徐紫涓

（中南民族大學經濟學院 湖北武漢 430074）

一、引言

2021年政府工作報告提出我國“三農”工作的中心從脫貧攻堅向全面推進鄉(xiāng)村振興轉移。城鄉(xiāng)收入差距是反映振興鄉(xiāng)村成效的重要指標，截至2020年底，我國的城鄉(xiāng)居民人均收入比為2.56，雖然比上年有所縮小，但是農村居民人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的絕對值仍然相差26 703元，城鄉(xiāng)收入差距狀況不容樂觀。如何調整城鄉(xiāng)分配不平衡的現(xiàn)狀？從金融領域來看，弱化乃至解決“金融排斥”是最重要的途徑之一。金融層面為了更好地解決金融排斥，于2005年提出了普惠金融的概念。普惠金融強調緩解城鄉(xiāng)二元金融結構，讓農民等低收入者及弱勢群體能夠平等地享有金融服務機會。國務院印發(fā)的《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》，將普惠金融上升到了國家戰(zhàn)略，可見普惠金融的重要性。

農業(yè)保險作為普惠金融指標體系中的一個重要組成部分，對農民生產和農民增收起到了重大的作用。2020年，中國保險創(chuàng)新發(fā)展大會進一步提出大力發(fā)展農業(yè)保險，聚焦鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。在鄉(xiāng)村振興背景下，農業(yè)保險是否能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進鄉(xiāng)村振興？如果能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，農業(yè)保險是通過何種作用機制影響城鄉(xiāng)收入差距的？基于此，本文采用我國31個省份2010—2019年的面板數據，從普惠金融視角研究農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其作用機制。

本文剩余部分的結構安排如下：第二部分為文獻與研究假設；第三部分為本文的理論基礎；第四部分為研究設計，第五部分為實證結果分析，第六部分是內生性問題及穩(wěn)健性檢驗，第七部分在前文分析的基礎上得出了主要結論及啟示。

二、文獻與研究假設

進入21世紀，城鄉(xiāng)收入不平衡的矛盾成為亟待解決的問題。從金融角度來看，對城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響的因素之一就是金融排斥（Financial Exclusion），即社會中的某類群體沒有能力進入金融體系，沒有能力以恰當的形式獲得必要的金融服務，便會被金融系統(tǒng)排斥在外（封思賢，2014）。作為弱化乃至消除金融排斥的普惠金融（李建軍，2017），自然受到了學術界的關注。

關于金融排斥、普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距。首先，在金融排斥與城鄉(xiāng)收入差距的關系上，大多數學者都認為金融排斥會擴大城鄉(xiāng)收入差距。陶建平、田杰（2011）的研究表明，金融排斥的上升會擴大城鄉(xiāng)收入差距；劉長庚等（2013）發(fā)現(xiàn)農村金融排斥顯著影響城鄉(xiāng)收入差距。然而，一些學者認為金融排斥和城鄉(xiāng)收入差距的關系并不穩(wěn)定，J Green?wood等（2011）發(fā)現(xiàn)金融排斥程度與城鄉(xiāng)收入差距之間存在門檻效應并呈現(xiàn)U型關系，封思賢（2014）發(fā)現(xiàn)農村金融排斥在不同省份之間對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在差異。其次，作為致力于弱化乃至消除金融排斥的普惠金融（李建軍，2017），能否縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？對此，不同學者持有不同的意見。Corrado等（2017）、Dai-Won等（2018）認為普惠金融能夠促進經濟發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距。劉金全等（2019）從經濟增長和貧困減緩雙重視角分析了普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距帶來的間接減小效應；李慧平（2019）研究發(fā)現(xiàn)普惠金融能縮小城鄉(xiāng)收入差距，且其有效性具有邊際遞減效應；郭雪等（2020）進一步研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融能抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大，其抑制效應因政府對經濟支持力度的不同而不同，且存在地區(qū)異質性。而黃永興等（2017）通過非線性和線性面板數據認為普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)先擴大后縮小的非線性趨勢；楊虹等（2020）通過對云南省進行實證，發(fā)現(xiàn)普惠金融是城鄉(xiāng)收入差距的單向格蘭杰原因，且對城鄉(xiāng)收入差距具有促進作用；進一步地，蔣岳祥等（2020）發(fā)現(xiàn)農村普惠金融的發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)收入差距，且普惠金融的吸儲功能對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應大于信貸功能的縮小效應。

