農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米規(guī)?；a(chǎn)的影響及其異質(zhì)性分析

張?chǎng)┎?宮 美 吳東立

（沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 遼寧 沈陽(yáng) 郵編：110866）

一、引言

糧食安全關(guān)乎人民生活、社會(huì)穩(wěn)定和國(guó)民福祉，是備受政府、學(xué)界等關(guān)注的重要議題。玉米是我國(guó)重要的糧、經(jīng)、飼兼用作物，實(shí)現(xiàn)玉米規(guī)?；a(chǎn)在保障國(guó)家糧食安全、促進(jìn)小農(nóng)戶(hù)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有效銜接等方面具有重要戰(zhàn)略意義[1]。玉米生產(chǎn)過(guò)程中面臨著不容忽視的自然風(fēng)險(xiǎn)與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)作為重要的農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理工具，其災(zāi)后定損補(bǔ)償機(jī)制對(duì)穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、保障農(nóng)民收入起到穩(wěn)壓器的作用[2,3]。在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)政策改革的關(guān)鍵時(shí)期，研究農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)糧食規(guī)模化生產(chǎn)的意義，對(duì)完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)及產(chǎn)業(yè)政策體系具有重要的理論及政策意義。

目前學(xué)者多從要素投入、耕地產(chǎn)出以及農(nóng)戶(hù)收益等方面考察農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的實(shí)施效果[4-8]。也有學(xué)者關(guān)注到農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)包括玉米在內(nèi)的農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)的影響，但已有研究并未取得一致結(jié)論。一方面有研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)。從理論上講，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)所特有的災(zāi)后定損補(bǔ)償機(jī)制能夠分散農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，提高農(nóng)戶(hù)對(duì)被保險(xiǎn)作物生產(chǎn)的預(yù)期收益，農(nóng)戶(hù)作為追求自身收益最大化的理性經(jīng)濟(jì)人，會(huì)擴(kuò)大被保險(xiǎn)作物的種植面積[9]。相關(guān)實(shí)證研究也證實(shí)了這一結(jié)論。如早期Yamauchi 在受?chē)?yán)重凍害的北海地區(qū)進(jìn)行了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)實(shí)施效果的研究，指出農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)使得當(dāng)?shù)厮镜姆N植面積得到了顯著的增加[10]。Wu 等利用玉米縣經(jīng)濟(jì)和環(huán)境數(shù)據(jù)分析指出收入保險(xiǎn)改變了生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)與回報(bào)的關(guān)系，因此可能會(huì)增加部分對(duì)環(huán)境敏感的土地投入作物的生產(chǎn)[11]。此外，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼政策將會(huì)對(duì)被保險(xiǎn)作物的種植面積產(chǎn)生擴(kuò)增作用，且隨著保費(fèi)補(bǔ)貼力度增大，種植面積的擴(kuò)增效果越好[12]。而Ruiqing Miao 等研究則表明保費(fèi)補(bǔ)貼的增加并不能持續(xù)促進(jìn)土地利用，這種影響可能是呈倒U 型的[13]。即使同為保險(xiǎn)標(biāo)的物，作物間也存在種植替代趨勢(shì)，一般表現(xiàn)為低保險(xiǎn)補(bǔ)償作物逐漸被高保險(xiǎn)補(bǔ)償作物替代，這是農(nóng)戶(hù)追求收益最大化的選擇結(jié)果[14,15]。另一方面也有學(xué)者對(duì)此持相反態(tài)度，認(rèn)為農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)不會(huì)對(duì)農(nóng)戶(hù)主要農(nóng)作物的種植行為產(chǎn)生影響，反而對(duì)其產(chǎn)生了固化作用[16]。其可能的原因在于基于物化成本的產(chǎn)量保險(xiǎn)保障水平較低，不足以促進(jìn)一般農(nóng)戶(hù)增加土地流入以擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模[17]。

