農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)戶人均純收入
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

阮貴林，孟衛(wèi)東

(重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院，重慶 400044)

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農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)戶人均純收入
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

阮貴林，孟衛(wèi)東

(重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院，重慶 400044)

本文基于2001—2013年31個省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建面板向量自回歸(PVAR)模型，利用脈沖響應(yīng)和方差分解，實證考察了農(nóng)戶人均純收入、農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款三者之間的相互關(guān)系。研究結(jié)果表明：各區(qū)域僅西部農(nóng)業(yè)保險沒能表現(xiàn)出對農(nóng)戶人均純收入的正向促進作用；各區(qū)域農(nóng)業(yè)貸款都表現(xiàn)出對農(nóng)戶人均純收入的正向促進作用，但存在1-2年的滯后期；各區(qū)域農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的促進作用均大于農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的促進作用；農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款之間的相互影響具有區(qū)域性差異。

農(nóng)業(yè)保險；農(nóng)業(yè)貸款；農(nóng)戶人均純收入；面板VAR

一、引 言

從2004年到2015年，中共中央連續(xù)十二年發(fā)布“一號文件”，鎖定“三農(nóng)問題”，其中更是多次提到關(guān)于促進農(nóng)民增加收入和完善農(nóng)村金融服務(wù)體系的問題。農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展對我國整體經(jīng)濟水平的提高有著至關(guān)重要的作用，農(nóng)民能否增收致富更是全面實現(xiàn)小康社會的關(guān)鍵。隨著農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，農(nóng)村金融在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟中起著舉足輕重的作用，強化農(nóng)村金融服務(wù)，完善農(nóng)村金融體系對促進農(nóng)民收入的增加有很大幫助。農(nóng)業(yè)具有天然的弱質(zhì)性，再加之我國自然災害較多，仍屬于高風險行業(yè)，農(nóng)業(yè)保險能夠有效分散風險，降低自然災害風險對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，離不開資金的支持，資金短缺、融資渠道匱乏，是農(nóng)戶擴大生產(chǎn)規(guī)模、引進現(xiàn)代化機械設(shè)備的重大障礙，使農(nóng)戶難以改變傳統(tǒng)作業(yè)模式，向高效農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變。農(nóng)業(yè)貸款能夠解決農(nóng)戶資金短缺問題，幫助農(nóng)戶擴大生產(chǎn)規(guī)模和改變作業(yè)方式，提高生產(chǎn)效率。我國農(nóng)業(yè)保險發(fā)展較為緩慢，發(fā)展過程更是跌宕起伏。自2007年開始，中央政府在吉林、內(nèi)蒙古、新疆、江蘇、四川、湖南六個省區(qū)開展了農(nóng)業(yè)保費補貼試點，我國農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展進入到了一個新的階段。農(nóng)業(yè)保險保費收入從2009年的13283.29(百萬元)到目前的30462.23(百萬元)，漲幅達到了129.33%。我國農(nóng)業(yè)貸款雖然發(fā)展較早，但由于各種因素的限制，對農(nóng)業(yè)貸款的需求并不強烈。自2005年人民銀行在山西、四川、貴州、陜西、內(nèi)蒙古五個省區(qū)設(shè)立七個小額貸款公司進行試點，并確立了多戶聯(lián)保、按期存款、分期還款的措施，使得農(nóng)村小額信貸迅猛發(fā)展。涉農(nóng)貸款規(guī)模從2009年的90756.78(億元)增加到2013年的206143.11(億元)，漲幅達到了127.15%。農(nóng)村居民人均純收入在政府各種支農(nóng)、惠農(nóng)政策的支持下，也有了大幅提高。農(nóng)村居民人均純收入從2009年的5153.7(元)到2013年的8895.5(元)，漲幅達到了72.6%。作為兩項重要的農(nóng)村金融工具,農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)村居民人均純收入三者之間有何聯(lián)系？農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款的迅猛發(fā)展，是否促進了農(nóng)戶收入的提高，反過來農(nóng)戶收入的提高對農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款又有何影響？農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款是否存在相互促進、協(xié)同發(fā)展？本文試圖回答上述問題。