關于農業(yè)保險和城鄉(xiāng)收入差距的相關研究。農業(yè)保險作為普惠金融中的一個重要組成部分，其發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距是否有影響？國內目前直接研究農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距影響的并不多見，譚毅等（2013）對農業(yè)保險和城鄉(xiāng)收入差距進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)農業(yè)保險能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。

關于農業(yè)保險與農民收入的相關研究。在農業(yè)保險與農民收入的研究上，從理論上來看，農業(yè)保險對農民收入影響主要有災前效應和災后效應這兩種途徑（周穩(wěn)海，2014），對農民收入的影響效果分解為影響農村居民農業(yè)收入和農村居民非農收入（馬九杰，2020），通過補貼保費增加農業(yè)收入，通過強化擇業(yè)機制以及農戶的逆向選擇促進農村勞動力轉移就業(yè)，從而增加非農收入。梁來存（2020）從短期預期收入變化視角，提出風險保障水平和政府保費補貼比例是影響政策性農作物保險扶貧效應的兩個因素，當災損達到或超過觸發(fā)值時，政策性保險對農民收入預期具有激勵作用。同時，譚毅（2013）也提出農業(yè)保險對農民增收有顯著效果，對城鎮(zhèn)居民收入影響并不顯著，通過農民增收來縮小城鄉(xiāng)收入差距。從實證研究結果來看，周穩(wěn)海（2014）以27個省市為樣本，從災前和災后兩個途徑考察了農業(yè)保險對農民收入的影響，研究發(fā)現(xiàn)，農業(yè)保險對農民收入的正向促進作用總體較小，災前對農民收入有負向影響，災后有正向影響；但是，馬九杰（2020）使用漸進性雙重差分法，對30個省市自治區(qū)進行評估證實政策性農業(yè)保險對農民農業(yè)和非農收入都是正向顯著的。此外，石文香（2019）通過面板門檻回歸，對31個省市自治區(qū)進行實證分析，證實了只有當農民收入達到一定水平后，農業(yè)保險才會顯著提高農民收入。

根據以上分析，分別提出以下假設：

H1：政策性農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的抑制作用。

H2：政策性農業(yè)保險通過影響農民收入，從而影響城鄉(xiāng)收入差距。

國內外學者的研究成果為本文的進一步研究提供了借鑒。現(xiàn)有文獻大多數研究農業(yè)保險、農民收入、城鄉(xiāng)收入差距的單向關系，對農業(yè)保險影響城鄉(xiāng)收入差距作用機制的文章相對匱乏。本文試圖從農民收入和農業(yè)生產兩個角度去分析農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制，以期進一步豐富研究成果，促進農業(yè)保險更好地發(fā)展。

三、理論基礎

本文以柯布-道格拉斯生產（C-D）函數為基礎，分析農業(yè)保險對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用機制，即

其中，Q為產出，L為勞動力投入，K為資本投入，A、α、β為三個參數。

假設勞動力投入在短期內不會發(fā)生變化，對產出影響最大的主要是資本積累。借鑒胡宗義（2012）的方法，產出即收入，將農業(yè)保險發(fā)展水平視為一種直接融資的資本積累，并將其引入柯布-道德拉斯函數，將（1）式化為：

其中，Y表示農民收入，L代表勞動力投入，ID代表農業(yè)保險發(fā)展水平。農業(yè)保險發(fā)展水平越高，農戶的資本積累越多，在勞動力投入不變的情況下，會影響到Y（農民收入）。而本文主要探討農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響，借鑒楊小玲（2013）的指標設計，從收入這個角度來考察農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制。

