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    農(nóng)業(yè)保險市場結構、空間依賴性與農(nóng)業(yè)保險條件收斂研究

    2017-06-01 12:50:05陶建平張紅梅
    中國管理科學 2017年5期
    關鍵詞:區(qū)域農(nóng)業(yè)結構

    黃 琦,陶建平,張紅梅

    (1. 華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,湖北 武漢 430070;2.中國人民銀行鄭州中心支行,河南 鄭州 450040)

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    農(nóng)業(yè)保險市場結構、空間依賴性與農(nóng)業(yè)保險條件收斂研究

    黃 琦1,2,陶建平1,張紅梅1

    (1. 華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院,湖北 武漢 430070;2.中國人民銀行鄭州中心支行,河南 鄭州 450040)

    我國農(nóng)業(yè)保險存在明顯的區(qū)域差異,弱化了農(nóng)業(yè)保險的普惠性本質,其根源是我國農(nóng)險市場存在高寡占的市場結構。解決農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的區(qū)域差異問題是農(nóng)業(yè)保險升級的聚焦點。本文基于中國31個省(市)2007-2014年面板數(shù)據(jù),測量了農(nóng)業(yè)保險市場競爭度HHI,并以空間計量方法研究農(nóng)業(yè)保險市場結構對農(nóng)業(yè)保險區(qū)域收斂發(fā)展的影響。研究表明:(1)我國農(nóng)業(yè)保險市場結構及農(nóng)業(yè)保險密度均存在顯著的空間依賴性;(2)在控制變量后,區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展遵循收斂性理論,條件收斂速度為24.37%,其中17.725%的條件收斂速度由農(nóng)業(yè)保險自身市場結構決定,6.645%的條件收斂速度由“空間溢出效應”決定;(3)財政支農(nóng)的“擠出效應”,導致依賴財政補貼支持的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展速度降低;高效的農(nóng)業(yè)保險賠付產(chǎn)生的“示范效應”,是提升投保積極性的重要舉措。

    農(nóng)業(yè)保險市場結構;農(nóng)業(yè)保險條件收斂;空間計量模型;農(nóng)業(yè)保險供給側結構改革

    1 引言

    農(nóng)業(yè)保險作為農(nóng)業(yè)支持保護政策的重要組成部分,旨在為農(nóng)業(yè)提供風險保障、分散農(nóng)業(yè)風險,在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的過程中發(fā)揮了現(xiàn)代風險管理工具的作用[1]。在財政政策支持下,農(nóng)業(yè)保險快速發(fā)展,保費收入由2004年的3.77億元攀升至2015年的374.9億元,在保障農(nóng)業(yè)經(jīng)營穩(wěn)定性上發(fā)揮重要作用,但農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的區(qū)域差異明顯。2014年中國農(nóng)業(yè)保險密度最大的省份是內(nèi)蒙古,最小的是重慶,農(nóng)業(yè)保險密度分別為296.13元/人和18.94元/人,二省相差15.6倍。區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展不均衡,不利于形成穩(wěn)定、有序的農(nóng)業(yè)保險市場。在農(nóng)業(yè)保險助跑農(nóng)業(yè)供給側結構改革的關鍵時期,如何解決農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的區(qū)域差異問題,將是農(nóng)業(yè)保險升級的聚焦點。除此之外,農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的另一特征是農(nóng)業(yè)保險市場結構高寡占。2004年我國經(jīng)營農(nóng)業(yè)保險的機構僅有3家,2007年在中央財政補貼的推動下,農(nóng)業(yè)保險發(fā)展開始進入快速發(fā)展期,經(jīng)營農(nóng)業(yè)保險的機構有14家,到2014年經(jīng)營農(nóng)業(yè)保險的機構已增至24家。保險機構數(shù)量的不斷增加,增加了農(nóng)業(yè)保險市場的活力。農(nóng)業(yè)保險市場集中度HHI指數(shù)由2007年的0.86下降到2014年的0.59,壟斷格局被打破,農(nóng)業(yè)保險市場競爭度提高。盡管我國農(nóng)業(yè)保險市場競爭程度有所加強,但仍處于極高寡占階段,2007-2014年我國農(nóng)業(yè)保險市場HHI指數(shù)的均值為0.73(大于等于0.3)。農(nóng)業(yè)保險市場結構的高寡占特征,將不利于農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展[2]。進一步對比研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)保險密度增長率與農(nóng)業(yè)保險市場結構(HHI)增長率之間存在明顯的背離關系。