二、文獻回顧

(一)關(guān)于農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款之間關(guān)系的研究

Pomareda[1]對巴拿馬的農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)信貸、信貸抵押物之間的關(guān)系進行研究后發(fā)現(xiàn)：小規(guī)模農(nóng)戶由于抵押物不足，很難在信貸市場上取得貸款；農(nóng)業(yè)保險保單在一定程度上作為農(nóng)業(yè)信貸的抵押物之后降低了農(nóng)戶違約風險，同時提高了信貸機構(gòu)的預期收益；有農(nóng)業(yè)保險作為抵押之后，信貸機構(gòu)的經(jīng)營效率和凈收入更高。Mosley & Krishinamurthy[2]通過對印度綜合性農(nóng)業(yè)保險計劃研究發(fā)現(xiàn)，該計劃并沒有實現(xiàn)預期改善農(nóng)業(yè)貸款償還效果的政策目標。王向楠[3]運用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM估計方法進行實證研究得出，我國農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款只是促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加，但農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響并未發(fā)揮出協(xié)同作用。方首軍、黃澤穎等[4]通過實證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款二者相關(guān)程度表現(xiàn)為由弱到強，其中1995年到2003年，兩者的相關(guān)系數(shù)為0.42，2004年到2009年兩者的相關(guān)系數(shù)上升到0.96，且不存在長期的均衡關(guān)系；同時還通過Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保費收入和農(nóng)業(yè)貸款均不構(gòu)成對方的Granger原因。范文敬[5]認為保險公司通過與信貸機構(gòu)的合作，不僅可以獲得關(guān)于農(nóng)戶的諸多信息防止道德風險和逆向選擇，還可以降低經(jīng)營成本，提高利潤水平，進而提高保險公司開展農(nóng)業(yè)保險的積極性；農(nóng)業(yè)信貸能夠促進傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代高效益規(guī)模農(nóng)業(yè)發(fā)展，為農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展營造了較好的外部環(huán)境。安冬、張元波、陳思齊[6]認為完善的農(nóng)業(yè)保險模式+保險體系，有助于緩解我國農(nóng)業(yè)信貸市場困境。祝國平、劉吉舫[7]通過2001-2009年全國227個地級市的面板數(shù)據(jù)進行了實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款之間相關(guān)關(guān)系微弱，且存在一定程度的負向關(guān)聯(lián)，表明農(nóng)業(yè)保險沒有有效化解農(nóng)業(yè)貸款的違約風險。葉明華、衛(wèi)玥[8]通過建立農(nóng)業(yè)貸款波動和農(nóng)業(yè)保險波動間的VAR模型研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)貸款波動與農(nóng)業(yè)保險保費收入波動互為因果關(guān)系，且農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)業(yè)貸款在短期內(nèi)實現(xiàn)了協(xié)同發(fā)展，但互動程度不足，需要進一步提升。

(二)關(guān)于農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)戶收入之間關(guān)系的研究

Binswanger[9]通過印度農(nóng)戶的數(shù)據(jù)分析顯示，正式借貸提高了農(nóng)戶的勞動生產(chǎn)率和收入水平。Pitt[10]通過考察孟加拉正式借貸項目發(fā)現(xiàn)，正式借貸對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有較大影響。朱喜[11]通過對我國3000農(nóng)戶的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，采用(IVQR)回歸法，實證得出，借貸在總體上促進了農(nóng)戶經(jīng)營收入的增加，但對不同收入層次的農(nóng)戶有不同的影響，對最貧困和最富有的農(nóng)戶收入促進作用不顯著，對中低收入層次的農(nóng)戶收入促進作用較為顯著。楊春玲，周肖肖[12]基于1985—2007年數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗和誤差修正模型得出，農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入有顯著的正向促進作用，而農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶收入的促進作用并不明顯。童馨樂[13]通過多元回歸發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶借貸行為對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)業(yè)收入、總收入均有正向促進作用，且通過正規(guī)渠道獲得貸款時，對總收入的影響更大。戎愛萍[14]通過協(xié)整檢驗和VAR模型考察了貸款對農(nóng)戶收入的影響，結(jié)果表明生產(chǎn)性貸款對收入的促進作用是生活性貸款的3倍，但對農(nóng)戶收入的影響仍有限。張建軍、許承明[15]基于江蘇、湖北兩地的調(diào)研數(shù)據(jù)，運用平均處理效應(yīng)下的Match模型進行實證研究表明，保險與信貸互聯(lián)能有效改善農(nóng)業(yè)信貸配給，顯著提高農(nóng)戶收入。鄧鍇[16]考察了農(nóng)戶收入質(zhì)量對農(nóng)戶貸款行為的影響，農(nóng)戶收入的充足性、穩(wěn)定性、結(jié)構(gòu)性、成本性、知識性，會對農(nóng)戶貸款需求、用途、還款期限產(chǎn)生影響。

