種植業(yè)保險保費補貼提高農(nóng)戶種糧積極性了嗎？
——基于多期差分法的實證檢驗

崔亞飛 鄭修娟

（安徽財經(jīng)大學(xué)財政與公共管理學(xué)院 安徽蚌埠 233030）

農(nóng)業(yè)保險可以提高農(nóng)戶抵御自然災(zāi)害的能力，但由于農(nóng)業(yè)保險市場普遍存在“逆向選擇”現(xiàn)象，這就要求政府部門對此“市場失靈”進行矯正與彌補，才能促進農(nóng)業(yè)保險市場的高質(zhì)量發(fā)展和保障國家糧食安全。[1]2007年4月，財政部印發(fā)了《中央財政農(nóng)業(yè)保險保費補貼試點管理辦法》，該《辦法》要求堅持“政府引導(dǎo)、政策支持、市場運作、農(nóng)民自愿”原則，選取吉林、內(nèi)蒙古和江蘇等六個省區(qū)進行政策性農(nóng)業(yè)保險保費補貼試點工作。至2012年底，農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策已推廣至全國范圍。2019年5月，中央全面深化改革委員會審議并原則同意《關(guān)于加快農(nóng)業(yè)保險高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》，標(biāo)志著我國農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策邁入以高質(zhì)量發(fā)展為導(dǎo)向階段。

種植業(yè)保險保費補貼是否有助于提高農(nóng)戶種糧積極性，進而確保農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收？截至目前，尚未發(fā)現(xiàn)有相關(guān)文獻對此問題進行較全面研究。本文擬用中國省級農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)，對種植業(yè)保險保費補貼政策實施以來的效應(yīng)進行系統(tǒng)評估，并檢驗其作用機制。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下方面：第一，利用多期雙重差分法（DID）評估種植業(yè)保險保費補貼對農(nóng)戶種糧積極性及種植結(jié)構(gòu)的效應(yīng)，評估結(jié)論豐富了農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策的實證成果。第二，檢驗了政策效應(yīng)的作用機制和持續(xù)性，可以為今后農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策的整體完善提供思路和切入點。第三，證實了種植業(yè)保險保費補貼的政策效應(yīng)，在不同地區(qū)之間存在異質(zhì)性，有助于精準(zhǔn)優(yōu)化各地區(qū)保險保費補貼政策措施，提高種植業(yè)保險保費補貼政策實施的結(jié)構(gòu)效率。

一、政策背景、文獻綜述與研究假說

（一）政策背景。種植業(yè)保險保費補貼是我國現(xiàn)行農(nóng)業(yè)保險保費補貼中實施時間最早和覆蓋面最廣的政策項目。2007年開始試點之際，種植業(yè)保險保費補貼對象主要為玉米、水稻、小麥、大豆和棉花，之后補貼對象新增其他油料作物和農(nóng)作物。

表1匯總了種植業(yè)保險保費補貼試點省市（區(qū)）擴容情況。2007 年，國家財政部首先確定吉林、內(nèi)蒙古和新疆等6 個省區(qū)進行種植業(yè)保險保費補貼試點工作。2008年，種植業(yè)保險保費補貼試點新增福建、湖北和海南等10個省。2009年，江西也成為種植業(yè)保險保費補貼試點省。2010年，又新增云南、青海等5個?。▍^(qū)）。2011 年，繼續(xù)新增重慶、西藏等5 個為種植業(yè)保險保費補貼試點省市（區(qū)）。2012年，種植業(yè)保險保費補貼政策推廣至全國31個省市（區(qū)）實行。

