農業保險、農業貸款與農戶人均純收入
——基于中國省際面板數據的實證分析

阮貴林，孟衛東

(重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044)

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農業保險、農業貸款與農戶人均純收入
——基于中國省際面板數據的實證分析

阮貴林，孟衛東

(重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044)

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

農業保險；農業貸款；農戶人均純收入；面板VAR

一、引 言

從2004年到2015年，中共中央連續十二年發布“一號文件”，鎖定“三農問題”，其中更是多次提到關于促進農民增加收入和完善農村金融服務體系的問題。農村經濟的發展對我國整體經濟水平的提高有著至關重要的作用，農民能否增收致富更是全面實現小康社會的關鍵。隨著農村經濟發展方式的轉變，農村金融在農業經濟中起著舉足輕重的作用，強化農村金融服務，完善農村金融體系對促進農民收入的增加有很大幫助。農業具有天然的弱質性，再加之我國自然災害較多，仍屬于高風險行業，農業保險能夠有效分散風險，降低自然災害風險對農業生產的影響。現代農業的發展，離不開資金的支持，資金短缺、融資渠道匱乏，是農戶擴大生產規模、引進現代化機械設備的重大障礙，使農戶難以改變傳統作業模式，向高效農業轉變。農業貸款能夠解決農戶資金短缺問題，幫助農戶擴大生產規模和改變作業方式，提高生產效率。我國農業保險發展較為緩慢，發展過程更是跌宕起伏。自2007年開始，中央政府在吉林、內蒙古、新疆、江蘇、四川、湖南六個省區開展了農業保費補貼試點，我國農業保險的發展進入到了一個新的階段。農業保險保費收入從2009年的13283.29(百萬元)到目前的30462.23(百萬元)，漲幅達到了129.33%。我國農業貸款雖然發展較早，但由于各種因素的限制，對農業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、內蒙古五個省區設立七個小額貸款公司進行試點，并確立了多戶聯保、按期存款、分期還款的措施，使得農村小額信貸迅猛發展。涉農貸款規模從2009年的90756.78(億元)增加到2013年的206143.11(億元)，漲幅達到了127.15%。農村居民人均純收入在政府各種支農、惠農政策的支持下，也有了大幅提高。農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%。作為兩項重要的農村金融工具,農業保險、農業貸款和農村居民人均純收入三者之間有何聯系？農業保險和農業貸款的迅猛發展，是否促進了農戶收入的提高，反過來農戶收入的提高對農業保險和農業貸款又有何影響？農業保險和農業貸款是否存在相互促進、協同發展？本文試圖回答上述問題。

二、文獻回顧

(一)關于農業保險和農業貸款之間關系的研究

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

(二)關于農業貸款和農戶收入之間關系的研究

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

(三)關于農業保險與農業收入之間關系的研究

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

三、變量選取與模型設立

(一)變量選取

農業保險(ai),單位(百萬元)，采用《中國保險年鑒》中各省農業保險保費收入數據，農業貸款(al)，單位(億元)，2001-2008年數據來自《中國統計年鑒》，由于2009年之后統計口徑的變化，不再單獨統計農業貸款規模，故選取中國人民銀行發布的《農村金融服務報告》中涉農貸款數據，農戶收入衡量標準采用各省農村居民人均純收入(pni)，單位(元)，數據來源于《中國統計年鑒》。表1為各變量的描述性統計。

表1 變量描述性統計

(二)模型設定

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，B0表示截距項向量，Bj表示滯后變量的參數向量，fi是地區效應列向量，Zi,t-p表示固定效應形式反應的截面個體差異性，et為時間效應列向量，εi,t表示時間變化對截面個體的影響，為干擾項。

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

表2 GMM估計結果

從表2可以看出，全國地區和中部地區滯后一期的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存在正向關系；東部地區和西部地區滯后一期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存在正向關系。這跟現實情況比較吻合，農業貸款并不是在當期就能發揮出對農戶人均收入的促進作用，而是要經過一段時間的過渡期。

從表3可以看出，全國地區滯后一期的pni對ai的影響在1%水平下顯著，且與當期ai存在正向關系；東部地區滯后一期的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存在正向關系，而滯后一期ai與當期ai存在反向關系；中部地區滯后一期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存在正向關系，而滯后二期ai與當期ai存在反向關系；西部地區滯后一期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存在正向關系，而滯后一期al與當期ai存在反向關系。以上分析跟現實比較吻合，若農戶收入較高，即表明有更多資金可用于購買農業保險。

表3 GMM估計結果

表4 GMM估計結果

從表4可以看出，全國地區滯后一期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存在正向關系；東部地區滯后一期ai對當期al的影響在10%水平下顯著，且與當期al存在一定正向關系；中部地區滯后一期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存在正向關系；西部地區滯后一期al對當期al的影響在10%水平下顯著，且與當期al存在正向關系。由于農業貸款通常是在之后的幾年才需要償還，而且滯后期的農業保險能夠保障農戶的償還能力，因此，農戶將會加大當期的農業貸款額度。

四、脈沖響應分析

脈沖效應函數能夠直觀的表現出各變量間相互作用的動態反應過程，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影響。圖1-4橫軸表示沖擊反映的滯后期數(單位年)，縱軸表示脈沖效應的響應程度，中間曲線表示脈沖效應函數，兩側曲線表示95%的置信區間，函數圖均為蒙特卡洛模擬500次得到。