    學者們對保險業(yè)區(qū)域差異問題,進行了相關研究。保險業(yè)發(fā)展有穩(wěn)定區(qū)域經(jīng)濟的作用[3],而保險業(yè)較大的地區(qū)差異,將導致區(qū)域經(jīng)濟非均衡發(fā)展[4-5]。為促進區(qū)域保險業(yè)收斂發(fā)展,影響保險業(yè)區(qū)域差異的因素,值得關注。市場主體發(fā)展、經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化程度的差異是引起地區(qū)間保險業(yè)發(fā)展不平衡的主要原因[6];保險補貼率和農(nóng)民收入增長率等是影響不同區(qū)域保險業(yè)發(fā)展狀況的關鍵因素[7]。資源稟賦、制度文化、空間成本以及保險業(yè)區(qū)域組織形態(tài),是影響保險業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的主要原因[3];區(qū)域稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平、教育發(fā)展水平是最主要的區(qū)域差異影響因素,其中市場化程度是持續(xù)降低保險區(qū)域差異的因素,區(qū)域保險業(yè)發(fā)展政策的重點應放在保險經(jīng)營主體的培育與引進上[8-11]??梢?,優(yōu)化保險市場結構,能有效促進保險業(yè)區(qū)域均衡發(fā)展。開放保險市場,是促進保險市場競爭,提高保險需求,促進保險市場繁榮的重要途徑[12-14]。由于我國保險市場遵循“市場結構-市場行為-市場績效”假說,保險市場可以通過增加有效率企業(yè)的數(shù)量,引入競爭機制,通過市場自然選擇,形成少數(shù)新的規(guī)模大并能夠具有市場力量的保險公司,從而能提高保險業(yè)的績效水平[15]。因此,通過開放保險市場,不斷優(yōu)化保險業(yè)發(fā)展的市場結構,完善主體多元、競爭有序的市場體系,是保險業(yè)健康持續(xù)發(fā)展的要求[16]。探討區(qū)域性問題,學者們傾向于將空間因素考慮在內(nèi)[17]。程敏和裴新杰[18]研究城市基礎設施投入效率區(qū)域差異,劉炳勝等[19]研究區(qū)域建筑產(chǎn)業(yè)競爭力形成機理,高鳴和宋洪遠[20]研究糧食生產(chǎn)技術效率的功能區(qū)差異及收斂性,馬大來等[21]研究我國區(qū)域創(chuàng)新效率的收斂性,李曉龍等[22]研究區(qū)域金融發(fā)展與創(chuàng)新產(chǎn)出,姜天龍和范靜[23]從區(qū)域視角研究保險業(yè)市場結構對經(jīng)濟增長的影響,黃琦、陶建平[24]研究區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的收斂性時均認為區(qū)域間存在空間依賴性,應采用空間計量經(jīng)濟模型得以實現(xiàn)。

    綜上所述,中國保險業(yè)發(fā)展區(qū)域發(fā)展不均衡,經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、文化教育水平、資源稟賦、空間成本以及市場競爭程度是影響保險業(yè)區(qū)域發(fā)展的因素,其中市場競爭程度是主要因素。學者們對保險區(qū)域差異、市場結構研究較多,農(nóng)業(yè)保險方面的研究較少,農(nóng)業(yè)保險作為保險業(yè)中的特殊領域,市場結構與區(qū)域發(fā)展問題值得關注。優(yōu)化農(nóng)業(yè)保險市場結構對農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的影響,學者們主要聚焦在研究農(nóng)業(yè)保險市場結構對農(nóng)業(yè)保險規(guī)模影響[25],而對農(nóng)業(yè)保險市場結構與區(qū)域農(nóng)業(yè)保險差異,及其區(qū)域問題的空間效應缺少足夠的關注,這種忽略“地理特征”的研究成果可能與實際應用有偏差。因此,本文將從農(nóng)業(yè)保險市場競爭度HHI指數(shù)出發(fā),加入其他控制變量,引入了空間計量方法,研究農(nóng)業(yè)保險市場結構對農(nóng)業(yè)保險條件收斂的影響。