表1 種植業(yè)保險保費補貼試點?。ㄊ小^(qū)）

（二）文獻綜述和研究假說。

1.種植業(yè)保險保費補貼與農(nóng)戶種糧積極性。方蕾和粟芳（2016）[2]根據(jù)柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，將農(nóng)業(yè)保險保費補貼視為農(nóng)業(yè)保險市場投入的生產(chǎn)要素，研究發(fā)現(xiàn)加大農(nóng)業(yè)保險保費的補貼力度，有利于促進農(nóng)業(yè)保險市場完善與發(fā)展。王根芳和陶建平（2012）[3]研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)保險保費補貼能夠提高農(nóng)戶投保意愿，投保意愿的增加有助于彌補農(nóng)業(yè)保險市場失靈。例如，鄭軍和袁帥帥（2018）[4]實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險保費補貼對農(nóng)戶的投保需求具有激勵作用。李琴英等（2019）[5]也發(fā)現(xiàn)，隨著保費補貼政策宣講力度的加大，農(nóng)戶對政策的認(rèn)知度不斷提升，農(nóng)戶的參保意愿也隨之增強。而且，農(nóng)業(yè)保險保費補貼的金額越高，農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)保險的意愿越強，實際投保率也會隨之提高[6-7]。顯然，農(nóng)戶的投保意愿明顯受到其對農(nóng)業(yè)保險保費補貼的認(rèn)知度和政府補貼力度的影響[8]。此外，鄭軍和王彪（2020）[9]還研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策有助于減輕自然災(zāi)害對農(nóng)戶種植收入的負(fù)面影響，增強農(nóng)戶抵御自然風(fēng)險的能力，并通過農(nóng)業(yè)風(fēng)險管理技術(shù)產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)，進而促進農(nóng)業(yè)的穩(wěn)產(chǎn)增產(chǎn)。劉蔚和孫蓉（2016）[10]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策促進了稻谷、小麥和玉米產(chǎn)量的增加，并對農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了影響。許慶等（2020）[11]也發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)支持保護補貼有效地增加了規(guī)模農(nóng)戶的播種面積。基于以上分析，本文提出研究假說1：

H1：種植業(yè)保險保費補貼有助于促進農(nóng)民種糧積極性。

2.種植業(yè)保險保費補貼影響農(nóng)民種糧積極性的作用機制。有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險保費補貼能夠提高受保農(nóng)戶的種植收入，進而改善農(nóng)戶的生活水平。譬如，羅向明等（2011）[12]通過模型分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險保費補貼具有轉(zhuǎn)移支付功能，可以提高農(nóng)戶的可支配收入。王立勇等（2020）[13]的數(shù)據(jù)檢驗也證實，農(nóng)業(yè)保險保費補貼顯著提高了農(nóng)戶家庭經(jīng)營收入和人均純收入。而且，農(nóng)業(yè)保險保費補貼增加農(nóng)戶的家庭經(jīng)營性收入后，有助于防止農(nóng)戶因災(zāi)返貧，進而激發(fā)農(nóng)業(yè)保險保費補貼的減貧效應(yīng)[14]。但是，展凱等（2021）[15]研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)保險保費補貼的減貧效應(yīng)存在地區(qū)異質(zhì)性特征，對欠發(fā)達的農(nóng)村地區(qū)而言，其減貧效應(yīng)更加顯著。

另一方面，農(nóng)戶的種植收入又會影響其種糧積極性。例如，何蒲明（2020）[16]研究發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)營性收入和轉(zhuǎn)移性收入顯著地提高了糧食主產(chǎn)區(qū)和主銷區(qū)農(nóng)戶的種糧積極性。李國祥（2021）[17]也認(rèn)為，經(jīng)濟利益是影響農(nóng)戶種糧積極性的主要因素，對農(nóng)戶種糧積極性影響較大且多是正向效應(yīng)。劉瑩和黃季焜（2010）[18]進一步研究指出，影響農(nóng)戶種植決策的因素包括利潤收入、風(fēng)險規(guī)避和減少勞動力投入等，其中最大的影響因素則是利潤最大化。辛毅等（2021）[19]還研究發(fā)現(xiàn)，利用現(xiàn)金收益最大化激發(fā)農(nóng)戶種糧積極性，可以促進農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策的被接受度。綜上所述，提出研究假說2：

H2：種植業(yè)保險保費補貼通過增加農(nóng)戶種植業(yè)收入促進農(nóng)戶種糧積極性。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定。種植業(yè)保險保費補貼政策試點具備準(zhǔn)自然實驗的特征，加之政策試點?。ㄊ小^(qū)）逐年增加，故本文擬采用多期雙重差分法檢驗保費補貼的政策效應(yīng)。此外，為了消除不可觀測變量的干擾和內(nèi)生性問題，同時控制了個體效應(yīng)和時間效應(yīng)。參照田曉暉等（2021）[20]的研究方法，多期雙重差分模型具體設(shè)定如下：

