財政補貼對農業(yè)保險市場的影響初探
——以鹽城為例

沈昱池，夏慧琳

(1.安徽財經大學 財政與公共管理學院，安徽 蚌埠 233030;2.安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030)

我國地域遼闊，自然災害頻發(fā)，嚴重威脅農業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展，同樣也影響著農民的增收，對政府的財政預警支出也是一項考驗。農業(yè)保險可以有效地降低因為自然災害所帶來的損失，分散政府的財政風險和負擔，各國政府都在積極研究適合本國的農業(yè)保險補貼政策。

我國政策性農業(yè)保險試點工作從2004年開始實施。2013年《農業(yè)保險條例》的實施，標志著有利于“三農”問題解決的一項重要配套性措施進入一個新的階段。財政補貼是政策性農業(yè)保險發(fā)展的重要因素，本文對鹽城從2007年以來政策性農業(yè)保險試點工作的效果進行研究并給出相關建議。

一、 農業(yè)保險的財政補貼理論依據

本文的理論依據是，在農業(yè)保險市場由商業(yè)保險公司完全承辦下保險市場失靈基礎上，表述財政補貼對農業(yè)保險市場影響的理論意義。

1.農業(yè)保險的準公共產品屬性

在市場中，私人物品是具有排他性和競爭性的物品，公共物品是不具有排他性同時也不具有競爭性性質的物品[1]。農業(yè)保險有其特有的性質，具有一定的公共性，但是由于其具有一定的排他性，必須符合一定的條件才能參保，又不是純公共物品，很多學者將它歸類于準公共物品。

由于農業(yè)產業(yè)的高風險率，導致農業(yè)保險市場的賠付率一直居高不下，在完全由商業(yè)保險公司承保期間，為了利益最大化經營，農業(yè)保險項目一直都不是各大商業(yè)保險公司熱衷的項目，在相當?shù)臅r間內，農業(yè)保險市場是低迷的。我們用一個供求曲線進行簡單說明。

圖1中D曲線代表農民對農業(yè)保險項目的需求度，S是商業(yè)保險公司的供給曲線。在沒有財政補貼的市場中，由于參保費用的高昂和保險公司對于農業(yè)保險高賠付率的不熱衷，D與S的交點在0甚至小于0處。當政府對農業(yè)保險實行補貼，農民為了分散自己的風險，對農業(yè)保險的需求度逐漸變大，D1進一步與S相交于M。同時，政府相關保險條例對商業(yè)保險公司的稅收優(yōu)惠等措施也降低了公司的經營費用并且提高了盈利性，供給曲線S向右移動到S1，最終與D1在Q2點相交，形成了新的最優(yōu)組合。

圖1 財政補貼影響農業(yè)保險市場供求關系Fig.1 Financial subsidies affect market supply and demand of agricultural insurance

通過上圖，由于農業(yè)保險的準公共產品性質，需要在財政補貼的前提下才能使農業(yè)保險市場的供求進行很好的結合，達到一個更高的供求平衡點。

2.農業(yè)保險的正外部性

首先，農業(yè)保險對農戶的消費具有正外部性，農戶購買農業(yè)保險所產生的社會利益大于農戶的私人利益。在發(fā)生災害時，損失可以通過賠償來使農戶很快恢復到再生產中，對農業(yè)產業(yè)和社會的穩(wěn)定都有很大的好處。當農戶產生的利益小于農戶的成本時，農戶不愿參加保險，但此時政府可以從社會其他群里因為農戶參保所得到的利益中拿出一部分對農戶進行補貼，進而得到的結果是使得社會上一些人的情況變化而且并沒有使任何人的情況變壞[2]。

如圖2所示，MRp代表農戶購買保險后的收益，MRs代表社會收益，MCp代表私人成本，MPs代表社會成本。在圖中，按照邊際成本等于邊際利益農戶購買保險的均衡均衡量為Q1，而社會利益最大化的產量應該為Q0，說明有效需求不足。

圖2 農業(yè)保險市場中農戶購買保險的均衡量與社會利益最大化下的應購量不一Fig.2 The number is lower than the actual purchase of insurance farmers under conditions to maximize the number of social benefits should buy insurance

其次，商業(yè)保險公司承辦農業(yè)保險也存在正外部性。由于農業(yè)保險的高賠付率，商業(yè)保險公司是不愿承辦相關的農業(yè)保險業(yè)務的，但由于其承辦的社會利益大于私人利益，所以也需要政府對商業(yè)保險公司進行經營補助，激勵其加大對農業(yè)保險市場的供給。

