地方政府發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的激勵問題實證研究

呂薇

摘要：通過探討地方政府發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的激勵問題，為地方農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展提供借鑒思路。選取近年來各省具體數(shù)據(jù)構建數(shù)學模型，對政府財政分權制度、異質(zhì)性區(qū)域的財政競爭情況和專項轉移支付3個方面進行回歸分析，研究地方政府對農(nóng)業(yè)保險的影響。結果顯示，地方農(nóng)業(yè)資產(chǎn)的固定投資對保險財政未產(chǎn)生明顯負面影響，反而能通過財政分權制度的牽引，共同促進農(nóng)業(yè)保險的激勵;在區(qū)域農(nóng)業(yè)保險分配方面，地方政府沒有明顯偏向;總體的保險市場發(fā)展狀況與地方農(nóng)保具有密切聯(lián)系。因此，地方政府應根據(jù)空間異質(zhì)性特征完善保險激勵體系，從而幫助農(nóng)業(yè)保險市場健康發(fā)展。

關鍵詞：激勵體系;農(nóng)業(yè)保險;地方政府;空間異質(zhì)性;財政分權制度;相關性

中圖分類號： F840.66 ?文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2019）22-0321-05

現(xiàn)如今，各國政府為了推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展，確保資本向農(nóng)業(yè)領域投入，普遍采取公共財政補貼作為扶持和拉動農(nóng)業(yè)發(fā)展的方式，以分擔發(fā)展農(nóng)業(yè)的多重風險，促進農(nóng)業(yè)保險為其保駕護航。2007年，我國政府也將財政補貼政策推上了戰(zhàn)略高位，對發(fā)展農(nóng)業(yè)保險起到了重大推動作用。就目前來看，一方面，雖然中央與各地方政府采取了聯(lián)動補貼措施，但財政補貼的總水平與發(fā)達國家相比還相對較低;另一方面，各級政府補貼占據(jù)總保費的份額過大。由此可見，現(xiàn)有的補貼機制仍然不夠完善，地方政府的政策偏向?qū)^(qū)域農(nóng)保產(chǎn)出具有重要影響。

整體來看，我國公共財政對農(nóng)業(yè)保險的補貼項目有很多，例如為了提高廣大農(nóng)戶的積極性，對農(nóng)戶補貼一定的保費;為促進農(nóng)保機構的發(fā)展，采取管理費用和再保險的補貼措施;此外，還存在研發(fā)農(nóng)業(yè)技術培訓補貼、農(nóng)業(yè)技術推廣補貼等。然而對地方來說，地方政府的保險補貼只占總補貼2%。各地區(qū)農(nóng)業(yè)雖具有異質(zhì)化特征，農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展卻存在相似的情形。通過對近年來各區(qū)域農(nóng)業(yè)保險補貼的人均支出指數(shù)的研究，對比補貼支出偏差程度，可以發(fā)現(xiàn)各省財政補貼的偏離程度逐漸拉近（表1）。

地方農(nóng)業(yè)保險補貼分別按照中部、東部、西部區(qū)內(nèi)的人口平均數(shù)計算。T=∑Kk=1SikSilnSik/SiPik/Pi，Pi為i區(qū)內(nèi)農(nóng)村人口，Si為i區(qū)內(nèi)農(nóng)保財政補貼，Pik為i區(qū)內(nèi)k省份農(nóng)村人口，Sik為i區(qū)內(nèi)k省份農(nóng)保財政補貼;i為區(qū)域數(shù)量，且取值為1，2，3;k為各區(qū)域包含省份的數(shù)量，且K=11。

泰爾指數(shù)趨勢表明，3個區(qū)域間偏離程度越接近，說明各地在執(zhí)行農(nóng)業(yè)保險的相關政策時，采用的激勵體系相近，發(fā)展農(nóng)保的行動中存在同質(zhì)化現(xiàn)象（圖1）。

因此，在現(xiàn)行的財政體系下，地方農(nóng)業(yè)保險具有明顯的總量約束和偏差縮小趨勢。為研究地方政府對發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的激勵作用，本研究選取2005—2017年的省級數(shù)據(jù)，從以下3個方面構建計量模型，即政府財政分權制度、不同區(qū)域的財政競爭及農(nóng)業(yè)投資情況、保險市場發(fā)育程度對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的影響，探討影響政府財政偏向的因素。

