農業(yè)保險保障水平與農業(yè)收入的“倒U型”關系
——基于農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合視角

魏 超,陳盛偉,牛 浩,李 政

(1.山東農業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,山東 泰安 271018; 2.山東理工大學 經(jīng)濟學院,山東 淄博 255000)

收入問題是“三農”領域的核心問題,提高農民收入是實現(xiàn)共同富裕目標的必然要求,也是實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的關鍵任務。2022年10月,習近平總書記在黨的二十大報告中強調,全面推進鄉(xiāng)村振興,拓寬農民增收致富渠道。從收入結構來看,2022年全國農村居民家庭經(jīng)營凈收入在農民收入中的占比為34.63%,僅次于工資性收入的41.96%[1],這說明農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營仍是農民收入的重要來源,農業(yè)增收仍是農民增收的關鍵路徑。從增收渠道來看,農業(yè)提質、增效是農業(yè)增收的必由之路[2]。通過推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展來實現(xiàn)農業(yè)收入水平的提高是產(chǎn)業(yè)振興的核心任務;但是,農業(yè)具有天然的弱質屬性,農業(yè)生產(chǎn)極易受到各方面風險的沖擊,特別是在氣候變化加劇、動植物疫病頻發(fā)、國際貿易爭端加劇等現(xiàn)實約束下,我國農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營愈發(fā)面臨自然與市場的雙重風險威脅。在此背景下,加快發(fā)展和推廣農業(yè)保險,提高農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的風險抵抗能力,是產(chǎn)業(yè)振興的必備前提[3],也是農業(yè)增收的重要保障[4]。

根據(jù)財政部官網(wǎng)公開數(shù)據(jù)整理可得,自政策性農業(yè)保險實施以來,我國農業(yè)保險保費規(guī)模由2007年的51.84億元增長至2022年的1 192億元,參保戶次從0.5億戶增加至1.67億戶,提供的風險保障金額也由0.11萬億元上升至5.46萬億元。2019年5月,中央全面深化改革委員會第八次會議審議通過了《關于加快農業(yè)保險高質量發(fā)展的指導意見》,指出“要更好地滿足‘三農’領域日益增長的風險保障需求,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)有保障、農民得實惠”。這標志著我國農業(yè)保險邁入高質量發(fā)展新時期,也意味著農業(yè)保險將在促進鄉(xiāng)村振興、推動農民增收中發(fā)揮更大的功能與作用[5]。那么,農業(yè)保險是否促進了農業(yè)增收?是否推動了農業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展?其內在的作用機制是什么?這是本文要研究和回答的核心問題。

關于農業(yè)保險的增收功能,學界存在一定的分歧。部分學者認為,農業(yè)保險通過提供風險保障[6]、引導生產(chǎn)要素配置[7]、帶動非農就業(yè)[8]等顯著提高了農民收入,并且農業(yè)保險對糧食作物的增收效果要優(yōu)于經(jīng)濟作物[9],對年輕農戶、規(guī)模農戶的增收作用更明顯[10]。但也有學者得出了相反的結論,他們認為農業(yè)保險在增加農業(yè)產(chǎn)出的同時降低了農產(chǎn)品的價格[11],還引致了減少管理投入等道德風險行為[12],再加上保障水平僅能“保成本”[13],對農戶收入產(chǎn)生了抑制作用[14]。此外,還有學者提出,農業(yè)保險對農戶收入的影響取決于災前負效應和災后正效應[15],農業(yè)保險能夠保障農業(yè)經(jīng)營收入,但對總收入保障失效[16]。石文香等[17]的研究顯示,當農業(yè)收入超過一定門檻時,農業(yè)保險的增收效應才會顯著。

本研究認為,將農業(yè)保險對農戶收入的影響簡單假設為線性的,而忽略其復雜的且更符合實際的非線性關系,是造成上述分歧的主要原因。鑒于此,本文基于2008—2020年的省域面板數(shù)據(jù),考查了農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的非線性影響,探討了其內部邏輯與作用機制,旨在為我國農業(yè)保險的優(yōu)化改革和高質量發(fā)展提供決策依據(jù),為農業(yè)保險助力農民增收貢獻實證經(jīng)驗。本研究可能的邊際貢獻在于：第一,從宏觀層面證實了農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的“倒U型”影響,解釋了學界存在的分歧;第二,從農業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的視角切入,實證檢驗了農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合在農業(yè)保險保障水平促進農業(yè)增收的機制中顯著的中介效應。本研究致力于為我國農業(yè)保險的優(yōu)化改革和高質量發(fā)展提供決策依據(jù),為農業(yè)保險助力農民增收貢獻實證經(jīng)驗。