    2 研究方法、模型設定與變量說明

    2.1 研究方法

    2.1.1 市場結構的測算方法

    市場結構是指企業(yè)間市場關系的特征,其表現(xiàn)形式為壟斷與競爭。通常采用市場集中度來衡量,一般用絕對集中度的CRn指數(shù)和相對集中度的赫芬達爾-赫希曼指數(shù)(簡稱HHI指數(shù))來反映。HHI指數(shù)相較于CRn誤差小,適用范圍廣,考慮到了市場中的企業(yè)數(shù)量,本文將采用的是HHI指數(shù),計算公式為:

    其中,xi表示第i家農(nóng)業(yè)保險機構保費收入占總保費收入比重,n則代表農(nóng)業(yè)保險市場中的機構總數(shù)。HHI指數(shù)越大,市場壟斷程度越高,反之,則競爭程度越高。

    2.1.2 空間自相關分析方法

    空間計量經(jīng)濟學理論認為,一個地理單元的經(jīng)濟現(xiàn)象與其相鄰的地理單元的經(jīng)濟現(xiàn)象存在空間依賴性或空間自相關的特征??臻g依賴性一般用空間系相關系數(shù)全域性Moran’I指數(shù)來衡量,但全域性Moran’I指數(shù)只能從整體的角度衡量被考察對象的空間相關性特征,其內(nèi)部詳細的空間分布特點是無法表示的。因此需要引進局域性 Moran’s I 指數(shù)進一步展示被考察對象內(nèi)部具體的空間分布特征。

    (1)全域性Moran’I指數(shù)計算方法為:

    xi, xj表示地區(qū)i, j要考察的觀測值,n為地區(qū)數(shù),wij為省際鄰接空間權重矩陣。Moran’s I[-1, 1],若Moran’s I[0, 1],則認為變量在空間正相關,絕對值越大,空間相關性越強。

    wij={1

    0當i省和j省相鄰;

    當i省和j省不相鄰,或i=j

    (2)局域性Moran’sI指數(shù)計算公式為:

    Ii=∑wijzizj

    式中:zi和zj是標準化之后要考察的觀測值,wij為行標準化后的空間權重矩陣。局域Moran’sI0且zi0屬于高高聚集,分布于第一象限,Moran’s I0且zi0,屬于低低聚集,分布于第三象限,Moran’s I0且zi0,屬于高低聚集,分布于第二象限Moran’s I0且zi0屬于低高聚集,分布于第四象限[26]。

    2.1.3 空間滯后模型

    y=α+βX+ρWy+μ

    μ~N(0,σ2)

    其中,α,β是待估參數(shù),ρ為空間滯后參數(shù),W為空間權重矩陣,μ為隨機誤差項。y為被解釋變量,Wy表示空間自回歸變量,衡量空間權重矩陣產(chǎn)生的空間力度。

    2.2 模型設定

    通過中國農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的空間收斂研究,得知空間滯后模型是最適合研究農(nóng)業(yè)保險空間收斂的模型。因此本文選擇空間滯后模型揭示農(nóng)業(yè)保險市場結構與區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂的空間依賴關系??臻g依賴關系用內(nèi)生的空間滯后變量ρWgyi,t表示,模型如下:

    gyi,t=αi,t+βLnyt-1+ρWgyi,t+γLnHHIi,t+τLnXi,t+μi,t

    μi,t~N(0,σi,t2)

    其中,α、β、ρ是待估參數(shù),ρ是空間滯后參數(shù),用來測度農(nóng)業(yè)保險收斂區(qū)域層面的空間依賴程度,即各地區(qū)農(nóng)業(yè)保險密度增長率受到其他地區(qū)農(nóng)業(yè)保險密度增長率的影響程度。Lnyt-1為i省第t-1年的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平,W為空間權重指標,gyi,t為i省第t年的農(nóng)業(yè)保險密度增長率對數(shù)值,即gyi,t=Δln(yi,t)=ln(yi,t)-ln(yi,t-1),HHIi,t為農(nóng)業(yè)保險市場結構,Xi,t是本文選取的控制變量集合,μi,t為隨機誤差項[27]。

