樣化的金融工具和金融市場組成［18］。Hugh認為，在實踐中，“需求追隨”和“供給領先”現象常常交織在一起，二者之間存在一個最優順序問題，在經濟發展的早期階段，“供給領先”型金融往往居于主導地位。隨著經濟的發展，“需求追隨”型金融逐漸居于主導地位。…… 落后國家應采取金融優先發展的貨幣供給帶動政策［19］。Mookherjee和Stiglitz認為當經濟不發達時，為緩解信息成本和交易成本帶來的不利影響，人均收入和人均財富很低，人們只能組建金融中介體。只有當經濟發展到一定階段，人均收入和人均財富達到某個臨界值之后，人們才有能力參與金融市場，這樣金融市場才能形成［20，21］。王爾大，于洋通過農民對農作物保險意愿［22］和謝汪送，鄭美華對相互制保險［23］實證了該理論。農業融資理論認為：農村居民特別是貧困家庭，沒有能力儲蓄，因而農村廣泛存在資金短缺問題。由于農業天然存在著收入的不確定性、投資的長期性、低收益性等缺點，農業不可能成為以利潤最大化為目標的商業化金融機構的融資對象。因此，必須靠政府通過建立非營利性的專門化金融機構從農村外部注入政策性資金，制定較低的農業貸款利率，降低農業融資成本，以增加農業生產投入，緩解農村貧困［16］。不完全市場競爭理論認為：農村金融市場不是一個完全競爭的市場，借貸雙方之間存在著信息不對稱，如僅靠市場機制可能無法生長出農村社會所需要的金融市場。因此，有必要采取諸如政府適當介入市場以及借款人的組織化等非市場化措施［16］。

因此，財政金融服務控制農產品商品率績效風險的政策選擇是：改善財政金融服務的城鄉“二元”結構，建立財政金融服務協同配合控制的體制機制模式，優化財政金融服務的結構、投向與功能，在傳統農業改造還沒有達到人均收入和人均財富有能力參與金融市場時，實行財政金融服務政府控制的貨幣供給政策。這一結論需要實證檢驗。

3模型構建

為控制與防范農產品商品率及其績效提高過程中的風險侵蝕農民農業經營的增值，需要尋找相應對策，運用有效的工具。根據農業生產函數，結合中國實際，引入控制變量I和P，建立實證模型

Yt=aRt+γIt+δPt+ωt（1）

其中Y表示農民收入變量，R表示農產品商品率變量，I和P為控制變量，I表示投入，P表示農業生產資料價格，a、γ、δ表示影響系數，ω表示隨機因素，t表示時間。為確定農產品商品率R與農民收入Y的關系，因此，需要首先分析農產品商品率受到多種因素的影響狀況，將投入變量I進行分解，同時加入其他影響農產品商品率的因素，建立以農產品商品率為因變量的模型

Rt=aYt+γKt+βDt+δPt+φPkt+πTt+

Zt+μMt+σWt+εLt+τXt+ωt （2）

其中Y表示農民收入變量，R表示農產品商品率變量，K表示財政金融資本投入變量，D表示土地投入變量，P表示農業生產資料價格，Pkt表示人口變量，T表示農業技術投入，Z表示農業制度與政策，M表示農產品質量，W表示自然災害率，L表示勞動投入，X表示農產品消費者的偏好，a、γ、β、δ、φ、π、、μ、σ、ε、τ表示影響系數，ω表示隨機因素，t表示時間。

為真實反映財政金融服務對傳統農業改造的農產品商品率及其績效的影響、影響程度及影響方向，我們選取農村居民家庭人均農業經營純收入作為農民收入變量Y，農村居民家庭人均農產品商品率作為農產品商品率R，財政金融服務資本變量K分為財政支農支出變量、銀行農業信貸變量與農業保險變量。為分析投入中的三個變量的配合對商品率的影響關系，在不考慮農民收入、農產品價格、消費者偏好、人口、制度、農產品質量、自然災害等變動因素時，采用OSL方法，根據格蘭杰因果關系檢驗建立財政支農支出變量、銀行農業信貸額變量、農業保險變量與農產品商品率變量的自回歸關系模型和農產品商品率績效模型，由于變量的時間序列具有不穩定性，首先取對數，再取對數差分值，得到關系模型

ASPLt=a+∑njλjASPLt-j+∑njcjAFSIt-j+

∑njdjAFIIt-j+∑njgjASIt-j+et（3）

FABIt=a+∑kibjFABIt-i+∑njλjASPLt-j+

∑njcjAFSIt-j+∑njdjAFIIt-j+∑njgjASIt-j+et（4）

其中ａ表示截距項，FABI表示農民家庭人均農業經營純收入，ASPL表示農產品商品率，AFSI表示財政支農支出，AFII表示農業信貸，ASI表示農業保險，et表示隨機擾動項。