(一)全國地區

圖1表示全國地區脈沖響應函數結果。農業保險對農戶人均純收入的沖擊：0-1期，農業保險對農戶人均純收入的影響為負，1-3期對農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。農業貸款對農戶人均純收入的沖擊：農業貸款對農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。農戶人均純收入對農業保險的沖擊：0-1期逐漸增大，在1期達到最大，2-3期開始下降，3期之后出現了一定的負向作用，隨后開始上升，在第6期收斂于0。農業貸款對農業保險的沖擊：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。農戶人均純收入對農業貸款的沖擊：0-1期對農業貸款的影響為負，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。農業保險對農業貸款的沖擊：在一開始對農業貸款的影響為負，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

圖2表示東部地區脈沖響應函數結果。農業保險對農戶人均純收入的沖擊：0-1期，對農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。農業貸款對農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。農戶人均純收入對農業保險的沖擊：0-1期逐漸上升，在1期達到最大，隨后開始下降趨于穩定。農業貸款對農業保險的沖擊：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。農戶人均純收入對農業貸款的影響，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。農業保險對農業貸款的沖擊：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

圖2 東部地區

(三)中部地區

圖3是中部地區脈沖響應函數結果。從圖3中可以看出，農業保險對農戶人均純收入的沖擊：0-1期對農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。農業貸款對農戶人均純收入的沖擊：0-1期對農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。農戶人均純收入對農業保險的沖擊：0-1期對農業保險的影響為正，且緩慢上升，在1期達到最大，之后開始下降，2-4期對農業保險的影響為負，5-6期為正，在第6期收斂于0。農業貸款對農業保險的沖擊：0-1期對農業保險的影響為負，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。農戶人均純收入對農業貸款的沖擊：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。農業保險對農業貸款的沖擊：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

(四)西部地區

圖4表示西部地區脈沖響應函數結果。農業保險對農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，即農業保險沒能表現出對農戶人均純收入的正向促進作用。農業貸款對農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。農戶人均純收入對農業保險的沖擊：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。農業貸款對農業保險的沖擊：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。農戶人均純收入對農業貸款的沖擊：0-1期影響為負，2-4期影響為正，最后逐漸收斂于0。農業保險對農業貸款的沖擊：0-1期為正，之后逐漸減小，收斂于0。

綜上所述

1.農業保險、農業貸款對農戶人均純收入的影響：

全國地區、東部地區和中部地區，農業保險在開始階段對農戶人均純收入具有負向促進作用，從長期來看，農業保險對農戶人均純收入具有正向促進作用，西部地區農業保險則沒有表現出對農戶人均純收入的正向促進作用；全國地區、東部地區、中部地區、西部地區業貸款都表現出對農戶人均純收入的正向促進作用，在開始階段對農戶人均純收入的促進作用較小，經過一段時間之后對農戶人均純收入的正向促進作用才達到最大。

2.農戶人均純收入、農業貸款對農業保險的影響：

全國地區、中部地區，農戶人均純收入在開始階段對農業保險具有正向促進作用，之后表現出負向促進作用，隨后又表現出正向促進作用，東部地區和西部地區則一直表現出對農業保險的正向促進作用；全國地區、東部地區、西部地區農業貸款在開始階段表現出對農業保險的負向促進作用，之后表現出對農業保險的正向促進作用，中部地區的農業貸款在開始階段也表現出對農業保險的負向作用，之后表現出正向促進作用，隨后又表現出負向促進作用。

圖4 西部地區

3.農戶人均純收入、農業保險對農業貸款的影響：

全國地區、東部地區、西部地區，農戶人均純收入在開始階段均表現出對農業貸款的負向促進作用，之后表現出正向促進作用，中部地區農戶人均純收入在開始階段也表現對農業貸款的負向促進作用，之后表現出正向促進作用，隨后又表現出負向促進作用，最后又表現出正向促進作用；全國地區、東部地區、中部地區，農業保險在開始階段表現出對農業貸款的負向促進作用，之后表現出正向促進作用，隨后又表現出負向促進作用，最后又表現出正向促進作用，西部地區則在開始階段表現出對農業貸款的正向促進作用，之后表現出負向促進作用。

五、方差分解分析

經過脈沖響應函數分析之后，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。從對農戶人均純收入1單位波動的貢獻程度來看，全國地區、東、中、西部各地區農戶人均純收入波動主要受到自身沖擊和農業貸款沖擊的影響。對全國地區來說農業保險對農戶人均純收入的解釋力度維持在5.7%，東、中、西部地區則分別維持在1.5%、15.6%、1.2%；從農業貸款對農戶人均純收入的影響來看，全國地區農業貸款對農戶人均純收入的解釋力度維持在44%，東、中、西部地區則分別維持在13.5%、45.2%、35.2。從農戶人均純收入自身的影響來看，全國地區維持在50.3%，東、中、西部則分別維持在85%、39.2%、63.6%。從對農業保險1單位波動的貢獻程度來看，全國地區、東、中、西部地區農業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，農戶人均純收入對農業保險的解釋力度分別維持在21.4%、68.2%、15.3%、23.8%。全國、東、中、西部地區農業貸款對農業保險的解釋力度分別維持在12.3%、12.5%、5.4%、10%。從對農業貸款1單位波動的貢獻程度來看，全國、東、中、西部地區，農業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%；農戶人均純收入對農業貸款的解釋力度分解維持在8.5%、20.6%、20.9%、20.1%；農業保險對農業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、結論與政策含義

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

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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,重慶大學經濟與工商管理學院,碩士研究生,研究方向:區域經濟發展。孟衛東(1964-),重慶市人,重慶大學經濟與工商管理學院,教授,博士生導師,研究方向:戰略管理、區域經濟發展。

A

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