    2.3 變量說明

    根據(jù)前文構建的計量經(jīng)濟模型,考慮到農(nóng)業(yè)保險市場競爭度以及影響農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的其他因素,本文選取了以下指標。

    2.3.1 被解釋變量

    農(nóng)業(yè)保險收斂性指標,用農(nóng)業(yè)保險密度增長率衡量,即i省第t年農(nóng)業(yè)保險密度對數(shù)與i省第t-1年農(nóng)業(yè)保險密度對數(shù)的差值。

    2.3.2 解釋變量

    ①期初農(nóng)業(yè)保險密度指標,用i省第t-1年的農(nóng)業(yè)保險密度對數(shù)來表示,該變量的系數(shù)用來考察我國的區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展是否具有顯著的β收斂趨勢。假設1:該變量的系數(shù)為負且顯著,表示區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展遵循收斂性理論。

    ②農(nóng)業(yè)保險市場結構指標,用HHI指數(shù)表示,即農(nóng)業(yè)保險市場各個保險機構保費收入占比平方的合計,表示農(nóng)業(yè)保險市場集中度,可以揭示農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品的創(chuàng)新水平。假設2:競爭度高的農(nóng)業(yè)保險市場,保險產(chǎn)品創(chuàng)新水平高。

    2.3.3 控制變量

    本文考察農(nóng)業(yè)保險市場競爭結構與區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂空間關系,需選取HHI指數(shù)為重要的解釋變量,影響農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展的因素不僅包括農(nóng)業(yè)保險市場競爭度,而且還包括其他指標。因此本文另選取直接影響農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的8個指標為控制變量:

    ①農(nóng)業(yè)保險賠付率指標,用農(nóng)業(yè)保險賠付支出占比農(nóng)村人口數(shù)表示,用來考察農(nóng)業(yè)保險風險補償水平。假設3:農(nóng)業(yè)保險風險補償水平越高,該區(qū)域農(nóng)業(yè)保險密度增長越快。

    ②風險成災率指標,用農(nóng)作物成災面積與農(nóng)作物播種面積的比值表示,用來反映農(nóng)業(yè)風險水平。假設4:農(nóng)業(yè)風險水平高的區(qū)域,對農(nóng)業(yè)保險的需求越大,農(nóng)業(yè)保險密度增長越快。

    ③產(chǎn)業(yè)結構指標,用第一產(chǎn)業(yè)GDP占比GDP總值表示,以揭示某地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。假設5:農(nóng)業(yè)發(fā)展水平較高的區(qū)域,農(nóng)業(yè)保險密度增長越快。

    ④自然災害救助力度指標,用自然災害救助費與農(nóng)村人口數(shù)比值表示,用來考察某地區(qū)農(nóng)業(yè)保險之外的替代性風險補償能力。假設6:某地區(qū)替代性風險補償能力越高,將會抑制該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展。

    ⑤文化教育水平指標,用鄉(xiāng)村大專及以上人口占農(nóng)村人口數(shù)比值表示,以揭示農(nóng)業(yè)保險認知水平。假設7:農(nóng)業(yè)保險認知水平越高,該區(qū)域農(nóng)業(yè)保險密度增長越快。

    ⑥農(nóng)民收入水平指標,用農(nóng)村居民人均純收入表示,用來考察農(nóng)業(yè)保險支付能力。假設8:農(nóng)業(yè)保險支付能力越強,該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險密度增長越快。

    ⑦農(nóng)田水利基礎指標,用農(nóng)田水利用電量與農(nóng)村人口數(shù)占比,用來反映農(nóng)業(yè)風險防范水平。假設9:農(nóng)業(yè)風險防范能力越強的地區(qū),對農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的擠出效應越強。

    ⑧財政支農(nóng)水平指標,用農(nóng)林水財政支出與農(nóng)村人口數(shù)占比表示,以揭示財政對農(nóng)業(yè)的直接補貼力度。假設10:財政對農(nóng)業(yè)的直接補貼力度越大的地區(qū),對農(nóng)業(yè)保險補貼的“擠出效應”越大。

