農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易論文

1、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易論文，民以食為天是中國的古話，農(nóng)業(yè)產(chǎn)品是人們每天的生活必需品，而農(nóng)產(chǎn)品的流通貿(mào)易對于人們的生活都是十分重要的，1 引言農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟發(fā)展的基礎產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)部門是可以帶來經(jīng)濟增長的部門，農(nóng)業(yè)投入能夠提高可供交易的農(nóng)產(chǎn)品量、增加農(nóng)民的收入流1。對家庭模式下的農(nóng)業(yè)活動起支配作用的政策的任何變化，將不僅會影響生產(chǎn)，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(nóng)業(yè)生產(chǎn)及產(chǎn)后投入不足，加劇了農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風險。如: 農(nóng)業(yè)保險的缺乏，無法彌補農(nóng)民所遭受的自然損失; 農(nóng)業(yè)財政補貼結構與投向不合理，未能有效降低農(nóng)業(yè)風險; 正規(guī)金融無意提供農(nóng)業(yè)貸款，農(nóng)業(yè)投入受到限制; 土地、房屋、戶籍與

2、生育制度限制資源的合理流動，降低了資源的優(yōu)化配置。因此，為防范、控制并化解農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風險，需要調(diào)整農(nóng)業(yè)制度與政策，實施財政金融服務反哺農(nóng)業(yè)的措施，增加農(nóng)業(yè)投入，提高農(nóng)產(chǎn)品商品率績效，形成納克斯所稱的“產(chǎn)業(yè)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(nóng)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(fā)展與農(nóng)民收入增長關系，得出中國現(xiàn)行經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和金融制度導致的中國金融發(fā)展在結構和功能上，與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長實際需求間不協(xié)調(diào)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(nóng)民收入的增加是通過

3、農(nóng)業(yè)投入提高農(nóng)產(chǎn)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(nóng)產(chǎn)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(nóng)產(chǎn)品商品率績效關系。本文擬通過建立財政金融服務與農(nóng)產(chǎn)品商品率績效關系模型展開實證研究，提出控制農(nóng)產(chǎn) 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(nóng)產(chǎn)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(yè)化的實現(xiàn)，抵御外來壓力，為快速建立完備的工業(yè)化體系所面臨的現(xiàn)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(nóng)業(yè)剩余分配，金融制度上動員農(nóng)民剩余儲蓄和經(jīng)濟資源，將金融財政化與實行農(nóng)產(chǎn)品低價限制吸取農(nóng)業(yè)剩余和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟資源的方式支持

4、工業(yè)和城市建設。這是基于中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的初始最優(yōu)選擇，也是內(nèi)生于中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的財政金融服務服從于經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的資金發(fā)展資源積累的最優(yōu)路徑選擇。這種財政金融服務與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格限制的制度與政策選擇，削弱了農(nóng)業(yè)自身發(fā)展的資金與資源積累而被弱質(zhì)化?；趪铱刂婆c“工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”目標下的財政金融服務體制、結構與功能和農(nóng)產(chǎn)品價格管控，雖然隨著市場經(jīng)濟的逐步實施而有所改善，但綜觀中國經(jīng)濟和財政金融的發(fā)展，財政金融服務依然傾向工業(yè)和城市。從1985 年到 2012 年，財政支農(nóng)資金占財政總支出的比重平均在8犯下，農(nóng)業(yè)科技的財政投入僅占財政總支出的0. 536?;19851997年間農(nóng)業(yè)貸款占貸款總

5、額的份額一直處于10犯下，19982012年長期維持在5流右，遠遠低于財政金融服務工業(yè)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(yè)改革注入所需資金。1984年至上世紀90年代初建立的農(nóng)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(nóng)業(yè)發(fā)展而被清理。1988年在政府主導下，改革開始轉向城市和工業(yè)，財政金融服務更注意城市和工業(yè)，農(nóng)村改革最終沒有能誘導出農(nóng)村經(jīng)濟的內(nèi)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(chǎn)，同時將其企業(yè)化、股份化改造為自我約束、自我發(fā)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(nóng)業(yè)