已有研究存在分歧的原因可能在于但不僅限于：（1）農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自然社會(huì)條件、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)條款以及農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征等方面本身存在差異；（2）現(xiàn)有分析模型對(duì)農(nóng)戶(hù)參保自選擇行為引起的選擇性偏誤問(wèn)題考慮不足；（3）對(duì)農(nóng)戶(hù)異質(zhì)性生產(chǎn)特征關(guān)注不夠，不同類(lèi)型農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)政策反應(yīng)可能存在差異，而簡(jiǎn)單對(duì)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行綜合分析可能會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)果存在較大偏差。鑒于此，本研究從理論上闡述了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的影響關(guān)系，并以遼寧省基于物化成本的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)為例①研究使用北京大學(xué)和沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué)聯(lián)合組織的“2018 年遼寧省地區(qū)‘百村千戶(hù)’”調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)研當(dāng)期遼寧省玉米政策性農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)中只有基于物化成本的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和大商所等單位支持的“保險(xiǎn)+期貨”兩個(gè)品種，其中“保險(xiǎn)+期貨”試點(diǎn)面積有限；繼2018 年8 月《關(guān)于開(kāi)展三大糧食作物完全成本保險(xiǎn)和收入保險(xiǎn)試點(diǎn)工作的通知》出臺(tái)以來(lái)，遼寧省于2019 年開(kāi)始選取4 個(gè)主要種糧大縣開(kāi)展玉米農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品改革試點(diǎn)，其中岫巖縣和北票市實(shí)施完全成本保險(xiǎn)試點(diǎn)，義縣和鐵嶺縣實(shí)施收入保險(xiǎn)試點(diǎn)。2019 年和2020 年玉米保險(xiǎn)產(chǎn)品改革試點(diǎn)面積分別占全省玉米總種植面積的6.82%和7.73%，占比份額較小，基于物化成本的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)仍是現(xiàn)行遼寧省玉米作物的主要農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)險(xiǎn)種。因此，本研究以基于物化成本的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)為例探究農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響效應(yīng)具有一定的現(xiàn)實(shí)和理論意義。，運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型排除農(nóng)戶(hù)參保自選擇行為等因素對(duì)模型估計(jì)的干擾，實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)玉米規(guī)?；a(chǎn)的影響效應(yīng)，進(jìn)一步基于農(nóng)戶(hù)異質(zhì)性視角分析農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)不同類(lèi)型農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的差異化影響，以期為提高農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)參保率，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)糧食種植規(guī)模的擴(kuò)增效應(yīng)，以此促進(jìn)糧食規(guī)模化生產(chǎn)提出有針對(duì)性的政策建議。

二、理論分析與研究假說(shuō)

（一）農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的影響

本研究從“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)出發(fā)，運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法探究農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米規(guī)?；a(chǎn)的影響。假設(shè)農(nóng)戶(hù)可生產(chǎn)玉米等多種作物，其中作物i 的種植面積為Si（Si=1,2,...,m,n，其中m 表示玉米作物），無(wú)風(fēng)險(xiǎn)條件下作物i 的單產(chǎn)為Yi、市場(chǎng)價(jià)格為pi、單位面積生產(chǎn)成本為Ci，自然災(zāi)害造成產(chǎn)量損失程度為T(mén)i(0 ＜Ti≤1)。農(nóng)戶(hù)自愿選擇是否對(duì)作物i 進(jìn)行參保，若農(nóng)戶(hù)不參保，作物i 的生產(chǎn)利潤(rùn)為Rui，Rui＝Si[PiYi(1-Ti)-Ci]。若農(nóng)戶(hù)參保，作物i 保費(fèi)為Zi，政府給予農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼后，農(nóng)戶(hù)自交保費(fèi)為Z* i，不計(jì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)相對(duì)免賠情況下，農(nóng)戶(hù)參?？色@得賠償金額Xi，此時(shí)作物i 的生產(chǎn)利潤(rùn)為Rvi，Rvi＝Si[PiYi(1-Ti)＋Xi-Ci-Z* i]。參保前后農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)作物i 的利潤(rùn)變化為：△R ＝Rvi-Rui＝Si(Xi-Z* i)。由于賠償金額（Xi）＝保險(xiǎn)金額×損失率，保費(fèi)（Zi）＝保險(xiǎn)金額×費(fèi)率，基于保險(xiǎn)精算原理：費(fèi)率＝損失率×風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生概率，因此Xi-Z* i ＞0，△R ＞0，即在政府提供農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼且不計(jì)相對(duì)免賠額的情況下，參保能提高農(nóng)戶(hù)的生產(chǎn)利潤(rùn)。

農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)決策的影響如下：在確定性環(huán)境中，農(nóng)戶(hù)均衡種植結(jié)構(gòu)的確定在于單位面積土地上種植不同作物所獲得的邊際利潤(rùn)相等，因此當(dāng)農(nóng)戶(hù)不參加玉米保險(xiǎn)時(shí)，其均衡種植結(jié)構(gòu)如式（1）：

若農(nóng)戶(hù)參加玉米保險(xiǎn)，玉米生產(chǎn)利潤(rùn)由Rum提高為Rvm，其他作物的生產(chǎn)利潤(rùn)不變的情況下，原有均衡種植結(jié)構(gòu)（1）式不再成立。農(nóng)戶(hù)的最優(yōu)決策是增加玉米種植面積、減小非參保作物的種植面積，以達(dá)到利潤(rùn)最大化。此時(shí)不同作物單位面積利潤(rùn)相等，式（2）成立：

