財政補貼后的農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民增收的效果

摘 要：實證研究表明，我國給予財政補貼后的農(nóng)業(yè)保險，無論是農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)保險保費，還是各地農(nóng)業(yè)保險保費總收入，對農(nóng)民人均純收入增長的彈性都是負值，即當前我國農(nóng)業(yè)保險中，在總體上農(nóng)民支付的保險費大于得到的賠償，會形成部分損失。說明農(nóng)業(yè)保險經(jīng)營中存在“少賠”與“拒賠”情況。因此，必須切實規(guī)范農(nóng)業(yè)保險的承保與理賠行為，讓參保農(nóng)戶在災后獲得及時足額的保險賠付，真正發(fā)揮農(nóng)業(yè)保險應有的經(jīng)濟社會職能。

關 鍵 詞： 農(nóng)業(yè)保險；財政補貼；農(nóng)民收入

中圖分類號：F84 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2013）04-0075-07

中央財政自2007年開始對農(nóng)業(yè)保險進行補貼以來，我國農(nóng)業(yè)保險保費規(guī)模、承保面積和保險賠款等都大幅度增長。但給予財政補貼后農(nóng)業(yè)保險對促進農(nóng)民收入增長的具體效果如何，則有待深入研究。本文采用除西藏以外的其他30個省（自治區(qū)、直轄市）2007～2010年4年間中央財政給予保費補貼后農(nóng)業(yè)保險保費收入與農(nóng)民收入的面板數(shù)據(jù)，基于面板數(shù)據(jù)分析法，考察農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展是否促進了農(nóng)民收入的增長。

一、模型構建與數(shù)據(jù)來源

所謂面板（panel data）是指由變量y關于N個不同對象的T個觀測期所得到的二維數(shù)據(jù)，記為yit，其中i表示N個不同對象（如國家、地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)或消費者等不同個體），t表示T個不同的觀察期。可見將第i個對象的T期觀測時間序列{y■}■■稱為面板數(shù)據(jù)的第i個縱剖面時間序列，將{y■}■■稱為面板數(shù)據(jù)的第t期橫截面。可見，面板數(shù)據(jù)既具有時間序列和截面數(shù)據(jù)的某些特征， 也具有它們所無法比擬的優(yōu)點 ① 。 面板數(shù)據(jù)波動性加大會導致變量間更大的洞察力，而且會擴大樣本信息，增加自由度，減少變量之間的共線性， 能更好地識別和度量單純的時間序列模型和單純截面數(shù)據(jù)模型所不能發(fā)現(xiàn)的影響因素，進而提高估計的效率。最重要的是，與時間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)不同， 面板數(shù)據(jù)控制了個體異質性，并可以更好地動態(tài)調整分析，有助于建立和檢驗更負責的行為模型。

與上文對時間序列數(shù)據(jù)回歸所分析的一樣，為避免面板數(shù)據(jù)的“偽回歸”問題，面板數(shù)據(jù)模型在回歸前也需要通過單位根檢驗和協(xié)整檢驗以考察數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。 但面板數(shù)據(jù)單位根檢驗和協(xié)整檢驗更多應用于非平穩(wěn)的長期動態(tài)變化數(shù)據(jù)， 即個體對象很小、觀測期很長（“大T小N”）的數(shù)據(jù)，而對于個體對象很多、觀測期很短（“大N小T”）的數(shù)據(jù)，基本不考慮單位根檢驗和協(xié)整檢驗（白仲林，2008）。

本文所進行的面板回歸均采用除西藏以外的其他30個省（自治區(qū)、直轄市）2007～2010年4年間有關農(nóng)業(yè)保險（農(nóng)業(yè)保險保費收入、賠款支付、人均保費等）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)（種植情況、農(nóng)藥化肥、種植面積、產(chǎn)量、農(nóng)民人均收入等）以及中央的財政補貼等數(shù)據(jù)進行，屬于典型的“大N小T”的數(shù)據(jù)，因此也不考慮進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗。

面板數(shù)據(jù)回歸模型一般分為混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型。其中固定效應模型又分為個體固定效應模型、時點固定效應模型和時點個體固定效應模型。鑒于經(jīng)濟學分析中更多采用固定效應模型的分析，以及本文數(shù)據(jù)的期限較短，無法做隨機效應模型的分析，所以本文只在混合回歸模型與三種固定效應模型之間進行分析，并根據(jù)模型的設定檢驗選擇最合適的回歸模型，其檢驗方法見表1下注解。

