相對貧困視角下農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)減貧效應(yīng)研究

馬雪峰，楊正娣

（蘭州財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，甘肅 蘭州 730000）

一、引言

我國消除絕對貧困以后，減緩相對貧困是2020年脫貧攻堅戰(zhàn)完成以后的首要任務(wù)，也是阻止返貧、鞏固脫貧成果的重點(diǎn)任務(wù)。絕對貧困是短期的，相對貧困是長期且不可消除的，因此相對貧困的治理更加漫長和艱難。相對貧困的概念是由英國學(xué)者Townsend（1962）［1］最早提出的，他認(rèn)為相對貧困的表現(xiàn)是其與相關(guān)的參照對象相對比，從而展現(xiàn)出來的一種“相對被剝奪”現(xiàn)象，即收入與權(quán)利分配的不平等。相對貧困往往與收入分配息息相關(guān)（李永友和沈坤榮，2007）［2］，主要表現(xiàn)為收入差距、不均衡、不充分、不確定等方面（羅明忠、唐超和吳小立，2020）［3］。除此之外，居民陷入相對貧困與自然災(zāi)害等自然環(huán)境有關(guān)，居民的居住條件及生活條件會隨著自然災(zāi)害頻發(fā)而變差，其中西部地區(qū)主要以地震洪澇災(zāi)害為主，這往往給農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展造成巨大的損失，如2021年我國自然災(zāi)害致使受災(zāi)人數(shù)達(dá)到1.07 億人，經(jīng)濟(jì)損失高達(dá)3 340.2億元。

農(nóng)村相對貧困發(fā)生的重要原因是農(nóng)村生態(tài)功能退化、經(jīng)濟(jì)功能單一、村落產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度會造成當(dāng)?shù)鼐用窠?jīng)濟(jì)收入的不穩(wěn)定性，農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展也因此會受到限制（周國華等，2020）［4］。農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展為農(nóng)業(yè)風(fēng)險提供了保障。1981年農(nóng)業(yè)保險在我國逐步實(shí)施，但是發(fā)展速度較為緩慢。2003年黨的十六屆三中全會首次提出探索建立政策性農(nóng)業(yè)保險制度后，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展趨勢良好。2017年鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出推動了農(nóng)業(yè)保險快速發(fā)展，2020年我國成為全球農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)規(guī)模最大的國家，2021年我國農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)規(guī)模為965.18 億元，為中國1.88 億戶農(nóng)民提供了風(fēng)險保障。農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮著舉足輕重的作用，而農(nóng)業(yè)保險作為農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中分散風(fēng)險的重要手段之一，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施過程中不可缺少的一部分。作為自然災(zāi)害頻發(fā)的國家，需要農(nóng)業(yè)保險為中國農(nóng)業(yè)提供有力的風(fēng)險補(bǔ)償，以保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的穩(wěn)定和持續(xù)發(fā)展，保證鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的順利推進(jìn)。

二、文獻(xiàn)綜述

中國宣布全面脫貧攻堅已取得勝利，表明我國已徹底消除了絕對貧困，但相對貧困是不能消除的，這也是中國更為真實(shí)的表達(dá)（孫文久與夏添，2019）［5］。金融扶貧是消除絕對貧困、縮小相對貧困的有效手段，國內(nèi)外許多學(xué)者研究了居民收入分配受農(nóng)村金融發(fā)展的影響，其中以信貸可得性與農(nóng)村金融效率的提高作為衡量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距顯著縮?。ㄍ跣奕A和邱兆祥，2011）［6］；但是也有部分學(xué)者對此持否定態(tài)度，認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距雖然會被普惠金融的儲蓄功能所擴(kuò)大，但是會被信貸功能所縮?。ㄊY岳祥和付濤，2020）［7］。保險作為具有風(fēng)險轉(zhuǎn)移、風(fēng)險分散等功能的風(fēng)險管理工具，是農(nóng)村普惠金融體系中不可缺少的一部分，而農(nóng)業(yè)保險在一定程度上能夠起到穩(wěn)定農(nóng)村貧困人口經(jīng)營性收入的作用，因此在減貧中農(nóng)業(yè)保險是不可缺少的一部分。