基于以上分析，本文提出假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)玉米規(guī)?；a(chǎn)。

（二）農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的影響分析

農(nóng)業(yè)收入占比是影響農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)決策的重要因素。農(nóng)戶(hù)依據(jù)農(nóng)業(yè)收益大小進(jìn)行“專(zhuān)業(yè)戶(hù)”與“兼業(yè)戶(hù)”間的身份轉(zhuǎn)換[18]，其目的是合理分配家庭勞動(dòng)力以獲得最大家庭收益[19]。不少學(xué)者從農(nóng)戶(hù)兼業(yè)視角分析土地調(diào)整、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率等問(wèn)題，并利用農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重來(lái)表示兼業(yè)程度將樣本劃分為四組[20,21]：純農(nóng)戶(hù)（占比＞90%）、Ⅰ兼農(nóng)戶(hù)（50%~90%）、Ⅱ兼農(nóng)戶(hù)（10%~50%）、非農(nóng)戶(hù)（＜10%）；與此類(lèi)似，姜天龍和郭慶海（2020）依據(jù)糧食規(guī)模經(jīng)營(yíng)類(lèi)型（即糧食收入占家庭總收入比重）將糧食種植戶(hù)分為類(lèi)似四組：純糧型（占比＞80%）、Ⅰ兼糧型（50%～80%）、Ⅱ兼糧型（20%~50%）、非糧型（＜20%）。上述學(xué)者的分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)雖存在細(xì)微的差異，但都存在收入占比50%這一劃分界限，對(duì)此能夠?qū)颖緞澐譃椤皩?zhuān)業(yè)”與“兼業(yè)”兩類(lèi)。因此本文借鑒上述學(xué)者的研究，從兼業(yè)角度考察農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶(hù)糧食生產(chǎn)規(guī)模的影響，并依據(jù)農(nóng)戶(hù)的糧食收入（玉米種植收入）占家庭總收入的比重為劃分指標(biāo)，將樣本農(nóng)戶(hù)劃分為以下兩種類(lèi)型：①“玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)”，即玉米種植收入/家庭總收入≥50%；②“玉米生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)”，即玉米種植收入/家庭總收入＜50%。

根據(jù)已有研究，將農(nóng)戶(hù)以糧食收入占家庭總收入比重進(jìn)行類(lèi)型劃分后，不同生產(chǎn)類(lèi)型農(nóng)戶(hù)的生產(chǎn)效率存在差異[22]；此外，不同兼業(yè)類(lèi)型農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性不同，專(zhuān)業(yè)化程度高的農(nóng)戶(hù)擴(kuò)大種植經(jīng)營(yíng)規(guī)模的意愿更強(qiáng)[20,21]。因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)2：相較于玉米生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)更能促進(jìn)玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)的規(guī)模化生產(chǎn)。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2018 年北京大學(xué)和沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué)聯(lián)合組織的“2018 年遼寧省地區(qū)‘百村千戶(hù)’”調(diào)研以及2020 年對(duì)目標(biāo)樣本農(nóng)戶(hù)進(jìn)行的電話(huà)回訪。該調(diào)研采用多階段隨機(jī)抽樣法：首先，根據(jù)遼寧省2017 年各農(nóng)業(yè)縣的人均GDP 值的高低進(jìn)行排序，并將其劃分為高、中、低3 組，分別在每組縣中隨機(jī)抽取3 個(gè)，初步確定了9 個(gè)樣本縣。為獲得追蹤數(shù)據(jù)，將前期調(diào)研過(guò)的5 個(gè)縣加入此次調(diào)研樣本縣中，其中有2 個(gè)已包含在初步確定的樣本縣中，因此共計(jì)12 個(gè)樣本縣；其次，運(yùn)用分層隨機(jī)抽樣法從各個(gè)縣中抽出3 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共計(jì)36 個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)（10 個(gè)追蹤樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)）；再次，從各樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)中運(yùn)用隨機(jī)抽樣法抽取3 個(gè)樣本村。其中各追蹤?quán)l(xiāng)鎮(zhèn)中有1 個(gè)村前期被調(diào)研，在繼續(xù)追蹤基礎(chǔ)上，各追蹤?quán)l(xiāng)鎮(zhèn)中僅需新抽2 個(gè)村。且一個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取的3 個(gè)村莊被合并為一個(gè)村，因此共計(jì)調(diào)研106 個(gè)樣本村（10 個(gè)追蹤樣本村）；最后，從每個(gè)樣本村中隨機(jī)抽取10 個(gè)農(nóng)戶(hù)，其中10 個(gè)追蹤村繼續(xù)追蹤前期被調(diào)研的22 個(gè)農(nóng)戶(hù)，共計(jì)調(diào)研1180 個(gè)農(nóng)戶(hù)，回收有效問(wèn)卷1175 份，有效率為99.58%。