(三)關(guān)于農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)業(yè)收入之間關(guān)系的研究

Hart和Babcock[17]分析了美國愛荷華州農(nóng)業(yè)保險帶來的影響，農(nóng)戶可以獲得農(nóng)業(yè)保險賠付帶來的的直接收益。Goodwin[18]測算了1988-1999年，農(nóng)業(yè)保險賠付比例為1.88，即農(nóng)戶只要付出1美元，就能得到1.88美元的賠付。梁平、梁彭勇[19](2008)分析了1986—2005年我國農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的影響，認為農(nóng)業(yè)保險是影響農(nóng)民收入增長的格蘭杰原因。孫朋、陳盛偉[20]運用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗實證考察了山東省1983—2008年農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)戶收入之間的關(guān)系，表明二者存在長期均衡關(guān)系，農(nóng)業(yè)保險能促進農(nóng)戶收入的增加，農(nóng)業(yè)保險的技術(shù)難題和市場主體參與度低，降低了對農(nóng)戶收入的促進作用。 柴智慧[21]采用匹配-倍差模型對內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)保險實證得出，農(nóng)業(yè)保險未在內(nèi)蒙古地區(qū)發(fā)揮出收入保障功能。周穩(wěn)海、趙桂玲、尹成遠[22]通過實證分析得出，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶收入有顯著的正向促進作用，保障了農(nóng)戶的償還能力，降低了違約風險，有助于農(nóng)業(yè)貸款的發(fā)展。祝仲坤、陶建平[23]運用2007-2012年省級面板數(shù)據(jù)實證得出，農(nóng)業(yè)保險沒能承擔起促進農(nóng)戶收入增長的重任，反而具有一定的負效應(yīng)，農(nóng)業(yè)保險保費補貼促進了農(nóng)戶收入的增長。以上研究對于本文考察農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)戶人均純收入三者之間的關(guān)系提供了很大幫助，但以往學者較少采用面板向量自回歸(PVAR)模型來考察三者之間的關(guān)系，本文通過我國2001—2013年31個省際面板數(shù)據(jù)，將區(qū)域劃分為全國地區(qū)、東中西部地區(qū)①① 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省市；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8??；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、新疆、內(nèi)蒙古、廣西、西藏12個省市。，運用PVAR模型來考察農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)戶人均純收入三者之間的相互關(guān)系。

三、變量選取與模型設(shè)立

(一)變量選取

農(nóng)業(yè)保險(ai),單位(百萬元)，采用《中國保險年鑒》中各省農(nóng)業(yè)保險保費收入數(shù)據(jù)，農(nóng)業(yè)貸款(al)，單位(億元)，2001-2008年數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，由于2009年之后統(tǒng)計口徑的變化，不再單獨統(tǒng)計農(nóng)業(yè)貸款規(guī)模，故選取中國人民銀行發(fā)布的《農(nóng)村金融服務(wù)報告》中涉農(nóng)貸款數(shù)據(jù)，農(nóng)戶收入衡量標準采用各省農(nóng)村居民人均純收入(pni)，單位(元)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。表1為各變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

(二)模型設(shè)定

本文建立如下模型

Zi,t表示一個包含三個變量的列向量pni ai al}T,i代表省份，t代表年份，p表示模型滯后階數(shù)，B0表示截距項向量，Bj表示滯后變量的參數(shù)向量，fi是地區(qū)效應(yīng)列向量，Zi,t-p表示固定效應(yīng)形式反應(yīng)的截面?zhèn)€體差異性，et為時間效應(yīng)列向量，εi,t表示時間變化對截面?zhèn)€體的影響，為干擾項。