在農(nóng)業(yè)保險減貧效應(yīng)研究成果中，早期學(xué)者主要以收入為中心，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民收入水平會受到農(nóng)業(yè)保險的影響變得穩(wěn)定或提高（Zimmerma et al.，2003）［8］。雖然農(nóng)業(yè)保險可以提高農(nóng)民收入，但是其作用力度相對較小，且農(nóng)業(yè)保險對不同地區(qū)農(nóng)戶收入影響具有異質(zhì)性（黃穎和呂德宏，2021）［9］。同時，農(nóng)業(yè)保險的減貧效應(yīng)會通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)量間接反映，還可以通過增加農(nóng)業(yè)信貸、提供財政支持以及政府災(zāi)難性支出來直接實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)減貧。不僅如此，農(nóng)業(yè)保險的實(shí)施還會放大農(nóng)業(yè)扶貧資金規(guī)模進(jìn)而增強(qiáng)農(nóng)戶“造血”功能，以此提高農(nóng)戶抗風(fēng)險能力和收入水平最終縮小貧富差距（李傲等2019）［10］。無論此地區(qū)是否發(fā)生自然災(zāi)害，當(dāng)農(nóng)業(yè)保險的保險密度及保險深度較高時，農(nóng)民收入都會通過農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)償從而保持在一個較高水平（張偉等，2017）［11］，這表明可以通過農(nóng)業(yè)保險賠付金額幫助受災(zāi)家庭恢復(fù)生產(chǎn)，規(guī)避其演變?yōu)殚L期貧困的風(fēng)險（劉雨露等，2019）［12］。但是農(nóng)戶缺乏保險意識、保險公司保險品種設(shè)計不完善以及市場風(fēng)險分散機(jī)制不健全等問題，對我國農(nóng)業(yè)保險減貧有一定的阻礙（周才云等，2017）［13］。

雖然很多學(xué)者對農(nóng)業(yè)保險在減貧方面的研究分析較為深入，但是大多數(shù)都是以絕對貧困為中心，對相對貧困的研究較少，主要通過減緩收入不平等來展現(xiàn)。Kaylen et al.（1989）［14］認(rèn)為農(nóng)業(yè)保險主要通過對受災(zāi)農(nóng)民及地區(qū)進(jìn)行保險賠付，即農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)間的轉(zhuǎn)移支付來實(shí)現(xiàn)國民收入再分配。但是由于區(qū)域的異質(zhì)性，導(dǎo)致發(fā)達(dá)地區(qū)和貧困地區(qū)農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)存在差異性，因此自然災(zāi)害的發(fā)生可能會加大二者之間的收入差距，但農(nóng)業(yè)保險密度及深度較高的地區(qū)能有效縮小二者的收入差距（張偉，2020）［15］。

綜上所述，針對農(nóng)業(yè)保險與收入的相關(guān)研究基本說明了兩者之間存在正向關(guān)系，即農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入存在正向影響，但是目前針對西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險的減貧效應(yīng)的研究并不多。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒可知，與東部地區(qū)、中部地區(qū)及東北地區(qū)相比，西部地區(qū)農(nóng)村人均可支配收入最少，同時西部地區(qū)相對其他地區(qū)，其發(fā)展水平不高，絕大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)返貧風(fēng)險大，因此本文選取西部地區(qū)2010—2020年12個省區(qū)市的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，其中農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)相對貧困的影響研究是本文的創(chuàng)新點(diǎn)，不足之處在于農(nóng)村數(shù)據(jù)收集較難，有部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）農(nóng)業(yè)保險的減貧機(jī)制

農(nóng)業(yè)保險是指為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，對保險事故造成的經(jīng)濟(jì)損失提供保障的保險，其中自然災(zāi)害風(fēng)險與市場價格風(fēng)險是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的主要風(fēng)險，自然災(zāi)害的發(fā)生對農(nóng)民繼續(xù)生產(chǎn)的意愿將產(chǎn)生很大的影響（陳哲等，2020）［16］，也會降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)量。

