農業保險保障水平與農業收入的“倒U型”關系
——基于農業產業融合視角

魏 超,陳盛偉,牛 浩,李 政

(1.山東農業大學 經濟管理學院,山東 泰安 271018; 2.山東理工大學 經濟學院,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共同富裕目標的必然要求,也是實現中國式現代化的關鍵任務。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],這說明農業生產經營仍是農民收入的重要來源,農業增收仍是農民增收的關鍵路徑。從增收渠道來看,農業提質、增效是農業增收的必由之路[2]。通過推動鄉村產業高質量發展來實現農業收入水平的提高是產業振興的核心任務;但是,農業具有天然的弱質屬性,農業生產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、國際貿易爭端加劇等現實約束下,我國農業生產經營愈發面臨自然與市場的雙重風險威脅。在此背景下,加快發展和推廣農業保險,提高農業生產經營的風險抵抗能力,是產業振興的必備前提[3],也是農業增收的重要保障[4]。

根據財政部官網公開數據整理可得,自政策性農業保險實施以來,我國農業保險保費規模由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《關于加快農業保險高質量發展的指導意見》,指出“要更好地滿足‘三農’領域日益增長的風險保障需求,實現產業有保障、農民得實惠”。這標志著我國農業保險邁入高質量發展新時期,也意味著農業保險將在促進鄉村振興、推動農民增收中發揮更大的功能與作用[5]。那么,農業保險是否促進了農業增收?是否推動了農業產業發展?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。

關于農業保險的增收功能,學界存在一定的分歧。部分學者認為,農業保險通過提供風險保障[6]、引導生產要素配置[7]、帶動非農就業[8]等顯著提高了農民收入,并且農業保險對糧食作物的增收效果要優于經濟作物[9],對年輕農戶、規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,他們認為農業保險在增加農業產出的同時降低了農產品的價格[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],對農戶收入產生了抑制作用[14]。此外,還有學者提出,農業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],農業保險能夠保障農業經營收入,但對總收入保障失效[16]。石文香等[17]的研究顯示,當農業收入超過一定門檻時,農業保險的增收效應才會顯著。

本研究認為,將農業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年的省域面板數據,考查了農業保險保障水平對農業收入的非線性影響,探討了其內部邏輯與作用機制,旨在為我國農業保險的優化改革和高質量發展提供決策依據,為農業保險助力農民增收貢獻實證經驗。本研究可能的邊際貢獻在于：第一,從宏觀層面證實了農業保險保障水平對農業收入的“倒U型”影響,解釋了學界存在的分歧;第二,從農業產業發展的視角切入,實證檢驗了農業產業融合在農業保險保障水平促進農業增收的機制中顯著的中介效應。本研究致力于為我國農業保險的優化改革和高質量發展提供決策依據,為農業保險助力農民增收貢獻實證經驗。

1 理論分析

從已有研究和實踐經驗來看,農業保險與農業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。基于此,我們參考任天馳等[6]的處理經驗,將農業收入分解為農業勞動生產率與農業勞動投入的乘積。農業勞動生產率與農業生產投資密切相關(農戶的農業生產投資越大,農業勞動生產率越高),基于此,我們在假設農業勞動投入不變的情況下,從農業生產投資的視角切入,以此來探討農業保險保障水平與農業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生產投資采取謹慎的態度。當農戶投保之后,農業保險的風險保障功能會在一定程度上覆蓋農業生產投資的沉沒成本[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],在提高勞動生產率的基礎上實現農業收入水平的提升。同時,農業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],減輕了農業生產資金約束,在推動農業規?；I化、機械化發展的同時促進了農業增收。不過,農戶作為理性的“經濟人”,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、增產類化學要素等的投入[12],在降低勞動生產率的基礎上抑制農業增收。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收入在家庭總收入中的比例,不利于農業增收?？偟膩碇v,農業保險保障水平對農業收入的影響大體上呈現“保障水平提升→農業生產投資增加、農業勞動生產率提高→農業收入水平上升”,以及跨越農戶道德風險拐點之后的“保障水平提升→農業生產投資減少、農業勞動生產率降低→農業收入水平下降”的狀態?；诖?提出研究假設H1：農業保險保障水平對農業收入存在非線性影響,隨著保障水平的提升呈現“倒U型”變化。

農業產業融合是指通過技術改革、體制創新、要素重組等方式,推動農業生產、加工、銷售的整合集成,實現農業產業鏈延伸、多功能性拓展和產業功能轉型[20-21]。在此過程中,農業保險的風險保障功能主要從3個方面對農業產業融合起到促進作用：第一,生產環節是農業產業融合的起點,農業保險為農業生產提供風險保障,能夠有效應對自然災害和市場風險的沖擊,促進農業生產環節的穩定、高效產出,從而在筑牢農業產業融合發展根基的基礎上助推其發展。第二,相對于傳統單一環節的農業生產經營而言,農業產業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展,而農業保險具有的融資、增信功能[18],能夠幫助產業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品安全質量責任保險、農業貸款保證保險、農村信用保證保險等產品,在一定程度上提高了農業產業鏈條的抗風險能力[22],加速了產業融合進程。與此同時,農業產業的融合發展通過農業產業鏈的整合與價值鏈的提升,能夠在提升生產效率、節約生產成本、提高農產品附加值的基礎上[20],讓農戶共享增值收益,促進農業收入水平的提高。基于此,提出研究假設H2：農業產業融合在農業保險保障水平提高農業收入的機制中發揮中介效應。

2 研究設計

2.1 估計策略

2.1.1 基準模型

為了考查農業保險保障水平對農業收入的影響,構建如下面板回歸模型：

(1)