同時，為了證實農業(yè)保險深化對城鄉(xiāng)收入差距（Thei）的影響效應，本文構建了如下收入分配模型：

其中Thei為泰爾系數，a為常數，Insurance Density為農業(yè)保險密度，Insurance Depth為農業(yè)保險深度，β、β分別為其系數，u為控制變量。

綜上所述，農業(yè)保險影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機制是“農業(yè)保險發(fā)展-農村資本積累-農民收入-城鄉(xiāng)收入差距”。

四、研究設計

（一）數據來源及預處理

本文中農業(yè)保險密度和保險深度均來自于2010—2019年《中國保險統(tǒng)計年鑒》和wind數據庫，其他相關數據均來自于2010—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》、中經網統(tǒng)計數據庫及wind數據庫，經計算后得到相關指標數據。由于西藏和新疆部分數據殘缺，為保證數據有效性予以剔除，選取2010—2019年31個省的面板數據，最后得到290個樣本。

（二）指標選取

1.因變量。城鄉(xiāng)收入差距（GAP）。以往文獻多采用農村居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民可支配收入兩個指標衡量，但由于我國經濟發(fā)展存在明顯的二元結構，泰爾指數能夠考慮到城鄉(xiāng)居民絕對收入和人口結構的變化（王少平，2008），因此，本文采用泰爾指數衡量收入分配的公平性。

2.自變量。農業(yè)保險發(fā)展水平（Insurance develop?ment）。主要用農業(yè)保險密度（Insurance Density）和農業(yè)保險深度（Insurance Depth）來衡量，農業(yè)保險密度為農業(yè)保險保費收入/農業(yè)從業(yè)人數，其值越高，表明該地區(qū)農業(yè)保險越發(fā)達；農業(yè)保險深度為農業(yè)保險保費收入/第一產業(yè)增加值，其值越高，表明該地區(qū)農業(yè)保險對農業(yè)生產的效用越大。

3.中介變量。農村居民人均可支配收入（Income）。考慮到物價指數的因素，本文借鑒石文香（2019）的方法，利用CPI指數（2010=100）對農村居民可支配收入進行平減，如若中介效應顯著，則農業(yè)保險通過間接影響農民收入，從而影響城鄉(xiāng)收入差距，反之沒有影響。

4.控制變量。本文還選取如下控制變量：（1）經濟發(fā)展水平（GDP）：采用人均GDP衡量不同省份的經濟發(fā)展水平。（2）政府支農力度（Gov）：用財政農林水事務支出/政府財政支出計算。（3）產業(yè)結構（Ind）：本文加入第一產業(yè)增加值占地區(qū)生產總值比重來衡量產業(yè)結構水平。（4）農村人力資本（Cap）：借鑒薄滂沱、邵全權（2015）的方法，采用第一產業(yè)產值比重/農業(yè)就業(yè)人口比重來衡量農村人力資本。（5）金融發(fā)展程度（Fin）：用金融機構存款余額/地區(qū)生產總值計算。（6）交通發(fā)達程度（Transpt）：采用公路里程數/總人口衡量交通發(fā)達程度。（7）城鎮(zhèn)化水平（Urb）：大量研究表明城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距有重要影響，但是沒有形成定論，本文將其加入控制變量中，采用城鎮(zhèn)化率進行測量。

變量的定義和計算方法見表1。

表1 變量定義及計算方法

（三）計量模型及估計方法

1.基準模型。為了估計農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文采用以下基準模型：

其中，GAP是城鄉(xiāng)收入差距這一被解釋變量，α和α分別是個體固定效應和時間效應，Insurance是關于農業(yè)保險的相關指標，包括農業(yè)保險密度（Insurannce Density）和農業(yè)保險深度（Insurance Depth），X是控制變量，主要包括：經濟發(fā)展水平（GDP）、政府支農力度（Gov）、產業(yè)結構（Ind）、農村人力資本（Cap.）、金融發(fā)展程度（Fin）、交通發(fā)達程度（Transpt）、城鎮(zhèn)化水平（Urb）。