    3 實證結果與分析

    本文選取2007-2014年中國31個省(市)的面板數(shù)據(jù),首先通過分析農(nóng)業(yè)保險市場結構對農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展的關鍵變量的空間相關性以及控制變量的空間相關性,佐證空間“溢出效應”是必不可少的重要影響因素,為選擇空間面板模型奠定基礎。再通過對比普通面板回歸模型和空間面板模型,進一步證實空間面板模型估計結果更具有解釋力度。最后對比廣義矩估計(GMM)及極大似然估計(MLE)的估計結果,通過豪斯曼檢驗和巴爾塔基檢驗,確定個體固定效應或個體隨機效應,最終確定農(nóng)業(yè)保險市場結構對農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展空間影響的最優(yōu)模型。

    3.1 空間相關性分析

    由于各個省(市)空間相鄰,在市場化的推動下,人口、資本和資源流動性增強,區(qū)域間的空間關聯(lián)越來越密切,空間“溢出效應”明顯。因此,在研究農(nóng)業(yè)保險市場結構與區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂關系時也應考慮空間“溢出效應”。

    由圖1可知,2014年農(nóng)業(yè)保險市場結構HHI的Moran’I= -0.19688,P值=0.057,農(nóng)業(yè)保險市場結構的負空間自相關性在90%的置信區(qū)間顯著,由此可知,空間相關性對于我國農(nóng)業(yè)保險市場結構的空間變動趨勢具有重要的影響。我國的農(nóng)業(yè)保險市場結構在空間分布上具有一定的規(guī)律性,隨著越來越多的保險機構加入到經(jīng)營農(nóng)業(yè)保險的行列,農(nóng)業(yè)保險市場日趨活躍,壟斷格局逐漸改變,區(qū)域農(nóng)業(yè)保險市場結構呈現(xiàn)分散格局。農(nóng)業(yè)保險發(fā)展初期,分散分布的市場結構,可借助競爭度高的空間節(jié)點,在空間溢出效應下,形成農(nóng)業(yè)保險市場競爭度高的區(qū)域集聚形式。由圖2可知,2014年農(nóng)業(yè)保險密度的Moran’I=-0.116318,P值=0.086,農(nóng)業(yè)保險密度正空間自相關性在90%的置信區(qū)間顯著,由此可知,空間相關性對于我國農(nóng)業(yè)保險密度的空間變動趨勢具有重要的影響。鄰近地區(qū)之間表現(xiàn)出較強的空間相似性,并且具有顯著的空間集群特征,隨著農(nóng)業(yè)保險發(fā)展,在空間溢出效應下,區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展總體向共同的穩(wěn)態(tài)收斂。

    圖1 2014年31省(市)農(nóng)業(yè)保險市場競爭度全域Moran’s I散點圖

    圖2 2014年31省(市)農(nóng)業(yè)保險密度全域Moran’s I散點圖

    全域Moran’s I散點圖可呈現(xiàn)整體的空間相關性,但并不能對局部區(qū)域的空間格局做出判斷,局域空間LISA圖可用來揭示局部空間不平穩(wěn)性及集聚效應。通過考察空間滯后值,可以衡量農(nóng)業(yè)保險市場結構所具有的空間依賴性。

    由表1可知,農(nóng)業(yè)保險市場結構和農(nóng)業(yè)保險密度的局部空間LISA集群。H-H(高-高)象限是指自身統(tǒng)計水平較高,且空間滯后值也較高的省份。L-L(低-低)象限是指自身統(tǒng)計水平較低,且空間滯后值也較低的省份。L-H(低-高)象限是指自身統(tǒng)計水平較低,而空間滯后值較高的省份。H-L(高-低)象限是指自身統(tǒng)計水平較高,而空間滯后值較低的省份。由此可知,我國農(nóng)業(yè)保險市場結構在空間相關性上,整體上表現(xiàn)為空間依賴性特征,同時局部區(qū)域存在空間異質性特點。因此,空間相關性是研究農(nóng)業(yè)保險市場結構及收斂性必不可少的重要影響因素,否則會造成模型的估計結果嚴重偏離實際情況。