本研究的目標(biāo)樣本及數(shù)據(jù)選取具體如下：首先，依據(jù)農(nóng)戶(hù)2018 年是否從事玉米作物生產(chǎn)，從調(diào)研數(shù)據(jù)庫(kù)中篩選含有有效電話(huà)信息的樣本557 戶(hù)，進(jìn)行電話(huà)回訪474 戶(hù)，樣本覆蓋遼寧省11 個(gè)市、12 個(gè)縣、90 個(gè)村；其次，從數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取戶(hù)主年齡、受教育年限、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限、家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)、家庭總收入、2018 年玉米種植面積，機(jī)械使用率及玉米生產(chǎn)成本等數(shù)據(jù)，而研究所需的農(nóng)戶(hù)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的了解程度、玉米參保情況、玉米耕地質(zhì)量以及玉米因?yàn)?zāi)損失等數(shù)據(jù)則通過(guò)對(duì)目標(biāo)樣本進(jìn)行電話(huà)回訪獲得。

（二）內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型

本研究選用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型分析農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響。該模型具有以下優(yōu)勢(shì)：模型中構(gòu)建了農(nóng)戶(hù)參保行為方程以及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)影響效應(yīng)方程，通過(guò)對(duì)上述兩個(gè)方程的聯(lián)合估計(jì)，消除了農(nóng)戶(hù)參加玉米保險(xiǎn)的“自選擇”問(wèn)題以及參保行為與玉米生產(chǎn)規(guī)模的“共同決策”問(wèn)題[23]；此外，納入不可觀測(cè)變量對(duì)模型估計(jì)的偏誤影響，提高了估計(jì)精度。首先構(gòu)建農(nóng)戶(hù)參保行為方程如下：

式（3）中，D 為虛擬結(jié)果變量，表征2018 年農(nóng)戶(hù)玉米參保情況，X 為影響農(nóng)戶(hù)參保決策的控制變量，α1為控制變量的待估參數(shù)，α0為常數(shù)，ε 為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

其次構(gòu)建農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響效應(yīng)方程如下：

式（4）中，ACR 衡量農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模。D 為本研究的解釋變量，含義同上。N 為影響農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的控制變量，β1和β2為待估參數(shù)，β0為常數(shù)，ω 為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型分組考慮參保與未參保農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響效應(yīng)方程，并且在估計(jì)過(guò)程中，為控制不可觀測(cè)因素帶來(lái)的估計(jì)偏誤，內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型將基于參保行為方程（3）計(jì)算得到的逆米爾斯比率（λ）引入影響效應(yīng)方程（4）來(lái)解決這一問(wèn)題。此時(shí)，模型的表達(dá)式轉(zhuǎn)換為：

ACRT和ACRU分別指參保組和非參保組的玉米生產(chǎn)規(guī)模，λT和λU分別代表不可觀測(cè)因素對(duì)農(nóng)戶(hù)玉米參保行為的影響，ηTε和ηUε表示行為方程和影響效應(yīng)方程誤差項(xiàng)的協(xié)方差，若二者在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，表明農(nóng)戶(hù)參保存在自選擇問(wèn)題，為提高估計(jì)精度，有必要解決因自選擇問(wèn)題帶來(lái)的估計(jì)偏誤。本文選擇完全信息極大似然法（FIML）同時(shí)對(duì)參保行為方程（3）與影響效應(yīng)方程（5）和（6）進(jìn)行估計(jì)。

需要說(shuō)明的是，現(xiàn)實(shí)中不可能同時(shí)觀測(cè)到農(nóng)戶(hù)參保以及不參保兩種情境下的玉米種植規(guī)模。因此，研究進(jìn)一步基于反事實(shí)框架，通過(guò)比較農(nóng)戶(hù)在事實(shí)與反事實(shí)條件下玉米生產(chǎn)規(guī)模的差異，以準(zhǔn)確評(píng)估農(nóng)戶(hù)參保前后玉米種植規(guī)模的變化。

參保組和非參保組農(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的條件期望表達(dá)式為：反事實(shí)框架下參保組和非參保組農(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的條件期望表達(dá)式為：

由于未參保組的平均處理效應(yīng)（ATU）和總體樣本的平均處理效用（ATE）的評(píng)估結(jié)果對(duì)政策評(píng)估的意義不大[24]，因此，本研究?jī)H關(guān)注參保組的平均處理效應(yīng)（ATT）來(lái)衡量農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的影響效應(yīng)，ATT 表示為：