4實證研究及分析

4.1變量選擇、數據說明與研究方法

我們選取中國1985~2011年農村居民家庭人均農業經營純收入作為農民收入Y，以農村居民家庭人均農產品商品率作為農產品商品率R，投資變量分為財政支農支出變量、銀行農業信貸額變量與農業保險理賠變量。農業上市公司少，實收資本數據不具有連續性且難以收集，不考慮在金融服務變量中，為分析投入中的三個變量及其配合對商品率的影響關系，建立實證模型時分解為三個變量。為了考察證明財政金融服務與農產品商品率、農民收入增長之間的關系及影響，我們將選擇的變量商品率，財政支農支出，支農貸款，農業保險理賠數據通過整理，根據構建的模型進行實證。由于農業貸款、農業保險屬于金融，為便于分析各自的影響，將 (1)式中的金融投入分成(3)、(4)式農業貸款、農業保險同時計算。數據資料來源于《中國統計年鑒》(1985~2012年),《中國國家統計局網統計數據》，《中國宏觀經濟網數據庫》，《國務院發展研究中心網數據庫》。

本檢驗采用Eviews 6軟件進行實證檢驗，檢驗用的數據是當年的實際數據及其整理后的數據，為避免模型出現偽回歸現象，在本研究中采用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩性，對于非平穩性的變量進行處理使之成為平穩時間序列。如果變量是單整的，我們將對變量做協整檢驗(Cointegration Test)以確定整體的財政金融與農產品商品率及其績效之間的長期關系。我們采用Johansen協整檢驗法檢驗變量之間的協整關系。得出協整檢驗的結果后，我們進一步利用格蘭杰因果關系檢驗法(Granger Causality Test)判斷這些變量之間是否構成因果關系。

4.2檢驗結果與分析

(1)單位根檢驗

采取含截距項和趨勢項的檢驗方式，對農產品商品率、財政支農支出、農業貸款、農業保險取對數進行檢驗，分別用S1、FS1、FD1、SI1表示，通過檢驗發現它們均為非平穩變量。對其采取差分處理，分別用DS1、DFS1、DFD1、DSI1表示一階差分值，進行檢驗發現經過處理后的所有時間數據序列在1%的顯著臨界值水平下是平穩的，同時也都是一階單整的。

(2)Johansen協整檢驗

根據上述的單位根檢驗知道，變量S1、FS1、FD1、SI1是單整平穩的，因此，可以采用Johansen協整檢驗判斷其是否存在協整關系，而Johansen協整檢驗是一種基于向量自回歸模型（VAR）的檢驗方法，根據VAR模型得到的協整方程，由于所檢驗的變量的時間序列含有線性趨勢項和截距項，那么，相應的協整方程也應包含趨勢項和截距項［24,25］。在進行Johansen協整檢驗之前，首先確定VAR模型結構，由于一階差分變量是平穩的，所以根據一階差分變量建立的VAR模型是穩定的系統［26］。根據VAR模型滯后期選擇的5個評價指標確定農產品商品率變量S與衡量財政金融整體服務的財政支農支出變量FS、農業貸款變量FD和農業保險理賠變量SI的VAR模型的最優滯后期為4；為進一步證實其滯后期為4的VAR模型是否最優，又利用Q統計量、JB檢驗發現其擬合度很好，殘差序列具有平穩性，的確為最優模型。在變量、模型滿足了協整檢驗的條件后，進行協整檢驗得到的結果是：在1985~2011年的樣本區間內，在5%的顯著水平下，S、FS、FD、SI四個變量之間存在協整關系，根據向量誤差修正模型得到均衡向量如下

V=(1.000000,-0.000344,-4.09,0.024996,0.096891)

則這四個變量之間的協整方程為

S=-0.096891+0.000344×FS+4.09×FD-0.024996×SI(5)

(0.00015)(3.0)(0.00748)

方程（5）表明了在1985~2011年期間，上述四個變量間存在長期均衡關系，從中可以發現財政支農支出和農業貸款與農產品商品率存在正相關關系，農業保險與農產品商品率存在負相關關系。總的來說，財政支農支出和農業貸款的增加有利于農產品商品率的提高，農業保險的增加，在1985~2011年期間，對農產品商品率提高是不利的因素。

(3)格蘭杰（Granger）因果檢驗

在進行協整檢驗確定變量之間的長期關系后，利用格蘭杰因果檢驗其因果關系。為準確判斷各變量間的因果關系，我們采取不同滯后期進行檢驗，結果是：在最優滯后1期開始，在10%的置信度下，財政支農支出的增加是農產品商品率提高的原因，但到第4期開始，財政支農支出的增加不能繼續促進農產品商品率的提高，且隨著時間的推進，會降低農產品商品率，這與財政支農支出對農產品商品率的沖擊影響檢驗結果一致。從一開始農產品商品率的提高并未得到財政支農支出的支持，與我國現實相符：我國農業補貼大多是“人頭”費的間接補貼。這種“人頭”補貼多是非生產貸款利息補貼，農資補貼、建設性經費、農業科研經費及其它與生產有關的直接投入少［27］，滿足了人們“不勞而獲”或“少勞多獲”的心理，弱化了商品率的提高。農產品商品率達到供需均衡后，依靠財政支農支出繼續提高農產品商品率會導致農產品供給過剩，降低農產品“價格效率”。