    表1 2014年中國農(nóng)業(yè)保險市場結構及密度的LISA集群

    3.2 面板回歸分析

    由空間相關性檢驗結果可知,在考察農(nóng)業(yè)保險市場結構對區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂影響時應該將空間因素考慮在內(nèi),空間模型的估計結果解釋力度更強。為更好的展現(xiàn)空間模型的優(yōu)勢,本文將普通面板回歸和空間面板回歸相結合,通過對比分析佐證空間依賴性的存在。

    3.2.1 普通面板回歸分析

    在不考慮空間依賴性的基礎上,研究中國農(nóng)業(yè)保險市場結構與農(nóng)業(yè)保險收斂的關系,個體固定效應及個體隨機效應模型分析結果如表2所示??梢钥闯?,個體隨機效應模型的調(diào)整后擬合優(yōu)度判定系數(shù)為0.6975,在兩個模型中取值最大,初步判斷個體隨機效應模型是本文的最優(yōu)選擇。基于此,在控制了其他解釋變量的情況下,yt-1的估計系數(shù)在1%的顯著水平下為負,表明我國區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展具有顯著的條件β收斂性特征,每年我國省際間農(nóng)業(yè)保險增長的條件收斂速度為17.725%(新古典增長模型收斂速度的計算公式:λ=-1/T*ln(1-|β|),λ是收斂速度,T為樣本數(shù)據(jù)考察期的長度)。農(nóng)業(yè)保險市場結構在1%的顯著水平下為負,表明農(nóng)業(yè)保險競爭度的提升能有效促進區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展。從控制變量看,在10%的顯著水平下,農(nóng)業(yè)保險賠付率、農(nóng)民收入水平對加快農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的影響為正,表明農(nóng)業(yè)保險賠付率、農(nóng)民收入水平的提升能促進區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展;產(chǎn)業(yè)結構對加快農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的影響為負,說明農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展速度較慢。

    表2 普通面板數(shù)據(jù)模型的估計及檢驗結果

    3.2.2 空間面板回歸分析

    在考慮空間依賴性的基礎上,研究中國農(nóng)業(yè)保險市場結構與農(nóng)業(yè)保險收斂的關系,個體固定效應及個體隨機效應模型分析結果如下??臻g面板回歸分析方法包括極大似然估計(MLE)和廣義矩估計(GMM),通過驗證MLE相較于GMM的研究結果更具可靠性。因此,從極大似然估計結果來看(表3),在90%的置信度下,期初農(nóng)業(yè)保險密度、農(nóng)業(yè)保險市場結構、農(nóng)業(yè)保險賠付率、文化教育水平、農(nóng)民收入水平、財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展的空間影響是顯著的。農(nóng)業(yè)保險條件收斂性的空間自回歸系數(shù)λ=0.2437,P值為0,表明農(nóng)業(yè)保險市場結構對區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂影響具有高度顯著空間依賴性。巴爾塔基LM1=0.0239,P值為0高度顯著,說明應拒絕原假設,面板模型具有空間效應。巴爾塔基LM*-lambda =0.2470,P值為0高度顯著,說明應拒絕原假設,宜采用個體隨機效應。

    表3 空間面板數(shù)據(jù)模型的MLE估計及檢驗結果

    可見,個體隨機效應空間面板模型的極大似然估計結果是揭示農(nóng)業(yè)保險市場結構對區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂空間影響的最優(yōu)選擇?;谝陨戏治?,文章的10個假設得到了驗證:

    ①假設1成立,yt-1的估計系數(shù)在1%的顯著水平下為負,表明我國區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展具有顯著的條件β收斂性特征,期初發(fā)展水平相對高的省份,其增長速度將會放緩,期初水平相對低的省份,其增長速度則會加快,區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展將向一個共同的穩(wěn)態(tài)收斂,條件收斂速度為24.37%,高于普通面板模型的條件收斂速度17.725%。說明每年我國省際間農(nóng)業(yè)保險增長的條件收斂速度為24.37%,其中17.725%的條件收斂速度是由該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險自身市場結構決定的,6.645%的條件收斂速度是在“空間溢出效應”的推動下,區(qū)域間農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的相互作用決定的。