（三）變量設(shè)置

內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型分為參保行為方程和影響效應(yīng)方程兩個(gè)階段。第一階段為農(nóng)戶(hù)玉米是否參保的行為，若農(nóng)戶(hù)參保，則賦值為1，若農(nóng)戶(hù)不參保，則賦值為0。借鑒馬彪等[25]、謝謙和羅健[26]、侯煜廬和張峭[27]等研究，本文選取影響農(nóng)戶(hù)玉米參保行為的控制變量包括戶(hù)主年齡、受教育年限、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)了解程度、家庭總收入、家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)、玉米耕地質(zhì)量、機(jī)械使用率以及玉米因?yàn)?zāi)損失等。此外，為解決農(nóng)戶(hù)參保行為與其玉米生產(chǎn)規(guī)模之間可能存在互為因果關(guān)系而導(dǎo)致的估計(jì)誤差問(wèn)題，選取“對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)了解程度”作為本研究的工具變量。

第二階段為農(nóng)戶(hù)參保后對(duì)其玉米種植規(guī)模的影響，因變量為農(nóng)戶(hù)2018 年玉米種植面積，自變量為農(nóng)戶(hù)是否參保?？刂谱兞繛橐幌盗杏绊戅r(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的變量，借鑒韓昕儒和張寧寧、彭繼權(quán)等研究[28,29]，本研究選取包括戶(hù)主年齡、受教育年限、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限、家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)、家庭總收入、上一年玉米產(chǎn)量、機(jī)械使用率、玉米生產(chǎn)成本等變量。本研究涉及的變量和賦值情況見(jiàn)表1。

四、結(jié)果與分析

（一）農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與農(nóng)戶(hù)玉米種植規(guī)模的現(xiàn)狀分析

由表1 知，樣本玉米種植戶(hù)中有358 戶(hù)參保，占樣本總數(shù)的76%，這與遼寧省玉米保險(xiǎn)覆蓋面大體相當(dāng)。從個(gè)體特征來(lái)看，參保組和非參保組農(nóng)戶(hù)平均年齡在56 歲左右，說(shuō)明樣本地區(qū)農(nóng)戶(hù)年齡結(jié)構(gòu)老齡化情況較嚴(yán)重。相較于非參保組，參保組農(nóng)戶(hù)受教育程度更高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時(shí)間更長(zhǎng)、對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的了解程度更深，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度也更為偏好。從家庭特征來(lái)看，參保組和非參保組農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)收入占比分別為52.8%、48.7%，表明樣本農(nóng)戶(hù)兼業(yè)情況客觀存在。此外，較未參保組農(nóng)戶(hù)而言，參保組家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)較少，可能的原因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)越少的家庭，其自身為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)防范的精力及能力越有限，因此會(huì)更傾向于選擇農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)來(lái)實(shí)現(xiàn)分散農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)、穩(wěn)定農(nóng)業(yè)收入的目的。從生產(chǎn)特征來(lái)看，參保組與非參保組農(nóng)戶(hù)之間玉米種植規(guī)模差異較大，參保組農(nóng)戶(hù)平均玉米種植面積為1.304 hm2，比非參保組農(nóng)戶(hù)的0.704 hm2多了近一倍。相較于非參保組，參保組農(nóng)戶(hù)機(jī)械使用率、玉米產(chǎn)量相對(duì)較高，玉米生產(chǎn)成本相對(duì)較低。從自然特征來(lái)看，參保組農(nóng)戶(hù)過(guò)去因自然災(zāi)害造成的玉米產(chǎn)量損失程度更大。

表1 變量設(shè)置及說(shuō)明

（二）農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響效應(yīng)分析

表2 展示了農(nóng)戶(hù)參保行為方程及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響效應(yīng)方程的回歸結(jié)果。ηTε為農(nóng)戶(hù)參保行為方程與參保組農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響效應(yīng)方程誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)，其結(jié)果在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明樣本農(nóng)戶(hù)的參保行為存在自選擇問(wèn)題，若采用簡(jiǎn)單回歸分析會(huì)造成研究結(jié)果偏差。模型的LR 檢驗(yàn)結(jié)果在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明參保行為方程和農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響效應(yīng)方程之間聯(lián)立性良好。因此，本研究采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型糾正不可觀測(cè)變量引起的樣本選擇偏誤合理且有必要。

