沈昱池，夏慧琳

(1.安徽財經(jīng)大學(xué) 財政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030;2.安徽財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

我國地域遼闊，自然災(zāi)害頻發(fā)，嚴重威脅農(nóng)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展，同樣也影響著農(nóng)民的增收，對政府的財政預(yù)警支出也是一項考驗。農(nóng)業(yè)保險可以有效地降低因為自然災(zāi)害所帶來的損失，分散政府的財政風(fēng)險和負擔，各國政府都在積極研究適合本國的農(nóng)業(yè)保險補貼政策。

我國政策性農(nóng)業(yè)保險試點工作從2004年開始實施。2013年《農(nóng)業(yè)保險條例》的實施，標志著有利于“三農(nóng)”問題解決的一項重要配套性措施進入一個新的階段。財政補貼是政策性農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的重要因素，本文對鹽城從2007年以來政策性農(nóng)業(yè)保險試點工作的效果進行研究并給出相關(guān)建議。

一、 農(nóng)業(yè)保險的財政補貼理論依據(jù)

本文的理論依據(jù)是，在農(nóng)業(yè)保險市場由商業(yè)保險公司完全承辦下保險市場失靈基礎(chǔ)上，表述財政補貼對農(nóng)業(yè)保險市場影響的理論意義。

1.農(nóng)業(yè)保險的準公共產(chǎn)品屬性

在市場中，私人物品是具有排他性和競爭性的物品，公共物品是不具有排他性同時也不具有競爭性性質(zhì)的物品[1]。農(nóng)業(yè)保險有其特有的性質(zhì)，具有一定的公共性，但是由于其具有一定的排他性，必須符合一定的條件才能參保，又不是純公共物品，很多學(xué)者將它歸類于準公共物品。

由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的高風(fēng)險率，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)保險市場的賠付率一直居高不下，在完全由商業(yè)保險公司承保期間，為了利益最大化經(jīng)營，農(nóng)業(yè)保險項目一直都不是各大商業(yè)保險公司熱衷的項目，在相當?shù)臅r間內(nèi)，農(nóng)業(yè)保險市場是低迷的。我們用一個供求曲線進行簡單說明。

圖1中D曲線代表農(nóng)民對農(nóng)業(yè)保險項目的需求度，S是商業(yè)保險公司的供給曲線。在沒有財政補貼的市場中，由于參保費用的高昂和保險公司對于農(nóng)業(yè)保險高賠付率的不熱衷，D與S的交點在0甚至小于0處。當政府對農(nóng)業(yè)保險實行補貼，農(nóng)民為了分散自己的風(fēng)險，對農(nóng)業(yè)保險的需求度逐漸變大，D1進一步與S相交于M。同時，政府相關(guān)保險條例對商業(yè)保險公司的稅收優(yōu)惠等措施也降低了公司的經(jīng)營費用并且提高了盈利性，供給曲線S向右移動到S1，最終與D1在Q2點相交，形成了新的最優(yōu)組合。

圖1 財政補貼影響農(nóng)業(yè)保險市場供求關(guān)系Fig.1 Financial subsidies affect market supply and demand of agricultural insurance

通過上圖，由于農(nóng)業(yè)保險的準公共產(chǎn)品性質(zhì)，需要在財政補貼的前提下才能使農(nóng)業(yè)保險市場的供求進行很好的結(jié)合，達到一個更高的供求平衡點。

2.農(nóng)業(yè)保險的正外部性

首先，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶的消費具有正外部性，農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)保險所產(chǎn)生的社會利益大于農(nóng)戶的私人利益。在發(fā)生災(zāi)害時，損失可以通過賠償來使農(nóng)戶很快恢復(fù)到再生產(chǎn)中，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)和社會的穩(wěn)定都有很大的好處。當農(nóng)戶產(chǎn)生的利益小于農(nóng)戶的成本時，農(nóng)戶不愿參加保險，但此時政府可以從社會其他群里因為農(nóng)戶參保所得到的利益中拿出一部分對農(nóng)戶進行補貼，進而得到的結(jié)果是使得社會上一些人的情況變化而且并沒有使任何人的情況變壞[2]。