其中，LnYi,t表示農(nóng)戶種糧積極性的被解釋變量。Xi,t是補貼政策是否實施的解釋變量，b為核心估計系數(shù)，是本文關(guān)心的種植業(yè)保險保費補貼政策的平均處理效應(yīng)。ci,t表示控制變量，ui為個體固定效應(yīng)，qt為時點固定效應(yīng)，ei,t是隨機擾動項。另外，為了消除異方差和自相關(guān)的影響，本文對所有連續(xù)變量均進行了對數(shù)變換，且采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤策略。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理。

1.相關(guān)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)。本文選取2004-2014年中國省級農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)，包括水稻播種面積、小麥播種面積、玉米播種面積、油料播種面積、棉花播種面積、有效灌溉面積、成災(zāi)面積、涉農(nóng)支出、財政支出、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值、谷物及其他作物產(chǎn)值，以上農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)均來源于中國各?。ㄊ?、區(qū)）的2005-2015年統(tǒng)計年鑒。

2.種植業(yè)保險保費補貼試點數(shù)據(jù)。種植業(yè)保險保費補貼試點省份名單來源于財政部網(wǎng)站，且已詳細(xì)匯報于表1。為消除離群值的潛在影響，本文在1%和99%分位數(shù)上對連續(xù)變量進行縮尾處理。

（三）變量選取與說明。

1.被解釋變量。實施種植業(yè)保險保費補貼政策，被補貼作物各自播種面積變化能夠直接反映出農(nóng)戶更傾向于播種哪些作物，對哪些作物的種植積極性高。故本文選取種植面廣、對糧食安全具有重要保障作用的水稻、小麥、玉米、油料和棉花的播種面積分別作為被解釋變量（LnYi,t），用于間接衡量農(nóng)戶種糧積極性。

2.解釋變量。本文的解釋變量為“種植業(yè)保險保費補貼政策是否實施的交互項”。鑒于政策具體實施時間和被補貼作物的播種時期可能不完全相同，加之政策的宣傳普及需要時間，所以本文將政策實施的下一年作為基準(zhǔn)年，構(gòu)造交互項Xi,t進行衡量。當(dāng)t取值為1時，表示第i個省(區(qū))第t年實施了種植業(yè)保險保費補貼政策；當(dāng)t 取值為0時，則表示第i 個省(區(qū))第t 年未實施種植業(yè)保險保費補貼政策。

3.控制變量。本文的控制變量ci,t包括有效灌溉面積、受災(zāi)面積、涉農(nóng)支出占比和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比。其中，涉農(nóng)支出占比為涉農(nóng)支出占財政支出的比值，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比是農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值的比值。

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。其中，水稻播種面積的均值為98.186，標(biāo)準(zhǔn)差為108.956，分布較為均衡。其他變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差也處于合理的區(qū)間。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

（一）種植業(yè)保險保費補貼對補貼作物種植面積的影響。利用Stata16.0對模型（1）進行回歸，表3匯報了未加入控制變量，僅控制個體和時間效應(yīng)的結(jié)果；而表4則匯報了加入有效灌溉面積、受災(zāi)面積、涉農(nóng)支出占比和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比等控制變量，并控制個體和時間效應(yīng)的結(jié)果。由表3和表4的回歸結(jié)果綜合顯示：無論是否加入控制變量，種植業(yè)保險保費補貼政策對水稻、小麥、玉米、油料和棉花的播種面積均產(chǎn)生了正向促進效應(yīng)。具體而言，種植業(yè)保險保費補貼政策對水稻和油料播種面積有顯著的正向促進效應(yīng)，或者說，顯著地提高了農(nóng)戶對水稻和油料作物的種植積極性。政策實施的后一年，水稻播種面積平均增加10.9%，油料播種面積平均增加8.6%。種植業(yè)保險保費補貼政策對小麥、玉米和棉花播種面積雖然具有正向影響但不顯著?？赡艿脑蚴牵菏紫?，水稻是我國主要糧食作物且屬于高保險作物，保費補貼政策實行后，農(nóng)戶對水稻保險的接受度更高，更愿意增加水稻的播種。其次，在我國經(jīng)濟作物中，油料作物播種面積居首位[21]，播種面積越大，遭受自然風(fēng)險的損失可能性就越大，因此對農(nóng)業(yè)保險保費進行財政補貼更能激發(fā)農(nóng)戶的投保意愿，保障農(nóng)民收入，促使農(nóng)戶持續(xù)擴大播種面積。

