农产品商品率绩效风险与财政金融服务控制

　　1引言

　　农业作为国民经济发展的基础产业，农业部门是可以带来经济增长的部门，农业投入能够提高可供交易的农产品量、增加农民的收入流[1]。农产品商品率提高对农民收入的增长具有显著的正面效应，且影响程度较大，然而，现实的中国农村却存在着农产品产量提高，农产品商品率并未提高或提高缓慢，农民收入增长缓慢，农民拥有的财富和福利依然贫乏问题[2] ，中国传统农业改造的农产品商品率绩效未能内生成为国民经济发展的重要标志和财政金融服务的重要目标。主要原因是农产品商品率绩效过程中面临着各种风险，这些风险侵蚀了农民投入，减少了可供出售的农产品，吞噬了农民创造的剩余财富，甚至阻碍了农民提高农产品商品率绩效，从而减少农民收入。

农产品商品率绩效风险表现为：(1)自然灾害风险。自然灾害直接减少农产品产出，降低农产品商品率，减少农民收入。1985~2012年间，平均每年农作物遭受自然灾害面积约占播种面积的30%;2006年川渝大旱，川渝粮食减产711万吨[3]，重庆潼南罗盘山的生姜基地损失价值近百万元。(2)市场风险。市场风险包含价格风险和渠道风险。价格风险来源于农产品价格的剧烈波动与农业生产资料价格居高不降，形成严重的高成本低收入的“棘轮效应”;渠道风险来源于农产品流通梗阻。2010年大蒜、生姜、棉花、土豆等大宗农产品价格曾达到历年峰值。2011年山东、安徽、辽宁等地白菜滞销，价格从1元降到1角，山东、浙江的卷心菜，山东的生姜，河北的大葱，辽宁、江苏的萝卜，江苏的蒜薹，海南的香蕉，广西的葡萄、荔枝，甘肃的洋葱，内蒙古的马铃薯出现滞销,是市场风险最好的例证。(3)技术风险(含农产品安全技术风险)。Chavas认为农业的持续发展需要技术支撑，技术的缺乏带来的是农产品生产、运输、储存与安全风险，技术却是一个长期过程[4]。

中国农产品产后环节技术方法原始落后，造成农产品非利用性损耗巨大，据有关统计，水果、蔬菜等农产品在采摘、运输、储存等产后环节损失率在25%~30%，每年粮食产后损失量达500亿斤，损失率在8%~12%，每年蔬菜仅60%~70%能得到有效利用，马铃薯损失量达800万吨，苹果损失量达340万吨。据此推算，中国每年农产品损失折合超3000亿元，相当于1亿多亩耕地的投入产出[5]。2009年的青岛“毒韭菜”事件，2013年山东毒生姜事件直接影响农产品消费。这些风险都来源于技术问题。(4)制度政策风险。对家庭模式下的农业活动起支配作用的政策的任何变化，将不仅会影响生产，还影响到消费和劳动力的供给[6]。制度政策的不足与不恰当，导致农业生产及产后投入不足，加剧了农产品商品率绩效风险。如：农业保险的缺乏，无法弥补农民所遭受的自然损失;农业财政补贴结构与投向不合理，未能有效降低农业风险;正规金融无意提供农业贷款，农业投入受到限制;土地、房屋、户籍与生育制度限制资源的合理流动，降低了资源的优化配置。

　　因此，为防范、控制并化解农产品商品率绩效风险，需要调整农业制度与政策，实施财政金融服务反哺农业的措施，增加农业投入，提高农产品商品率绩效，形成纳克斯所称的“产业部门间的平衡增长”，增强帕累托改进。但从已有研究文献看：除冉光和实证了中国财政货币政策及其配合对农民收入增长的不同影响[7]，温涛，冉光和，熊德平实证了中国金融发展与农民收入增长关系，得出中国现行经济发展战略和金融制度导致的中国金融发展在结构和功能上，与农村经济发展和农民收入增长实际需求间不协调的事实外[8]，其他论述基本上属于理论与政策分析，缺乏实证支持，其余研究隐含了农民收入的增加是通过农业投入提高农产品商品率并能有效控制其绩效风险的逻辑，少有涉及财政金融服务控制农产品商品率及其绩效风险的文献，也少有研究财政金融服务与农产品商品率绩效关系。本文拟通过建立财政金融服务与农产品商品率绩效关系模型展开实证研究，提出控制农产品商品率绩效风险的财政金融服务建议。

