農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距的影響機制與實證分析

陳俊聰，程金鵝

(南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，江蘇南京 210095)

國內(nèi)外關(guān)于農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)戶收入水平之間關(guān)系的研究結(jié)論主要包括2種不同的觀點：一種觀點認為，農(nóng)業(yè)保險能夠平滑農(nóng)戶的收入曲線，降低收入波動，有助于實現(xiàn)農(nóng)戶自身效用最大化。農(nóng)業(yè)保險通過保費和保險賠款影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入的概率分布，農(nóng)民購買農(nóng)業(yè)保險須要支付保險費，會減少農(nóng)戶可獲得的最大收入，同時保險賠款也減少了農(nóng)戶低收入的可能性，所以農(nóng)業(yè)保險實際上起到了穩(wěn)定農(nóng)民收入的作用[1]。農(nóng)業(yè)保險通過分散農(nóng)戶生產(chǎn)風險，有助于加快農(nóng)業(yè)新技術(shù)應用，推動農(nóng)村經(jīng)濟增長[2]。聶榮等指出，如果農(nóng)業(yè)保險這個屏障沒有建立，農(nóng)民脫貧就沒有保障，脫貧后返貧的可能性也會大大增加[3]。周穩(wěn)海等基于2008—2012年中國省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建系統(tǒng)GMM模型研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險總效應對農(nóng)民收入具有顯著的正向促進作用[4]。另一種觀點則認為，農(nóng)業(yè)保險不一定會使農(nóng)民收入提高，甚至可能對農(nóng)戶收入增長產(chǎn)生抑制效應[5-6]。高杰研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民增收效應并不顯著，甚至兩者呈反向關(guān)系[7]。孫朋等根據(jù)山東省相關(guān)數(shù)據(jù)展開研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的促進作用有限[8]。陳曉安基于2007—2010年中國省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展對農(nóng)民人均純收入呈負向影響[9]。祝仲坤等運用我國2007—2012年省級面板數(shù)據(jù)分析農(nóng)業(yè)保險及保費補貼對農(nóng)戶收入的影響發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)戶收入顯著負相關(guān)，而保費補貼與農(nóng)戶收入顯著正相關(guān)，原因可能是農(nóng)業(yè)保險發(fā)展中存在的門檻效應、排序效應和排斥效應使農(nóng)業(yè)保險降低了農(nóng)戶收入[10]。

與已有研究相比，本研究在以下2個方面有所創(chuàng)新：首先，目前關(guān)于農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距影響的研究相對較少，本研究擬探討各地區(qū)差異化的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響；其次，既有相關(guān)研究大多在線性模型框架下展開，較少考慮二者的非線性關(guān)系，因此，本研究利用2003—2013年中國省(市、區(qū))的相關(guān)數(shù)據(jù)，實證檢驗農(nóng)業(yè)保險發(fā)展與農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距之間的非線性關(guān)系。

1 理論分析框架

從國內(nèi)外現(xiàn)有研究成果來看，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距主要通過直接路徑與間接路徑2種方式產(chǎn)生影響。

1.1 直接路徑

首先，是農(nóng)業(yè)保險的災后補償效應。農(nóng)業(yè)保險的災后補償有助于降低自然災害對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負面沖擊與農(nóng)戶因災致貧，提高農(nóng)村居民的預期收入，從而能夠幫助農(nóng)戶平滑收入、積累資金，減少農(nóng)村居民內(nèi)部的收入差距。其次，是農(nóng)業(yè)保險的融資緩解效應。隨著農(nóng)業(yè)信貸技術(shù)的發(fā)展，農(nóng)戶可以通過農(nóng)業(yè)保險單質(zhì)押的途徑獲得金融部門的農(nóng)業(yè)貸款，農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)業(yè)信貸的聯(lián)結(jié)有效地緩解了農(nóng)戶融資約束問題，而融資約束緩解將有助于低收入農(nóng)戶擴大生產(chǎn)規(guī)模、加大農(nóng)業(yè)技術(shù)設(shè)備投資，從而緩解農(nóng)村居民之間的收入差距。