1 現(xiàn)狀綜述和研究假說

農(nóng)業(yè)是我國的基礎產(chǎn)業(yè)，在大眾生活和國家發(fā)展中起著類似穩(wěn)定器的重要作用。我國從1994年開始實施財政分權制度，財政分權理論始終不可避免地影響著農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟狀態(tài)。曾婧等通過指數(shù)分析法得出，相對于技術條件和產(chǎn)業(yè)規(guī)模，政府干預對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響更大[1]。

我國農(nóng)業(yè)保險補貼主要由中央財政、地方財政、農(nóng)戶共同承擔。中央只有在地方財政部門和農(nóng)戶按比例承付保費的前提下，才會給予資金支持。所以，普及農(nóng)業(yè)保險的責任首先落到了各地方政府的肩上[2]。在全國各?。ㄊ?、區(qū)）的農(nóng)業(yè)保險政策落實過程中，地方政府對農(nóng)業(yè)保險的補貼分為固定比例、區(qū)域差異、自行協(xié)商3種分攤類型[3]。由于區(qū)域農(nóng)業(yè)異質(zhì)性，這些分攤類型都具有局限性，易使地方政府只重視財政投資而忽略民生問題。而農(nóng)業(yè)保險財政補貼的產(chǎn)出彈性只有維持在一定范圍內(nèi)，補貼效率才會達到最優(yōu)[4]。因此，政策性農(nóng)業(yè)保險的實施會激勵農(nóng)民生產(chǎn)決策，提高被保險農(nóng)產(chǎn)品的預期收益，從而使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式由傳統(tǒng)型向現(xiàn)代型轉變[5]。

自2013年國家出臺《農(nóng)業(yè)保險條例》并實施以來，我國農(nóng)業(yè)保險行業(yè)取得了長足的發(fā)展，就我國的特殊國情而言，以政策性規(guī)制保障財政支出農(nóng)業(yè)保險的制度，是管控農(nóng)業(yè)風險的有效手段[6]。財政支出包括生產(chǎn)性公共服務支出和非生產(chǎn)性公共服務支出，鑒于農(nóng)業(yè)保險屬于非生產(chǎn)性財政支出，所以易被政府選擇偏向引導。中央補貼具有行業(yè)促進作用，而地方政府的農(nóng)業(yè)保險行業(yè)普遍處于區(qū)域性差異下的各自為政狀態(tài)。地方政府對中央財政的依賴程度越低，本身的財政自主性就越強[7]。因此中央財政制度的改革往往難以預防和彌補地方政府財政支出行為帶來的損失[8]。

本研究以供給側改革為背景，從財政分權制度出發(fā)分析地方政府對農(nóng)業(yè)保險的激勵作用。分析如下：（1）總體來看，地方政府輕視民生工程投入的現(xiàn)象普遍存在，農(nóng)業(yè)保險財政分配不合理，投資力度有待加強，農(nóng)業(yè)保險市場存在巨大潛力，但在激勵政策的引導下各地政府間的激烈競爭和財政分權體制對農(nóng)業(yè)保險市場具有利好作用，能有效促進我國農(nóng)保的發(fā)展。農(nóng)業(yè)保險是民生產(chǎn)業(yè)，但地方政府對此認識不深刻。此外，地方農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)規(guī)模、地方財政等區(qū)域異質(zhì)性因素也影響著地方政府的財政投資偏向。（2）近年來農(nóng)村土地利用率提升，國家對農(nóng)業(yè)投資力度加大，并大力鼓勵新型現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展，由此促進農(nóng)民對農(nóng)業(yè)保險的需求，相鄰地方政府間的競爭也是影響因素之一。因此農(nóng)業(yè)保險投資狀況與地方政府財政偏向、決策公平性與決策效率具有顯著相關性。（3）保險市場是農(nóng)保實施的主體。農(nóng)業(yè)保險市場除了受保險公司主體能力和經(jīng)營狀況影響以外，更受到市場效率優(yōu)勢的影響，但地方不同，保險市場層次結構對農(nóng)業(yè)保險影響效果也有所不同。

據(jù)以上分析提出假設：

假設一：地方政府受財政分權制度影響，具備發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的內(nèi)生動力，但由于存在區(qū)域異質(zhì)性，各地具有特征差異。