從（5）式中也可知道，農業貸款是農產品商品率提高的重要因素，農業貸款增加與農產品商品率提高互為因果的關系，即農產品商品率提高之后，農民收入會增加，農民進行農業貸款促進農業生產、提高農產品商品率的激勵始終存在。這與冉光和的實證研究證明農業貸款對農民收入增加有顯著影響是一致的［7］。這也與溫濤，冉光和，熊德平實證的經濟貨幣化程度的提高有利于農民收入增長一致［8］。但是中國農民的小規模生產經營獲得農業貸款支持渠道少、方式缺乏，難以滿足農業生產經營擴大的需要，并且現實中將農業剩余轉移出農業。

從（5）式中還知道，農業保險的增加不是農產品商品率提高的原因，但農產品商品率的提高卻是農業保險增加的原因，農業保險對農產品商品率呈現負面效應。這是由于在提高農產品商品率績效過程中，農民參與農業保險是財富的消耗，降低了農民自有投入資本和自我保障能力，增加農民負擔，但是，如果農業生產缺乏保險，農民投入越多，損失就越大，隨著農產品商品率提高，農民的風險意識增強，將促進農業保險的發展。所以為防范農產品商品率績效風險，在傳統農業改造前期，需要建立政府參與的政策性農業保險與政府誘導的農業保險［28］。

(4)財政金融服務配合對農產品商品率的沖擊檢驗

為準確地反映財政金融服務配合對農產品商品率的影響，采用對數值后的向量自回歸模型實施向量沖擊檢驗，結果為：農產品商品率存在波動，其自身沖擊的影響力第1年為0.06%，第2年逐年下降到第6年最低的0.002%，之后逐年上升到第10年的0.01%，自身的影響力弱；財政支農支出、農業貸款配合對農產品商品率的影響力達到8.541%，其中農業貸款的影響最大，達到8.54%，其次是財政支農支出達到0.001%,短期農業保險沒有影響。主要原因有：一方面受到耕種面積和自然狀況的影響，豐年商品率高；另一方面是我國1985~1992年實行的農產品統購統銷制度、1992年以后實行的農產品價格“雙軌制”帶來的農產品商品率的變化，直到2008年除糧食外農產品價格全面放開，農產品商品率提高有一定的自我影響。從檢驗結果可知現階段需要充分利用財政支農支出制度與政策支持金融服務農業，調動農民的主體性是農產品商品率績效提高的主要途徑。

5研究結論與政策建議

由實證得到如下結論：財政金融及其配合服務有助于提高農產品商品率，能有效控制農產品商品率績效風險，其中：財政服務對傳統農業改造的農產品商品率績效提高及其風險控制有正向作用，隨著時間的推移，影響減弱；農業貸款對農產品商品率績效提高及其風險控制有較強的正向關系，影響顯著，這種影響存在波動，且形成相互作用的緊密關系；農業保險對農產品商品率績效提高及其風險控制存在負面效應，短期內影響不顯著，隨著時間推進負面影響減弱。

因此，傳統農業改造過程中控制農產品商品率績效風險的財政金融服務制度與政策，需要隨著不同時間階段進行調整，謹慎干預農業產業部門、產業結構、產業項目與產業階段，形成政府與市場、財政與金融有機協調的有效控制農產品商品率績效風險的財政金融服務機制與模式，促進農產品商品率及績效的進一步提高，增加商業資本與金融資本的農業自我積累，形成農業資金供給與需求的良性循環。具體分為三個階段：(1)傳統農業改造初期，建立以政府干預為主，市場機制為輔的財政金融配合模式，確立政府財政金融服務控制的范圍，主要重視農村金融、財政支農服務與農業保險的政府投入的有效配合。(2)傳統農業改造中期，改變政府財政服務農業的結構、功能和投向，轉變政府財政服務職能，逐步轉向市場機制為主，整合農業補貼資金、扶貧資金、信貸資金，充分發揮財政政策、產業政策與金融政策協調配合能力。建立政策性農業保險與商業保險協調機制和平臺。建議由中央財政出資在中國農業發展銀行設立政策性農業保險公司，各級政府建立農業保險專項基金，鼓勵各保險公司開辦農業保險。鼓勵和支持農村金融組織的發展。(3)傳統農業改造后期，建立以市場機制為主、政府干預為輔的財政金融服務有機配合模式。重點健全農業信貸和農業保險機制，建立符合農業生產經營資金需求的多元化信貸組織，建立符合農業特點的農業保險供給，建立有效的農業信貸資金供給模式和農業保險供給模式。

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