二、 鹽城市農業(yè)保險補貼政策對農戶購買保險的實證分析

坐落在黃海之濱的鹽城市是我國農業(yè)大市，鹽城的耕地總面積占江蘇全省的16.4%，達到1200萬畝，是江蘇省最大的農副產品生產基地。從2007年開始，鹽城市采用“聯(lián)辦共保”的模式開展農業(yè)保險試點工作，政府和商業(yè)保險公司聯(lián)合開展保險業(yè)務，各承擔一半的風險。

本節(jié)根據鹽城市響水縣的實地調研數(shù)據，結合計量模型運用EViews測算農戶在一定比例的財政補貼中影響農戶購買農業(yè)保險的因素。

1.計量模型的選定

根據logit二元回歸模型原理，將定性變量與其影響因素進行研究，得出其關系[3]。文中設A為農戶參加保險時間，則A發(fā)生概率為：

(1)

則，

(2)

式中:zi為線性結合模型,即zi=?0+β1x1+β2x2+…+βnxn,x1,x2,x3,xn為各解釋變量，對(2)式作Logit變換,兩邊取對數(shù)得

(3)

2.變量的選擇

2013年3月份在鹽城市響水縣隨機發(fā)放了150份調查問卷，收回有效問卷137份，其中137戶全部參加了當?shù)匾匀吮Ｘ旊U為主承保的政策性農業(yè)保險。根據調查問卷數(shù)據進行分類。對數(shù)據的基本描述和預期值如表1。

表1調查問卷中數(shù)據的基本描述和預期值
Table1Descriptionandexpectedvalueofthedatainthequestionnaire

名稱 變量值區(qū)間對變量的主觀預期了解程度D11、不清楚 2、聽說過 3、很明白+財政的補貼D21、不補貼2、有補貼+對保險公司滿意度D31、不滿意 2、比較滿意 3、非常滿意+家庭平均收入D41、小于800元2、800^1900元 3、1900^3000元 4、大于3000元+三麥和水稻收入占總比重D51、0^20% 2、20%^40% 3、40%^60% 4、60%^80% 4、80%^100%+文化程度D61、沒有接受過教育2、小學文化 3、初中文化4、高中文化及以上+

3.實證檢驗與結果分析

表2變量相關性系數(shù)表
Table2CorrelationCoefficientTableVariable

D1D2D3D4D5D6了解程度D110.470.380.440.320.74財政的補貼D20.4710.490.410.390.46對保險公司滿意度D30.380.4910.450.330.37家庭平均收入D40.440.410.4510.400.48三麥和水稻收入占總比重D50.320.390.330.4010.36文化程度D60.740.460.370.480.361

表3影響農戶參保的因素變量回歸結果
Table3Factorsaffectingfarmersinsuredvariableregressionresults

解釋變量名稱系數(shù)P值了解程度D12.742390.0021財政的補貼D23.275030.0062對保險公司滿意度D33.334560.0087家庭平均收入D41.27540.0965三麥和水稻收入占總比重D5-0.320.5785S.E of regression0.139789LR statistic36.24562

回歸結果表明農戶對D1、D2、D3(了解程度、財政的補貼、對保險公司的滿意度)系數(shù)均為正，并且結果顯著，表明這三項越好，農戶的投保傾向就越顯著。D4、D5未通過檢驗說明農戶是否參加農業(yè)保險與家庭收入以及家中三麥水稻所占比例并沒有絕對的關系。

4.結論與建議

(1)由于認知情況與農戶保險的需求是正相關的，這就要求當?shù)卣ㄟ^電視、報紙、宣傳日、網絡等多種媒體全方位地對農民進行宣傳農業(yè)保險，增加農戶的認知度。

(2)培養(yǎng)農險專業(yè)人才的培養(yǎng)，農險專業(yè)人才不僅要對農業(yè)保險的險種熟悉，還需要對政府的補貼政策有很全面的掌握，這樣對農戶進行參保以及理賠的時候才能應知應解地向農戶介紹，提高服務質量。

三、鹽城市農業(yè)保險收入與賠付支出協(xié)整分析

本節(jié)運用協(xié)整模型理論，根據鹽城市人保財險農業(yè)保險保費收入與支出1991-2012年的數(shù)據作為樣本區(qū)間，研究其是否存在均衡關系，并引用誤差修正模型進行調整，考察2007年引入農業(yè)保險補貼之后效果。

1.模型設定

(1)選定Y=F(X)，賠付支出Y是保費收入X的函數(shù)，假設其他條件保持不變，保費收入是影響保險公司賠付支出的唯一影響因素。為了消除時間序列數(shù)據中異方差的影響，對Y與X取自然對數(shù)，保持其原有時間序列特性和協(xié)整關系。模型如下：