假設二：政府間競爭和農(nóng)業(yè)投資促進農(nóng)保支出，但財政分權制度與農(nóng)業(yè)投資交叉影響，對農(nóng)業(yè)保險發(fā)展有非固定干擾。

假設三：地方保險市場結構和效率與農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出量具有一定相關性。

2 驗證與分析

2.1 指標選定與模型構建

在以上分析的基礎上進行模型構建，選定以下指標：（1）為反映央地兩級政府財政分權程度，引入各省財政支出與中央預算財政支出的比值——財政分權指數(shù)（cfdi）[9]。（2）為反映政府間農(nóng)業(yè)投資的競爭和地方對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的投資強度，引入各地人均農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額度與全國人均農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額度的比值——地方農(nóng)業(yè)投入指標（cfin）。（3）地方農(nóng)業(yè)投入和財政分權兩者之間的內(nèi)生關系和交互性不可忽略，特設定兩者的疊加指數(shù)（ff）。（4）按照地方農(nóng)業(yè)人口計算人均保費額，反映農(nóng)業(yè)人口參加保險的程度，即引入保險密度Insurance Density（iden）。（5）整體保險市場的效率與農(nóng)業(yè)保險市場相關，故引入保險密度的平方（iden2）。

選定解釋變量：（1）考慮農(nóng)業(yè)結構和規(guī)模的影響，選取農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出指標（adep），即地方農(nóng)業(yè)保費與人均生產(chǎn)總值的比值。（2）考慮財政制度的影響，引入以下控制變量：①農(nóng)化指數(shù)（agdp）：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與地方總產(chǎn)值的比值;②地方農(nóng)業(yè)受災頻率（arate）;③財政自供給效率（frate）：公共預算支出與公共預算收入的比值;④時間變量y07（2007年之前設定為0，之后設定為1），y13（2013年之前設定為0，之后設定為1），以驗證政策出臺對地方農(nóng)業(yè)保險的激勵作用。

模型中，a表示第a省份，b表示第b年，αab表示截距，β1、β2和γ1、γ2分別表示對應解釋變量的系數(shù)，ρ表示對應控制變量的系數(shù)，μ表示與時間地點變化不相關且難以測度的誤差，ξ表示隨機誤差。

2.2 數(shù)據(jù)描述和統(tǒng)計結果

本研究選取中國官方數(shù)據(jù)統(tǒng)計結果，截取2005—2017年的各省份數(shù)據(jù)，用專業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計軟件Stata 14.0建模進行檢驗。中部與西部補貼政策和政府行動均相似，為對比不同樣本量的估測結果，將中西部共500個樣本合并估計，并做出估計檢測。主要變量統(tǒng)計見表2。

模型構建需測度變量間的線性關系，引入Pearson相關系數(shù)。此系數(shù)用來測定2個數(shù)據(jù)集合是否在一條線上面。當2個變量都是連續(xù)正態(tài)變量并呈線性關系時，一般用積差相關系數(shù)表現(xiàn)兩者間的相關程度。系數(shù)的絕對值越接近1，相關度越強。

為檢驗變量之間是否存在多重共線性問題，通常需要計算方差膨脹因子（VIF）。方差膨脹因子是解釋變量之間存在多重共線性時的方差與不存在多重共線性時的方差之比。共線性嚴重程度和VIF值成正比。經(jīng)驗判斷表明，當VIF超過100，表示存在嚴重多重共線性;當VIF處于10～100之間，表示存在較強多重共線性;當VIF小于10，表明不存在多重共線性。

表3列出相關系數(shù)和VIF的具體數(shù)值。Pearson相關系數(shù)的取值處于0.4～0.6之間，VIF均小于10，表明合變量間不存在多重共線性。

2.3 結果與分析

2.3.1 整體估測回歸分析 為驗證假設，設定6個模型對整體樣本進行回歸分析。首先設定2個隨機模型——模型一和模型二。其中，模型一只考慮cfdi與adep的回歸結果，模型二考慮cfdi和cfin分別與adep之間的回歸結果。而后設置4個固定模型——模型三至模型六，逐步引入ff、iden、iden2、arate、frate、agdp、時間變量等因素。結果如表4所示。