表3 種植業(yè)保險保費補貼政策對下一年補貼作物種植面積影響的回歸結(jié)果（不含控制變量）

表4 種植業(yè)保險保費補貼政策對下一年補貼作物種植面積影響的回歸結(jié)果（含控制變量）

為了進一步揭示政策效應(yīng)的時效性，表5報告了種植業(yè)保險保費補貼政策滯后兩年對補貼作物種植面積影響的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，首先，種植業(yè)保險保費補貼政策效應(yīng)具有持續(xù)性，政策實施后第二年仍然顯著地提高了農(nóng)戶水稻和油料作物的種植積極性，即水稻種植面積平均增加9.6%，油料種植面積平均增加10.3%。其次，種植業(yè)保險保費補貼政策效應(yīng)也具有時間上的滯后性，即在政策真正實施后第三年，才開始顯著地提高農(nóng)戶的小麥種植積極性，小麥播種面積平均增加11.8%。究其原因可能在于：種植業(yè)保險保費補貼切實保障了農(nóng)戶的收益，所以農(nóng)戶會持續(xù)穩(wěn)定擴大作物播種面積。同時，隨著種植業(yè)保險保費補貼政策的宣傳普及和農(nóng)戶觀念意識的變化，農(nóng)戶可能也會提高對其他被補貼作物的種植積極性。綜上所述，研究假說H1得到數(shù)據(jù)檢驗的支持。

表5 種植業(yè)保險保費補貼政策對實施后第二年補貼作物種植面積影響的回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗。前文使用多期雙重差分法研究的回歸結(jié)果顯示，種植業(yè)保險保費補貼政策顯著地增加了水稻和油料種植面積，提高了農(nóng)民種植積極性。那這一結(jié)論是否可靠？接下來本文擬利用平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和反事實檢驗全面考察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

1.平行趨勢檢驗。使用雙重差分法最重要的一個前提就是要滿足平行趨勢假設(shè)，即在政策實施前，試點省份和未試點省份的補貼作物播種面積變化趨勢基本一致。而在政策實施后，該變化趨勢會發(fā)生顯著差異。參照Beck 等（2010）[22]的研究方法，建立模型如下：

其中，Xi,t0+k為虛擬變量，若第i ?。ㄊ?、區(qū)）在t0+k 時期實施了種植業(yè)保險保費補貼，那么該變量取值為1，否則取值為0，其系數(shù)bk是我們關(guān)注的重點；k=4和k=3分別表示政策實施前4年和政策實施后3年的期數(shù)，用于檢驗政策實施前后的變化趨勢；此處Yi,t表示水稻和油料作物的播種面積，其余變量含義與前文模型（1）一致。

根據(jù)模型（2）進行平行趨勢檢驗，將政策實施前一期視為基準(zhǔn)期，檢驗各?。ㄊ?、區(qū)）種植業(yè)保險保費補貼政策實施前4年至政策實施后3年實驗組和對照組的變化趨勢，圖1和圖2分別描繪了水稻和油料作物播種面積的系數(shù)bk及各自置信區(qū)間變化趨勢。由圖1和圖2可以看出，在政策實施之前，每個時間窗口的估計系數(shù)均不顯著，而在政策實施一年之后，估計系數(shù)均為正且通過顯著性檢驗。這表明，在政策實施之前實驗組和對照組具有共同的變化趨勢；在種植業(yè)保險保費補貼政策實施之后，對水稻播種面積和油料作物種植面積產(chǎn)生了正向促進效應(yīng)，提升了農(nóng)戶種糧積極性，而且政策效應(yīng)在時間上具有時滯性。

圖1 水稻作物平行趨勢檢驗結(jié)果

圖2 油料作物平行趨勢檢驗結(jié)果

2.安慰劑檢驗。為了排除水稻和油料作物播種面積增加可能源于某些其他隨機因素，而非由種植業(yè)保險保費補貼政策實施所致。本文參照Cai 等（2016）[23]的研究方法，從樣本中隨機抽取部分省（市、區(qū)）作為“偽試點”的實驗組，其余?。ㄊ?、區(qū)）樣本為對照組，然后對“偽試點”實驗組基于模型（1）進行回歸。本文重復(fù)該隨機抽取過程1000 次并進行1000 次回歸，分別得到虛假的Xi,t系數(shù)t值的核密度圖。由圖3的水稻核密度和圖4的油料核密度可以看出，種植業(yè)保險保費補貼對水稻和油料作物播種面積影響的虛假系數(shù)的t統(tǒng)計量基本上都分布在0附近，且近似符合正態(tài)分布。因此，本文犯“取偽錯誤”的概率極低。這也進一步說明，種植業(yè)保險保費補貼對水稻和油料作物播種面積的正向促進效應(yīng)比較穩(wěn)健，并非由其他隨機因素導(dǎo)致。