2.估計方法。對于樣本中的省份而言，城鄉(xiāng)收入差距是被解釋變量，在固定效應與隨機效應的選擇上，本文對其做豪斯曼檢驗，結果顯示，在0.000的顯著性水平上拒絕了原假設，認為固定效應更為合理。因此，本文選擇固定效應估計農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

3.中介效應分析。為了驗證農業(yè)保險在影響城鄉(xiāng)收入差距過程中創(chuàng)造的中介效應，本文借鑒溫忠麟（2014）的方法，分別構建以下四個回歸方程：方程（5）用來回歸分析自變量對因變量的影響，方程（6）用來回歸自變量對中介變量的影響，方程（7）用來回歸分析自變量和中介變量對因變量的影響，方程（8）用來反映中介效應與總效應和直接效應之間的關系（Mac Kinnon，Warsi&Dwyer，1995）。

其中，Income為農民家庭人均可支配收入這一中介變量。具體的檢驗步驟為：第一步，檢驗方程（5）系數c的顯著性，如果顯著，則按中介效應立論，反之按遮掩效應立論；第二步，依次檢驗方程（6）系數a和方程（7）系數b，如果兩個都顯著，則間接效應顯著，轉到第四步，如果至少有一個不顯著，進行第三步；第三步，用Bootstrap法直接檢驗H：ab=0，如若顯著，則間接效應顯著，進行第四步，否則間接效應不顯著，停止分析；第四步，檢驗方程（7）的系數c′，如果不顯著，則只有中介效應，如果顯著，則直接效應顯著，進行第五步；第五步，比較ab與c′的符號，如果同號，則屬于部分中介效應，如果異號，則屬于遮掩效應。

五、實證結果分析

（一）各變量的描述性統(tǒng)計分析

利用SPSS對各變量進行描述性統(tǒng)計，結果如表2所示：隨著地區(qū)和年份的變化，各個變量實證數據的極小值與極大值的差異大小不一，因而各變量的標準差各異。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）共線性問題

為了檢驗各變量之間是否存在多重共線性問題，本文計算各變量的方差膨脹因子（VIF），結果顯示，各變量平均的方差膨脹因子為2.60，所有變量的方差膨脹因子最大為4.11，小于經驗值10。據此，本文認為各變量之間不存在明顯的共線性。

表3 各變量的方差膨脹因子

（三）城鄉(xiāng)收入差距的基準回歸

本文用wind數據庫2010—2019年的樣本數據，通過固定效應和隨機效應對城鄉(xiāng)收入差距進行回歸，表4報告了逐步回歸的結果，其中，第（1）列是只加入農業(yè)保險密度這一核心變量回歸的結果，第（2）列是加入控制變量后,對農業(yè)保險密度進行回歸的結果，第（3）列是只對農業(yè)保險深度這一代理變量回歸的結果，第（4）列是加入控制變量后，對農業(yè)保險深度進行回歸的結果，第（5）列是考慮上述所有核心變量和控制變量后的回歸結果。

表4 城鄉(xiāng)收入差距的基準回歸結果

從表4第（1）列和第（2）列可以看出農業(yè)保險密度這一核心解釋變量對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的抑制作用，即農業(yè)保險密度越大，對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用越顯著；第（3）列中，農業(yè)保險深度這一核心解釋變量單獨回歸后的符號顯著為負，但在加入控制變量后顯著為正，用逐步回歸法分析其原因，結果發(fā)現(xiàn)當去掉控制變量GDP、Ind、Urb后，這一核心解釋變量的符號又顯著為正，這可能是因為農業(yè)保險深度包含GDP、Ind、Urb這三個控制變量。但當該變量與Density回歸時，又顯著為正，說明該變量不太穩(wěn)健，因此刪除該變量。從控制變量上來看，產業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)正向關系，政府支農力度、交通發(fā)達程度和城鎮(zhèn)化率都和城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負相關。