從理論上來說，農(nóng)業(yè)保險保費收入的增長，有助于更好地分散農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營過程中面臨的各類風險，穩(wěn)定農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營收入預期，促進新型現(xiàn)代高效農(nóng)業(yè)的發(fā)展，從而進一步推動農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展并促進農(nóng)民收入增加。但是國內外的相關研究卻對其效果存在一些質疑，有待于進一步的實證檢驗。農(nóng)戶收入（IHI）按照其來源可以分為家庭經(jīng)營性純收入（IHSI）、工資性純收入（IHOI）、財產(chǎn)性收入（PI）和轉移性收入（TI）。

家庭經(jīng)營收入是指農(nóng)村住戶以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營單位進行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入。農(nóng)村住戶家庭經(jīng)營活動按行業(yè)劃分為農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸郵電業(yè)、批發(fā)和零售貿(mào)易餐飲業(yè)、社會服務業(yè)、文教衛(wèi)生業(yè)和其他家庭經(jīng)營。可見農(nóng)業(yè)保險參保之后，對于從事農(nóng)林牧漁業(yè)等的農(nóng)戶收入能夠起到一定的作用。

工資性收入指農(nóng)村住戶成員受雇于單位或個人，靠出賣勞動而獲得的收入。可見，當農(nóng)民受雇的企業(yè)是農(nóng)業(yè)加工企業(yè)或者是種養(yǎng)殖業(yè)大戶，其受雇企業(yè)或個人參加農(nóng)業(yè)保險會穩(wěn)定和促進其發(fā)展，進而也會增加受雇農(nóng)民的收入。

財產(chǎn)性收入指金融資產(chǎn)或有形非生產(chǎn)性資產(chǎn)的所有者向其他機構單位提供資金或將有形非生產(chǎn)性資產(chǎn)供其支配，作為回報而從中獲得的收入。可以看出，當農(nóng)民參加農(nóng)業(yè)保險之后，在受災時可以獲得保險公司的賠款，這種賠款就是一種典型的財產(chǎn)性收入。

轉移性收入指農(nóng)村住戶和住戶成員無需付出任何對應物而獲得的貨物、服務、資金或資產(chǎn)所有權等，不包括無償提供的用于固定資本形成的資金。一般情況下，指農(nóng)村住戶在二次分配中的所有收入。鑒于轉移支付對于農(nóng)民來說是無成本的，因而與是否參加農(nóng)業(yè)保險無關。

綜上分析，在實證部分，只考察除西藏之外30個省（自治區(qū)、直轄市）的農(nóng)業(yè)保險保費收入（AIPI）以及人均保費（APPI）對于農(nóng)戶收入（IHI）、家庭經(jīng)營性純收入（IHSI）、工資性純收入（IHOI）和財產(chǎn)性收入（PI）的影響。以上數(shù)據(jù)來源于《中國保險年鑒》（2008～2011）以及《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（2008～2011）。同時，為消除物價因素的影響，以2007年的物價水平為基準， 對2008年、2009年、2010年的數(shù)據(jù)分別按當年農(nóng)村居民消費指數(shù)剔除物價因素之后，取自然對數(shù)。

本節(jié)將分析的面板模型如下：

ln IHI1it=？琢10+？琢1it+？茁1it ln APPI1it+？著1it （1）

ln IHSI1it=？琢20+？琢2it+？茁2it ln APPI2it+？著2it （2）

ln IHOI1it=？琢30+？琢3it+？茁3it ln APPI3it+？著3it （3）

ln PI1it=？琢40+？琢4it+？茁4it ln APPI4it+？著4it （4）

ln IHI2it=？琢50+？琢5it+？茁5it ln AIPI5it+？著5it （5）

ln IHSI2it=？琢60+？琢6it+？茁6it ln AIPI6it+？著6it （6）

ln IHOI2it=？琢70+？琢7it+？茁7it ln AIPI7it+？著7it （7）

ln PI2it=？琢80+？琢8it+？茁8it ln AIPI8it+？著8it （8）

其中i=1，2，…，30，表示30個個體；t=1，2，3，4，分別表示2007～2010年的4個年份。

對于上述回歸形式最終選擇混合效應模型、個體固定效應模型、時點固定模型與個體時點固定模型中的哪一個，則看回歸的結果與檢驗的結果。

二、實證分析

1. 人均保費對農(nóng)民家庭人均純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地人均保費對農(nóng)民家庭人均純收入的貢獻，回歸結果及其檢驗見表1。