6、貸款和農(nóng)業(yè)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(jīng)濟活動，而不顧及財政金融服務調(diào)控農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風險。新中國發(fā)展的第一階段是農(nóng)業(yè)剩余支持城市工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展需要，現(xiàn)在正是工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，城市支持農(nóng)村的階段10。2 2 理論基礎弗蘭克?艾利斯認為有效的農(nóng)業(yè)投入能夠幫助農(nóng)民規(guī)避農(nóng)業(yè)風險11，冉光和認為財政金融服務是政府干預市場經(jīng)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(nóng)業(yè)經(jīng)濟組織形式的發(fā)展，財政金融發(fā)展規(guī)模和速度制約影響農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模和速度，財政金融資金流通規(guī)模和速度制約影響

7、農(nóng)產(chǎn)品商品流通規(guī)模和速度，稅率利率波動影響農(nóng)業(yè)商品價格穩(wěn)定，財政金融資金結構制約影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化; 反過來，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)產(chǎn)品商品流通方式、規(guī)模、速度、結構、組織決定財政金融發(fā)展與資金流通方式、規(guī)模、速度、結構、組織7。舒爾茨認為對人力資本投入能提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出率，增加農(nóng)民收入流12。張龍，賈明德認為財政支出是促進我國經(jīng)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(nóng)業(yè)的財政性保護，促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的高速增長和農(nóng)業(yè)收入超過非農(nóng)產(chǎn)業(yè)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(nóng)業(yè) 技術創(chuàng)新與增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和增加農(nóng)民收入有

8、相關關系，并且是一個長期的路線1517,但農(nóng)業(yè)發(fā)展與農(nóng)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(jīng)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(fā)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(xiàn)象常常交織在一起，二者之間存在一個最優(yōu)順序問題，在經(jīng)濟發(fā)展的早期階段，“供給領先”型金融往往居于主導地位。隨著經(jīng)濟的發(fā)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(yōu)先發(fā)展的貨幣供給帶動政策19。Mookherjee 和 Stiglitz 認為當經(jīng)濟不發(fā)達時，為緩解信息成本和交易成

9、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(jīng)濟發(fā)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(nóng)民對農(nóng)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(nóng)業(yè)融資理論認為: 農(nóng)村居民特別是貧困家庭，沒有能力儲蓄，因而農(nóng)村廣泛存在資金短缺問題。由于農(nóng)業(yè)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(nóng)業(yè)不可能成為以利潤最大化為目標的商業(yè)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(nóng)村外部注入政策性資金，制定較低的農(nóng)業(yè)貸款利率，降低農(nóng)業(yè)融資成

10、本，以增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，緩解農(nóng)村貧困16。不完全市場競爭理論認為: 農(nóng)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(nóng)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(nóng)產(chǎn)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(xiāng)“二元”結構，建立財政金融服務協(xié)同配合控制的體制機制模式，優(yōu)化財政金融服務的結構、投向與功能，在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)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(nóng)產(chǎn)品商品率

11、及其績效提高過程中的風險侵蝕農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營的增值，需要尋找相應對策，運用有效的工具。根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，結合中國實際，為真實反映財政金融服務對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造的農(nóng)產(chǎn)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(nóng)村居民家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入作為農(nóng)民收入變量Y,農(nóng)村居民家庭人均農(nóng)產(chǎn)品商品率作為農(nóng)產(chǎn)品商品率R,財政金融服務 資本變量K分為財政支農(nóng)支出變量、銀行農(nóng)業(yè)信貸變量與農(nóng)業(yè)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(nóng)民收入、農(nóng)產(chǎn)品價格、消費者偏好、人口、制度、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、自然災害等變動因素時，采用OSL方法，根據(jù)格蘭杰因果關系檢驗建立財政支農(nóng)支出變量、銀行農(nóng)業(yè)信貸額變量

