導(dǎo)語：農(nóng)產(chǎn)品財政金融服務(wù)控制分析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

1引言

農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)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(dāng)，導(dǎo)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(fēng)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(jié)構(gòu)與投向不合理，未能有效降低農(nóng)業(yè)風(fēng)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(fēng)險，需要調(diào)整農(nóng)業(yè)制度與政策，實施財政金融服務(wù)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(guān)系，得出中國現(xiàn)行經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和金融制度導(dǎo)致的中國金融發(fā)展在結(jié)構(gòu)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(fēng)險的邏輯，少有涉及財政金融服務(wù)控制農(nóng)產(chǎn)品商品率及其績效風(fēng)險的文獻，也少有研究財政金融服務(wù)與農(nóng)產(chǎn)品商品率績效關(guān)系。本文擬通過建立財政金融服務(wù)與農(nóng)產(chǎn)品商品率績效關(guān)系模型展開實證研究，提出控制農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風(fēng)險的財政金融服務(wù)建議。

2財政金融服務(wù)控制農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風(fēng)險的理論基礎(chǔ)

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)濟資源的方式支持工業(yè)和城市建設(shè)。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(wù)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(wù)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。基于國家控制與“工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”目標下的財政金融服務(wù)體制、結(jié)構(gòu)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(wù)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%以下，農(nóng)業(yè)科技的財政投入僅占財政總支出的0．536‰;1985～1997年間農(nóng)業(yè)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(wù)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(dǎo)下，改革開始轉(zhuǎn)向城市和工業(yè)，財政金融服務(wù)更注意城市和工業(yè)，農(nóng)村改革最終沒有能誘導(dǎo)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(gòu)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(dǎo)致農(nóng)業(yè)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(gòu)以財政還款方式實施融資參與城市建設(shè)和經(jīng)濟活動，而不顧及財政金融服務(wù)調(diào)控農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風(fēng)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(chǔ)

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(fēng)險［11］，冉光和認為財政金融服務(wù)是政府干預(yù)市場經(jīng)濟活動失靈的重要工具，是從分配和流通領(lǐng)域起主導(dǎo)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(jié)構(gòu)制約影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)、組織決定財政金融發(fā)展與資金流通方式、規(guī)模、速度、結(jié)構(gòu)、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(zhuǎn)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(shù)創(chuàng)新與增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和增加農(nóng)民收入有相關(guān)關(guān)系，并且是一個長期的路線［15～17］，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(shù)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(gòu)、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(lǐng)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(lǐng)先”型金融往往居于主導(dǎo)地位。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，“需求追隨”型金融逐漸居于主導(dǎo)地位?！浜髧覒?yīng)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(dāng)經(jīng)濟不發(fā)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(dāng)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(gòu)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(gòu)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(dāng)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(wù)控制農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風(fēng)險的政策選擇是:改善財政金融服務(wù)的城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)，建立財政金融服務(wù)協(xié)同配合控制的體制機制模式，優(yōu)化財政金融服務(wù)的結(jié)構(gòu)、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(wù)政府控制的貨幣供給政策。這一結(jié)論需要實證檢驗。

3模型構(gòu)建

為控制與防范農(nóng)產(chǎn)品商品率及其績效提高過程中的風(fēng)險侵蝕農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營的增值，需要尋找相應(yīng)對策，運用有效的工具。根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，結(jié)合中國實際，為真實反映財政金融服務(wù)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(wù)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(guān)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(zāi)害等變動因素時，采用OSL方法，根據(jù)格蘭杰因果關(guān)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、農(nóng)業(yè)保險變量與農(nóng)產(chǎn)品商品率變量的自回歸關(guān)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(guān)系模型。

4實證研究及分析

4．1變量選擇、數(shù)據(jù)說明與研究方法

我們選取中國1985～2011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(wù)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(guān)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(wù)與農(nóng)產(chǎn)品商品率、農(nóng)民收入增長之間的關(guān)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(gòu)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》(1985～2012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(wù)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(dāng)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(guān)系。我們采用Johansen協(xié)整檢驗法檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。得出協(xié)整檢驗的結(jié)果后，我們進一步利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法(GrangerCausalityTest)判斷這些變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系。