1.2 間接路徑

首先，是農(nóng)業(yè)保險的生產(chǎn)促進效應。農(nóng)業(yè)保險通過將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)的風險進行分散與轉(zhuǎn)移，消除了低收入農(nóng)戶采用新產(chǎn)品生產(chǎn)的后顧之憂，由此推動農(nóng)業(yè)新技術(shù)的運用與普及，對農(nóng)村低收入農(nóng)戶起到精準扶貧的作用，對緩解農(nóng)村居民之間的收入差距能夠起到積極作用。其次，是農(nóng)業(yè)保險的就業(yè)創(chuàng)造效應。隨著農(nóng)業(yè)保險保費補貼與災后補償力度的不斷增強，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)規(guī)模生產(chǎn)的積極性得以提升，從而擴大農(nóng)村經(jīng)濟活動的范圍，為貧困者創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，進而有助于緩解農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距。

1.3 研究假說

上述探討了農(nóng)業(yè)保險發(fā)展影響農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距的路徑。但由于我國各地區(qū)農(nóng)業(yè)保險發(fā)展存在較大差異，探討農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村居民收入差距的影響時應考慮地區(qū)差異的作用效果。本試驗提出以下3個研究假說。

1.3.1 在農(nóng)業(yè)保險處于起步階段即農(nóng)業(yè)保險的普及水平及風險保障能力處于較低水平時，農(nóng)業(yè)保險會加大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距 在農(nóng)業(yè)保險發(fā)展處于起步階段時，由于農(nóng)戶收入水平及保險服務(wù)能力等原因，導致低收入農(nóng)戶的參保率較低，參保農(nóng)戶以高收入農(nóng)戶為主，高收入的農(nóng)戶更愿意把農(nóng)業(yè)保險需求轉(zhuǎn)化為有效需求，進而享受到農(nóng)業(yè)保險福利改善效應。因此，低水平的農(nóng)業(yè)保險制度不利于改善低收入農(nóng)戶的參保率，農(nóng)業(yè)保險政策改善了高收入農(nóng)戶的福利水平，加劇了農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距。

1.3.2 在農(nóng)業(yè)保險處于高速發(fā)展階段即農(nóng)業(yè)保險的可獲得性及風險保障能力得到明顯提升時，農(nóng)業(yè)保險會改善農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距 隨著農(nóng)業(yè)保險不斷發(fā)展、完善，財政補貼農(nóng)業(yè)保險覆蓋面逐步增加，此時低收入農(nóng)戶的參保率得到明顯提升，農(nóng)業(yè)保險的福利經(jīng)濟效應得到明顯優(yōu)化。因此，高水平的農(nóng)業(yè)保險制度有助于改善農(nóng)村居民的收入分配效應，從而逐步縮小農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距。

1.3.3 農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村居民收入分配改善存在顯著的地區(qū)差異 發(fā)達地區(qū)能夠滿足農(nóng)戶日益增長的多樣化的農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品增長需求，從而降低了農(nóng)村居民之間的內(nèi)部收入差距；而相對欠發(fā)達地區(qū)，面臨較大的農(nóng)業(yè)自然災害與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風險，另外，農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品品種也相對有限、農(nóng)業(yè)保險風險保障能力較弱，這些都抑制了農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村居民收入增長的促進作用。

2 模型構(gòu)建與變量選取

2.1 模型構(gòu)建

綜上分析，在理論上可以初步得出結(jié)論，即中國農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距之間可能呈非線性關(guān)系，并呈現(xiàn)一定的地區(qū)差異性。為了探究農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距之間的非線性關(guān)系，構(gòu)建如下回歸模型：

(1)

(2)