農(nóng)業(yè)保險可以規(guī)避風(fēng)險。農(nóng)業(yè)保險消費(fèi)者可從增利中獲得最大效益，主要通過災(zāi)后損失補(bǔ)償來減緩農(nóng)戶支出，從而減緩相對貧困。農(nóng)業(yè)具有脆弱性，農(nóng)業(yè)的發(fā)展水平與自然災(zāi)害息息相關(guān)，通過風(fēng)險補(bǔ)償降低災(zāi)害損失，穩(wěn)定農(nóng)戶收入，農(nóng)業(yè)保險起了關(guān)鍵的“穩(wěn)壓器”作用（馮文麗等，2007）［17］，因此可以通過規(guī)避農(nóng)業(yè)在發(fā)展過程中遇到的自然災(zāi)害損失風(fēng)險，使得農(nóng)民收入得到保障。

農(nóng)業(yè)保險可以促進(jìn)收入再分配。不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特色、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平不同，2020年中國農(nóng)業(yè)保險收入已經(jīng)位列世界第一，保險賠付率高達(dá)72.70%，縮小了受災(zāi)農(nóng)戶與非受災(zāi)農(nóng)戶之間的收入差距，在受災(zāi)農(nóng)戶與非受災(zāi)農(nóng)戶、高收入者與低收入之間進(jìn)行收入調(diào)節(jié)，為農(nóng)業(yè)從業(yè)者規(guī)避風(fēng)險的同時，也起到了收入再分配的作用（羅向明，2011）［18］。

中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展關(guān)乎國計民生，“三農(nóng)”問題是鄉(xiāng)村振興實(shí)施以來最受關(guān)注的問題。通過購買農(nóng)業(yè)保險，農(nóng)業(yè)保險賠付可以減少農(nóng)業(yè)災(zāi)后支出從而降低返貧風(fēng)險，農(nóng)戶可以減少自己的應(yīng)急資金用于消費(fèi)等活動，完善的保障體系也可以吸引當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，減少相對貧困。

基于以上理論提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險的覆蓋率越高，農(nóng)戶的相對貧困率越低。

我國減貧進(jìn)入相對貧困階段后，不能僅僅考慮收入，還要考慮消費(fèi)對居民的影響。貧困問題很大程度上體現(xiàn)為更高的生活成本和較低的收入水平。在特定的時間和空間背景下，實(shí)際生存成本基本是固定的，但是隨著時間的推移，人民對生活的需求不僅限于生存，還有對美好生活的向往。目前居民人均消費(fèi)支出構(gòu)成中除食品煙酒外，居民的居住支出、交通通信、醫(yī)療保健以及教育文化占比逐漸增大，由于城鎮(zhèn)的貧困問題很大程度上體現(xiàn)為更高的生活成本和更強(qiáng)的主觀貧困感受的不同，居民消費(fèi)的增多可能會影響當(dāng)?shù)鼐用駥r(nóng)業(yè)保險的購買水平，當(dāng)農(nóng)戶的基本生活尚未滿足時，對保險的需求自然很難產(chǎn)生（Rosenzweig and Binswanger，1993）［19］，因此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：消費(fèi)的增多能夠抑制農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)相對貧困的減緩作用。

我國政策性農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村地區(qū)的扶貧效應(yīng)主要體現(xiàn)在財政補(bǔ)貼中，通過財政補(bǔ)貼可以減少農(nóng)戶的參保成本，在防范自然災(zāi)害風(fēng)險的同時，可以減少農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險的保費(fèi)支出。隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國對農(nóng)業(yè)保險的補(bǔ)貼力度愈來愈大，其中部分地區(qū)的財政補(bǔ)貼已經(jīng)高達(dá)85%，可見我國對“三農(nóng)”風(fēng)險的重視程度越來越高；同時有學(xué)者研究表明，政策性農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)村減貧有門檻效應(yīng)（邵全權(quán)等，2017）［20］，基于此原理提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的減緩作用存在財政補(bǔ)貼的門檻效應(yīng)。