根據(jù)AIC、BIC、HQIC判定準則，對全國地區(qū)和中部地區(qū)設(shè)置最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，東部和西部地區(qū)設(shè)置最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。在進行廣義矩估計之前應(yīng)先去除固定效應(yīng)，在時間截面采用“均值差分法”去除時點效應(yīng)et，接著利用“向前均值差分法”(Helmert)過程去除個體固定效應(yīng)fi，得到h_pni，h_ai和h_al序列。隨后采用GMM方法對參數(shù)進行估計。參數(shù)估計結(jié)果見表2，該過程均采用STATA12.0實現(xiàn)。

表2 GMM估計結(jié)果

從表2可以看出，全國地區(qū)和中部地區(qū)滯后一期的pni，滯后一期、二期的al對當期pni的影響在1%水平下顯著，且都與當期pni存在正向關(guān)系；東部地區(qū)和西部地區(qū)滯后一期pni、滯后一期al對當期pni的影響在1%水平下顯著，且都與當期pni存在正向關(guān)系。這跟現(xiàn)實情況比較吻合，農(nóng)業(yè)貸款并不是在當期就能發(fā)揮出對農(nóng)戶人均收入的促進作用，而是要經(jīng)過一段時間的過渡期。

從表3可以看出，全國地區(qū)滯后一期的pni對ai的影響在1%水平下顯著，且與當期ai存在正向關(guān)系；東部地區(qū)滯后一期的pni、滯后一期ai對當期ai的影響分別在1%、5%水平下顯著，滯后一期pni與當期ai存在正向關(guān)系，而滯后一期ai與當期ai存在反向關(guān)系；中部地區(qū)滯后一期pni、滯后二期ai對當期ai的影響都在1%水平下顯著，滯后一期pni與當期ai存在正向關(guān)系，而滯后二期ai與當期ai存在反向關(guān)系；西部地區(qū)滯后一期pni、滯后一期al對當期ai的影響分別在1%、10%水平下顯著，滯后一期pni與當期ai存在正向關(guān)系，而滯后一期al與當期ai存在反向關(guān)系。以上分析跟現(xiàn)實比較吻合，若農(nóng)戶收入較高，即表明有更多資金可用于購買農(nóng)業(yè)保險。

表3 GMM估計結(jié)果

表4 GMM估計結(jié)果

從表4可以看出，全國地區(qū)滯后一期ai、滯后二期al，滯后二期pni、滯后二期ai對當期al的影響均在1%水平下顯著，且都與當期al存在正向關(guān)系；東部地區(qū)滯后一期ai對當期al的影響在10%水平下顯著，且與當期al存在一定正向關(guān)系；中部地區(qū)滯后一期ai、滯后二期ai對當期al的影響在1%水平下顯著，且與當期al存在正向關(guān)系；西部地區(qū)滯后一期al對當期al的影響在10%水平下顯著，且與當期al存在正向關(guān)系。由于農(nóng)業(yè)貸款通常是在之后的幾年才需要償還，而且滯后期的農(nóng)業(yè)保險能夠保障農(nóng)戶的償還能力，因此，農(nóng)戶將會加大當期的農(nóng)業(yè)貸款額度。

四、脈沖響應(yīng)分析

脈沖效應(yīng)函數(shù)能夠直觀的表現(xiàn)出各變量間相互作用的動態(tài)反應(yīng)過程，尤其是在其他因素不變的情況下，一個因素沖擊對另一個因素的動態(tài)影響。圖1-4橫軸表示沖擊反映的滯后期數(shù)(單位年)，縱軸表示脈沖效應(yīng)的響應(yīng)程度，中間曲線表示脈沖效應(yīng)函數(shù)，兩側(cè)曲線表示95%的置信區(qū)間，函數(shù)圖均為蒙特卡洛模擬500次得到。

(一)全國地區(qū)

圖1表示全國地區(qū)脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：0-1期，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的影響為負，1-3期對農(nóng)戶人均收入的影響為正，且逐漸增大，在第3期達到最大，隨后開始下降，在第6期收斂于0。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的影響為正，0-2期逐漸增大，到第2期達到最大，隨后開始下降。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期逐漸增大，在1期達到最大，2-3期開始下降，3期之后出現(xiàn)了一定的負向作用，隨后開始上升，在第6期收斂于0。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期為負影響，2-3期為正影響，且逐漸增大，在第3期達到最大，之后開始下降，在第6期收斂于0。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)貸款的沖擊：0-1期對農(nóng)業(yè)貸款的影響為負，且逐漸減小，2-3期影響為正，且逐漸增大，在第3期達到最大，之后開始下降，收斂于0。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)貸款的沖擊：在一開始對農(nóng)業(yè)貸款的影響為負，且逐漸減小，隨后開始上升，在第1期達到最大，之后開始下降，2-4期的影響為負，5-6期為正，在第6期收斂于0。