LnYt=C+?LnXt+ut

選取1991-2012年鹽城市人保財險的農業(yè)保險保費收入與賠付支出的數(shù)據，并進行回歸得到：

LnYt=-0.1112+0.9323LnXt+ut

(2)

(-0.39) (20.89)

D.W.=2.28F=628.23

由回歸可見，方程(2)對樣本數(shù)據的擬合度較好，D.W.不存在序列相關性(在5%的顯著性水平下，n=26,k=2(包含常數(shù)項)，查表得dl=1.14,du=1.54,由于du

表4鹽城市人保財險農業(yè)保險保費收入與支出(1991～2012)
Table3YanchengPICCagriculturalinsurancepremiumincomeandexpenditure( 1991to2012 )

年份保費(萬元)賠款(萬元)賠付率1991134.8181.5134.64%1992227.9221.197.02%1993195.218996.82%199471.76489.26%199560.247.178.24%1996664263.64%1997755674.67%1998654264.62%1999684667.65%2000704564.29%2001774457.14%2002805568.75%20031106760.91%20041358260.74%20051557850.32%200619011258.95%2007128949138.09%20084626129527.99%20096556419964.05%20108865371741.93%201111199543748.55%201214001947367.66%

(2)chow突變點檢驗。由于2007年開始試點政策性農業(yè)保險，人保公司的保費收入和賠付有了較大的變化，對保險市場產生了影響，需要進一步對其穩(wěn)定性進行檢驗。chow突變點檢驗的基本原理是對假設突變點前后的樣本分別擬合方程，然后觀察擬合的方程是否具有顯著差異[3]。利用eviews7.2對上述模型進行chow檢驗，得結果如表5。

表5對2007年是影響農業(yè)保險市場的突變點的Chow檢驗結果
Table5 2007istheimpactontheagriculturalinsurancemarketpointmutationsintestresults

chow Breakpoint Test: 2007Equation Sample: 1992 2012F-statistic4.150983Prob. F(3,15)0.0025Log likelihood ratio12.69289Prob. Chi-Square(3)0.0054Wald Statistic29.00152Prob. Chi-Square(3)0.0000

根據檢驗的結果發(fā)現(xiàn)，突變點的F值為4.15，并且在5%置信水平下，說明2007年為突變點，進一步分析得出2007年的財政補貼農業(yè)保險的試點對鹽城市人保的農業(yè)保險市場產生了一定的影響。引入虛擬變量，測算財政補貼對模型的影響程度。

(3)引入虛擬變量。加入虛擬變量Dt后建立的保費賠付模型如方程(4)所示：

Dt=0，1991≦t≦2006;1,2007≦t≦2012

(3)

LnYt=β1LnXt+β1LnXt

(4)

2.保費收入與賠付的協(xié)整分析與誤差修正

(1)單位根的檢驗

根據檢驗結果，LnY與LnX的單位根檢驗都不是平穩(wěn)的。而LnX在2階差分下T=-4.51，

P=0.0024；LnY在2階差分下T=-5.68，P=

0.0002，在5%置信水平下都是平穩(wěn)的。

(2)協(xié)整檢驗

運用EViews7.2計算方程(4)并計算非均衡誤差得到：

LnYt=0.9301LnXt-0.0169LnXt*D1+ut

(5)

(58.50) (-1.05)

根據回歸的結果得知β2≠0，將1992年-2007年模型和2007年-2012年模型分別寫成兩個函數(shù)表達式：

2007年以前：LnYt=0.9301LnXt+ut

2007年以后：LnYt=0.9132LnXt+ut

并對殘差ut進行單位根檢驗，說明殘差是協(xié)整的，即(5)是LnY與LnX是長期穩(wěn)定關系。

(3)格蘭杰因果檢驗。長期穩(wěn)定關系確定后，需要驗證二者的因果關系。根據格蘭杰因果關系檢驗結果，LnX是LnY的格蘭杰原因，因此，人保公司保費的收入是引起賠付的支出產生變化的格蘭杰原因。

表6格蘭杰因果關系檢驗結果
Table6Grangercausalitytestresults

(4)誤差修正模型(ECM)的建立。為了測算出LnX和LnY之間的長期均衡關系與短期動態(tài)之間的聯(lián)系，建立誤差修正模型，對表達式中的每個變量進行差分運算。

ECMt=LnYt-0.9301LnXt+0.0169LnXt·D1

(6)