由表4可知，隨機模型一和模型二選擇合理，可以順應3個假設的條件。模型三至模型六等固定模型的Hausman結果均能一定程度上拒絕原假設。分析得出以下結論：（1）cfdi對adep有正面作用，但顯著性水平不夠明顯，因此cfdi對農(nóng)業(yè)保險發(fā)展有顯著且穩(wěn)定的促進作用，驗證了假設一。（2）cfin在模型二、三、四、六中顯著性水平數(shù)值很低，說明農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)保險發(fā)展不具有顯著相關性。ff在模型三和模型四中的顯著性水平不一致，但在引入更多變量的模型五和模型六中，顯著性檢驗水平均大于1%。說明農(nóng)業(yè)投入和財政分權度結合對農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展有促進作用，農(nóng)業(yè)投入強度越大，財政分權度對農(nóng)業(yè)保險的影響就越大，部分驗證了假設二。（3）總體來看，加入更多控制變量后，模型三至模型六的adep逐步提升，模型五和模型六的ff顯著性水平均為正，表示ff對農(nóng)業(yè)保險具有顯著的正向作用，且iden和iden2的顯著性水平也超過1%，表明保險市場對農(nóng)業(yè)保險影響顯著，驗證了假設三。

2.3.2 分樣本估測回歸分析 表5為不同區(qū)域省份估計數(shù)值對比（前文已提到，將中西部省份數(shù)值合并估計）。從表5中可以看出，東部與中西部樣本值不同，樣本值越大，模型中adep的數(shù)值越有說服力，說明逐步引入的變量對結果有顯著影響。對比分析得出：（1）東部地區(qū)的cfdi顯著性水平只有模型六為負，其余均超過6%，影響顯著。中西部地區(qū)模型中的cfdi均為正，說明財政分權指數(shù)對農(nóng)業(yè)保險具有顯著且穩(wěn)定的正面作用，驗證了假設一。（2）東部地區(qū)的ff和cfin顯著性水平正負不一致，而中西部地區(qū)模型中的cfin顯著性水平均為負，ff卻呈現(xiàn)顯著正面影響，驗證了部分假設二。（3）中西部iden2顯著性水平為負，說明保險市場發(fā)展與農(nóng)業(yè)保險或存在負相關關系。假如整體保險市場發(fā)展不完備或存在結構層次不均衡的狀況，農(nóng)業(yè)保險經(jīng)營也會受到相應的負面影響。此外，東部地區(qū)的模型六中，frate顯著性水平為負，說明地方政府的農(nóng)業(yè)保險財政支出與財政自給率存在負面聯(lián)系，地方政府的財政決策更具靈活性。

2.3.3 用工具變量估測法降低估測偏差 模型構建過程中不可避免會產(chǎn)生估測偏差，本研究采用工具變量估計法降低估測誤差。工具變量選定cfdi和cfin的前1期數(shù)值。cfdi和cfin的相鄰期值會相互影響，但此二者不受前1期數(shù)值影響，因此cfdi和cfin具有外生性，且與內(nèi)在變量之間存在相關性，說明選取合理。

工具變量的回歸結果與原模型的回歸結果相似，解釋變量cfdi和cfin對adep的相關系數(shù)、回歸系數(shù)和顯著性水平均接近，說明本研究采取的估計方法和結果合理有效。

4 結論

財政分權制度對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出有重要影響，財政分權度越大，對保險市場發(fā)展就越有利。地方農(nóng)業(yè)資產(chǎn)的固定投資對農(nóng)業(yè)保險發(fā)展未產(chǎn)生明顯負面影響，反而能通過財政分權制度的牽引，共同促進農(nóng)業(yè)保險的激勵。在區(qū)域農(nóng)業(yè)保險分配方面，地方政府未有明顯偏向。總體的保險市場發(fā)展狀況與地方農(nóng)保具有明顯同向聯(lián)動，當整體保險市場發(fā)展不完備或存在結構層次不均衡狀況時，農(nóng)業(yè)保險也會受到相應的影響。此外，地方政府的農(nóng)業(yè)保險財政支出與財政自供率存在負面聯(lián)系，說明地方政府的財政決策更具靈活性。東部地區(qū)與中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)規(guī)模不同，因而地方政府應根據(jù)空間異質(zhì)性特征完善保險激勵體系，重視農(nóng)民需求，從而使農(nóng)業(yè)保險市場在需求牽引下得到健康發(fā)展。

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