（二）指標(biāo)構(gòu)建

對于中國的相對貧困線的鑒定，很多學(xué)者有不同的看法，李瑩、于學(xué)霆、李帆（2021）［21］將農(nóng)村居民的人均可支配收入中位數(shù)的50%，城鎮(zhèn)居民人均收入中位數(shù)的40%作為相對貧困線。陳宗勝等（2013）［22］認(rèn)為應(yīng)當(dāng)將農(nóng)村上一年度人均收入的0.4～0.5 均值系數(shù)作為相對貧困線，孫久文等（2020）［23］認(rèn)為2020年后應(yīng)當(dāng)以城鄉(xiāng)居民中位數(shù)收入的一定比例作為相對貧困標(biāo)準(zhǔn)。王少平等（2007）［24］認(rèn)為泰爾指數(shù)考慮了城鄉(xiāng)人口數(shù)，并且對兩端收入變化更為敏感。本文選取Theil指數(shù)來衡量被解釋變量，表示各地區(qū)的相對貧困程度。

其中j=1表示城鎮(zhèn)地區(qū)，j=2表示農(nóng)村地區(qū)，Pij,t表示城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民的可支配收入，Pi,t表示農(nóng)村與城鎮(zhèn)總可支配收入，Zij,t表示城鎮(zhèn)或農(nóng)村人口數(shù)量，Zi,t表示農(nóng)村與城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)量。

圖1是衡量西部12個省區(qū)市2010—2020年相對貧困的Theil 指數(shù)，可以看出隨著時間的增長西部地區(qū)各地的相對貧困程度逐漸降低。

圖1 西部地區(qū)12個省區(qū)市Theil指數(shù)趨勢圖

（三）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型

根據(jù)前文分析，可以看出農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平對相對貧困產(chǎn)生了一定的影響，本文采取相關(guān)的計量模型對上述的理論進(jìn)行實(shí)證分析。主要采取固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，考慮地區(qū)農(nóng)業(yè)保險密度無法精準(zhǔn)衡量該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平，因此選取替換核心解釋變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

該模型作為農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平對相對貧困的影響研究的回歸。其中Theil指數(shù)用于衡量相對貧困；Xit是各個地區(qū)農(nóng)業(yè)保險密度的對數(shù)；Controlit是隨著時間和地區(qū)特征變化的控制變量：政策支持、收入水平、城鎮(zhèn)化水平、人力資本、人均化肥、保險賠付；μi是地區(qū)固定效應(yīng)，τi是年份固定效應(yīng)；εit是復(fù)合擾動項(xiàng)。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)

為分析農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平與相對貧困的關(guān)系是否受到調(diào)節(jié)變量的影響，本文設(shè)定了調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

其中Xit*Conit代表第i個地區(qū)在t時期核心解釋變量——農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)，Conit代表第i個地區(qū)在t時期的調(diào)節(jié)變量——農(nóng)村人均消費(fèi)。β為系數(shù)項(xiàng)，其他變量同模型（1）。

3.門檻效應(yīng)

為了分析農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的減緩作用存在財政補(bǔ)貼的門檻效應(yīng)，建立門檻回歸模型如下：

其中I表示當(dāng)條件滿足時為1，否則為0，門檻變量為財政支農(nóng)，其余變量同模型（1）。

（四）變量選取及描述性統(tǒng)計

本文基于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國保險年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》等官網(wǎng)數(shù)據(jù)。由于地區(qū)的異質(zhì)性，本文著重研究西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險減貧效應(yīng)，部分地區(qū)缺失的數(shù)據(jù)將考慮用其他數(shù)據(jù)代替，綜合考慮最終選取2010—2020年西部地區(qū)12個省區(qū)市的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。

1.被解釋變量

使用Theil 指數(shù)來衡量相對貧困程度，由上文Theil指數(shù)公式計算得出。

2.解釋變量

本文采取農(nóng)業(yè)保險密度來衡量農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展水平。農(nóng)業(yè)保險密度是衡量各地農(nóng)村農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平的重要指標(biāo)，是農(nóng)業(yè)保險收入與農(nóng)村人口的比值，反映了當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民保險意識的強(qiáng)弱。數(shù)據(jù)來源中國保險統(tǒng)計年鑒與中國統(tǒng)計年鑒。

