樊豐+劉小春

摘要：農(nóng)業(yè)保險的重要作用是穩(wěn)定農(nóng)民收入，從而提高風險厭惡型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的預期效用。從宏觀角度研究農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的穩(wěn)定作用，使用包括農(nóng)民收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、保費收入、受教育水平、生產(chǎn)規(guī)模、兼業(yè)化程度等省級數(shù)據(jù)。將觀測期為12年的數(shù)據(jù)分為前后2期，分別計算前后2期內(nèi)農(nóng)民收入的波動性，將農(nóng)民收入波動性作為因變量，將人均保費水平作為主要自變量，同時考慮產(chǎn)量波動、生產(chǎn)規(guī)模、兼業(yè)化程度、教育水平等控制變量的影響。使用面板數(shù)據(jù)固定效應和隨機效應分別回歸，結果顯示，無論固定效應還是隨機效應模型下，農(nóng)業(yè)保費收入對農(nóng)民收入的波動性都有顯著正影響，即農(nóng)業(yè)保險密度的提高會增加農(nóng)民收入的波動性。這可能是由于保險改變了農(nóng)民生產(chǎn)決策行為，例如增加已投保的農(nóng)產(chǎn)品的種植面積，從而使得未投保的農(nóng)民收入面臨更大的波動，在農(nóng)業(yè)保險覆蓋率不高的情況下可能增加農(nóng)民收入的整體波動。

關鍵詞：農(nóng)業(yè)保險；農(nóng)民收入；波動性；面板數(shù)據(jù)；固定效應；農(nóng)業(yè)保費

中圖分類號： F840.66文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2017）10-0327-04

農(nóng)業(yè)保險一直都是各國用以抵御農(nóng)業(yè)風險的重要手段，2004年中央一號文件提出加快建立政策性農(nóng)業(yè)保險制度，2007年開始中央連續(xù)出臺政策，利用中央財政對農(nóng)業(yè)保險進行補貼，試點范圍不斷擴大。此后，我國政策性農(nóng)業(yè)保險市場快速增長，2013年市場規(guī)模已經(jīng)躍居世界第二，僅次于美國。而農(nóng)業(yè)保險對于中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用也成為學術界研究的熱點。農(nóng)業(yè)保險的主要作用在于抵御各種農(nóng)業(yè)風險，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者在遭遇各種風險損失時能及時獲得經(jīng)濟補償，從而使收入保持相對穩(wěn)定，進而保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)持續(xù)進行。因此，研究農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的穩(wěn)定作用有重要的現(xiàn)實意義。