由表1可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗（表中Cross-section F與Cross-section Chi-square）、時點固定效應檢驗（表中Period Chi-square與Period Chi-square）和個體時點固定效應檢驗（表中Cross-Section/Period F與Cross-Section/Period Chi-square）后可以看出，個體時點固定效應模型相對更好一些。 而從個體時點固定模型中可以看出農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)保險保費的系數(shù)為 -0.000832，即人均農(nóng)險保費每增長1%，會使農(nóng)民人均純收入減少0.0832%，其顯著性不高。

2. 人均保費對農(nóng)民家庭人均經(jīng)營性純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地人均保費對農(nóng)民家庭人均經(jīng)營性純收入的貢獻，回歸結果及其檢驗見表2。

由表2可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗、時點固定效應檢驗和個體時點固定效應檢驗后可以看出，個體固定效應模型相對更好一些。 而從個體固定模型中可以看出農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)保險保費的系數(shù)為0.101480， 即人均農(nóng)險保費每增長1%，會使農(nóng)民人均經(jīng)營性純收入增加10.148%。可以認為，由于農(nóng)業(yè)保險的存在，降低了農(nóng)戶從事農(nóng)林牧漁的風險， 進而促進了農(nóng)民經(jīng)營性收入的增長。

3. 人均保費對農(nóng)民家庭人均工資性純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地人均保費對農(nóng)民家庭人均工資性純收入的貢獻， 回歸結果及其檢驗見表3。

由表3可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗、 時點固定效應檢驗和個體時點固定效應檢驗后可以看出， 個體時點固定效應模型相對更好一些。 而從個體時點固定模型中可以看出農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)保險保費的系數(shù)為0.006429， 即人均農(nóng)險保費每增長1%， 會使農(nóng)民人均工資性純收入增加0.6429%，雖然其顯著性不高，但其促進作用是明顯存在的。

4. 人均保費對農(nóng)民家庭人均財產(chǎn)性純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地人均保費對農(nóng)民家庭人均財產(chǎn)性純收入的貢獻，回歸結果及其檢驗見表4。

由表4可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗、時點固定效應檢驗和個體時點固定效應檢驗后可以看出， 個體固定效應模型相對更好一些。 而從個體固定模型中可以看出農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)保險保費的系數(shù)為0.090982， 即人均農(nóng)險保費每增長1%， 會使農(nóng)民人均財產(chǎn)性純收入增加9.0982%。

5. 農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均純收入的貢獻，回歸結果及其檢驗見表5。

由表5可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗、 時點固定效應檢驗和個體時點固定效應檢驗后可以看出， 個體時點固定效應模型相對更好一些。 而從個體時點固定模型中可以看出各地農(nóng)民農(nóng)業(yè)保險保費的系數(shù)為-0.001024，即各地農(nóng)險保費規(guī)模每增長1%， 會使農(nóng)民人均純收入減少0.1024%，其顯著性不高。

6. 農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均經(jīng)營性純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均經(jīng)營性純收入的貢獻，回歸結果及其檢驗見表6。

由表6可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗、時點固定效應檢驗和個體時點固定效應檢驗后可以看出，個體固定效應模型相對更好一些。而從個體固定模型中可以看出各地農(nóng)險保費的系數(shù)為0.097943，即各地農(nóng)險保費每增長1%，會使農(nóng)民人均經(jīng)營性純收入增長9.7943%。

7. 農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均工資性純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均工資性純收入的貢獻，回歸結果及其檢驗見表7。

由表7可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗、 時點固定效應檢驗和個體時點固定效應檢驗后可以看出， 個體時點固定效應模型相對更好一些。 而從個體時點固定模型中可以看出各地農(nóng)險保費的系數(shù)為0.008374， 即各地農(nóng)險保費每增長1%，會使農(nóng)民人均工資性純收入增長0.8374%，其顯著性不高。