式中：模型(1)為基準模型，模型(2)為擴展模型。GINIit表示地區(qū)i在t時期的農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距；INSit表示地區(qū)i在t時期的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平；DISit表示地區(qū)i在t時期的農(nóng)業(yè)受災情況；CITYit表示地區(qū)i在t時期城鎮(zhèn)化水平；TECit表示地區(qū)i在t時期的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平；EXOit表示地區(qū)i在t時期的對外開放度；GDPit表示地區(qū)i在t時期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。在模型(2)中添加了農(nóng)業(yè)受災率、城鎮(zhèn)化水平等地區(qū)特征控制變量，借以探討地區(qū)差異性對農(nóng)業(yè)保險影響農(nóng)村居民收入差距的修正作用。

在模型(1)與模型(2)中，如果變量通過顯著性檢驗，且變量系數(shù)β1×β2<0，則可以初步判斷農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距之間并非簡單的線性關(guān)系，可能存在“U”形或倒“U”形曲線關(guān)系。農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距的影響存在1個拐點值，即農(nóng)業(yè)保險發(fā)展到一定程度會擴大或縮小農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距。根據(jù)公式(2)可以計算出“U”形或倒“U”形曲線的拐點值T。

(3)

2.2 變量選取

2.2.1 因變量 本研究的因變量是農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距(GINI)，選用基尼系數(shù)方法來測度農(nóng)村居民的內(nèi)部收入差距。由于我國各省(市、區(qū))的統(tǒng)計年鑒中所收錄的農(nóng)村居民收入分組數(shù)據(jù)格式并不一致，所以采用田衛(wèi)民的計算方法[11]。

(4)

式中：P表示人口規(guī)模；W表示收入水平；Pi表示第i組人口規(guī)模；Wi表示累計到第i組的收入水平。

借鑒該方法測算農(nóng)村居民收入差距水平，農(nóng)戶收入數(shù)據(jù)提供形式是若干連續(xù)收入?yún)^(qū)間，無每組實際收入值，在使用公式(4)計算Wi時，將各組數(shù)據(jù)的組中值作為每組收入，而對于最低收入組和最高收入組2個開區(qū)間采用公式“缺上/下限的開口組組中值=下/上限±(鄰組組距/2)”計算組中值作為每組收入。

由于部分省(市、區(qū))統(tǒng)計年鑒只給出各分組家庭戶數(shù)所占的比例，缺少該分組的戶均人口數(shù)或人口總數(shù)等有關(guān)該分組的人口信息?；跀?shù)據(jù)缺陷，為簡化估計，假定分組戶均人口數(shù)等于總體戶均人口數(shù)，即h=hi，由公(4)式可知：

(5)

式中：αi表示各分組的家庭戶數(shù)所占比例；H表示總家庭戶數(shù)；hi表示第i收入組平均每戶人口數(shù)；h表示總平均每戶人口數(shù)。

2.2.2 自變量 核心自變量是農(nóng)業(yè)保險指標(INS)。由于各地區(qū)農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)村經(jīng)濟等存在較大差異，綜合考慮到中國農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實際情況與數(shù)據(jù)的可得性，借鑒王向楠的處理方法，選取各省份農(nóng)業(yè)保險收入總額占農(nóng)業(yè)GDP比重來衡量各地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平[12]。同時，各地區(qū)的農(nóng)業(yè)受災情況、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)科技化、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平等都是影響農(nóng)村經(jīng)濟內(nèi)部收入差距的重要因素。因此，本研究的變量農(nóng)業(yè)受災情況(DIS)用人均受災面積即農(nóng)作物受災面積占地區(qū)人口的比重來表示；變量城鎮(zhèn)化水平(CITY)用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)人口的比重表示；變量農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度(TEC)用人均農(nóng)業(yè)機械總動力表示；變量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)用第一產(chǎn)業(yè)增加值表示；變量經(jīng)濟外向程度(EXO)用進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重表示。

2.3 數(shù)據(jù)說明

由于天津、吉林、山東、湖南、海南、重慶、云南、寧夏、西藏等省(市、區(qū))在2008年后無法取得收入分組數(shù)據(jù)，所以將其剔除，最終確定以22個省份作為研究樣本。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒、中國保險年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