表2 中農(nóng)戶(hù)參保行為方程的估計(jì)結(jié)果顯示：受教育年限、對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的了解程度、耕地質(zhì)量、玉米因?yàn)?zāi)損失以及玉米生產(chǎn)成本與農(nóng)戶(hù)參保行為顯著正相關(guān)。表明受教育年限越高的農(nóng)戶(hù)，往往對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)政策及其功能有著更為深刻的了解，因此利用農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)管理的意識(shí)越強(qiáng)；而風(fēng)險(xiǎn)越偏好的農(nóng)戶(hù)越愿意在未知風(fēng)險(xiǎn)中放手一搏，在獲得高收益的同時(shí)也面臨高損失率，因此會(huì)傾向于購(gòu)買(mǎi)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)來(lái)分散農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)以減小收入波動(dòng)；且農(nóng)戶(hù)擁有的耕地質(zhì)量越高，農(nóng)戶(hù)從事玉米生產(chǎn)的產(chǎn)量預(yù)期相應(yīng)越高，對(duì)農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理工具的需求越為強(qiáng)烈，尤其在歷年玉米遭災(zāi)嚴(yán)重且玉米生產(chǎn)成本較高的情況下，為穩(wěn)定農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)戶(hù)參保意愿越強(qiáng)。表2 中參保組和非參保組農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響效應(yīng)方程的分析結(jié)果顯示：生產(chǎn)成本對(duì)參保組和非參保組農(nóng)戶(hù)的玉米生產(chǎn)規(guī)模均會(huì)產(chǎn)生顯著正向影響，其原因是玉米生產(chǎn)過(guò)程中包括種子、化肥、農(nóng)藥、雇工、機(jī)械投入等成本，生產(chǎn)面積的擴(kuò)大有利于機(jī)械的投入使用，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低單位面積玉米生產(chǎn)成本。

表2 農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響的內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸估計(jì)結(jié)果

本研究關(guān)注的重點(diǎn)之一是農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響。表3 報(bào)告了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)參保組農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響的平均處理效應(yīng)測(cè)算結(jié)果。結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)促進(jìn)了玉米種植戶(hù)規(guī)模化生產(chǎn)，效果顯著。參保組玉米生產(chǎn)規(guī)模的平均處理效應(yīng)（ATT）為0.307，表現(xiàn)為在反事實(shí)假設(shè)下，實(shí)際參保農(nóng)戶(hù)若未參保，其玉米種植面積將由1.298hm2下降至0.990hm2，降幅23.729%，且平均處理效應(yīng)結(jié)果通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。本文的研究假設(shè)1 得證。

表3 農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響的平均處理效應(yīng)測(cè)算結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

為區(qū)分農(nóng)戶(hù)對(duì)玉米生產(chǎn)行為的重視程度，本研究以農(nóng)戶(hù)的玉米種植收入占家庭總收入的比重為劃分標(biāo)準(zhǔn)將樣本農(nóng)戶(hù)劃分為玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)和玉米生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)。表4 展示了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響的異質(zhì)性分析結(jié)果?？梢灾庇^看出，兩組樣本模型的變量顯著性存在差異。首先，影響兩組農(nóng)戶(hù)參保行為的因素存在差異：表4 的第2、5 列數(shù)據(jù)顯示，對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)了解程度、玉米因?yàn)?zāi)損失程度以及玉米生產(chǎn)成本是影響兩組農(nóng)戶(hù)參保行為的共同因素，具體表現(xiàn)為對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)了解程度越深、玉米因?yàn)?zāi)致?lián)p程度越大以及玉米生產(chǎn)成本越高的農(nóng)戶(hù)越傾向于參加農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)；此外，玉米生產(chǎn)產(chǎn)量對(duì)生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)有顯著的正向影響；而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限以及風(fēng)險(xiǎn)偏好程度則對(duì)生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)有顯著的正向影響。

其次，影響兩組參保農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的因素存在差異：表4 的第3、6 列數(shù)據(jù)顯示，玉米生產(chǎn)成本是影響兩組參保農(nóng)戶(hù)玉米規(guī)模化生產(chǎn)的共同因素，玉米生產(chǎn)成本越高，農(nóng)戶(hù)越傾向于進(jìn)行規(guī)?；a(chǎn)；此外，農(nóng)戶(hù)年齡越小、家庭總收入越高會(huì)促進(jìn)玉米生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)的規(guī)?；a(chǎn)，對(duì)玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)無(wú)顯著影響。最后，影響兩組未參保農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的因素存在差異：表4 的第4、7 列數(shù)據(jù)顯示，玉米生產(chǎn)成本同時(shí)影響著未參保農(nóng)戶(hù)中生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)和兼業(yè)戶(hù)的生產(chǎn)規(guī)模決策，玉米生產(chǎn)成本變高時(shí)，全體未參保組農(nóng)戶(hù)會(huì)傾向于擴(kuò)大玉米種植面積；此外，對(duì)于玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)而言，家庭總收入會(huì)正向影響其玉米生產(chǎn)規(guī)模，而機(jī)械使用率則會(huì)對(duì)其玉米生產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生負(fù)向影響。