(二)東部地區(qū)

圖2表示東部地區(qū)脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：0-1期，對農(nóng)戶人均純收入為負向影響，2-4期為正向影響，之后在5-6期收斂于0。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：0-1期，影響逐漸增大，在第1期達到最大。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期逐漸上升，在1期達到最大，隨后開始下降趨于穩(wěn)定。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期的影響為負，且逐漸增大，1-2期影響為正，且在2期達到最大，之后開始下降。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)貸款的影響，0-1期影響為負，且逐漸減小，1-2期影響為正，在2期達到最大，3-5期逐漸下降，并在第6期收斂于0。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)貸款的沖擊：0-1期影響逐漸增大，且在1期達到最大，之后開始下降，2-4期影響為負，之后收斂于0。

圖1 全國地區(qū)

圖2 東部地區(qū)

(三)中部地區(qū)

圖3是中部地區(qū)脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果。從圖3中可以看出，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：0-1期對農(nóng)戶人均純收入的影響為負，2-3期為正，且在第3期達到最大，之后開始下降，在第6期收斂于0。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：0-1期對農(nóng)戶人均純收入的影響快速上升，2-3期上升速度相對較慢，在第3期達到最大，4-6期開始下降。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期對農(nóng)業(yè)保險的影響為正，且緩慢上升，在1期達到最大，之后開始下降，2-4期對農(nóng)業(yè)保險的影響為負，5-6期為正，在第6期收斂于0。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期對農(nóng)業(yè)保險的影響為負，2-3期的影響為正，且逐漸上升，在3期達到最大，之后開始下降，收斂于0。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)貸款的沖擊：0-1期的影響為負，且逐漸減小，2-3期影響為正，4-5期為負，最后收斂于0。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)貸款的沖擊：一開始為負影響，之后迅速上升，在1期達到最大，2-3期開始下降，4-5期為負影響，在第6期收斂于0。

圖3 中部地區(qū)

(四)西部地區(qū)

圖4表示西部地區(qū)脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：0-3期影響為負，且在1期達到最大，之后收斂于0，即農(nóng)業(yè)保險沒能表現(xiàn)出對農(nóng)戶人均純收入的正向促進作用。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的沖擊：0-1期逐漸增大，在1期達到最大，之后開始逐漸下降。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期之間增大，在1期達到最大，之后開始下降，在第6期收斂于0。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)保險的沖擊：0-1期影響為負，2-4期影響為正，且逐漸上升，最后在第6期收斂于0。農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)貸款的沖擊：0-1期影響為負，2-4期影響為正，最后逐漸收斂于0。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)貸款的沖擊：0-1期為正，之后逐漸減小，收斂于0。

綜上所述

1.農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的影響：

全國地區(qū)、東部地區(qū)和中部地區(qū)，農(nóng)業(yè)保險在開始階段對農(nóng)戶人均純收入具有負向促進作用，從長期來看，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入具有正向促進作用，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險則沒有表現(xiàn)出對農(nóng)戶人均純收入的正向促進作用；全國地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)業(yè)貸款都表現(xiàn)出對農(nóng)戶人均純收入的正向促進作用，在開始階段對農(nóng)戶人均純收入的促進作用較小，經(jīng)過一段時間之后對農(nóng)戶人均純收入的正向促進作用才達到最大。

2.農(nóng)戶人均純收入、農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)保險的影響：

全國地區(qū)、中部地區(qū)，農(nóng)戶人均純收入在開始階段對農(nóng)業(yè)保險具有正向促進作用，之后表現(xiàn)出負向促進作用，隨后又表現(xiàn)出正向促進作用，東部地區(qū)和西部地區(qū)則一直表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)保險的正向促進作用；全國地區(qū)、東部地區(qū)、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)貸款在開始階段表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)保險的負向促進作用，之后表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)保險的正向促進作用，中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)貸款在開始階段也表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)保險的負向作用，之后表現(xiàn)出正向促進作用，隨后又表現(xiàn)出負向促進作用。