1文獻綜述

學者對于農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)的促進作用的研究大體可以分為3類：第1類是研究農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出或產(chǎn)值的促進作用。Orden總結回顧了1998—2000年關于農(nóng)業(yè)保險對作物產(chǎn)出的研究，認為農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有促進作用[1]。Barry等回顧美國農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展歷程，并總結了一部分關于農(nóng)業(yè)保險與產(chǎn)量關系的研究，認為一般來說農(nóng)業(yè)保險會增加被保險作物的種植面積，從而增加被保險作物的產(chǎn)量，但也提到部分研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險會使農(nóng)民減少化肥、除草劑等農(nóng)業(yè)投入品的使用，從而減少產(chǎn)量[2]。張躍華等利用對上海農(nóng)村地區(qū)的調(diào)查問卷研究了保險對農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的影響，主要使用描述性統(tǒng)計，結果顯示參加農(nóng)業(yè)保險不能顯著增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)量[3]。Cai等使用試驗法研究母豬保險對母豬養(yǎng)殖規(guī)模的促進作用[4]。筆者在貴州省畢節(jié)地區(qū)的480個村莊展開試驗，將480個村莊的保險推廣人員隨機分入3組，給予不同的經(jīng)濟激勵，然后將生豬養(yǎng)殖規(guī)模對保險覆蓋率回歸，并且使用不同的激勵程度作為工具變量，剔除不同村莊之間異質性的影響，發(fā)現(xiàn)保險覆蓋率對增加母豬養(yǎng)殖數(shù)量有顯著的促進作用。王向楠使用地級單位的面板數(shù)據(jù)研究農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的促進作用[5]，這項研究的一個特點是考慮了地方風險狀況與農(nóng)業(yè)保險的交互作用，以及農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)信貸之間的交互作用，且由于使用了地級單位數(shù)據(jù)，使得樣本量大大增加，結果顯示農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)業(yè)風險的交互項都對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長有顯著的促進作用，但是農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)信貸的交互作用并不顯著。第2類是研究關注農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)民收入的關系，考察農(nóng)業(yè)保險的普及能否促進農(nóng)民增收。Glaube等也研究了農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的影響，認為農(nóng)業(yè)保險及保費補貼導致的產(chǎn)量增加會使農(nóng)產(chǎn)品價格下降，從而抵消產(chǎn)量上升帶來的收入增加。并且由于并不是所有的農(nóng)民都參加了農(nóng)業(yè)保險，所以價格下降的結果使得沒有參加保險的農(nóng)民收入受到更大的損失。周穩(wěn)海等研究了農(nóng)業(yè)保險水平與農(nóng)民收入的關系，將農(nóng)業(yè)保險對收入的作用分為災前效應和災后效應[6]。在使用省級面板數(shù)據(jù)回歸后，保險對農(nóng)民收入的災前效應為負而災后效應為正，但總效應依然為正，說明保險能促進農(nóng)民增收。祝仲坤等同樣使用省級面板數(shù)據(jù)研究了農(nóng)業(yè)保險和保費的財政補貼對農(nóng)民收入的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的影響為負，而保費補貼能夠與收入產(chǎn)生正的效應[7]。這與周穩(wěn)海等關于農(nóng)業(yè)保險災前效應的研究結論[6]相符，筆者認為主要是由于投保導致農(nóng)民生產(chǎn)的道德風險。第3類研究關注的是農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的穩(wěn)定作用，但這個方向的研究十分有限，目前筆者能夠找到的只有施紅等的2篇論文[8-9]，2項研究都基于作者在四川省農(nóng)村所做的關于生豬保險的田野調(diào)查數(shù)據(jù)，在前一項研究中，施紅等將樣本分為參保農(nóng)戶和未參保農(nóng)戶2組，分別計算2組農(nóng)戶收入的變異系數(shù)和均值半方差指標，對比結果顯示參加生豬保險能夠減小農(nóng)戶收入的變異系數(shù)并增進農(nóng)戶的福利水平，但是這種改進作用總體比較小[8]。在后一項研究中，施紅 依然使用調(diào)查數(shù)據(jù)，將觀測期以2006年為界分為前后2段，分別計算2段時期農(nóng)戶收入的標準差，使用標準差作為因變量，是否參加生豬保險作為自變量，同時考慮養(yǎng)殖規(guī)模、養(yǎng)殖形式、兼業(yè)化程度等控制變量，使用面板數(shù)據(jù)回歸，發(fā)現(xiàn)參與保險能夠減小收入的標準差，但是該項系數(shù)的t值并不顯著，這主要由于我國農(nóng)業(yè)保險保障程度較低所導致[9]。

從目前已有的研究成果來看，大部分學者的注意力主要集中在農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民產(chǎn)量或收入的促進作用上，但是保險作為一種風險防范手段，真正的意義在于減小未來收入的波動性，從而提高生產(chǎn)者的預期效用，因此關注農(nóng)業(yè)保險穩(wěn)定農(nóng)民收入的作用更有意義。而目前這方面的少量研究主要利用的是調(diào)查問卷所得到的微觀數(shù)據(jù)，微觀數(shù)據(jù)的觀測期較短，如果要獲得較長時間跨度的數(shù)據(jù)，除非是長期跟蹤調(diào)查，否則對于若干年之前的數(shù)據(jù)往往可靠性較差，而反映收入波動性的指標如標準差或變異系數(shù)等應該在較長的觀測期內(nèi)逐年統(tǒng)計才更加可靠。另外，也沒有考慮到產(chǎn)量波動的影響，產(chǎn)量變化導致的農(nóng)產(chǎn)品價格波動是農(nóng)民收入波動的重要原因，因此應當考慮將產(chǎn)量的波動作為控制變量之一。最后使用宏觀數(shù)據(jù)更能夠反映問題的全貌，尤其是將沒有投保的農(nóng)民與投保農(nóng)民合并在一起考慮農(nóng)業(yè)保險的宏觀效應情況可能更加復雜。

2理論假說

綜上，本研究嘗試使用宏觀數(shù)據(jù)檢驗農(nóng)業(yè)保險的收入穩(wěn)定作用，通過使用省級農(nóng)業(yè)保險數(shù)據(jù)及其他省級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)，并使用面板數(shù)據(jù)方法進行回歸以避免各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的異質性的影響。檢驗結果對反映農(nóng)業(yè)保險在全國范圍內(nèi)穩(wěn)定農(nóng)民收入的作用具有參考意義。