表4 農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響的異質(zhì)性分析結(jié)果

本研究所關(guān)注的另一重點(diǎn)是農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響效應(yīng)是否存在差異，將分組樣本按照行為方程式（3）和影響效應(yīng)方程式（5）和式（6）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5 所示。結(jié)果顯示：農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的影響效應(yīng)不同。表現(xiàn)為在反事實(shí)假設(shè)下，實(shí)際參保的玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)若選擇不參保，其玉米種植面積將由2.183hm2下降至1.227hm2，降幅43.79%，且處理效應(yīng)結(jié)果在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著；而實(shí)際參保的玉米兼業(yè)戶(hù)若選擇不參保，其玉米種植規(guī)模將由0.795hm2下降至0.732hm2，僅下降7.92%，且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。即農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)顯著促進(jìn)了玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)的規(guī)?；a(chǎn)，對(duì)玉米生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)的生產(chǎn)規(guī)模并無(wú)明顯影響。主要原因?yàn)椋阂环矫妫捎谟衩资杖胝疾煌?lèi)型農(nóng)戶(hù)家庭總收入的比例不同，相較于玉米生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)，玉米生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)本身對(duì)玉米收入的依賴(lài)性更強(qiáng)，因此在玉米相同受災(zāi)程度下，以玉米收入為主的專(zhuān)業(yè)戶(hù)對(duì)其獲償金額更為敏感，即農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)穩(wěn)定生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)家庭總收入的作用更大；另一方面，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)顯示，相較于兼業(yè)戶(hù)，專(zhuān)業(yè)戶(hù)在玉米生產(chǎn)過(guò)程中有著較高的機(jī)械使用率和較低的生產(chǎn)成本，進(jìn)一步擴(kuò)大玉米規(guī)?；a(chǎn)將更利于機(jī)械的投入使用，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。因此，在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)作用下，專(zhuān)業(yè)戶(hù)會(huì)更傾向于擴(kuò)大玉米種植面積以促進(jìn)其家庭收入增長(zhǎng)。本文的研究假設(shè)2 得證。

表5 農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)玉米生產(chǎn)規(guī)模影響的異質(zhì)性處理效應(yīng)測(cè)算結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.反向因果檢驗(yàn)

為證明農(nóng)戶(hù)參保行為與其玉米生產(chǎn)規(guī)模間僅存在正向因果關(guān)系，而不存在反向因果關(guān)系，將原模型解釋變量與被解釋變量進(jìn)行交換，并采用Logit 回歸方程進(jìn)行分析。若反向因果方程中種植規(guī)模系數(shù)不顯著，則證明研究不存在反向因果關(guān)系。反向因果檢驗(yàn)的模型設(shè)定如下：

式（9）中D 為被解釋變量，指“是否參加玉米保險(xiǎn)”；Acr 為解釋變量，指“玉米生產(chǎn)規(guī)?！?；M為控制變量，與前文農(nóng)戶(hù)參保行為方程式（3）中的控制變量一致；υ 為隨機(jī)干擾項(xiàng)。反向因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示農(nóng)戶(hù)的玉米生產(chǎn)規(guī)模對(duì)農(nóng)戶(hù)參保行為的影響系數(shù)為-0.057，并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（見(jiàn)表6），表明農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的大小并不會(huì)影響農(nóng)戶(hù)的參保決策，這一結(jié)論與鄭春繼等研究的結(jié)論一致[30]，證明了原模型不存在反向因果的問(wèn)題。

表6 玉米生產(chǎn)規(guī)模對(duì)參保影響的Logit 估計(jì)結(jié)果

2.馬氏匹配再估計(jì)

借鑒李長(zhǎng)生和劉西川的研究[24]，通過(guò)更換數(shù)據(jù)估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，選取鄰近距離為4 的馬氏匹配法再次進(jìn)行模型估計(jì)。若回歸結(jié)果與內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計(jì)結(jié)果方向一致，則證明模型估計(jì)的可靠性。馬氏匹配再估計(jì)結(jié)果顯示：農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)全樣本農(nóng)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的ATT 值為0.465，對(duì)專(zhuān)業(yè)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的ATT 值為1.120，均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)；農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)兼業(yè)戶(hù)玉米生產(chǎn)規(guī)模的ATT 值為0.171，并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)顯著促進(jìn)了全樣本農(nóng)戶(hù)和生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)的玉米規(guī)?；a(chǎn)，而不影響兼業(yè)戶(hù)的玉米規(guī)?；a(chǎn)。該結(jié)果與內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計(jì)結(jié)果方向保持一致（見(jiàn)表7），證明了原模型估計(jì)結(jié)果的可靠性。