3.調(diào)節(jié)變量

本文選取西部地區(qū)12個省區(qū)市農(nóng)村居民的人均消費(fèi)作為調(diào)節(jié)變量，研究農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平與相對貧困之間的關(guān)系。

4.門檻變量

因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此本文選取農(nóng)林水事務(wù)支出代替農(nóng)業(yè)保險的財政支出，通過政策支農(nóng)指標(biāo)來研究農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平對相對貧困的減緩作用中是否存在門檻作用。

5.控制變量

考慮到除了核心解釋變量之外還有其他變量對相對貧困產(chǎn)生影響，參考已有文獻(xiàn)，本文選取政策支持、農(nóng)戶收入水平、城鎮(zhèn)化、人力資本、人均化肥與農(nóng)村保險賠付金作為控制變量，各變量詳細(xì)描述如表1所示：

表1 變量描述

為減少異方差帶來的不平穩(wěn)，對保險發(fā)展水平、財政支持、農(nóng)戶收入水平以及保險賠付金額取對數(shù)處理，由于2010—2012年沒有人均可支配收入的數(shù)據(jù)，因此選取純收入代替。基于數(shù)據(jù)的整理與可得性，最終選取2010—2020年西部地區(qū)12個省區(qū)市共132個樣本量，表2是各個變量的描述性統(tǒng)計。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，VIF＝5.31＜10，說明不存在多重共線性的問題。考慮到各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況不同，采取個體與時間固定進(jìn)行固定效應(yīng)分析，回歸結(jié)果如表3所示，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平能顯著地減緩西部地區(qū)農(nóng)村的相對貧困，即農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平每提高1%，西部地區(qū)的相對貧困程度就能減緩1.3%，這與前文假設(shè)1 一致，即：農(nóng)業(yè)保險的覆蓋能有效減緩相對貧困?？赡艿慕忉屓缦拢何鞑康貐^(qū)的保險密度越大，農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展水平越高，農(nóng)業(yè)風(fēng)險保障程度越大，很大程度上減少了農(nóng)戶因自然災(zāi)害返貧致貧的風(fēng)險，從而減緩了西部地區(qū)的相對貧困。

表3 實(shí)證結(jié)果回歸

續(xù)表

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)

除收入外，消費(fèi)也可以影響相對貧困，為了研究農(nóng)村居民消費(fèi)支出在農(nóng)業(yè)保險減緩相對貧困中的作用，本文將農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平與各省份農(nóng)村人均消費(fèi)的乘積作為交互項(xiàng)，以X*Con表示。結(jié)果如表4所示，可知加入交互項(xiàng)后，核心解釋變量的系數(shù)擴(kuò)大約6.2 倍，且擬合優(yōu)度增大。結(jié)果顯示調(diào)節(jié)效應(yīng)為正，則表明農(nóng)戶消費(fèi)的支出抑制了農(nóng)業(yè)保險發(fā)展對相對貧困的減緩效應(yīng)。假設(shè)2得到驗(yàn)證，即西北地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險會緩解相對貧困，但若是西北地區(qū)人均消費(fèi)過高，則會抑制農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的減緩作用?？赡艿脑蛴校何鞑康貐^(qū)是欠發(fā)達(dá)地區(qū)，其農(nóng)戶收入主要是以經(jīng)營性收入為主，但是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，西部地區(qū)農(nóng)戶的消費(fèi)除基本需求以外，還存在住房、醫(yī)療、教育等方面的需求，消費(fèi)支出與日俱增，這可能會影響農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險的需求，影響農(nóng)業(yè)保險的保障水平，進(jìn)而抑制農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)相對貧困的減緩作用。

表4 加入交互項(xiàng)機(jī)制

（三）門檻效應(yīng)