    ②假設2成立,農(nóng)業(yè)保險市場結構在1%的顯著水平下為負,表明農(nóng)業(yè)保險競爭度的提升能有效促進區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展。農(nóng)業(yè)保險由壟斷轉向競爭,由集中轉向分散的市場格局,能有效促進區(qū)域保險收斂發(fā)展,逐步消除農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的區(qū)域差異。農(nóng)業(yè)保險的市場結構改善可能通過農(nóng)業(yè)保險供給側優(yōu)化路徑,提升農(nóng)業(yè)保險的有效需求,實現(xiàn)區(qū)域保險收斂發(fā)展。

    ③假設3成立,農(nóng)業(yè)保險賠付率對促進農(nóng)業(yè)保險增長的影響為正,說明農(nóng)業(yè)保險作為農(nóng)業(yè)風險分散工具,真實有效的風險補償對投保行為的影響極為重要。

    ④假設8成立,農(nóng)民收入水平對促進農(nóng)業(yè)保險增長的影響為正,農(nóng)民收入水平較高的區(qū)域,農(nóng)業(yè)保險發(fā)展較快,說明農(nóng)業(yè)收入水平提高,農(nóng)民有更多的資本投資農(nóng)業(yè)保險,降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營風險。

    ⑤假設10成立,財政對農(nóng)業(yè)的直接補貼力度越大的地區(qū),對農(nóng)業(yè)保險補貼的“擠出效應”越大??赡艿脑蚴牵r(nóng)林水財政支出較高的地區(qū),替代了對農(nóng)業(yè)保險補貼的支持,“擠出效應”導致依賴財政補貼支持的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展速度降低。

    ⑥假設4不成立,風險成災率對農(nóng)業(yè)保險增長的影響不顯著??赡艿脑蚴?,成災率較高的區(qū)域農(nóng)業(yè)風險大,對農(nóng)業(yè)保險的需求較大,而在保險市場一直存在“逆向選擇”現(xiàn)象,對于較高的出險率,保險公司將會“排斥”給予保險供給,供需利益沖突可能是導致風險成災率指標不顯著。

    ⑦假設5不成立,產(chǎn)業(yè)結構在空間面板模型中對促進農(nóng)業(yè)保險增長的影響不顯著,而在普通面板模型中呈現(xiàn)出農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展力度不足。可能的原因是,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的比重的空間效應不顯著,更多與一個地區(qū)的資源稟賦高度相關;在不考慮空間因素的情況下,農(nóng)業(yè)保險發(fā)展高度依賴財政資金支持,財政資金主要來源于二、三產(chǎn)業(yè),而農(nóng)業(yè)大省財政資金不足正是導致農(nóng)業(yè)保險發(fā)展力度不足的原因。

    ⑧假設6不成立,自然災害救助力度對農(nóng)業(yè)保險增長的影響不顯著?!按壬评Ь场笨赡苁窃斐勺匀粸暮戎Χ戎笜瞬伙@著的原因,自然災害對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的影響是損失面積大、致?lián)p率高,而自然災害救助只是綿薄之力,因此對農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的影響不大。

    ⑨假設7不成立,文化教育水平更高的地區(qū),農(nóng)業(yè)保險投保積極性不高??赡艿脑蚴牵S著城鎮(zhèn)化進程的推進,人力資本較高的流動性,使教育具有顯著的“遷出效應”,教育水平較高的農(nóng)村勞動力大量向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、非農(nóng)地區(qū)轉移,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的多為教育水平相對較低的農(nóng)村勞動力。

    ⑩假設9不成立,農(nóng)田水利基礎,農(nóng)田水利基礎可表示固有風險防范水平,僅能規(guī)避有限的風險,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍需面對更多的不確定性可能是導致該指標不顯著的原因。