如圖2所示，MRp代表農(nóng)戶購買保險后的收益，MRs代表社會收益，MCp代表私人成本，MPs代表社會成本。在圖中，按照邊際成本等于邊際利益農(nóng)戶購買保險的均衡均衡量為Q1，而社會利益最大化的產(chǎn)量應(yīng)該為Q0，說明有效需求不足。

圖2 農(nóng)業(yè)保險市場中農(nóng)戶購買保險的均衡量與社會利益最大化下的應(yīng)購量不一Fig.2 The number is lower than the actual purchase of insurance farmers under conditions to maximize the number of social benefits should buy insurance

其次，商業(yè)保險公司承辦農(nóng)業(yè)保險也存在正外部性。由于農(nóng)業(yè)保險的高賠付率，商業(yè)保險公司是不愿承辦相關(guān)的農(nóng)業(yè)保險業(yè)務(wù)的，但由于其承辦的社會利益大于私人利益，所以也需要政府對商業(yè)保險公司進行經(jīng)營補助，激勵其加大對農(nóng)業(yè)保險市場的供給。

二、 鹽城市農(nóng)業(yè)保險補貼政策對農(nóng)戶購買保險的實證分析

坐落在黃海之濱的鹽城市是我國農(nóng)業(yè)大市，鹽城的耕地總面積占江蘇全省的16.4%，達到1200萬畝，是江蘇省最大的農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)基地。從2007年開始，鹽城市采用“聯(lián)辦共保”的模式開展農(nóng)業(yè)保險試點工作，政府和商業(yè)保險公司聯(lián)合開展保險業(yè)務(wù)，各承擔一半的風(fēng)險。

本節(jié)根據(jù)鹽城市響水縣的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，結(jié)合計量模型運用EViews測算農(nóng)戶在一定比例的財政補貼中影響農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)保險的因素。

1.計量模型的選定

根據(jù)logit二元回歸模型原理，將定性變量與其影響因素進行研究，得出其關(guān)系[3]。文中設(shè)A為農(nóng)戶參加保險時間，則A發(fā)生概率為：

(1)

則，

(2)

式中:zi為線性結(jié)合模型,即zi=?0+β1x1+β2x2+…+βnxn,x1,x2,x3,xn為各解釋變量，對(2)式作Logit變換,兩邊取對數(shù)得

(3)

2.變量的選擇

2013年3月份在鹽城市響水縣隨機發(fā)放了150份調(diào)查問卷，收回有效問卷137份，其中137戶全部參加了當?shù)匾匀吮Ｘ旊U為主承保的政策性農(nóng)業(yè)保險。根據(jù)調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進行分類。對數(shù)據(jù)的基本描述和預(yù)期值如表1。

表1調(diào)查問卷中數(shù)據(jù)的基本描述和預(yù)期值
Table1Descriptionandexpectedvalueofthedatainthequestionnaire

名稱 變量值區(qū)間對變量的主觀預(yù)期了解程度D11、不清楚 2、聽說過 3、很明白+財政的補貼D21、不補貼2、有補貼+對保險公司滿意度D31、不滿意 2、比較滿意 3、非常滿意+家庭平均收入D41、小于800元2、800^1900元 3、1900^3000元 4、大于3000元+三麥和水稻收入占總比重D51、0^20% 2、20%^40% 3、40%^60% 4、60%^80% 4、80%^100%+文化程度D61、沒有接受過教育2、小學(xué)文化 3、初中文化4、高中文化及以上+

3.實證檢驗與結(jié)果分析

表2變量相關(guān)性系數(shù)表
Table2CorrelationCoefficientTableVariable

D1D2D3D4D5D6了解程度D110.470.380.440.320.74財政的補貼D20.4710.490.410.390.46對保險公司滿意度D30.380.4910.450.330.37家庭平均收入D40.440.410.4510.400.48三麥和水稻收入占總比重D50.320.390.330.4010.36文化程度D60.740.460.370.480.361