保險機制設計的目的在于穩(wěn)定投保者或被保險人的收入，使被保險人在遭受損失的情況下能夠得到經(jīng)濟補償，從而使收入的波動性減小。國外較早對農(nóng)業(yè)保險的收入穩(wěn)定作用進行研究的包括Yamauchi。

但是將所有生產(chǎn)者作為總體考慮時，情況則變得較為復雜，農(nóng)業(yè)保險會影響農(nóng)民的生產(chǎn)決策，使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增加，在農(nóng)產(chǎn)品需求彈性較小的情況下常常造成農(nóng)產(chǎn)品價格下降，從而影響農(nóng)民收入，如黃如金等的研究都提了到這一點[10-11]。對于那些沒有參加農(nóng)業(yè)保險的農(nóng)民來說，這種情況可能更嚴重。目前從省級數(shù)據(jù)來看，我國農(nóng)業(yè)保險的覆蓋率并不高，馮文麗等的調(diào)研結果顯示，截至2012年作為農(nóng)業(yè)保險主要品種的農(nóng)作物保險在大部分省份的覆蓋率還不到50%，有超過一半省份的覆蓋率在10%～40%，有大量農(nóng)戶并未投保農(nóng)業(yè)保險[12]，因此將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者作為整體來看，農(nóng)業(yè)保險目前的發(fā)展是否起到穩(wěn)定收入的作用還有待檢驗。

3模型及指標選取

近年來對于農(nóng)業(yè)保險的效率研究大多使用面板數(shù)據(jù)固定效應或隨機效應模型，面板數(shù)據(jù)的好處在于可以剔除截面?zhèn)€體異質性的影響，從而得到無偏估計量。本研究也使用省級面板數(shù)據(jù)進行檢驗，考慮構建的計量模型是使用宏觀變量解釋農(nóng)民收入的波動性，因此，因變量為收入的波動風險主要研究的自變量是農(nóng)業(yè)保險發(fā)展程度，另一個重要的控制變量是農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的波動性，產(chǎn)量波動導致的農(nóng)產(chǎn)品價格波動是農(nóng)民收入不穩(wěn)定的重要原因，因此將其作為控制變量。此外，根據(jù)前人的研究結果，能夠影響農(nóng)民收入的主要變量還包括：（1）生產(chǎn)規(guī)模，一般來說生產(chǎn)規(guī)模較大的農(nóng)戶由于生產(chǎn)資料投入較多，抵御風險能力應該較強；（2）人力資本，生產(chǎn)者人力資本的積累意味著能夠在生產(chǎn)過程中使用更加先進的技術和更完善的風險控制手段，會減小收入風險；（3）兼業(yè)化程度，兼業(yè)化程度較高的生產(chǎn)者收入中農(nóng)業(yè)收入的比重越小，因此可能對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的管理精力越少，從而增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的風險；（4）城鎮(zhèn)化率，城鎮(zhèn)化率較高的地區(qū)，更多的勞動力流向非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領域，使得勞動力資源配置更有效率，高城鎮(zhèn)化率也為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供更多的資金和技術支持，可能減小收入風險。因此，本研究構建的基本模型如下：

V1it=c+insuranceit+VYit+scaleit+humcaptialit+mutipleit+urbanit+Dit。

式中：V1表示收入波動性；insurance表示農(nóng)業(yè)保險發(fā)展程度；VY表示產(chǎn)量波動性；scale表示生產(chǎn)規(guī)模；humcaptial表示人力資本；mutiple表示兼業(yè)化程度；urban表示城鎮(zhèn)化率；D表示時間效應的虛擬變量；角標i、t分別表示不同的截面單位、觀測期。

最后關于波動性指標的選取，常用的此類指標包括標準差、變異系數(shù)、風險價值（VaR）。其中，風險價值的計算需要比較長的歷史數(shù)據(jù)用于估算收入或產(chǎn)量的分布函數(shù)，而中國農(nóng)業(yè)保險的開展年限有限，因此無法獲得較長時間的數(shù)據(jù)。變異系數(shù)主要用于衡量單位不同或均值有較大差異的數(shù)據(jù)，本研究所使用的收入和產(chǎn)量數(shù)據(jù)比不存在這種情況，且由于下文將要提到的去趨勢操作，使得變量的均值與0十分接近，在這種情況下變異系數(shù)會變得很大，且對均值十分敏感，因此本研究最終選擇使用標準差作為衡量波動性的指標。