2财政金融服务控制农产品商品率绩效风险的理论基础

2.1制度分析

　　建国伊始，国家为确保工业化的实现，抵御外来压力，为快速建立完备的工业化体系所面临的现实的长期的“理性”选择就是：国家通过财政制度单方面参与农业剩余分配，金融制度上动员农民剩余储蓄和经济资源，将金融财政化与实行农产品低价限制吸取农业剩余和农业经济资源的方式支持工业和城市建设。这是基于中国经济发展战略的初始最优选择，也是内生于中国经济发展战略的财政金融服务服从于经济发展战略的资金发展资源积累的最优路径选择。这种财政金融服务与农产品生产价格限制的制度与政策选择，削弱了农业自身发展的资金与资源积累而被弱质化。

　　陈司谨，等：农产品商品率绩效风险与财政金融服务控制Vol.33, No.3预测2014年第3期基于国家控制与“工业优先发展战略”目标下的财政金融服务体制、结构与功能和农产品价格管控，虽然随着市场经济的逐步实施而有所改善，但综观中国经济和财政金融的发展，财政金融服务依然倾向工业和城市。从1985年到2012年，财政支农资金占财政总支出的比重平均在8%以下，农业科技的财政投入仅占财政总支出的0.536‰;1985~1997年间农业贷款占贷款总额的份额一直处于10%以下，1998~2012年长期维持在5%左右，远远低于财政金融服务工业的比重。改革开放以来，国家一直通过财政金融渠道为国有企业改革注入所需资金。1984年至上世纪90年代初建立的农村合作基金组织由于背离了它的宗旨，造成金融市场的混乱，未能支持农业发展而被清理。1988年在政府主导下，改革开始转向城市和工业，财政金融服务更注意城市和工业，农村改革最终没有能诱导出农村经济的内生金融[9]。从上世纪90年代中后期，国家大量注入财政资金以消化国有金融机构长期积累的不良资产，同时将其企业化、股份化改造为自我约束、自我发展的追求利益最大化的营利性金融组织，释放了资本的“逐利本性”，导致农业贷款和农业保险供给短缺。进入21世纪，政府不断向金融机构以财政还款方式实施融资参与城市建设和经济活动，而不顾及财政金融服务调控农产品商品率绩效风险。新中国发展的第一阶段是农业剩余支持城市工业经济的发展需要，现在正是工业反哺农业，城市支持农村的阶段[10]。

　　2.2理论基础

　　弗兰克•艾利斯认为有效的农业投入能够帮助农民规避农业风险[11]，冉光和认为财政金融服务是政府干预市场经济活动失灵的重要工具，是从分配和流通领域起主导作用的工具[7]，是最有效的激励性工具。冉光和认为政府通过财政金融手段鼓励或限制农业经济组织形式的发展，财政金融发展规模和速度制约影响农业发展规模和速度，财政金融资金流通规模和速度制约影响农产品商品流通规模和速度，税率利率波动影响农业商品价格稳定，财政金融资金结构制约影响农业产业结构的优化;反过来，农业经济发展与农产品商品流通方式、规模、速度、结构、组织决定财政金融发展与资金流通方式、规模、速度、结构、组织[7]。舒尔茨认为对人力资本投入能提高农产品产出率，增加农民收入流[12]。张龙，贾明德认为财政支出是促进我国经济增长的重要因素，税收效果大于政府购买效果[13]。速水佑次郎等认为农业的财政性保护，促进了农业产出的高速增长和农业收入超过非农产业收入，并由直接保护转为间接保护[14]。林毅夫，杜为公，Huffman和Evenson认为公共部门投资的农业技术创新与增加农业产出和增加农民收入有相关关系，并且是一个长期的路线[15~17],但农业发展与农民增收不能简单看成财政和技术问题[16]。