    4 結語

    上述研究結果表明,無論從全域性Moran's I 分析還是局域性LISA集群來看,我國農(nóng)業(yè)保險市場結構及農(nóng)業(yè)保險密度均存在顯著的空間依賴性;在控制了具有空間依賴性的農(nóng)業(yè)保險賠付率、風險成災率、產(chǎn)業(yè)結構、自然災害救助力度、文化教育水平、農(nóng)民收入水平、農(nóng)田水利基礎、財政支農(nóng)水平差異后,區(qū)域農(nóng)業(yè)保險發(fā)展遵循收斂性理論假設得到證實,條件收斂速度為24.37%,其中17.725%的條件收斂速度是由該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險自身市場結構決定的,6.645%的條件收斂速度是在“空間溢出效應”的推動下,區(qū)域間農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的相互作用決定的。這表明我國區(qū)域農(nóng)業(yè)保險市場結構差異是造成區(qū)域農(nóng)業(yè)保險增長差異的重要原因。農(nóng)業(yè)保險市場競爭度的提升對區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂發(fā)展產(chǎn)生顯著的促進作用。并且由于空間依賴性的存在,農(nóng)業(yè)保險市場集中度高的地區(qū)能借助鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)保險市場結構的溢出效應獲得后發(fā)優(yōu)勢。此外,財政補貼支持和農(nóng)業(yè)保險賠付實施對區(qū)域農(nóng)業(yè)保險收斂也存在一定影響,財政支農(nóng)的“擠出效應”是導致依賴財政補貼支持的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展速度降低的原因。

    基于上述研究結論,我們認為,進一步實現(xiàn)區(qū)域農(nóng)業(yè)保險條件收斂發(fā)展,需要注意解決好以下幾個問題:

    第一,制定區(qū)域性農(nóng)業(yè)保險政策,優(yōu)化農(nóng)業(yè)保險市場結構?;谵r(nóng)業(yè)保險區(qū)域收斂發(fā)展的需要,根據(jù)區(qū)域的實際情況制定區(qū)域性政策,優(yōu)化農(nóng)業(yè)保險市場結構,避免出現(xiàn)農(nóng)險市場的寡頭獨占市場,維護市場的競爭性。因此,政府應充分利用農(nóng)業(yè)保險市場結構的空間溢出效應,及時出臺差異化、區(qū)域化的財政補貼政策及銀?;訖C制[28],借助農(nóng)業(yè)保險市場競爭度較高的空間節(jié)點,逐步促進農(nóng)業(yè)保險集聚發(fā)展,優(yōu)化區(qū)域農(nóng)業(yè)保險市場結構,促進促農(nóng)業(yè)保險區(qū)域收斂發(fā)展。

    第二,引入多樣化農(nóng)業(yè)保險市場主體,適度提高市場競爭性。由于當前我國區(qū)域農(nóng)業(yè)保險市場集中度較高,市場競爭性不強。適度放寬市場準入條件,引入多元化的市場主體,如專業(yè)化保險公司、區(qū)域性保險公司、相互制保險公司、外資保險公司,滿足不同的保險需求,形成適度差異化競爭和開放的農(nóng)業(yè)保險市場,促進促農(nóng)業(yè)保險區(qū)域收斂發(fā)展。

    第三,通過簡化投保程序、提高理賠效率、減少財政補貼漏損等措施,提高農(nóng)業(yè)保險實施的規(guī)范。農(nóng)業(yè)保險理賠效率高的地方,為農(nóng)業(yè)保險市場起到了“示范效應”。

    第四,通過提高財政支農(nóng)資金中農(nóng)業(yè)保險補貼的份額,激勵農(nóng)業(yè)保險的普惠性及農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品創(chuàng)新能力的提升,以減少財政支持對保費補貼的“擠出效應”。

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    Market Structure of Agricultural Insurance,Spatial Dependence and Agricultural Insurance Conditional Convergence

    HUANG Qi1,2, TAO Jian-ping1, ZHANG Hong-mei1

    (1.College of Economics & Management, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China;2.Zhengzhou Branch, People’s Bank of China, Zhengzhou 450040,China)

    agricultural insurance market structure; agricultural insurance conditional convergence; spatial econometric model; structural reform of agricultural supply side

    1003-207(2017)05-0025-08

    10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2017.05.004

    2015-02-28;

    2016-11-04

    國家社科基金西部資助項目(16XJY021);中央高校自主科技創(chuàng)新基金資助項目(2662016PY080);國家自然科學基金資助項目(71173086);國家自然科學基金青年資助項目(71503073);國家自然科學基金資助項目(71103070)

    黃琦(1990-),女(漢族),河南安陽人,華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院博士研究生,研究方向:農(nóng)村金融與保險,E-mail:huangqixl@163.com.

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