12、、農(nóng)業(yè)保險變量與農(nóng)產(chǎn)品商品率變量的自回歸關系模型和農(nóng)產(chǎn)品商品率績效模型，由于變量的時間序列具有不穩(wěn)定性，首先取對數(shù)，再取對數(shù)差分值，得到關系模型。4 實證研究及分析5 1 變量選擇、數(shù)據(jù)說明與研究方法我們選取中國19852011年農(nóng)村居民家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入作為農(nóng)民收入Y,以農(nóng)村居民家庭人均農(nóng)產(chǎn)品商品率作為農(nóng)產(chǎn)品商品率R ,投資變量分為財政支農(nóng)支出變量、銀行農(nóng)業(yè)信貸額變量與農(nóng)業(yè)保險理賠變量。農(nóng)業(yè)上市公司少，實收資本數(shù)據(jù)不具有連續(xù)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(nóng)產(chǎn)品商品率、農(nóng)民收入

13、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(nóng)支出，支農(nóng)貸款，農(nóng)業(yè)保險理賠數(shù)據(jù)通過整理，根據(jù)構建的模型進行實證。由于農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)業(yè)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(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)業(yè)保險同時計算。數(shù)據(jù)資料來源于中國統(tǒng)計年鑒(19852012年)，中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，中國宏觀經(jīng)濟網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，國務院發(fā)展研究中心網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。本檢驗采用Eviews6 軟件進行實證檢驗，檢驗用的數(shù)據(jù)是當年的實際數(shù)據(jù)及其整理后的數(shù)據(jù)，為避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在本研究中采用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩(wěn)性，對于非平穩(wěn)性的變量進行處理使之成為平穩(wěn)時間序列。如果變

14、量是單整的，我們將對變量做協(xié)整檢驗(CointegrationTest) 以確定整體的財政金融與農(nóng)產(chǎn)品商品率及其績效之間的長期關系。我們采用Johansen 協(xié)整檢驗法檢驗變量之間的協(xié)整關系。得出協(xié)整檢驗的結果后，我們進一步利用格蘭杰因果關系檢驗法(GrangerCausalityTest) 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(nóng)產(chǎn)品商品率、財政支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)業(yè)保險取對數(shù)進行檢驗，分別用S1、 FS1、 FD1、 SI1 表示，通過檢驗發(fā)現(xiàn)它們均為非平穩(wěn)變量。對其采取差分處理，分別用DS1、 DFS1、 DFD1、

15、 DSI1表示一階差分值，進行檢驗發(fā)現(xiàn)經(jīng)過處理后的所有時間數(shù)據(jù)序列在1%的顯著臨界值水平下是平穩(wěn)的，同時也都是一階單整的。(2)Johansen 協(xié)整檢驗根據(jù)上述的單位根檢驗知道，變量S1、 FS1、 FD1、 SI1 是單整平穩(wěn)的，因此，可以采用Johansen 協(xié)整檢驗判斷其是否存在協(xié)整關系，而Johansen 協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸模型(VAR)的檢驗方法，根據(jù) VAR模型得到的協(xié)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(xié)整方程也應包含趨勢項和截距項24， 25。在進行Johansen 協(xié)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(wěn)的，所

16、以根據(jù)一階差分變量建立的VAR模型是穩(wěn)定的系統(tǒng)26。根據(jù)VAR模型滯后期選擇的5個評價指標確 定農(nóng)產(chǎn)品商品率變量S與衡量財政金融整體服務的財政支農(nóng)支出變量 FS農(nóng)業(yè) 貸款變量FD和農(nóng)業(yè)保險理賠變量SI的VAR模型的最優(yōu)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(yōu)，又利用 Q統(tǒng)計量、JB檢驗發(fā)現(xiàn)其擬合度 很好，殘差序列具有平穩(wěn)性，的確為最優(yōu)模型。在變量、模型滿足了協(xié)整檢驗的條件后，進行協(xié)整檢驗得到的結果是：在19852011年的樣本區(qū)間內(nèi)，在5% 的顯著水平下，S、 FS、 FD、 SI 四個變量之間存在協(xié)整關系。(3) 格蘭杰 (Granger) 因果檢驗 在進行協(xié)整檢驗確定變量