　　John和Eduard认为一国经济能否最有效配置和利用资源取决于其金融制度的效率，充分发展的金融制度由多种金融机构、多样化的金融工具和金融市场组成[18]。Hugh认为，在实践中，“需求追随”和“供给领先”现象常常交织在一起，二者之间存在一个最优顺序问题，在经济发展的早期阶段，“供给领先”型金融往往居于主导地位。随着经济的发展，“需求追随”型金融逐渐居于主导地位。…… 落后国家应采取金融优先发展的货币供给带动政策[19]。Mookherjee和Stiglitz认为当经济不发达时，为缓解信息成本和交易成本带来的不利影响，人均收入和人均财富很低，人们只能组建金融中介体。只有当经济发展到一定阶段，人均收入和人均财富达到某个临界值之后，人们才有能力参与金融市场，这样金融市场才能形成[20，21]。王尔大，于洋通过农民对农作物保险意愿[22]和谢汪送，郑美华对相互制保险[23]实证了该理论。农业融资理论认为：农村居民特别是贫困家庭，没有能力储蓄，因而农村广泛存在资金短缺问题。由于农业天然存在着收入的不确定性、投资的长期性、低收益性等缺点，农业不可能成为以利润最大化为目标的商业化金融机构的融资对象。因此，必须靠政府通过建立非营利性的专门化金融机构从农村外部注入政策性资金，制定较低的农业贷款利率，降低农业融资成本，以增加农业生产投入，缓解农村贫困[16]。不完全市场竞争理论认为：农村金融市场不是一个完全竞争的市场，借贷双方之间存在着信息不对称，如仅靠市场机制可能无法生长出农村社会所需要的金融市场。因此，有必要采取诸如政府适当介入市场以及借款人的组织化等非市场化措施[16]。

　　因此，财政金融服务控制农产品商品率绩效风险的政策选择是：改善财政金融服务的城乡“二元”结构，建立财政金融服务协同配合控制的体制机制模式，优化财政金融服务的结构、投向与功能，在传统农业改造还没有达到人均收入和人均财富有能力参与金融市场时，实行财政金融服务政府控制的货币供给政策。这一结论需要实证检验。

　　3模型构建

　　为控制与防范农产品商品率及其绩效提高过程中的风险侵蚀农民农业经营的增值，需要寻找相应对策，运用有效的工具。根据农业生产函数，结合中国实际，引入控制变量I和P，建立实证模型

　　Yt=aRt+γIt+δPt+ωt(1)

　　其中Y表示农民收入变量，R表示农产品商品率变量，I和P为控制变量，I表示投入，P表示农业生产资料价格，a、γ、δ表示影响系数，ω表示随机因素，t表示时间。为确定农产品商品率R与农民收入Y的关系，因此，需要首先分析农产品商品率受到多种因素的影响状况，将投入变量I进行分解，同时加入其他影响农产品商品率的因素，建立以农产品商品率为因变量的模型

　　Rt=aYt+γKt+βDt+δPt+φPkt+πTt+

　　Zt+μMt+σWt+εLt+τXt+ωt (2)

　　其中Y表示农民收入变量，R表示农产品商品率变量，K表示财政金融资本投入变量，D表示土地投入变量，P表示农业生产资料价格，Pkt表示人口变量，T表示农业技术投入，Z表示农业制度与政策，M表示农产品质量，W表示自然灾害率，L表示劳动投入，X表示农产品消费者的偏好，a、γ、β、δ、φ、π、、μ、σ、ε、τ表示影响系数，ω表示随机因素，t表示时间。

　　为真实反映财政金融服务对传统农业改造的农产品商品率及其绩效的影响、影响程度及影响方向，我们选取农村居民家庭人均农业经营纯收入作为农民收入变量Y，农村居民家庭人均农产品商品率作为农产品商品率R，财政金融服务资本变量K分为财政支农支出变量、银行农业信贷变量与农业保险变量。为分析投入中的三个变量的配合对商品率的影响关系，在不考虑农民收入、农产品价格、消费者偏好、人口、制度、农产品质量、自然灾害等变动因素时，采用OSL方法，根据格兰杰因果关系检验建立财政支农支出变量、银行农业信贷额变量、农业保险变量与农产品商品率变量的自回归关系模型和农产品商品率绩效模型，由于变量的时间序列具有不稳定性，首先取对数，再取对数差分值，得到关系模型

　　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表示截距项，FABI表示农民家庭人均农业经营纯收入，ASPL表示农产品商品率，AFSI表示财政支农支出，AFII表示农业信贷，ASI表示农业保险，et表示随机扰动项。