1 理論分析

從已有研究和實踐經(jīng)驗來看,農業(yè)保險與農業(yè)收入之間的作用機制較為復雜,難以對二者的關系做出直觀、準確的判斷?；诖?我們參考任天馳等[6]的處理經(jīng)驗,將農業(yè)收入分解為農業(yè)勞動生產(chǎn)率與農業(yè)勞動投入的乘積。農業(yè)勞動生產(chǎn)率與農業(yè)生產(chǎn)投資密切相關(農戶的農業(yè)生產(chǎn)投資越大,農業(yè)勞動生產(chǎn)率越高),基于此,我們在假設農業(yè)勞動投入不變的情況下,從農業(yè)生產(chǎn)投資的視角切入,以此來探討農業(yè)保險保障水平與農業(yè)收入之間的作用關系。

從預期效用的角度來講,由于資本實力差、受教育程度低、農業(yè)弱質性等因素,農戶多為風險厭惡者,會為了避免或減少風險而對農業(yè)生產(chǎn)投資采取謹慎的態(tài)度。當農戶投保之后,農業(yè)保險的風險保障功能會在一定程度上覆蓋農業(yè)生產(chǎn)投資的沉沒成本[6],提高預期收益水平,進而激勵農戶加大土地、資本、技術等的投入[7],在提高勞動生產(chǎn)率的基礎上實現(xiàn)農業(yè)收入水平的提升。同時,農業(yè)風險保障也增強了農戶的履約還貸能力,提高了銀行授信、貸款的傾向度[18],減輕了農業(yè)生產(chǎn)資金約束,在推動農業(yè)規(guī)?；?、專業(yè)化、機械化發(fā)展的同時促進了農業(yè)增收。不過,農戶作為理性的“經(jīng)濟人”,具有謀求預期效用最大化的“慣性”,隨著保障水平的不斷提升,當達到農戶道德風險的拐點時,農戶的機會主義行為會得到釋放,從而減少管理要素、增產(chǎn)類化學要素等的投入[12],在降低勞動生產(chǎn)率的基礎上抑制農業(yè)增收。在農戶分化背景下,保障水平的提高也會激勵家庭勞動力資源的非農化轉移[19],這將進一步降低農業(yè)收入在家庭總收入中的比例,不利于農業(yè)增收。總的來講,農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的影響大體上呈現(xiàn)“保障水平提升→農業(yè)生產(chǎn)投資增加、農業(yè)勞動生產(chǎn)率提高→農業(yè)收入水平上升”,以及跨越農戶道德風險拐點之后的“保障水平提升→農業(yè)生產(chǎn)投資減少、農業(yè)勞動生產(chǎn)率降低→農業(yè)收入水平下降”的狀態(tài)?；诖?提出研究假設H1：農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入存在非線性影響,隨著保障水平的提升呈現(xiàn)“倒U型”變化。

農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合是指通過技術改革、體制創(chuàng)新、要素重組等方式,推動農業(yè)生產(chǎn)、加工、銷售的整合集成,實現(xiàn)農業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸、多功能性拓展和產(chǎn)業(yè)功能轉型[20-21]。在此過程中,農業(yè)保險的風險保障功能主要從3個方面對農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合起到促進作用：第一,生產(chǎn)環(huán)節(jié)是農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合的起點,農業(yè)保險為農業(yè)生產(chǎn)提供風險保障,能夠有效應對自然災害和市場風險的沖擊,促進農業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的穩(wěn)定、高效產(chǎn)出,從而在筑牢農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展根基的基礎上助推其發(fā)展。第二,相對于傳統(tǒng)單一環(huán)節(jié)的農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營而言,農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合的技術密集程度更高,需要更多的資金投入來支持其發(fā)展,而農業(yè)保險具有的融資、增信功能[18],能夠幫助產(chǎn)業(yè)融合主體獲取必要的啟動資金。第三,目前農險市場上的農產(chǎn)品安全質量責任保險、農業(yè)貸款保證保險、農村信用保證保險等產(chǎn)品,在一定程度上提高了農業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條的抗風險能力[22],加速了產(chǎn)業(yè)融合進程。與此同時,農業(yè)產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展通過農業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的整合與價值鏈的提升,能夠在提升生產(chǎn)效率、節(jié)約生產(chǎn)成本、提高農產(chǎn)品附加值的基礎上[20],讓農戶共享增值收益,促進農業(yè)收入水平的提高?；诖?提出研究假設H2：農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合在農業(yè)保險保障水平提高農業(yè)收入的機制中發(fā)揮中介效應。