表3影響農(nóng)戶參保的因素變量回歸結(jié)果
Table3Factorsaffectingfarmersinsuredvariableregressionresults

解釋變量名稱系數(shù)P值了解程度D12.742390.0021財政的補貼D23.275030.0062對保險公司滿意度D33.334560.0087家庭平均收入D41.27540.0965三麥和水稻收入占總比重D5-0.320.5785S.E of regression0.139789LR statistic36.24562

回歸結(jié)果表明農(nóng)戶對D1、D2、D3(了解程度、財政的補貼、對保險公司的滿意度)系數(shù)均為正，并且結(jié)果顯著，表明這三項越好，農(nóng)戶的投保傾向就越顯著。D4、D5未通過檢驗說明農(nóng)戶是否參加農(nóng)業(yè)保險與家庭收入以及家中三麥水稻所占比例并沒有絕對的關(guān)系。

4.結(jié)論與建議

(1)由于認知情況與農(nóng)戶保險的需求是正相關(guān)的，這就要求當?shù)卣ㄟ^電視、報紙、宣傳日、網(wǎng)絡(luò)等多種媒體全方位地對農(nóng)民進行宣傳農(nóng)業(yè)保險，增加農(nóng)戶的認知度。

(2)培養(yǎng)農(nóng)險專業(yè)人才的培養(yǎng)，農(nóng)險專業(yè)人才不僅要對農(nóng)業(yè)保險的險種熟悉，還需要對政府的補貼政策有很全面的掌握，這樣對農(nóng)戶進行參保以及理賠的時候才能應(yīng)知應(yīng)解地向農(nóng)戶介紹，提高服務(wù)質(zhì)量。

三、鹽城市農(nóng)業(yè)保險收入與賠付支出協(xié)整分析

本節(jié)運用協(xié)整模型理論，根據(jù)鹽城市人保財險農(nóng)業(yè)保險保費收入與支出1991-2012年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間，研究其是否存在均衡關(guān)系，并引用誤差修正模型進行調(diào)整，考察2007年引入農(nóng)業(yè)保險補貼之后效果。

1.模型設(shè)定

(1)選定Y=F(X)，賠付支出Y是保費收入X的函數(shù)，假設(shè)其他條件保持不變，保費收入是影響保險公司賠付支出的唯一影響因素。為了消除時間序列數(shù)據(jù)中異方差的影響，對Y與X取自然對數(shù)，保持其原有時間序列特性和協(xié)整關(guān)系。模型如下：

LnYt=C+?LnXt+ut

選取1991-2012年鹽城市人保財險的農(nóng)業(yè)保險保費收入與賠付支出的數(shù)據(jù)，并進行回歸得到：

LnYt=-0.1112+0.9323LnXt+ut

(2)

(-0.39) (20.89)

D.W.=2.28F=628.23

由回歸可見，方程(2)對樣本數(shù)據(jù)的擬合度較好，D.W.不存在序列相關(guān)性(在5%的顯著性水平下，n=26,k=2(包含常數(shù)項)，查表得dl=1.14,du=1.54,由于du

表4鹽城市人保財險農(nóng)業(yè)保險保費收入與支出(1991～2012)
Table3YanchengPICCagriculturalinsurancepremiumincomeandexpenditure( 1991to2012 )

年份保費(萬元)賠款(萬元)賠付率1991134.8181.5134.64%1992227.9221.197.02%1993195.218996.82%199471.76489.26%199560.247.178.24%1996664263.64%1997755674.67%1998654264.62%1999684667.65%2000704564.29%2001774457.14%2002805568.75%20031106760.91%20041358260.74%20051557850.32%200619011258.95%2007128949138.09%20084626129527.99%20096556419964.05%20108865371741.93%201111199543748.55%201214001947367.66%