　　4实证研究及分析

　　4.1变量选择、数据说明与研究方法

　　我们选取中国1985~2011年农村居民家庭人均农业经营纯收入作为农民收入Y，以农村居民家庭人均农产品商品率作为农产品商品率R，投资变量分为财政支农支出变量、银行农业信贷额变量与农业保险理赔变量。农业上市公司少，实收资本数据不具有连续性且难以收集，不考虑在金融服务变量中，为分析投入中的三个变量及其配合对商品率的影响关系，建立实证模型时分解为三个变量。为了考察证明财政金融服务与农产品商品率、农民收入增长之间的关系及影响，我们将选择的变量商品率，财政支农支出，支农贷款，农业保险理赔数据通过整理，根据构建的模型进行实证。由于农业贷款、农业保险属于金融，为便于分析各自的影响，将 (1)式中的金融投入分成(3)、(4)式农业贷款、农业保险同时计算。数据资料来源于《中国统计年鉴》(1985~2012年),《中国国家统计局网统计数据》，《中国宏观经济网数据库》，《国务院发展研究中心网数据库》。

　　本检验采用Eviews 6软件进行实证检验，检验用的数据是当年的实际数据及其整理后的数据，为避免模型出现伪回归现象，在本研究中采用ADF单位根检验法，检验变量的平稳性，对于非平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是单整的，我们将对变量做协整检验(Cointegration Test)以确定整体的财政金融与农产品商品率及其绩效之间的长期关系。我们采用Johansen协整检验法检验变量之间的协整关系。得出协整检验的结果后，我们进一步利用格兰杰因果关系检验法(Granger Causality Test)判断这些变量之间是否构成因果关系。

　　4.2检验结果与分析

　　(1)单位根检验

　　采取含截距项和趋势项的检验方式，对农产品商品率、财政支农支出、农业贷款、农业保险取对数进行检验，分别用S1、FS1、FD1、SI1表示，通过检验发现它们均为非平稳变量。对其采取差分处理，分别用DS1、DFS1、DFD1、DSI1表示一阶差分值，进行检验发现经过处理后的所有时间数据序列在1%的显著临界值水平下是平稳的，同时也都是一阶单整的。

　　(2)Johansen协整检验

　　根据上述的单位根检验知道，变量S1、FS1、FD1、SI1是单整平稳的，因此，可以采用Johansen协整检验判断其是否存在协整关系，而Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型(VAR)的检验方法，根据VAR模型得到的协整方程，由于所检验的变量的时间序列含有线性趋势项和截距项，那么，相应的协整方程也应包含趋势项和截距项[24,25]。在进行Johansen协整检验之前，首先确定VAR模型结构，由于一阶差分变量是平稳的，所以根据一阶差分变量建立的VAR模型是稳定的系统[26]。根据VAR模型滞后期选择的5个评价指标确定农产品商品率变量S与衡量财政金融整体服务的财政支农支出变量FS、农业贷款变量FD和农业保险理赔变量SI的VAR模型的最优滞后期为4;为进一步证实其滞后期为4的VAR模型是否最优，又利用Q统计量、JB检验发现其拟合度很好，残差序列具有平稳性，的确为最优模型。在变量、模型满足了协整检验的条件后，进行协整检验得到的结果是：在1985~2011年的样本区间内，在5%的显著水平下，S、FS、FD、SI四个变量之间存在协整关系，根据向量误差修正模型得到均衡向量如下

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

　　则这四个变量之间的协整方程为

　　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年期间，上述四个变量间存在长期均衡关系，从中可以发现财政支农支出和农业贷款与农产品商品率存在正相关关系，农业保险与农产品商品率存在负相关关系。总的来说，财政支农支出和农业贷款的增加有利于农产品商品率的提高，农业保险的增加，在1985~2011年期间，对农产品商品率提高是不利的因素。

　　(3)格兰杰(Granger)因果检验

　　在进行协整检验确定变量之间的长期关系后，利用格兰杰因果检验其因果关系。为准确判断各变量间的因果关系，我们采取不同滞后期进行检验，结果是：在最优滞后1期开始，在10%的置信度下，财政支农支出的增加是农产品商品率提高的原因，但到第4期开始，财政支农支出的增加不能继续促进农产品商品率的提高，且随着时间的推进，会降低农产品商品率，这与财政支农支出对农产品商品率的冲击影响检验结果一致。从一开始农产品商品率的提高并未得到财政支农支出的支持，与我国现实相符：我国农业补贴大多是“人头”费的间接补贴。这种“人头”补贴多是非生产贷款利息补贴，农资补贴、建设性经费、农业科研经费及其它与生产有关的直接投入少[27]，满足了人们“不劳而获”或“少劳多获”的心理，弱化了商品率的提高。农产品商品率达到供需均衡后，依靠财政支农支出继续提高农产品商品率会导致农产品供给过剩，降低农产品“价格效率”。