本文選取財政對農(nóng)林水事務(wù)的支出作為門檻變量進(jìn)行研究，結(jié)果表明，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的減緩作用具有單一門檻效應(yīng)，在5%水平下顯著，門檻值為8.117 3，第二門檻不顯著未通過檢驗(yàn)。這證實(shí)了西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險發(fā)展與相對貧困之間不是線性關(guān)系。

表5 農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的門檻檢驗(yàn)

從表6可以看出，財政對農(nóng)林水事務(wù)的支出在不同的水平狀態(tài)上，農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的影響不同，當(dāng)財政支出在較低水平時（Fin＜8.117 3），農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的影響系數(shù)為-0.02，并在1%的水平上顯著，這表明農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平每提升1%，相對貧困減緩2%，說明農(nóng)業(yè)保險對相對貧困有較為強(qiáng)烈的減緩作用。當(dāng)財政支出在較高水平時（Fin ≥8.117 3），農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的影響系數(shù)為-0.015，在1%的水平上顯著，這說明農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平每提升1%，相對貧困減緩1.5%，說明農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的減緩作用有所下降，出現(xiàn)了邊際效應(yīng)遞減的現(xiàn)象，這說明農(nóng)業(yè)保險歷經(jīng)14年的政策支持效果明顯，現(xiàn)已達(dá)到拐點(diǎn)，未來對農(nóng)業(yè)保險的政策支持可以進(jìn)行合理地調(diào)整。

表6 農(nóng)業(yè)保險對相對貧困的單一門檻回歸

（四）異質(zhì)性分析

通過以上分析可知，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平對西部地區(qū)相對貧困有一定的減緩作用，但是由于西部地區(qū)地理差異較大，其中西北地區(qū)屬于干旱地帶，每年降雨量較少，其地表主要是以沙漠等天然地帶為主，對農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出具有一定的影響，因此農(nóng)業(yè)保險對西北地區(qū)和非西北地區(qū)的西部地區(qū)影響是否存在一定差異，還需進(jìn)一步分析。結(jié)論如表7所示，由于地理位置及產(chǎn)業(yè)的不同，農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)相對貧困的減緩作用有所差異，其中對非西北地區(qū)的相對貧困減緩作用較為明顯，對西北地區(qū)的減緩作用不顯著。這可能是因?yàn)槿驓夂蜃兓瘜?dǎo)致西北地區(qū)環(huán)境脆弱到難以承受，農(nóng)民收入無法得到保障，進(jìn)而使得保險保障水平低，更容易陷入相對貧困狀態(tài)。

表7 異質(zhì)性分析結(jié)果

（五）內(nèi)生性檢驗(yàn)

在分析農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平對相對貧困的影響時，本文使用的是農(nóng)業(yè)保險密度與Theil 指數(shù)進(jìn)行固定效應(yīng)分析，控制了省份和時間并加入了相應(yīng)的控制變量。但是考慮各省份的當(dāng)前相對貧困可能會受到過去相對貧困的影響，因此對Theil 指數(shù)取滯后一階，進(jìn)行一階差分GMM 分析。結(jié)果如表8所示，可以發(fā)現(xiàn)Theil指數(shù)的滯后一階和Theil指數(shù)顯著為正且農(nóng)業(yè)保險顯著為負(fù)，則表明相對貧困存在滯后效應(yīng)，顯著影響當(dāng)前的相對貧困，且受到農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平的作用能顯著減緩相對貧困。AR（2）與sargan值分別為0.101與0.625均大于0.1，這表明拒絕了“弱工具變量”與“過度識別”的原假設(shè)，對比基準(zhǔn)回歸與GMM結(jié)果發(fā)現(xiàn)，其顯著性基本一致，因此本文基準(zhǔn)模型對內(nèi)生性問題帶來的影響在可控范圍內(nèi)，并不影響農(nóng)業(yè)保險能顯著減緩西部地區(qū)相對貧困這一結(jié)論。