本研究共使用7個變量，其中收入變量使用農(nóng)村居民人均經(jīng)營性收入代表；農(nóng)業(yè)保險發(fā)展程度使用人均保費代表，即使用農(nóng)業(yè)保險總保費收入除以該?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)業(yè)人口；產(chǎn)量數(shù)據(jù)使用人均農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值，生產(chǎn)規(guī)模變量使用農(nóng)村家庭擁有的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)表示，即農(nóng)村家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值；人力資本存量使用農(nóng)村勞動力受教育年限的加權平均值；兼業(yè)化程度使用農(nóng)村居民人均經(jīng)營性純收入占總純收入的比重表示；城鎮(zhèn)化率使用該省（市、區(qū)）第一產(chǎn)業(yè)增加值占全?。ㄊ小^(qū)）GDP比重表示。其中，收入和產(chǎn)量數(shù)據(jù)需要在多年數(shù)據(jù)的基礎上計算標準差以反映波動性。

4數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)處理

本研究數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國保險年鑒》。其中，人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、人均經(jīng)營性純收入、農(nóng)村家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；農(nóng)村勞動力受教育狀況來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》；各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村人口是根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》分別查閱不同年限數(shù)據(jù)得到；各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)業(yè)保險保費總收入來自《中國保險年鑒》。由于須要計算標準差作為波動性指標，本研究盡量選取較長的時間跨度，數(shù)據(jù)的觀測期為2001—2012年，共12年數(shù)據(jù)。又由于西藏自治區(qū)存在部分數(shù)據(jù)缺失，因此將西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)剔除，整個原始數(shù)據(jù)集包括除西藏自治區(qū)以外的30個?。ㄊ?、區(qū)）12年的數(shù)據(jù)。

參考施紅的方法[9]，將整個觀測期數(shù)據(jù)分為前后2段，分別計算2段時間內(nèi)農(nóng)村居民人均收入和人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的標準差用以表示2段時期內(nèi)的波動性。其余數(shù)據(jù)分別使用各自觀測期內(nèi)的平均值?？紤]到我國中央財政從2007年開始對農(nóng)業(yè)保險提供補貼，從2007年開始各?。ㄊ小^(qū)）的農(nóng)業(yè)保費收入都明顯快速上升，因此本研究以2007年為界限，將觀測期平分為2段，即2001—2006年為第1段，2007—2012年為第2段，分別考慮2段觀測期內(nèi)的標準差和平均值。由圖1可知，從2007年開始所有省（市、區(qū)）的人均保費無論從絕對數(shù)量，還是增長率上都較2001—2006年有顯著增加，其他絕大多數(shù)省（市、區(qū)）的變化也符合這種模式，因此，本研究所考慮的以2007年作為分界有其合理性。經(jīng)過處理，最后得到30個?。ㄊ小^(qū)）分為前后2個觀測期的面板數(shù)據(jù)。

此外，本研究還對數(shù)據(jù)進行了以下處理：第一，考慮到使用農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的代表，但由于產(chǎn)值數(shù)據(jù)包含了農(nóng)產(chǎn)品價格變動因素，因此并不完全反映產(chǎn)量變化，須要將產(chǎn)值數(shù)據(jù)平減致使用同一年的不變價格數(shù)據(jù)。本研究使用《中國統(tǒng)計年鑒》公布的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值指數(shù)（上年=100）分別將前后2個觀測期的數(shù)據(jù)平減致使用同一基期的不變價格計算的產(chǎn)值，這樣可以較為準確地反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的變化情況。第二，須要通過年度數(shù)據(jù)計算標準差，但是絕大部分?。ㄊ?、區(qū)）的人均經(jīng)營性純收入和人均農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)都有明顯隨時間上升的趨勢，因此，直接計算標準差可能高估數(shù)據(jù)波動性，須要進行去趨勢處理，本研究使用人均純收入和人均產(chǎn)值的對數(shù)值對時間趨勢項和截距項回歸，將得到的回歸殘差作為計算標準差的基礎。同時，由于回歸殘差的均值十分接近0，如果使用變異系數(shù)，其結果將變得很大且對殘差均值十分敏感，這也是本研究使用標準差作為波動性指標的原因之一。第三，所使用的人口受教育程度數(shù)據(jù)是根據(jù)加權平均法計算得到的。參考周穩(wěn)海等的方法[6]，對不同教育程度的人口賦予教育年限，即不識字或識字很少3年、小學6年、初中9年、高中和中專12年、大專及以上15年；再對教育年限進行加權平均，其權重是各個教育層次的人口在農(nóng)村勞動力人口中所占的比重。得到的加權平均數(shù)反映各?。ㄊ?、區(qū)）的人力資本狀況。

