業保險與農村信貸互動效應研究

【摘要】本文以貴州省為例，對農業保險與農村信貸之間的關系提出理論假設：農業保險與農村信貸二者之間存在互相協同的良性互動機制。本文運用Engel—Granger兩步法，對貴州省2005～2014年農業貸款和農業保費收入進行協整檢驗，進而結合格蘭杰因果檢驗確定農業保險和農村信貸之間的因果關系。通過分析發現：農業保險與農村信貸二者之間不能維持長期的均衡關系，且雙方也不構成對方的格蘭杰原因，假設不成立。根據以上結論，本文提出了完善貴州省農業保險與農村信貸互動合作的政策建議，以便化解貴州省融資體系的風險集聚、提升銀保合作績效。

【關鍵詞】農業保險 農村信貸 Engel-Granger 兩步法 互動效應

一、引言

農村信貸與農業保險作為農業重要的金融活動對促進農村經濟發展有著舉足輕重的作用。貴州省屬傳統的農業省，農業人口和農業產業比重較大。2007年，貴州省作為政策性農業保險試點之一，農業保費快速增長，保險保障范圍和險種涉及到森林、能繁母豬、育肥豬、奶牛、水稻、等產業。截止至2014年，貴州省農業保費已達4.3億元。目前，貴州省已形成多樣化的農村金融體系。2014年末，貴州省涉農貸款余額已達4850億元，且呈現年年攀升趨勢。2009年中央首次提出“探索建立農村信貸與農業保險相結合的銀保互動機制”；這為推動農村金融合作互動提供了有力的政策支撐。理論界普遍認為：農業保險和農村信貸應存在一定協同關系。實踐中，農業保險與農村信貸之間是否已經形成了這種良性互動關系呢？為此，本文以貴州省為例，實證研究貴州省農業保險與農村信貸的互動效果。

二、文獻評述

發達國家保險業起步較早，關于保險影響信貸等其他金融活動的理論研究也較多。Binswanger&Hazell[1]（1980）認為農業保險對農業貸款人的風險預期有削弱作用，而對收益預期有增長作用。另外Zou和Adam[2]（2006）保險和銀行服務間具有共生關系，保險因其獨具轉移風險和補償的優勢，可擴大銀行的貸款額。國內學者大多數研究表明農業保險的發展有助于農村信貸業務的發展。顧銀寬[3]（2009）認為農業保險業務的縮小不利于農村信貸規模的擴大，并在此基礎上提出完善農業保險制度的必要性。而方首軍[4]（2012）等利用1985至2009的農業貸款和農業保費年度數據進行實證檢驗，未發現兩個變量的協同關系。葉明華、衛玥[5]（2015）通過建立農業保險波動與農業貸款波動間的VAR模型，發現農業保險和農業貸款在短期增長方面已初步實現協同發展效應，但是互動程度還需提升。

本文針對上述研究所得出的結論，對本問題提出以下假設：貴州省農業保險與農村信貸二者之間存在互相協同的良性互動機制。本文取長補短，選取貴州省2005～2014年的時間序列統計數據，采用定量分析方法對農業保險與農村信貸之間的互動機制進行研究。最后根據實證結論，對貴州省農村信貸和農業保險之間的互動提出行之有效的建議，以期為后續研究提供借鑒。

三、貴州省農業保險與農村信貸市場互動效應實證檢驗

（一）指標的選取與數據來源

以貴州省2005～2014年的數據為樣本期間，采用以下兩個指標：農業保費收（PI）、涉農貸款（AL）。PI反映農業保險的總體發展情況；AL對農村信貸的發展程度進行衡定。為消除在建模時異方差的影響，對PI和AL進行了取對數處理，對數后分別為：LnPI、LnAL。

本文數據來源于2006～2015年《貴州省統計年鑒》、歷年《貴州省金融運行報告》。

（二）單位根檢驗

采用ADF單位根檢驗法，它是對經濟時間序列平穩性檢驗的一種基本方法，可以避免出現偽回歸。若LnPI、LnAL非平穩，進行差分處理，使之變得平穩。利用SC信息準則選取最佳滯后期數。本文檢驗結果如下（見表1）。

由單位根檢驗可知，變量LnPI、LnAL非平穩，經一階差分處理，變量△LnPI、△LnAL表現平穩，所以LnPI、LnAL都是1階單整，即I～（1）。由協整理論可知，若變量之間同階平穩，那么他們之間就有可能存在協整關系。因此，本文對農村信貸（AL）、農業保險（PI）進一步運用協整檢驗來判定兩者之間的協整關系。

（三）協整檢驗

由于本文基于雙變量間的協整關系進行研究，故用Engel—Granger兩步法。具體步驟可歸結為：第一步，用OLS法對LnPI和LnAL進行協整回歸；第二步，ADF法檢驗協整回歸殘差的單整性。設協整方程為LnAL=α+β×LnPI+et，則其殘差估計值為：et=LnAL-βLnPI-α（其中，α和β表示回歸系數的估計值）。若et～I（0），LnAL和LnPI之間具有協整關系。本文對2005～2014年這10年的LnAL和LnPI進行回歸，得如下結果：