4．2檢驗結(jié)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、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(guān)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(yīng)的協(xié)整方程也應(yīng)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(jié)構(gòu)，由于一階差分變量是平穩(wěn)的，所以根據(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(wù)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(jié)果是:在1985～2011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(guān)系。

(3)格蘭杰(Granger)因果檢驗

在進行協(xié)整檢驗確定變量之間的長期關(guān)系后，利用格蘭杰因果檢驗其因果關(guān)系。為準確判斷各變量間的因果關(guān)系，我們采取不同滯后期進行檢驗，結(jié)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(jié)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(shè)性經(jīng)費、農(nóng)業(yè)科研經(jīng)費及其它與生產(chǎn)有關(guān)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(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(dǎo)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(guān)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)營擴大的需要，并且現(xiàn)實中將農(nóng)業(yè)剩余轉(zhuǎn)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(yīng)。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(dān)，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(fēng)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(fēng)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(dǎo)的農(nóng)業(yè)保險［28］。

(4)財政金融服務(wù)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融服務(wù)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(jié)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1985～1992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(jié)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(wù)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(jié)論與政策建議

由實證得到如下結(jié)論:財政金融及其配合服務(wù)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(fēng)險，其中:財政服務(wù)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(fēng)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)品商品率績效提高及其風(fēng)險控制有較強的正向關(guān)系，影響顯著，這種影響存在波動，且形成相互作用的緊密關(guān)系;農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)產(chǎn)品商品率績效提高及其風(fēng)險控制存在負面效應(yīng)，短期內(nèi)影響不顯著，隨著時間推進負面影響減弱。因此，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造過程中控制農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風(fēng)險的財政金融服務(wù)制度與政策，需要隨著不同時間階段進行調(diào)整，謹慎干預(yù)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)項目與產(chǎn)業(yè)階段，形成政府與市場、財政與金融有機協(xié)調(diào)的有效控制農(nóng)產(chǎn)品商品率績效風(fēng)險的財政金融服務(wù)機制與模式，促進農(nóng)產(chǎn)品商品率及績效的進一步提高，增加商業(yè)資本與金融資本的農(nóng)業(yè)自我積累，形成農(nóng)業(yè)資金供給與需求的良性循環(huán)。具體分為三個階段:(1)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造初期，建立以政府干預(yù)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(wù)控制的范圍，主要重視農(nóng)村金融、財政支農(nóng)服務(wù)與農(nóng)業(yè)保險的政府投入的有效配合。(2)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造中期，改變政府財政服務(wù)農(nóng)業(yè)的結(jié)構(gòu)、功能和投向，轉(zhuǎn)變政府財政服務(wù)職能，逐步轉(zhuǎn)向市場機制為主，整合農(nóng)業(yè)補貼資金、扶貧資金、信貸資金，充分發(fā)揮財政政策、產(chǎn)業(yè)政策與金融政策協(xié)調(diào)配合能力。建立政策性農(nóng)業(yè)保險與商業(yè)保險協(xié)調(diào)機制和平臺。建議由中央財政出資在中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行設(shè)立政策性農(nóng)業(yè)保險公司，各級政府建立農(nóng)業(yè)保險專項基金，鼓勵各保險公司開辦農(nóng)業(yè)保險。鼓勵和支持農(nóng)村金融組織的發(fā)展。(3)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造后期，建立以市場機制為主、政府干預(yù)為輔的財政金融服務(wù)有機配合模式。重點健全農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)業(yè)保險機制，建立符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營資金需求的多元化信貸組織，建立符合農(nóng)業(yè)特點的農(nóng)業(yè)保險供給，建立有效的農(nóng)業(yè)信貸資金供給模式和農(nóng)業(yè)保險供給模式。

作者：陳司謹冉光和邱新國工作單位：重慶大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院