8. 農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均財產(chǎn)性純收入的貢獻

通過混合面板模型、個體固定效應模型、時點固定效應模型與個體時點固定效應模型來考察各地農(nóng)險保費收入對農(nóng)民家庭人均財產(chǎn)性純收入的貢獻，回歸結果及其檢驗見表8。

由表8可知，無論是從系數(shù)顯著性，還是各模型的R-squared與F-statistic檢驗值來看，對其進行個體固定效應檢驗、時點固定效應檢驗和個體時點固定效應檢驗后可以看出，個體時點固定效應模型相對更好一些。 而從個體時點固定模型中可以看出各地農(nóng)險保費的系數(shù)為-0.010694，即各地農(nóng)險保費每增長1%， 會使農(nóng)民人均財產(chǎn)性純收入減少1.0694%，其顯著性不高。

三、結論及啟示

本文基于面板模型分析方法，分析了各地政策性農(nóng)業(yè)保險保費水平與農(nóng)民收入之間的關系，得到的主要結論如下：

1. 從實證結果來看， 無論是農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)保險保費，還是各地農(nóng)業(yè)保險保費總收入，對農(nóng)民人均純收入增長的彈性都是負值， 分別為-0.000832與 -0.001024， 而這也充分反映了當前中國農(nóng)業(yè)保險經(jīng)營中所存在的“少賠”與“拒賠”情況，即農(nóng)民參加了農(nóng)業(yè)保險，支付了保費，卻不能獲得其預期的災后損失賠款，從而使其保費徹底成了一筆損失。因此，要切實規(guī)范農(nóng)業(yè)保險的承保與理賠行為， 讓參保農(nóng)戶在災后獲得及時足額的保險賠付， 真正發(fā)揮農(nóng)業(yè)保險應有的經(jīng)濟社會職能。

2. 雖然農(nóng)業(yè)保險在促進農(nóng)民整體人均純收入上的作用是負面的，但從實證結果來看，無論是人均農(nóng)險保費，還是總的農(nóng)險保費規(guī)模，在促進農(nóng)民人均經(jīng)營性純收入與人均工資性純收入上的作用是積極的。這說明農(nóng)業(yè)保險在分散農(nóng)業(yè)經(jīng)營風險，特別是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營風險與農(nóng)業(yè)加工企業(yè)經(jīng)營風險上還是存在一定作用的。這與寧滿秀、邢酈、鐘甫寧（2005），徐勇（2006），呂春生、王道龍、李茂松（2008），黃英君、林文俊、陳麗紅（2009），王敏俊（2010）等的研究類似。他們認為傳統(tǒng)小農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險不積極，而專業(yè)化經(jīng)營農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)加工企業(yè)最需要農(nóng)業(yè)保險，耕地面積越多、土地質量越差、專業(yè)化程度越高的農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)保險的概率越高。因此對于目前中國農(nóng)村不少農(nóng)民因為耕地面積少，單位收益低而外出務工所引發(fā)的“誰來種地”的社會問題，國家可以借助農(nóng)業(yè)保險風險分散工具，在其他財政金融政策的扶持下，鼓勵農(nóng)民之間進行土地轉租，促進耕地資源的相對集中，擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

3. 農(nóng)民人均保費和農(nóng)業(yè)保險總收入對農(nóng)民人均財產(chǎn)性純收入的影響不同。從個體固定模型中可以看出農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)保險保費的系數(shù)為0.090982，即人均農(nóng)險保費每增長1%， 會使農(nóng)民人均財產(chǎn)性純收入增加9.0982%。 而從個體時點固定模型中可以看出各地農(nóng)險保費的系數(shù)為-0.010694，即各地農(nóng)險保費規(guī)模每增長1%， 會使農(nóng)民人均財產(chǎn)性純收入減少1.0694%，雖然其顯著性不高。可以看出農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)民人均財產(chǎn)性純收入的關系是值得深究的，這也說明農(nóng)業(yè)保險在農(nóng)村金融體系中的作用還不突出，今后農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展要加大與農(nóng)業(yè)信貸等的合作力度。

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（責任編輯：盧艷茹；校對：李丹）