圖3 水稻核密度

圖4 油料核密度

3.反事實實驗。為了更進一步驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，參照王立勇和許明（2019）[24]的研究方法，本文假設(shè)水稻和油料作物播種面積的增加不是由種植業(yè)保險保費補貼政策所致，并將全國每個試點?。ㄊ小^(qū)）保費補貼政策的實施時間都提前一年，進行反事實實驗，表6 匯報了反事實實驗的結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)：假設(shè)把試點年份提前一年之后，種植業(yè)保險保費補貼政策對水稻播種面積的影響不顯著，對油料作物播種面積的影響也不顯著，這說明種植業(yè)保險保費補貼政策的實施，確實提高了農(nóng)戶對水稻和油料作物種植的積極性。

表6 改變政策發(fā)生時點的反事實實驗

四、作用機制與異質(zhì)性檢驗

（一）作用機制分析。上述實證研究已經(jīng)表明，種植業(yè)保險保費補貼對農(nóng)戶種糧積極性具有正向促進效應(yīng)，尤其是水稻種植面積增加最為顯著。另外，前文的相關(guān)文獻梳理也發(fā)現(xiàn)，種植業(yè)保險保費補貼政策可能會通過農(nóng)戶種植業(yè)收入來影響農(nóng)戶的種糧積極性，或者說影響農(nóng)作物的播種面積。因此，本文選取種植業(yè)收入作為中介變量，進一步分析種植業(yè)保險保費補貼政策對農(nóng)戶種糧積極性產(chǎn)生正向促進效應(yīng)的作用機制。種植業(yè)收入擬以谷物及其他作物的產(chǎn)值來衡量，選取依據(jù)在于，谷物及其他作物主要為種植業(yè)保險保費補貼的項目，而且谷物及其他作物的產(chǎn)值衡量了農(nóng)戶出售補貼作物的收入。參照Baron and Kenny（1986）[25]的研究方法，建立中介機制模型如下：

其中，中介變量Ms,t表示種植業(yè)收入，此處Yi,t表示水稻的播種面積，其他變量含義與前文模型（1）中一致。

利用Stata16.0對模型（3-1）至（3-2）依次進行回歸，表7報告了種植業(yè)保險保費補貼對水稻播種面積產(chǎn)生正向影響的中介效應(yīng)。表7中第（3-1）列為種植業(yè)保險保費補貼政策對水稻播種面積影響的總效應(yīng)，其為0.109且在1%的水平顯著，說明種植業(yè)保險保費補貼政策顯著的提高了水稻播種面積。第（3-2）列為種植業(yè)保險保費補貼政策對種植業(yè)收入的影響，在5%的顯著水平上，種植業(yè)保險保費補貼政策對種植業(yè)收入的影響為0.037，說明種植業(yè)保險保費補貼政策顯著的提高了農(nóng)戶的種植業(yè)收入。第（3-3）列是將種植業(yè)收入作為控制變量進行回歸的結(jié)果，種植保險保費補貼政策對水稻播種面積的影響為0.084且在1%的水平顯著，這說明種植業(yè)保險保費補貼政策可以提高農(nóng)戶的種植業(yè)收入，進而提升農(nóng)戶的種植積極性。因此，研究假說H2也得到檢驗印證。