因此，殘差et可表示為et=LnAL-3.1972-0.4056LnPI。對et進行ADF單位根檢驗，得到ADF檢測值-3.0197，大于10%水平下的麥金農臨界值-3.22，其殘差是非平穩的。對殘差進行一階差分，得到ADF統計值：-4.04，小于5%水平下的麥金農臨界值-3.59，所以殘差et為1階單整。又因為農村信貸（AL）、農業保險（PI）1階單整，因此，認為貴州省農業保險和農村信貸之間并不存在長期穩定的均衡關系。

（四）回歸分析

由于LnAL、LnPI均為一階單整，所以采用經典回歸模型方法進行回歸分析，表達LnAL和LnPI之間的短期關系，消除了變量可能存在的趨勢因素，從而避免了虛假回歸。設一元回歸模型為：△LnAL=β1+β0△LnPI+ut（其中β0、β1表示回歸系數）。回歸結果為：△LnAL=0.05916△LnPI+0.4069+ut其中，R2=0.0809 D.W=1.7899

回歸結果得出模型擬合優度R2=0.0809，擬合度非常低，且△LnPI的系數也未通過t檢驗，所以△LnPI對△LnAL的解釋能力非常有限。因此，該結果反映出原始序列LnAL和LnAI之間的短期關系極其不顯著。也即，短期內而言農業保險對農村信貸的影響作用并不大。

（五）Granger因果關系檢驗

為考察農業保險與農村信貸存在何種因果關系，有必要對△Ln AL和△LnPI進行Granger因果關系檢驗。本文先用VAR模型確定恰當的滯后階數，為0階，其次用Granger因果關系檢驗對△LnAL和△LnPI的關系進行檢驗。檢驗結果如表2、表3所示：

由兩變量Granger因果關系檢驗運行結果可知，既不拒絕“△LnPI不是△LnAL的格蘭杰原因”的原假設，也不拒絕“△LnAL不是△LnPI的格蘭杰原因”的原假設，所以LnPI和LnAL皆不構成對方的格蘭杰原因。

綜上所述，本文提出如下結論：貴州省農業保險和農村信貸并不存在長期協整關系且短期內農業保險對農業貸款的影響不大，兩者互不構成對方的格蘭杰原因。這與前面基于理論分析建立的理論假設并不成立。

四、總結與建議

本文的研究結論建立在貴州省階段性歷史數據的基礎上，隨著貴州省農業保險和農村信貸的進一步完善和發展，該結論并不是一成不變的。因此本文提出以下建議：

（一）完善農業保險與農村信貸信息共享的機制，加強二者主體之間的協同與合作

保險公司與信貸機構應該搭建信息共享的平臺，保險公司可以將關于農戶的相關信息共享給農村信貸機構，這將節約二者拓展業務的成本，實現信息資源的互惠共享，提高農村保險市場和信貸市場的活躍程度，最終達到獲取更高水平收益的結果。

（二）努力開發創新型銀保合作產品

近幾年貴州省農村信貸與農業保險的協同發展有增長的勢頭。因此，政府需要制定相關政策對二者的協同發展進行扶持，鼓勵金融機構根據市場需求的實際情況開發農業保險與農村信貸相結合的信貸保險，積極探索新的發展模式，比如“保險+銀行+期貨”的模式，從而解決農戶融資難，融資貴等問題。最終實現農業保險與農村信貸兩方面的經營主體互惠互利、雙方共贏的局面。

（三）加大農業保險宣傳力度，加強對農村信貸投資的力度

保險公司應通過媒體宣傳與深入農戶家中進行詳細講解等方式對農業保險保障的范圍、賠償的標準以及保險理賠的程序進行多渠道立體化的介紹，對“農業保險+農村信貸”的現實意義進行有力度、有重點的宣傳與介紹。同時，增加農村信貸投資力度以便加強農村金融的發展。

參考文獻

[1]Hans P.Binswanger.Attitudes toward Risk，Experimental Mea- surement in Rural India[J].American Journal of Agricultural Economics. 1980（3）.

[2]Zou，Adams.The corporate purchase of property insurance：chinese evidence[J].Journal of Financial Intermediation，2006（2）：156-196.

[3]顧銀寬.信貸風險、信用機制與農業保障的地方政府行為[J].改革，2009，（05）：75-80.

[4]方首軍，黃澤穎，孫良媛.農業保險與農村信貸互動關系的理論分析與實證研究：1985～2009[J]農村金融研究，2012，（07）：60-65.

[5]葉明華、衛玥農業保險與農村信貸：互動模式與績效評價[J].經濟體制改革2015，（05）：92-96.

基金項目：貴州財經大學2015年度在校學生科研資助項目。

作者簡介：成曉（1989-），女，漢族，山東淄博人，貴州財經大學研究生在讀，研究方向：農村金融與農業保險。