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

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

(2)

2.1.2 中介效應模型

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

(3)

(4)

式(3)、(4)中：Nit為農業產業融合指數;a、b、d皆為待估參數。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方法對農業產業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間水平為95%。

2.2 變量選取

2.2.1 因變量

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

2.2.2 核心自變量

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

2.2.3 中介變量

選取農業產業融合指數作為中介變量。農業產業融合是一個多主體參與、多利益聯結的過程,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,從農業產業鏈延伸、農業多功能性擴展、農業與服務業融合3個維度構建農業產業融合綜合評價體系(表1)。

表1 農業產業融合綜合評價體系

在測算農業產業融合指數之前,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產業融合指數：

(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總產值之比表示;2)產業結構,用農林牧漁業總產值與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,用農林牧漁業全社會固定資產投資額表示;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 數據來源

因西藏、香港、澳門、臺灣數據缺失嚴重,茲選取2008—2020年我國除上述地區外的30個省份的種植業保險及其他相關變量的面板數據進行分析。種植業保險的原始數據來源于《中國保險年鑒》、中國銀行保險監督管理委員會農業保險業務統計表。考慮到宏觀數據的異常值對估計結果準確性的影響,本文先對種植業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。其他變量的原始數據來源于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國農產品加工業年鑒》,及全國溫室數據系統、EPS數據庫、CSMAR數據庫等,個別缺失的數據利用插補法進行處理。為了減少異方差的影響,本文對農業經營凈收入進行了取自然對數的變換處理。將變量的描述性統計結果整理于表2。

表2 變量的描述性統計

3 實證分析

3.1 基準回歸

為了驗證農業保險保障水平對農業收入的“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,當不引入農業保險保障水平的二次項(S2)時,農業保險保障水平(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,但估計系數為負,說明農業保險保障水平與農業收入存在明顯的“倒U型”關系,證明了前文的研究假設H1。經過計算,農業保險保障水平的拐點值為83.09%,即當農業保險保障水平小于83.09%時,農業保險對農業收入存在促進作用;當農業保險保障水平跨越拐點值83.09%時,農業保險對農業收入的影響由促進轉為抑制。從我國農業保險的運行實際來看,目前農業保險保障水平還遠未達到拐點值,仍處于“提標”發展期,在未來一段時期內仍會對農業收入持續起到“邊際效用遞增”的促進作用。這一結果說明,加快農業保險的發展、提高農業生產經營的風險保障程度,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增收的重要動力;產業結構和自然災害均在1%的顯著水平上抑制了農業收入,說明農林牧漁業占比高,經濟發展水平低,對農業的資源傾斜和技術支持相對越少,不利于農業增收;而自然災害也勢必會對農業收入產生不利影響。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生產恢復中,在減輕農戶經濟負擔的同時助力了農業增收。

3.2 內生性處理

由于農業保險與農業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原保費收入的比重、農險市場競爭指數作為工具變量,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,農業保險在地區保險業中的地位(以農險保費收入占保險業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表征)與農險保障水平存在一定的關聯性,但對農業經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(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,本研究得到的農業保險保障水平與農業收入的“倒U型”關系是可信服的。

表4 內生性處理的估計結果

3.3 穩健性檢驗

表5 穩健性檢驗結果

3.4 中介效應檢驗

依據前文的估計策略,本部分將探討農業產業融合在農業保險保障水平影響農業收入中的中介作用。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,估計系數為0.064(表6)。這與前文的理論預期相一致,說明農業保險通過提供風險保障和損失補償,提高了農業生產經營的穩定性,并且增信、擔保功能的發揮在一定程度上解決了融資難的問題,促進了農業產業融合發展。

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經營凈收入,S的估計系數為0.419,比單獨回歸時明顯減小,這印證了農業產業融合在農業保險影響農業收入的機制中發揮了中介效應。另外,Bootstrap檢驗結果顯示,農業產業融合間接效應的置信區間不包含0,通過了1%的顯著性檢驗,支持農業產業融合發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,農業保險通過促進農業產業融合實現了農業經營凈收入的增長。從本質上講,農業產業融合是一種勞動生產率的提升,能夠通過延伸產業鏈條、加快技術升級等途徑,提高農業生產效率和農產品的附加值,進一步增強農戶的議價能力和農產品的競爭力,對農業增收具有積極作用。

4 結論與啟示

本文利用2008—2020年30個省份的面板數據,研究了農業保險保障水平對農業收入的影響效果及機制路徑,主要研究結論包括：1)農業保險保障水平對農業收入的影響是非線性的,具有穩健的“倒U型”關系,當保障水平小于拐點值83.09%時,農業保險促進了農業增收,而當保障水平跨越拐點值83.09%時,農業保險抑制了農業增收;2)農業產業融合在農業保險保障水平促進農業增收的機制中發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,為了提高農業保險增收的穩定性、持續性,我國農險市場可從以下兩個方面進行調整和改革。

第一,加快農險產品創新和保險責任擴充,拓寬農業增收渠道。一是契合新型農業經營主體、農產品加工企業等產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;二是依據農業產業鏈上中下游的風險敞口,拓寬農險產品的保險責任范圍,將產品質量、農機設施、企業信用等納入保障范圍,真正實現為農業全產業鏈提供風險保障;三是各級財政部門應對保險公司的研發費用、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,加快農業保險“增品、提標、擴面”,強化農業增收動力。首先,將具有一定生產規模和品牌影響力的地方特色農產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,推動地方特色產業的發展;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區產糧大縣的全覆蓋,真正實現農業保險由“保成本”到“保收入”的跨越式發展。