通過實證結果，得出以下結論：

第一，農業(yè)保險能夠顯著抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大，這與譚毅等（2013）的結論一致，同時實證結果與假設1相符合。由第（1）列的回歸結果不難看出，農業(yè)保險密度與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關，相關系數為-4.789，即農業(yè)保險具有促進縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用；在第（2）列中加入人均GDP、產業(yè)結構、政府支農力度、農村人力資本、金融發(fā)展程度、交通發(fā)達程度、城鎮(zhèn)化率等控制變量后，農業(yè)保險密度與城鄉(xiāng)收入差距仍然顯著負相關，且相關系數為-1.379，即農業(yè)保險密度每上升11個單位，城鄉(xiāng)收入差距下降1.379個單位。

第二，農業(yè)保險縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用受不同因素的抑制：一方面，當加入控制變量后農業(yè)保險對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著減小，可能是控制變量對其作用進行了抑制；另一方面，從控制變量上來看，首先，產業(yè)結構顯著擴大了城鄉(xiāng)收入差距，即第一產業(yè)所占比重越大，城鄉(xiāng)收入差距越大，這與我們的預期一致，因為第一產業(yè)的附加值相對于其他產業(yè)較低，所得利潤較少；其次，政府支農力度、交通發(fā)達程度與城鎮(zhèn)化水平都與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關，政府對農業(yè)的補貼越大，農民生產資金越多，規(guī)模越大，進而城鄉(xiāng)收入差距越?。唤煌ㄔ桨l(fā)達的地區(qū)，農產品運輸成本越低，相同的盈利水平下成本越少，收入越高，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距；城鎮(zhèn)化水平越高，從事農業(yè)生產的人越少，城鄉(xiāng)收入差距越小。

第三，我國農業(yè)保險發(fā)展在空間上呈現(xiàn)顯著的區(qū)域特征，不同地區(qū)的農業(yè)保險發(fā)展程度不同。為了探究農業(yè)保險發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同地區(qū)是否成立，本文將全國分為中東部、西部兩個區(qū)域，研究農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距影響的異質性。

對兩大區(qū)域樣本進行Hausman檢驗，根據P值判斷，中東部地區(qū)和西部地區(qū)各變量均拒絕原假設，因此確定應建立隨機效應模型，具體結果如表5所示。從兩大經濟區(qū)的實證結果來看，中東部地區(qū)和西部地區(qū)農業(yè)保險的發(fā)展均對城鄉(xiāng)收入差距具有抑制作用，這與基準回歸的結果一致，進一步驗證了假設1。且西部地區(qū)農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用明顯大于中東部地區(qū)，西部地區(qū)每1單位農業(yè)保險密度的提高，將帶來3.085個單位的城鄉(xiāng)收入差距縮小。這可能是因為西部地區(qū)長期經濟發(fā)展水平相對落后，農業(yè)保險發(fā)展水平較低，金融資源相對于中東部地區(qū)較為缺乏，農業(yè)保險的發(fā)展能夠在一定程度上弱化金融排斥，從而進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。而中東部地區(qū)農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距抑制作用相對較小，主要有以下兩個原因：一是中東部地區(qū)經濟發(fā)展水平相對較高，城鄉(xiāng)收入差距相對于全國來說并非十分嚴峻；二是由于農村區(qū)位的影響，中東部地區(qū)的農村較為容易獲得城市的正外部性，農業(yè)保險對農業(yè)發(fā)展的促進作用并沒有西部地區(qū)大，因此農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用較小。