2 研究設計

2.1 估計策略

2.1.1 基準模型

為了考查農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的影響,構建如下面板回歸模型：

(1)

式(1)中：Iit表示i省份第t年的農業(yè)收入;Sit代表i省份第t年的農業(yè)保險保障水平;Cit為一系列控制變量;β0、β1、βk為待估系數(shù);μi和γt分別代表模型不可觀測的地區(qū)效應和時間效應;εit為隨機誤差項。

為了進一步驗證農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的“倒U型”影響,在式(1)的基礎上引入農業(yè)保險保障水平的二次項：

(2)

2.1.2 中介效應模型

為了驗證農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合在農業(yè)保險保障水平影響農業(yè)收入中的中介效應,在式(1)的基礎上構建中介效應模型：

(3)

(4)

式(3)、(4)中：Nit為農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合指數(shù);a、b、d皆為待估參數(shù)。另外,考慮到逐步回歸法檢驗力較低的弊端,本文進一步采用Bootstrap方法對農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合的中介效應進行復核檢驗,設置Bootstrap樣本量為5 000,偏差校正后的置信區(qū)間水平為95%。

2.2 變量選取

2.2.1 因變量

選取農業(yè)經(jīng)營凈收入作為因變量。借鑒黃穎等[7]的研究成果,選取“農村居民家庭經(jīng)營凈收入”這一指標來衡量農業(yè)經(jīng)營凈收入。從統(tǒng)計的角度來講,該指標6成以上來自農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動[1],能夠較為充分地反映農戶的農業(yè)經(jīng)營收入水平。

2.2.2 核心自變量

選取農業(yè)保險保障水平(用種植業(yè)保險總保額與農業(yè)總產(chǎn)值的比值來表征)作為核心自變量來衡量農業(yè)保險的發(fā)展狀況,農業(yè)保險保障水平越高,說明農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的風險保障能力越強。

2.2.3 中介變量

選取農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合指數(shù)作為中介變量。農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合是一個多主體參與、多利益聯(lián)結的過程,無法用單一的指標來衡量。在參照李曉龍等[23]、譚燕芝等[24]研究成果的基礎上,從農業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸、農業(yè)多功能性擴展、農業(yè)與服務業(yè)融合3個維度構建農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合綜合評價體系(表1)。

表1 農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合綜合評價體系

在測算農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合指數(shù)之前,先采用極差標準化分別對正向指標和負向指標進行無量綱處理：

(5)

(6)

式(5)、(6)中：xij和Uij分別表示第i個省份第j項指標在處理前、后的值;xj-max和xj-min分別為樣本省份中第j項指標的最大值和最小值。

然后,利用線性加權公式計算各省份的農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合指數(shù)：

(7)

式(7)中wj為第j項指標的權重。

2.2.4 控制變量

本文控制了影響農業(yè)收入的其他因素,具體包括：1)支農力度,用地方財政農林水事務支出與農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之比表示;2)產(chǎn)業(yè)結構,用農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與GDP之比衡量;3)自然災害,用成災面積與農作物播種總面積之比表示;4)農村固定投資,用農林牧漁業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資額表示;5)農戶受益率,用理賠受益戶次與參保戶次之比來衡量。

2.3 數(shù)據(jù)來源

因西藏、香港、澳門、臺灣數(shù)據(jù)缺失嚴重,茲選取2008—2020年我國除上述地區(qū)外的30個省份的種植業(yè)保險及其他相關變量的面板數(shù)據(jù)進行分析。種植業(yè)保險的原始數(shù)據(jù)來源于《中國保險年鑒》、中國銀行保險監(jiān)督管理委員會農業(yè)保險業(yè)務統(tǒng)計表。考慮到宏觀數(shù)據(jù)的異常值對估計結果準確性的影響,本文先對種植業(yè)保險保障水平進行了左右5%的替換型縮尾處理,然后再進行分析。其他變量的原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國農產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》,及全國溫室數(shù)據(jù)系統(tǒng)、EPS數(shù)據(jù)庫、CSMAR數(shù)據(jù)庫等,個別缺失的數(shù)據(jù)利用插補法進行處理。為了減少異方差的影響,本文對農業(yè)經(jīng)營凈收入進行了取自然對數(shù)的變換處理。將變量的描述性統(tǒng)計結果整理于表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 基準回歸