圖4 西部地區(qū)

3.農(nóng)戶人均純收入、農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)貸款的影響：

全國地區(qū)、東部地區(qū)、西部地區(qū)，農(nóng)戶人均純收入在開始階段均表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)貸款的負向促進作用，之后表現(xiàn)出正向促進作用，中部地區(qū)農(nóng)戶人均純收入在開始階段也表現(xiàn)對農(nóng)業(yè)貸款的負向促進作用，之后表現(xiàn)出正向促進作用，隨后又表現(xiàn)出負向促進作用，最后又表現(xiàn)出正向促進作用；全國地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)，農(nóng)業(yè)保險在開始階段表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)貸款的負向促進作用，之后表現(xiàn)出正向促進作用，隨后又表現(xiàn)出負向促進作用，最后又表現(xiàn)出正向促進作用，西部地區(qū)則在開始階段表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)貸款的正向促進作用，之后表現(xiàn)出負向促進作用。

五、方差分解分析

經(jīng)過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之后，我們接著用方差分解分析來考察各變量變動的主要貢獻因素。從對農(nóng)戶人均純收入1單位波動的貢獻程度來看，全國地區(qū)、東、中、西部各地區(qū)農(nóng)戶人均純收入波動主要受到自身沖擊和農(nóng)業(yè)貸款沖擊的影響。對全國地區(qū)來說農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的解釋力度維持在5.7%，東、中、西部地區(qū)則分別維持在1.5%、15.6%、1.2%；從農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的影響來看，全國地區(qū)農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的解釋力度維持在44%，東、中、西部地區(qū)則分別維持在13.5%、45.2%、35.2。從農(nóng)戶人均純收入自身的影響來看，全國地區(qū)維持在50.3%，東、中、西部則分別維持在85%、39.2%、63.6%。從對農(nóng)業(yè)保險1單位波動的貢獻程度來看，全國地區(qū)、東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險自身沖擊對其本身的解釋力度分別維持在66.3%、19.3%、79.3%、66.2%；全國、東、中、西部地區(qū)，農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)保險的解釋力度分別維持在21.4%、68.2%、15.3%、23.8%。全國、東、中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)保險的解釋力度分別維持在12.3%、12.5%、5.4%、10%。從對農(nóng)業(yè)貸款1單位波動的貢獻程度來看，全國、東、中、西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)貸款本身對其自身的解釋力度分別維持在77%、68.4%、57.7%、78.3%；農(nóng)戶人均純收入對農(nóng)業(yè)貸款的解釋力度分解維持在8.5%、20.6%、20.9%、20.1%；農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)貸款的解釋力度分別維持在14.5%、11%、21.4%、1.6%。

表5 方差分解分析

六、結(jié)論與政策含義

本文采用PVAR模型，通過GMM估計、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析考察農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)戶人均純收入三者之間的相互關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)保險在當期與農(nóng)戶人均純收入負相關(guān)，農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)業(yè)保險都能促進農(nóng)戶人均純收入的提高，但存在1-2年的滯后期。農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶人均純收入的促進作用大于農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入的促進作用，農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶人均純收入波動的貢獻率分別為44%、5.7%；農(nóng)戶人均純收入的提高和農(nóng)業(yè)貸款的增加都能促進農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展；農(nóng)戶人均純收入的提高和農(nóng)業(yè)保險的增加短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)貸款有一定的負向促進作用，但從長期來看，能有效促進農(nóng)業(yè)貸款的增加。通過研究結(jié)論，我們提出一下政策建議：首先，建立健全農(nóng)村金融服務(wù)體系，完善農(nóng)村擔保體系、信用體系；其次，建立多元化、多層次、相互補充、競爭合作的農(nóng)村金融機構(gòu)；最后，提高財政支農(nóng)支出，加大農(nóng)業(yè)貸款利息、農(nóng)業(yè)保險保費補貼力度。

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責任編輯、校對：郭燕慶

2016-01-16

阮貴林(1989-),土家族,重慶市人,重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院,碩士研究生,研究方向:區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。孟衛(wèi)東(1964-),重慶市人,重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院,教授,博士生導師,研究方向:戰(zhàn)略管理、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

A

1002-2848-2016(05)-0069-09