17、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(yōu)滯后 1 期開始，在10%的置信度下，財政支農(nóng)支出的增加是農(nóng)產(chǎn)品商品率提高的原因，但到第4 期開始，財政支農(nóng)支出的增加不能繼續(xù)促進農(nóng)產(chǎn)品商品率的提高，且隨著時間的推進，會降低農(nóng)產(chǎn)品商品率，這與財政支農(nóng)支出對農(nóng)產(chǎn)品商品率的沖擊影響檢驗結果一致。從一開始農(nóng)產(chǎn)品商品率的提高并未得到財政支農(nóng)支出的支持，與我國現(xiàn)實相符: 我國農(nóng)業(yè)補貼大多是“人頭”費的間接補貼。這種“人頭”補貼多是非生產(chǎn)貸款利息補貼，農(nóng)資補貼、建設性經(jīng)費、農(nóng)業(yè)科研經(jīng)費及其它與生產(chǎn)有關的直接投入少27，滿足了人們“不勞

18、而獲”或“少勞多獲”的心理，弱化了商品率的提高。農(nóng)產(chǎn)品商品率達到供需均衡后，依靠財政支農(nóng)支出繼續(xù)提高農(nóng)產(chǎn)品商品率會導致農(nóng)產(chǎn)品供給過剩，降低農(nóng)產(chǎn)品“價格效率”。從 (5) 式中也可知道，農(nóng)業(yè)貸款是農(nóng)產(chǎn)品商品率提高的重要因素，農(nóng)業(yè)貸款增加與農(nóng)產(chǎn)品商品率提高互為因果的關系，即農(nóng)產(chǎn)品商品率提高之后，農(nóng)民收入會增加，農(nóng)民進行農(nóng)業(yè)貸款促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、提高農(nóng)產(chǎn)品商品率的激勵始終存在。這與冉光和的實證研究證明農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)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(jīng)濟貨幣化程度的提高有利于農(nóng)民收入增長一致8。但是中國農(nóng)民的小規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營獲得農(nóng)業(yè)貸款支持渠道少、方式缺乏，難以滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營擴

19、大的需要，并且現(xiàn)實中將農(nóng)業(yè)剩余轉移出農(nóng)業(yè)。從(5) 式中還知道，農(nóng)業(yè)保險的增加不是農(nóng)產(chǎn)品商品率提高的原因，但農(nóng)產(chǎn)品商品率的提高卻是農(nóng)業(yè)保險增加的原因，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)產(chǎn)品商品率呈現(xiàn)負面效應。這是由于在提高農(nóng)產(chǎn)品商品率績效過程中，農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)保險是財富的消耗，降低了農(nóng)民自有投入資本和自我保障能力，增加農(nóng)民負擔，但是，如果農(nóng)業(yè)生產(chǎn)缺乏保險，農(nóng)民投入越多，損失就越大，隨著農(nóng)產(chǎn)品商品率提高，農(nóng)民的風險意識增強，將促進農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展。所以為防范農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風險，在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造前期，需要建立政府參與的政策性農(nóng)業(yè)保險與政府誘導的農(nóng)業(yè)保險28。(4) 財政金融服務配合對農(nóng)產(chǎn)品商品率的沖擊檢驗為準確地反映財政金

20、融服務配合對農(nóng)產(chǎn)品商品率的影響，采用對數(shù)值后的向量自回歸模型實施向量沖擊檢驗，結果為: 農(nóng)產(chǎn)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(nóng)支出、農(nóng)業(yè)貸款配合對農(nóng)產(chǎn)品商品率的影響力達到8 541%，其中農(nóng)業(yè)貸款的影響最大，達到8 54%，其次是財政支農(nóng)支出達到0 001%，短期農(nóng)業(yè)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19851992年實行的農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)購統(tǒng)銷制度、1992年以后實行的農(nóng)產(chǎn)品價格“雙軌制”帶來的農(nóng)產(chǎn)品商品率的變化，直到2008 年除糧食外農(nóng)產(chǎn)品價格全面放開，農(nóng)產(chǎn)品商品率提高有一定的自我影響。從檢驗結果可知現(xiàn)階段需要充分利用財政支農(nóng)支出制度與政策支持金融服務農(nóng)業(yè)，調(diào)動農(nóng)民的主體性是農(nóng)產(chǎn)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(nóng)產(chǎn)品商品率，能有效控制農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風險，其中: 財政服務對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造的農(nóng)產(chǎn)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(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)產(chǎn)