3 實證檢驗與分析

3.1 面板單位根檢驗

本研究分別選用IPS方法、Fisher-ADF方法、Fisher-PP方法對變量GINI、INS、INS2、GDP、DIS、CITY、TEC、EXO進行面板單位根檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變量原序列除了變量DIS外其余變量均為不平穩(wěn)序列，因此對相關(guān)變量進行一階差分后，展開單位根檢驗，此時所有變量的伴隨概率都小于0.05，即所有序列都是平穩(wěn)序列，說明所有變量均為一階單整變量。為避免非同階變量偽回歸現(xiàn)象，在拓展模型(2)實證分析中剔除了DIS變量展開實證研究。

3.2 回歸結(jié)果及解釋

基準模型(1)實證結(jié)果顯示，F(xiàn)-statistic是模型總體顯著性檢驗的指標，其對應的P值小于0.01，通過0.01水平的顯著性檢驗，說明模型(1)總體上通過顯著性檢驗。從估計系數(shù)來看，變量INS的系數(shù)顯著為正，且通過1%水平的顯著性檢驗；變量INS2的系數(shù)顯著為負，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明農(nóng)業(yè)保險發(fā)展對農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距存在倒“U”形影響，即當農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平較低時，農(nóng)業(yè)保險會擴大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距；當農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平達到一定程度即農(nóng)業(yè)保險的普及率與農(nóng)業(yè)保險賠付能力都有較大提升后，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展將會抑制農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距的擴大。

在基準模型的基礎(chǔ)上加入地區(qū)特征控制變量后，拓展模型(2)估計結(jié)果與基準模型相比發(fā)生了明顯的變化。其中，變量INS的系數(shù)顯著性減弱，通過10%水平的顯著性檢驗，變量INS每增長1百分點，變量GINI將增加3.238 9百分點，即農(nóng)業(yè)保險發(fā)展加劇了農(nóng)村居民的收入差距。變量INS2的系數(shù)雖為負，但未通過顯著性檢驗，說明受地方特征變量約束，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的促進作用與風險保障能力有待進一步提升。

由于各地區(qū)農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平存在較大差異，農(nóng)業(yè)保險影響農(nóng)村居民收入差距的程度存在較大差異。農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)村居民收入差距倒“U”形關(guān)系的拐點出現(xiàn)在當農(nóng)業(yè)保險保費收入占農(nóng)業(yè)GDP的比重為0.022 2的時點上。雖然從長期來看農(nóng)業(yè)保險的持續(xù)發(fā)展有望縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距，但在具體樣本區(qū)間，還取決于農(nóng)業(yè)保險發(fā)展是否越過倒“U”形曲線的頂點，由相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，我國目前的情況是北京市(2009年以后)、上海市(2011年以后)已越過頂點，其他地區(qū)農(nóng)業(yè)保險仍處在擴大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距階段。

4 結(jié)論及建議

本研究結(jié)論主要包括3點：第一，農(nóng)業(yè)保險影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距主要通過直接路徑與間接路徑2種方式；第二，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展與農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距之間并非簡單的線性關(guān)系，兩者之間呈現(xiàn)顯著的倒“U”形關(guān)系。當農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平低于門檻值0.022 2時，農(nóng)業(yè)保險將擴大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距；當農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平跨這一臨界值后，農(nóng)業(yè)保險將顯著縮小農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距；第三，由于我國區(qū)域間農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平存在較大差異性，目前北京市、上海市已跨越臨界值，而其他省份農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平相對較低，依然處在使農(nóng)戶內(nèi)部收入差距不斷擴大的階段。因此提出如下建議：首先，我國政府應加大對農(nóng)業(yè)保險的財政補貼力度，促進農(nóng)業(yè)保險區(qū)域發(fā)展均衡，進一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)保險的收入分配效應。其次，加大農(nóng)業(yè)保險的災后補償力度，提升農(nóng)戶預期收入，提升農(nóng)業(yè)保險在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中防災減災的積極作用，進而加快農(nóng)村居民收入穩(wěn)定增長、減少農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距。