表7 馬氏匹配法估計(jì)結(jié)果（ATT）

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文利用遼寧省474 份玉米種植戶(hù)的調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型分析農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)是否能促進(jìn)玉米規(guī)?；a(chǎn)；并基于玉米種植戶(hù)異質(zhì)性視角，分析農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)不同類(lèi)型農(nóng)戶(hù)的玉米規(guī)?；a(chǎn)的影響是否存在以及存在怎樣的差異，得到如下結(jié)論。

第一，遼寧省樣本玉米種植戶(hù)的參保率為76%，參保形勢(shì)較好，但仍存在較大的提升空間。從參保決策方程來(lái)看，農(nóng)戶(hù)參保行為受農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征、生產(chǎn)特征以及自然特征的共同影響：個(gè)體特征中農(nóng)戶(hù)受教育年限越長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度越為偏好、對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)了解程度越深會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)參保；生產(chǎn)特征中耕地質(zhì)量和玉米生產(chǎn)成本正向影響農(nóng)戶(hù)的參保行為；此外，自然特征中農(nóng)戶(hù)從事玉米生產(chǎn)時(shí)面臨的風(fēng)險(xiǎn)越大，農(nóng)戶(hù)就越傾向于參保。

第二，從玉米種植規(guī)模影響效應(yīng)方程來(lái)看，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)顯著促進(jìn)了遼寧省玉米規(guī)?；a(chǎn)。表現(xiàn)為參保農(nóng)戶(hù)若未參保，農(nóng)戶(hù)戶(hù)均玉米種植面積將減少0.307hm2。研究結(jié)果可為遼寧省農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)實(shí)施效果、乃至國(guó)家糧食安全保障等政策效應(yīng)評(píng)估提供參考。

第三，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)不同生產(chǎn)類(lèi)型玉米種植戶(hù)的影響效應(yīng)不同，對(duì)生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)戶(hù)的影響顯著，而對(duì)生產(chǎn)兼業(yè)戶(hù)的影響不顯著。研究結(jié)果可為未來(lái)遼寧省針對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶(hù)實(shí)施差異性的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)政策提供理論和現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

（二）建議

根據(jù)以上結(jié)論，為保障糧食安全、促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，本文提出如下政策建議。

第一，加大農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)政策的宣傳力度，強(qiáng)化農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的了解。充分調(diào)動(dòng)政府和保險(xiǎn)公司的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，利用鄉(xiāng)鎮(zhèn)基層政府的職能優(yōu)勢(shì)將農(nóng)戶(hù)統(tǒng)一集中，依靠保險(xiǎn)公司的人力資源支撐，派相關(guān)工作人員深入基層，就農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)性質(zhì)、定損理賠等業(yè)務(wù)環(huán)節(jié)進(jìn)行宣傳，結(jié)合村部真實(shí)具體的承保理賠案例的分析，提高農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)政策及其功能的認(rèn)知，培育農(nóng)戶(hù)的保險(xiǎn)意識(shí)，逐步提高農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)參保率。

第二，繼續(xù)加強(qiáng)與完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品體系，夯實(shí)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)助力農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)的保障功能。2019年起遼寧省陸續(xù)開(kāi)展了更高保障水平的完全成本保險(xiǎn)和收入保險(xiǎn)試點(diǎn)，與傳統(tǒng)物化成本保險(xiǎn)相比，保障水平大幅提高，保障功能進(jìn)一步強(qiáng)化。未來(lái)應(yīng)持續(xù)推進(jìn)完全成本保險(xiǎn)和收入保險(xiǎn)產(chǎn)品試點(diǎn)范圍直至全省覆蓋，進(jìn)一步強(qiáng)化農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)糧食規(guī)?；a(chǎn)的擴(kuò)增效應(yīng)。

第三，優(yōu)化完善土地流轉(zhuǎn)政策，制定相應(yīng)補(bǔ)貼政策促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。政府應(yīng)健全完善現(xiàn)有土地流轉(zhuǎn)政策環(huán)境，同時(shí)通過(guò)增設(shè)相關(guān)激勵(lì)措施，如為農(nóng)戶(hù)提供更多相關(guān)就業(yè)信息、對(duì)小規(guī)模經(jīng)營(yíng)的兼業(yè)戶(hù)實(shí)行退耕補(bǔ)貼政策等，以鼓勵(lì)土地由糧農(nóng)兼業(yè)戶(hù)向糧農(nóng)專(zhuān)業(yè)戶(hù)流轉(zhuǎn)，從而更大程度發(fā)揮農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)糧農(nóng)專(zhuān)業(yè)戶(hù)的擴(kuò)增效果，推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、現(xiàn)代化發(fā)展。