5實證結果

本研究分別使用固定效應模型和隨機效應模型對數(shù)據(jù)進行估計，由于Hausman檢驗顯示2種模型估計的結果在一致性上并沒有顯著差別，因此將2類模型的估計結果同時報告。表1、表2分別為使用固定效應和隨機效應模型估計的結果，估計系數(shù)后面括號內(nèi)的是系數(shù)估計的標準差，使用的是考慮了異方差和序列相關的穩(wěn)健統(tǒng)計量。從結果來看，隨機效應和固定效應的結果有一定區(qū)別，主要表現(xiàn)在生產(chǎn)規(guī)模和兼業(yè)化程度2個變量上，在固定效應模型下生產(chǎn)規(guī)模對收入波動性有顯著影響，而兼業(yè)化程度的影響則不顯著；在隨機效應模型下則相反，生產(chǎn)規(guī)模的影響不顯著，兼業(yè)化程度卻有顯著的影響。本研究主要關注農(nóng)業(yè)保險發(fā)展在2種模型下都是顯著的，且2種模型的系數(shù)估計值較為接近，但是其對收入波動性的影響系數(shù)為正，表明隨著農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展，以省（市、區(qū)）為單位的農(nóng)民人均收入波動性反而在增加。這種情況可以用前面的理論假說來解釋，投保農(nóng)民的決策行為會因為保險而改變，投保產(chǎn)品的產(chǎn)量可能增加，而其他產(chǎn)品的產(chǎn)量可能會相應減少，這種生產(chǎn)決策的改變可能使未投保農(nóng)業(yè)保險的農(nóng)民面臨更大的收入波動風險，因此，在農(nóng)業(yè)保險只是部分覆蓋的情況下，農(nóng)業(yè)保險的保費收入增加可能使全?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)民的平均收入出現(xiàn)更大的波動性。最后，作為控制變量的產(chǎn)量波動性對收入的波動性的系數(shù)始終為正，且在2種模型下都顯著，這與預期相符合。

6結論和展望

本研究使用省級數(shù)據(jù)檢驗農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民人均收入的穩(wěn)定作用，將觀測期分為前后2期，每期分別為6年。分別計算前后2期農(nóng)民人均收入的標準差和產(chǎn)量波動的標準差，在考慮人均保費收入影響的同時加入生產(chǎn)規(guī)模、人力資本等控制變量。使用面板數(shù)據(jù)檢驗的結果顯示，人均保費收入對人均收入波動性有正向影響，其原因很可能是由于在只有部分農(nóng)民投保的情況下，農(nóng)業(yè)保險改變了農(nóng)民的生產(chǎn)決策，使得不同農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量發(fā)生波動，從而使得沒有投保的農(nóng)民收入面臨更大的波動性。而我國大部分?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)業(yè)保險的覆蓋率依然比較低，因此要使農(nóng)業(yè)保險成為穩(wěn)定農(nóng)民收入的有效工

具，須要加大農(nóng)業(yè)保險的覆蓋率。如果大部分農(nóng)民都投保了農(nóng)業(yè)保險，那么由于保險本身的制度設計，其必然能夠使得農(nóng)民的收入得到穩(wěn)定保障。而要提高農(nóng)業(yè)保險的覆蓋率，一方面需要財政進一步加大補貼力度，加強農(nóng)業(yè)保險的宣傳推廣力度，另一方面還需要保險公司提供更多新型保險產(chǎn)品，改變目前主要農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品，只保障產(chǎn)量和生產(chǎn)成本的局面，推廣收入保險、價格保險等新險種，才能提高農(nóng)民的參保積極性。

未來的研究可以朝2個方向努力：第一，可以考慮使用更加細致的數(shù)據(jù)作進一步研究，如使用地級甚至縣級數(shù)據(jù)以增加實證研究的樣本容量，這有助于得到更加可靠的結論。第二，研究農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民生產(chǎn)決策的具體影響，如研究具體險種對某種農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的作用。

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