表5 農業(yè)保險的異質性分析

（四）農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制分析

通過上文分析，我們發(fā)現(xiàn)農業(yè)保險能夠在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距，農業(yè)保險通過何種作用機制縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？基于此，我們從收入增長這個角度分析農業(yè)保險縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用機制。首先，對數據進行1%的縮尾處理，剔除極端值的影響，其次，進行中介效應分析。表6列示了農民人均收入與城鄉(xiāng)收入差距的中介效應分析結果。在基準回歸的基礎上，通過加入農村人均可支配收入，反映農民收入的中介效應。表6的分析結果表明，農業(yè)保險對農民收入的影響不太顯著（a=-0.0006，P＞0.1），農民收入對城鄉(xiāng)收入差距的影響較為顯著（b=-356.115，P＜0.01），a和b中有一個系數不顯著，于是進行Bootstrap檢驗，檢驗結果如表7所示，置信區(qū)間不包括0，說明間接效應顯著，系數c′為-1.313（P＜0.01），說明直接效應顯著，可能存在其他中介，而ab與c′同為負號，說明農民收入對城鄉(xiāng)收入差距有部分中介效應，且其影響程度為16.27%。

表6 農業(yè)保險影響城鄉(xiāng)收入差距的內在機制

表7 Bootstrap檢驗

實證結果顯示，農業(yè)保險通過間接增加農民收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距，這與假設2相符合。究其原因，主要有以下兩個方面，第一，在保險事故發(fā)生之前，投保人購買農業(yè)保險有利于進行風險管理。一般情況下，保險代理人在簽訂保險合同之后，會采取一定的防災減損措施來減少損失，從而降低保險事故發(fā)生后投保人的損失成本；除此之外，投保人購買農業(yè)保險之后，積極性會進一步提高（周穩(wěn)海，2014）。未購買農業(yè)保險之前，投保人可能會因為損失成本太高只從事多樣化經營，用于分散風險，而購買農業(yè)保險之后，投保人對損失的心理預期減小，進一步激發(fā)積極性，間接增加農業(yè)產出；第二，在保險事故發(fā)生之后，投保人能夠獲得農業(yè)保險賠款，進而減少農業(yè)損失，間接增加農民收入。而農業(yè)保險對城鎮(zhèn)居民收入并沒有顯著的影響（譚毅，2013），在顯著增加農民收入的條件下，縮小了相對城鄉(xiāng)收入差距。

六、內生性及穩(wěn)健性檢驗

（一）內生性檢驗

本文研究的是農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響，農業(yè)保險相對于城鄉(xiāng)收入差距是一個相對外生的變量，但仍然可能存在一定的內生性問題。模型的內生性主要來自于遺漏變量、雙向因果和選擇性偏差等問題。對于遺漏變量問題，本文在回歸中加入了各層面的可能對城鄉(xiāng)收入差距產生影響的重要控制變量，如經濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、政府支農力度等變量，對于雙向因果和選擇性偏差問題，本文采用工具變量被解釋變量滯后一期作為工具變量，解決內生性問題。

在現(xiàn)實中，尋找農業(yè)保險密度的工具變量較難，因此，本文參照孫楚仁（2015）的方法，使用滯后一期的解釋變量作為工具變量進行內生性檢驗，這是由于：一方面，滯后一期的農業(yè)保險密度與當期指標具有高度相關性，另一方面，滯后一期指標影響城鄉(xiāng)收入差距的作用途徑是通過當期農業(yè)保險發(fā)展水平指標，與當期的城鄉(xiāng)收入差距之間沒有內生性問題。因此，滯后一期指標滿足相關性與排他性，是一個較為合理的工具變量。

輸出結果如表8所示，第（1）列是使用農業(yè)保險密度的滯后一作為工具變量的估計結果。對比工具變量與基準回歸的結果可以發(fā)現(xiàn)，其估計量與顯著性基本一致，因此，本文從加入協(xié)變量的角度，較好地控制了由于遺漏變量偏誤產生的內生性問題。

表8 IV估計下農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響

（二）穩(wěn)健性檢驗

考慮到農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在地區(qū)異質性，本文從全樣本維度來檢驗回歸結果的穩(wěn)健性：即分別刪除農業(yè)保險密度和農業(yè)保險深度最大和最小的省份，進行全樣本回歸，結果如表9所示。