為了對農業(yè)保險保費收入LnX與賠付支出LnY之間的短期關系進行分析，需要以△LnY為被解釋變量,以△LnX和滯后1期的誤差修正項ECMt-1為解釋變量，采用最小二乘法進行回歸，得到模型(7)，即誤差修正模型。

為了分析LnX和LnY的短期關系，把△LnY作為新模型的被解釋變量，把ECMt-1和△LnX作為解釋變量，運用最小二乘法的方法得到(7)

△LnYt=1.0882△LnXt-0.0397D1*△LnXt-

0.6105ECMt-1+εt

(7)

(5.27) (-2.27) (-2.70)

兩時期的賠付函數(shù)誤差修正模型分別為:

2007年以前：△LnYt=1.0882△LnXt-

0.6105ECMt-1+εt

2007年以后：△LnYt=1.0485△LnXt-

0.6105ECMt-1+εt

4.對模型結論的分析

本節(jié)運用協(xié)整檢驗誤差修正模型，分析了1991—2012年鹽城市人保財險農業(yè)保險賠付金額與收入進行實證分析，論證了二者之間的關系，可以得到以下結論：

(1)鹽城市人保財險農業(yè)保險保費收入與賠付支出之間存在協(xié)整關系，實際情況符合經濟理論。從數(shù)據來看，鹽城市中國人民股份有限公司的農業(yè)保險保費收入與賠付金額之間的關系是穩(wěn)定且密切的，因此，加大保費收入是提高保費賠付能力的有力措施。

(2)農業(yè)保險保費收入和賠付金額之間的協(xié)整參數(shù)是0.9301，說明除去管理成本，長期下去鹽城人保公司農業(yè)保險是在虧損。鹽城市自2007年對農戶參保進行保費補貼之后，模型(5)中協(xié)整系數(shù)降低為0.9132，可以發(fā)現(xiàn)，2007-2012年期間，鹽城市人保財險公司農業(yè)保費收入每增加1%的同時保險賠付支出僅僅增加0.9132%，虧損下降。政府對農業(yè)保險的參保進行補貼，較好地平衡了農業(yè)保險市場的均衡關系，是一個雙贏的政策措施。

(3)在對農業(yè)保險進行政府補貼之前△LnX的短期系數(shù)為1.0882，在2007年進行試點補貼之后降低為1.0485，使得鹽城市農業(yè)保險市場中賠付金額對保費收入的彈性系數(shù)降低，一定程度鼓勵了更多的農業(yè)保險產品投向市場。誤差修正模型中ECMt-1的系數(shù)為-0.6105，說明誤差修正項對△LnY的凈影響為正，說明市場的自動穩(wěn)定機制對短期的波動進行了平衡，在一定程度上提高了鹽城市農保市場的效率。

四、對完善我國農業(yè)保險財政補貼措施的建議

本文的研究表明，財政補貼對于農業(yè)保險的成長起到了不可替代的重要作用，因此，根據鹽城市農業(yè)保險市場中農戶需求與商業(yè)保險公司的收益的共同研究，有如下政策建議：

1.加快農業(yè)保險補貼立法。在國內，現(xiàn)在有很多種農業(yè)保險的模式，江蘇的“聯(lián)辦共?！钡哪Ｊ街皇瞧渲械囊环N，各級各地政府的財政補貼也各有不同，因此，需要對農業(yè)保險財政補貼進行立法，確定最適宜的模式和各地最適合的補貼比例，使得農業(yè)保險發(fā)展得更加規(guī)范和有序。

2.增加農業(yè)保險補貼品種數(shù)量。目前鹽城的農業(yè)保險補貼只涉及種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和高效農業(yè)，建議政府相關部門在做出充分調研和分析的前提下相應地增加農業(yè)保險補貼品種數(shù)量。

3.對農業(yè)保險市場中補貼金額的監(jiān)督管理進一步加強，在實踐中制定科學的規(guī)章制度。由于農業(yè)保險的補貼容易引起受災者的依賴性和道德風險，而且農業(yè)保險補貼涉及財政、農委、商業(yè)保險公司以及農戶，沒有有效的監(jiān)督管理也容易滋生腐敗，因此第三方監(jiān)督機構需要組成，加強對政府、商業(yè)保險公司、農戶的監(jiān)督與審查[4]。

參考文獻：

[1] 布坎南.民主財政論[M].南京:江蘇人民出版社,1993.

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[3] 趙衛(wèi)亞.計量經濟學教程[M].上海:上海財經大學出版社,2005.

[4] 周桂賢.我國農業(yè)保險中政府行為研究[D].呼和浩特:內蒙古農業(yè)大學,2012.