為了驗證農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的“倒U型”影響,利用Stata 16.0軟件分別基于式(1)和(2)進行回歸估計(分別對應于回歸1和回歸2),回歸方程的VIF值分別為1.36和4.55,均小于10,說明模型不存在嚴重的多重共線性問題。Hausman模型選擇檢驗的結果表明,各方程均在1%的顯著性水平上拒絕了原假設,故選用固定效應模型(FE)進行估計,將結果整理于表3。從估計結果來看,當不引入農業(yè)保險保障水平的二次項(S2)時,農業(yè)保險保障水平(S)在1%的檢驗水平上拒絕了原假設,估計系數(shù)為0.637。當引入S2時,S在1%的檢驗水平上顯著為正,S2在1%的顯著水平上拒絕了原假設,但估計系數(shù)為負,說明農業(yè)保險保障水平與農業(yè)收入存在明顯的“倒U型”關系,證明了前文的研究假設H1。經(jīng)過計算,農業(yè)保險保障水平的拐點值為83.09%,即當農業(yè)保險保障水平小于83.09%時,農業(yè)保險對農業(yè)收入存在促進作用;當農業(yè)保險保障水平跨越拐點值83.09%時,農業(yè)保險對農業(yè)收入的影響由促進轉為抑制。從我國農業(yè)保險的運行實際來看,目前農業(yè)保險保障水平還遠未達到拐點值,仍處于“提標”發(fā)展期,在未來一段時期內仍會對農業(yè)收入持續(xù)起到“邊際效用遞增”的促進作用。這一結果說明,加快農業(yè)保險的發(fā)展、提高農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的風險保障程度,仍是當前以及未來一段時期內推動農業(yè)增收的重要渠道。

表3 基準回歸結果

此外,財政支農在1%的檢驗水平上顯著為正,說明各級財政的投入是推動農業(yè)增收的重要動力;產(chǎn)業(yè)結構和自然災害均在1%的顯著水平上抑制了農業(yè)收入,說明農林牧漁業(yè)占比高,經(jīng)濟發(fā)展水平低,對農業(yè)的資源傾斜和技術支持相對越少,不利于農業(yè)增收;而自然災害也勢必會對農業(yè)收入產(chǎn)生不利影響。農戶受益率通過了5%的顯著性檢驗,可能的解釋是：農戶的受益率越高,說明獲得保險賠款的頻次和額度越多,從而有更多的保險資金投入到農業(yè)生產(chǎn)恢復中,在減輕農戶經(jīng)濟負擔的同時助力了農業(yè)增收。

3.2 內生性處理

由于農業(yè)保險與農業(yè)收入二者之間存在一定的雙向因果關系,即收入水平的上升可能會刺激農戶的投保意愿,導致模型存在一定的內生性風險。為了緩解模型的內生性,本文選取農險保費收入占保險業(yè)原保費收入的比重、農險市場競爭指數(shù)作為工具變量,利用Ⅳ-2SLS法重新基于式(1)和式(2)進行估計(分別對應于回歸3和回歸4)。其中,農業(yè)保險在地區(qū)保險業(yè)中的地位(以農險保費收入占保險業(yè)原保費收入的比重表征)和農險市場的競爭水平(以農險市場競爭指數(shù)表征)與農險保障水平存在一定的關聯(lián)性,但對農業(yè)經(jīng)營凈收入并無直接的影響,符合工具變量與因變量外生、與內生變量相關的選取原則。

農險市場競爭指數(shù)(H)的計算公式為

(8)

式(8)中：下標i表示第i個保險公司;下標t表示第t年;n表示某省份的保險公司數(shù)量;Xt表示該省份在第t年的農險保費收入;Xit表示該省份第i個保險公司在第t年的農險保費收入。

回歸3和回歸4中,工具變量的KP-LM檢驗值分別為41.068和60.745(表4),均在1%的顯著水平上拒絕了工具變量不可識別的原假設;KP-F檢驗值分別為33.586和53.816,均大于10%的經(jīng)驗臨界值19.93,拒絕了弱工具變量的原假設;Hansen-J檢驗的P值大于0.1,接受了工具變量外生性的原假設?？偟膩砜?在加入了工具變量之后,S在1%的檢驗水平上顯著為正,S2在1%的檢驗水平上顯著為負,控制變量的回歸系數(shù)和顯著性與基準回歸的結果基本一致。這說明,本研究得到的農業(yè)保險保障水平與農業(yè)收入的“倒U型”關系是可信服的。