表9 全樣本穩(wěn)健性估計

從全樣本穩(wěn)健性檢驗的回歸結果來看，農業(yè)保險密度對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負向影響，農業(yè)保險深度依然不太穩(wěn)健。與基準回歸相比，回歸結果具有一定的穩(wěn)健性。

七、結論及啟示

在鄉(xiāng)村振興背景下，縮小城鄉(xiāng)收入差距越來越受到關注。區(qū)別于既有的研究文獻，本文從普惠金融中的農業(yè)保險出發(fā)，研究了農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其作用機制。本文研究的主要結論如下：

1.無論是基準回歸還是全樣本穩(wěn)健性檢驗，實證結果均表明農業(yè)保險能夠抑制城鄉(xiāng)收入差距的發(fā)展，且農業(yè)保險對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用明顯大于中東部地區(qū)。究其原因，可能有以下兩個方面：第一，經濟發(fā)展水平和地區(qū)金融資源的差異。首先，中東部地區(qū)經濟發(fā)展水平較高，相對于西部來說，城鄉(xiāng)收入差距較?。黄浯?，西部地區(qū)農民金融意識較差，對金融資源的可獲得性相對中東部來說較小，因此，農業(yè)保險對西部地區(qū)農民的影響更大。第二，農村區(qū)位的差異。中東部地區(qū)的農村由于更加靠近城市，更容易獲得城市的正外部性，農村發(fā)展的渠道和方式更加豐富，而西部地區(qū)的農村由于區(qū)位因素獲得城市正外部性的機會更小，發(fā)展農業(yè)保險對其的影響更大。因此，今后政府要進一步加強對政策性農業(yè)保險的扶持力度，特別是西部地區(qū)，為農業(yè)保險的發(fā)展創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，使農業(yè)保險更好地發(fā)揮其作用。農業(yè)保險作為一種具有外部性的準公共物品，僅僅依賴于市場效率并不高，其發(fā)展需要政府的參與。政府需要進一步加大對農業(yè)保險的補貼力度，提高政府補貼效率，盡可能地普及農業(yè)保險，以更好地發(fā)揮農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的調節(jié)作用；與此同時，還要不斷完善農業(yè)保險及其相關產品，進一步推廣“保險+期貨”的試點，增強農戶的抗風險能力，促進鄉(xiāng)村振興。

2.農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用受到產業(yè)機構、政府支農力度、交通發(fā)達程度和城鎮(zhèn)化率的影響，并且這些因素減少并分散了農業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用，其中，產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距具有促進作用，政府支農力度、交通發(fā)達程度和城鎮(zhèn)化率對城鄉(xiāng)收入差距具有抑制作用。因此，政府要加強對農村地區(qū)的基礎設施建設，例如：開通高鐵、高速公路，做到“村村通”。同時，也要不斷完善戶籍制度，減少農民市民化的屏障，提倡農民多渠道增收。

3.農業(yè)保險通過農民收入的部分中介效應來縮小城鄉(xiāng)收入差距。在作用機制上，首先，農業(yè)保險通過有效發(fā)揮其災前轉移風險、災后風險補償的作用，幫助農戶減少農業(yè)風險損失，從而保障農業(yè)生產順利進行；其次，購買農業(yè)保險在災前會促進農戶的積極性，保險公司也會采取防災減損措施進行風險管理，災后對農戶的損失進行賠償，通過災前降低風險成本，災后獲得補償來間接提高農民的收入，而農業(yè)保險對城鎮(zhèn)居民收入的影響并不顯著，農業(yè)保險通過增收這一間接影響，抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大。因此，相關部門要穩(wěn)定農產品價格機制，防止農業(yè)產量增加而導致“谷賤傷農”，同時，要加強對農民的教育投入，提高農民的生計資本，這樣才能從根本上促進農民增收，進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。