　　从(5)式中也可知道，农业贷款是农产品商品率提高的重要因素，农业贷款增加与农产品商品率提高互为因果的关系，即农产品商品率提高之后，农民收入会增加，农民进行农业贷款促进农业生产、提高农产品商品率的激励始终存在。这与冉光和的实证研究证明农业贷款对农民收入增加有显著影响是一致的[7]。这也与温涛，冉光和，熊德平实证的经济货币化程度的提高有利于农民收入增长一致[8]。但是中国农民的小规模生产经营获得农业贷款支持渠道少、方式缺乏，难以满足农业生产经营扩大的需要，并且现实中将农业剩余转移出农业。

　　从(5)式中还知道，农业保险的增加不是农产品商品率提高的原因，但农产品商品率的提高却是农业保险增加的原因，农业保险对农产品商品率呈现负面效应。这是由于在提高农产品商品率绩效过程中，农民参与农业保险是财富的消耗，降低了农民自有投入资本和自我保障能力，增加农民负担，但是，如果农业生产缺乏保险，农民投入越多，损失就越大，随着农产品商品率提高，农民的风险意识增强，将促进农业保险的发展。所以为防范农产品商品率绩效风险，在传统农业改造前期，需要建立政府参与的政策性农业保险与政府诱导的农业保险[28]。

　　(4)财政金融服务配合对农产品商品率的冲击检验

　　为准确地反映财政金融服务配合对农产品商品率的影响，采用对数值后的向量自回归模型实施向量冲击检验，结果为：农产品商品率存在波动，其自身冲击的影响力第1年为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%，自身的影响力弱;财政支农支出、农业贷款配合对农产品商品率的影响力达到8.541%，其中农业贷款的影响最大，达到8.54%，其次是财政支农支出达到0.001%,短期农业保险没有影响。主要原因有：一方面受到耕种面积和自然状况的影响，丰年商品率高;另一方面是我国1985~1992年实行的农产品统购统销制度、1992年以后实行的农产品价格“双轨制”带来的农产品商品率的变化，直到2008年除粮食外农产品价格全面放开，农产品商品率提高有一定的自我影响。从检验结果可知现阶段需要充分利用财政支农支出制度与政策支持金融服务农业，调动农民的主体性是农产品商品率绩效提高的主要途径。

　　5研究结论与政策建议

　　由实证得到如下结论：财政金融及其配合服务有助于提高农产品商品率，能有效控制农产品商品率绩效风险，其中：财政服务对传统农业改造的农产品商品率绩效提高及其风险控制有正向作用，随着时间的推移，影响减弱;农业贷款对农产品商品率绩效提高及其风险控制有较强的正向关系，影响显著，这种影响存在波动，且形成相互作用的紧密关系;农业保险对农产品商品率绩效提高及其风险控制存在负面效应，短期内影响不显著，随着时间推进负面影响减弱。

因此，传统农业改造过程中控制农产品商品率绩效风险的财政金融服务制度与政策，需要随着不同时间阶段进行调整，谨慎干预农业产业部门、产业结构、产业项目与产业阶段，形成政府与市场、财政与金融有机协调的有效控制农产品商品率绩效风险的财政金融服务机制与模式，促进农产品商品率及绩效的进一步提高，增加商业资本与金融资本的农业自我积累，形成农业资金供给与需求的良性循环。具体分为三个阶段：

(1)传统农业改造初期，建立以政府干预为主，市场机制为辅的财政金融配合模式，确立政府财政金融服务控制的范围，主要重视农村金融、财政支农服务与农业保险的政府投入的有效配合。

(2)传统农业改造中期，改变政府财政服务农业的结构、功能和投向，转变政府财政服务职能，逐步转向市场机制为主，整合农业补贴资金、扶贫资金、信贷资金，充分发挥财政政策、产业政策与金融政策协调配合能力。建立政策性农业保险与商业保险协调机制和平台。建议由中央财政出资在中国农业发展银行设立政策性农业保险公司，各级政府建立农业保险专项基金，鼓励各保险公司开办农业保险。鼓励和支持农村金融组织的发展。(3)传统农业改造后期，建立以市场机制为主、政府干预为辅的财政金融服务有机配合模式。重点健全农业信贷和农业保险机制，建立符合农业生产经营资金需求的多元化信贷组织，建立符合农业特点的农业保险供给，建立有效的农业信贷资金供给模式和农业保险供给模式。