表8 差分GMM結(jié)果

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文主要通過替換核心變量以及剔除部分地區(qū)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，由于我國人口較多，農(nóng)業(yè)保險覆蓋率較低，因此保險密度無法完全解釋保險發(fā)展水平，因此本文考慮將農(nóng)業(yè)保險收入作為衡量農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平的指標(biāo)再次進(jìn)行回歸，由于考慮到各省份之間的差異對農(nóng)業(yè)保險收入進(jìn)行對數(shù)處理，最終結(jié)果如表9的（4）列所示，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平與泰爾指數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，這表明西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平越高，相對貧困越弱，這與前文分析相一致。考慮選取的12個省區(qū)市中西藏地區(qū)農(nóng)業(yè)最為不發(fā)達(dá)，因此剔除西藏地區(qū)后以農(nóng)業(yè)保險密度與農(nóng)業(yè)保險收入為解釋變量，分別對剔除西藏地區(qū)后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得出結(jié)果如表9中的（5）列、（6）列所示。根據(jù)結(jié)果顯示可知，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平對相對貧困有顯著的減緩作用，這與前文分析一致。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

大量研究證明農(nóng)業(yè)保險是減緩相對貧困道路上不可或缺的一步，極少有學(xué)者針對發(fā)展較為落后的西部地區(qū)進(jìn)行詳細(xì)的闡述分析，本文立足于西部地區(qū)，針對西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展水平對相對貧困的影響進(jìn)行深入研究。

本文在分析了農(nóng)業(yè)保險減緩相對貧困機(jī)制后，對西部地區(qū)12個省區(qū)市2010—2020年的面板數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)模型并進(jìn)行實(shí)證研究，實(shí)證結(jié)果表明西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險能有效減緩相對貧困，因此在未來促進(jìn)鄉(xiāng)村振興過程中，西部地區(qū)的政府應(yīng)該繼續(xù)重視農(nóng)業(yè)保險，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶的風(fēng)險保障作用，提高西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展水平，促使其高質(zhì)量持續(xù)發(fā)展，并擴(kuò)大農(nóng)業(yè)保險在西部地區(qū)的覆蓋面，使其充分發(fā)揮在自然災(zāi)害中的損失補(bǔ)償作用。根據(jù)以上結(jié)論得出以下幾點(diǎn)啟示：

第一，提高西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平。實(shí)證結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)的相對貧困有明顯的減緩作用，因此在今后的農(nóng)業(yè)發(fā)展中，應(yīng)該加大農(nóng)業(yè)保險的宣傳力度，提高農(nóng)民的風(fēng)險防范意識，鼓勵更多農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)保險，通過農(nóng)業(yè)保險來規(guī)避返貧風(fēng)險，減緩相對貧困。

第二，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，減少人才流失。西部地區(qū)生產(chǎn)條件較為落后，可以通過普及培育技術(shù)加大農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，也可以通過政府加大土地利用率，適當(dāng)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模；同時制定相應(yīng)政策減少當(dāng)?shù)厝藛T外流，并對其進(jìn)行相關(guān)培訓(xùn)，讓農(nóng)業(yè)發(fā)展專業(yè)化、規(guī)?；?。

第三，因地制宜加大消費(fèi)支持。西部地區(qū)是中國欠發(fā)達(dá)地區(qū)，因此政府應(yīng)當(dāng)結(jié)合當(dāng)?shù)匕l(fā)展情況，通過加大消費(fèi)補(bǔ)貼減少西部地區(qū)消費(fèi)支出，從而加大農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)相對貧困的減緩效應(yīng)。

第四，合理規(guī)劃財政補(bǔ)貼。政策性農(nóng)業(yè)保險是我國在2007年提出的，且第一批試點(diǎn)里就有西部省份。時至今日，政府對農(nóng)業(yè)保險部分險種的財政補(bǔ)貼已高達(dá)90%，也有其他農(nóng)產(chǎn)品陸續(xù)被納入國家政策補(bǔ)貼的范圍之內(nèi)，并取得了良好的效果，但是當(dāng)補(bǔ)貼達(dá)到一定程度的時候，就會發(fā)生邊際遞減效應(yīng)，因此政府對農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼應(yīng)進(jìn)行合理規(guī)劃，以期達(dá)到邊際效用最大值。