表7 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

（二）異質(zhì)性檢驗。我國國土遼闊，東中西部的農(nóng)業(yè)資源各有稟賦，各地區(qū)的主要自然災(zāi)害也不盡相同。由于農(nóng)業(yè)資源稟賦和自然災(zāi)害不同，各地區(qū)的種植業(yè)保險保費補貼的效應(yīng)也可能存在異質(zhì)性。所以本文將全國31個?。▍^(qū)）樣本分為東中部和西部地區(qū)，①分別考察種植業(yè)保險保費補貼政策對各地區(qū)補貼作物面積的影響，表8和表9分別報告了東中部和西部樣本的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，種植業(yè)保險保費補貼政策顯著地增加了西部地區(qū)水稻和油料作物的播種面積，而東中部地區(qū)則增加了水稻的播種面積。保費補貼政策對其他作物播種面積也具有正向影響，但結(jié)果不顯著?？赡艿脑蛟谟冢簴|中部地區(qū)自然環(huán)境相對西部較好，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)也好，因災(zāi)害遭受重大損失的可能性較低。當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為自然災(zāi)害對其造成的經(jīng)濟損失較低時，其購買農(nóng)業(yè)保險的欲望將減少[26]，所以農(nóng)戶購買保險的意愿降低，農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策在東中部地區(qū)發(fā)揮的作用就會比西部地區(qū)??；其次，西部地區(qū)保費補貼規(guī)模效率比東中部地區(qū)高，呈現(xiàn)出規(guī)模報酬遞增趨勢[27]。

表8 東中部種植業(yè)保險保費補貼政策對補貼作物種植面積影響的回歸結(jié)果

表9 西部種植業(yè)保險保費補貼政策對補貼作物種植面積影響的回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文將種植業(yè)保險保費補貼政策試點視為一個準(zhǔn)自然實驗，通過構(gòu)建多期DID 模型，利用2004-2014 年全國31 個?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)，實證評估了種植業(yè)保險保費補貼政策對農(nóng)戶種糧積極性的影響，并進一步分析了相應(yīng)的作用機制和可能存在的異質(zhì)性問題。

研究結(jié)果表明：第一，種植業(yè)保險保費補貼顯著擴大了水稻和油料作物的播種面積，影響了農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，提高了農(nóng)戶對水稻和油料作物種植積極性。第二，種植業(yè)保險保費補貼政策效應(yīng)具有持續(xù)性和一定的滯后性，即政策實施后兩年會持續(xù)提高農(nóng)戶對水稻和油料作物的種植積極性，到政策實施的第三年，農(nóng)戶顯著提高了小麥的種植積極性。第三，作用機制分析表明，種植業(yè)保險保費補貼政策通過提高農(nóng)戶的種植業(yè)收入，進而促進農(nóng)戶的種植積極性和影響種植業(yè)結(jié)構(gòu)。同時，種植業(yè)保險保費補貼政策對東中部和西部省（市、區(qū)）農(nóng)戶種糧積極性的影響不同，在西部地區(qū)主要顯著影響農(nóng)戶的水稻和油料作物種植積極性，在東中部地區(qū)主要顯著影響農(nóng)戶對水稻的種植積極性。

本文的研究結(jié)論可以為農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策優(yōu)化提供以下啟示：首先，適時擴大農(nóng)業(yè)保險保費補貼作物種類，保險保費補貼比例可以實施動態(tài)調(diào)整策略。政府部門應(yīng)繼續(xù)擴大補貼作物范圍，增加補貼作物種類；同時，調(diào)整各種作物保險保費補貼的比例，引導(dǎo)農(nóng)戶積極種植涉及國家糧食安全戰(zhàn)略的作物種類，促進農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)的多樣性。其次，健全農(nóng)作物銷售價格的市場化機制和政府的增產(chǎn)增收保底政策。種植業(yè)收入高低直接關(guān)系到農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策的實施效果，是能否激發(fā)廣大農(nóng)戶種糧積極性的重要因素。在堅持農(nóng)作物銷售價格市場化機制的基礎(chǔ)上，政府部門也應(yīng)積極制定相關(guān)保底政策，防范農(nóng)業(yè)領(lǐng)域市場失靈風(fēng)險，為糧食安全戰(zhàn)略提供制度性保障。最后，建立農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策實施效果評估機制。要重視補貼政策系統(tǒng)性宣講對發(fā)揮農(nóng)戶主觀能動性的作用，尤其要引導(dǎo)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策實施的目的性和重要性的認(rèn)同感，杜絕政府“任務(wù)式”發(fā)補貼、農(nóng)戶“被動式”領(lǐng)補貼的形式化政策推廣。同時，抓緊建立農(nóng)業(yè)保險保費補貼政策評估機制，定期開展政策實施效果評估工作，力求以政策評估推動政策完善和效應(yīng)最大化釋放。

注釋:

①此處的東中部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、海南、廣東、廣西、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南等省市（區(qū)）份，西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、云南等?。ㄊ?、區(qū)）。