表4 內生性處理的估計結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

3.4 中介效應檢驗

依據(jù)前文的估計策略,本部分將探討農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合在農業(yè)保險保障水平影響農業(yè)收入中的中介作用。Hausman模型的選擇檢驗結果顯示,式(3)接受了原假設,故采用隨機效應模型(RE)進行估計(對應于回歸9);式(4)在1%的顯著水平上拒絕了原假設,故采用固定效應模型(FE)進行估計(對應于回歸10)。

回歸9的結果顯示,S在1%的顯著水平上拒絕了原假設,估計系數(shù)為0.064(表6)。這與前文的理論預期相一致,說明農業(yè)保險通過提供風險保障和損失補償,提高了農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的穩(wěn)定性,并且增信、擔保功能的發(fā)揮在一定程度上解決了融資難的問題,促進了農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。

表6 中介效應檢驗結果

回歸10的估計結果顯示,S和N均在1%的顯著水平上提高了農業(yè)經(jīng)營凈收入,S的估計系數(shù)為0.419,比單獨回歸時明顯減小,這印證了農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合在農業(yè)保險影響農業(yè)收入的機制中發(fā)揮了中介效應。另外,Bootstrap檢驗結果顯示,農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合間接效應的置信區(qū)間不包含0,通過了1%的顯著性檢驗,支持農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)揮了部分中介效應的結論,中介效應占比為82.24%(間接效應為0.088,總效應為0.107)。由此可見,農業(yè)保險通過促進農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合實現(xiàn)了農業(yè)經(jīng)營凈收入的增長。從本質上講,農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合是一種勞動生產(chǎn)率的提升,能夠通過延伸產(chǎn)業(yè)鏈條、加快技術升級等途徑,提高農業(yè)生產(chǎn)效率和農產(chǎn)品的附加值,進一步增強農戶的議價能力和農產(chǎn)品的競爭力,對農業(yè)增收具有積極作用。

4 結論與啟示

本文利用2008—2020年30個省份的面板數(shù)據(jù),研究了農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的影響效果及機制路徑,主要研究結論包括：1)農業(yè)保險保障水平對農業(yè)收入的影響是非線性的,具有穩(wěn)健的“倒U型”關系,當保障水平小于拐點值83.09%時,農業(yè)保險促進了農業(yè)增收,而當保障水平跨越拐點值83.09%時,農業(yè)保險抑制了農業(yè)增收;2)農業(yè)產(chǎn)業(yè)融合在農業(yè)保險保障水平促進農業(yè)增收的機制中發(fā)揮了顯著的中介效應,中介效應占比為82.24%。

基于本文的核心研究結論,為了提高農業(yè)保險增收的穩(wěn)定性、持續(xù)性,我國農險市場可從以下兩個方面進行調整和改革。

第一,加快農險產(chǎn)品創(chuàng)新和保險責任擴充,拓寬農業(yè)增收渠道。一是契合新型農業(yè)經(jīng)營主體、農產(chǎn)品加工企業(yè)等產(chǎn)融主體的風險保障需求,加快“一攬子”保險、貸款保證保險、專利保險等新險種的研發(fā);二是依據(jù)農業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈上中下游的風險敞口,拓寬農險產(chǎn)品的保險責任范圍,將產(chǎn)品質量、農機設施、企業(yè)信用等納入保障范圍,真正實現(xiàn)為農業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈提供風險保障;三是各級財政部門應對保險公司的研發(fā)費用、管理費用等給予一定的補貼,并適時將新險種納入保費補貼的范疇,加快落地和推廣。

第二,加快農業(yè)保險“增品、提標、擴面”,強化農業(yè)增收動力。首先,將具有一定生產(chǎn)規(guī)模和品牌影響力的地方特色農產(chǎn)品保險及時納入中央和省級財政獎補范圍,擴大相應險種的覆蓋面,推動地方特色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展;其次,各級財政部門應分級調整費率、細化補貼比例,加大對農業(yè)保險的支持力度,以減輕農戶的支出負擔;再次,加快推進三大糧食作物完全成本保險和收入保險在非主產(chǎn)區(qū)產(chǎn)糧大縣的全覆蓋,真正實現(xiàn)農業(yè)保險由“保成本”到“保收入”的跨越式發(fā)展。