(2)chow突變點檢驗。由于2007年開始試點政策性農(nóng)業(yè)保險，人保公司的保費收入和賠付有了較大的變化，對保險市場產(chǎn)生了影響，需要進一步對其穩(wěn)定性進行檢驗。chow突變點檢驗的基本原理是對假設(shè)突變點前后的樣本分別擬合方程，然后觀察擬合的方程是否具有顯著差異[3]。利用eviews7.2對上述模型進行chow檢驗，得結(jié)果如表5。

表5對2007年是影響農(nóng)業(yè)保險市場的突變點的Chow檢驗結(jié)果
Table5 2007istheimpactontheagriculturalinsurancemarketpointmutationsintestresults

chow Breakpoint Test: 2007Equation Sample: 1992 2012F-statistic4.150983Prob. F(3,15)0.0025Log likelihood ratio12.69289Prob. Chi-Square(3)0.0054Wald Statistic29.00152Prob. Chi-Square(3)0.0000

根據(jù)檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，突變點的F值為4.15，并且在5%置信水平下，說明2007年為突變點，進一步分析得出2007年的財政補貼農(nóng)業(yè)保險的試點對鹽城市人保的農(nóng)業(yè)保險市場產(chǎn)生了一定的影響。引入虛擬變量，測算財政補貼對模型的影響程度。

(3)引入虛擬變量。加入虛擬變量Dt后建立的保費賠付模型如方程(4)所示：

Dt=0，1991≦t≦2006;1,2007≦t≦2012

(3)

LnYt=β1LnXt+β1LnXt

(4)

2.保費收入與賠付的協(xié)整分析與誤差修正

(1)單位根的檢驗

根據(jù)檢驗結(jié)果，LnY與LnX的單位根檢驗都不是平穩(wěn)的。而LnX在2階差分下T=-4.51，

P=0.0024；LnY在2階差分下T=-5.68，P=

0.0002，在5%置信水平下都是平穩(wěn)的。

(2)協(xié)整檢驗

運用EViews7.2計算方程(4)并計算非均衡誤差得到：

LnYt=0.9301LnXt-0.0169LnXt*D1+ut

(5)

(58.50) (-1.05)

根據(jù)回歸的結(jié)果得知β2≠0，將1992年-2007年模型和2007年-2012年模型分別寫成兩個函數(shù)表達式：

2007年以前：LnYt=0.9301LnXt+ut

2007年以后：LnYt=0.9132LnXt+ut

并對殘差ut進行單位根檢驗，說明殘差是協(xié)整的，即(5)是LnY與LnX是長期穩(wěn)定關(guān)系。

(3)格蘭杰因果檢驗。長期穩(wěn)定關(guān)系確定后，需要驗證二者的因果關(guān)系。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果，LnX是LnY的格蘭杰原因，因此，人保公司保費的收入是引起賠付的支出產(chǎn)生變化的格蘭杰原因。

表6格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果
Table6Grangercausalitytestresults

(4)誤差修正模型(ECM)的建立。為了測算出LnX和LnY之間的長期均衡關(guān)系與短期動態(tài)之間的聯(lián)系，建立誤差修正模型，對表達式中的每個變量進行差分運算。

ECMt=LnYt-0.9301LnXt+0.0169LnXt·D1

(6)

為了對農(nóng)業(yè)保險保費收入LnX與賠付支出LnY之間的短期關(guān)系進行分析，需要以△LnY為被解釋變量,以△LnX和滯后1期的誤差修正項ECMt-1為解釋變量，采用最小二乘法進行回歸，得到模型(7)，即誤差修正模型。

為了分析LnX和LnY的短期關(guān)系，把△LnY作為新模型的被解釋變量，把ECMt-1和△LnX作為解釋變量，運用最小二乘法的方法得到(7)

△LnYt=1.0882△LnXt-0.0397D1*△LnXt-

0.6105ECMt-1+εt

(7)

(5.27) (-2.27) (-2.70)

兩時期的賠付函數(shù)誤差修正模型分別為:

2007年以前：△LnYt=1.0882△LnXt-

0.6105ECMt-1+εt

2007年以后：△LnYt=1.0485△LnXt-

0.6105ECMt-1+εt

4.對模型結(jié)論的分析

本節(jié)運用協(xié)整檢驗誤差修正模型，分析了1991—2012年鹽城市人保財險農(nóng)業(yè)保險賠付金額與收入進行實證分析，論證了二者之間的關(guān)系，可以得到以下結(jié)論：

(1)鹽城市人保財險農(nóng)業(yè)保險保費收入與賠付支出之間存在協(xié)整關(guān)系，實際情況符合經(jīng)濟理論。從數(shù)據(jù)來看，鹽城市中國人民股份有限公司的農(nóng)業(yè)保險保費收入與賠付金額之間的關(guān)系是穩(wěn)定且密切的，因此，加大保費收入是提高保費賠付能力的有力措施。

(2)農(nóng)業(yè)保險保費收入和賠付金額之間的協(xié)整參數(shù)是0.9301，說明除去管理成本，長期下去鹽城人保公司農(nóng)業(yè)保險是在虧損。鹽城市自2007年對農(nóng)戶參保進行保費補貼之后，模型(5)中協(xié)整系數(shù)降低為0.9132，可以發(fā)現(xiàn)，2007-2012年期間，鹽城市人保財險公司農(nóng)業(yè)保費收入每增加1%的同時保險賠付支出僅僅增加0.9132%，虧損下降。政府對農(nóng)業(yè)保險的參保進行補貼，較好地平衡了農(nóng)業(yè)保險市場的均衡關(guān)系，是一個雙贏的政策措施。

(3)在對農(nóng)業(yè)保險進行政府補貼之前△LnX的短期系數(shù)為1.0882，在2007年進行試點補貼之后降低為1.0485，使得鹽城市農(nóng)業(yè)保險市場中賠付金額對保費收入的彈性系數(shù)降低，一定程度鼓勵了更多的農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品投向市場。誤差修正模型中ECMt-1的系數(shù)為-0.6105，說明誤差修正項對△LnY的凈影響為正，說明市場的自動穩(wěn)定機制對短期的波動進行了平衡，在一定程度上提高了鹽城市農(nóng)保市場的效率。

四、對完善我國農(nóng)業(yè)保險財政補貼措施的建議

本文的研究表明，財政補貼對于農(nóng)業(yè)保險的成長起到了不可替代的重要作用，因此，根據(jù)鹽城市農(nóng)業(yè)保險市場中農(nóng)戶需求與商業(yè)保險公司的收益的共同研究，有如下政策建議：

1.加快農(nóng)業(yè)保險補貼立法。在國內(nèi)，現(xiàn)在有很多種農(nóng)業(yè)保險的模式，江蘇的“聯(lián)辦共保”的模式只是其中的一種，各級各地政府的財政補貼也各有不同，因此，需要對農(nóng)業(yè)保險財政補貼進行立法，確定最適宜的模式和各地最適合的補貼比例，使得農(nóng)業(yè)保險發(fā)展得更加規(guī)范和有序。

2.增加農(nóng)業(yè)保險補貼品種數(shù)量。目前鹽城的農(nóng)業(yè)保險補貼只涉及種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和高效農(nóng)業(yè)，建議政府相關(guān)部門在做出充分調(diào)研和分析的前提下相應(yīng)地增加農(nóng)業(yè)保險補貼品種數(shù)量。

3.對農(nóng)業(yè)保險市場中補貼金額的監(jiān)督管理進一步加強，在實踐中制定科學(xué)的規(guī)章制度。由于農(nóng)業(yè)保險的補貼容易引起受災(zāi)者的依賴性和道德風(fēng)險，而且農(nóng)業(yè)保險補貼涉及財政、農(nóng)委、商業(yè)保險公司以及農(nóng)戶，沒有有效的監(jiān)督管理也容易滋生腐敗，因此第三方監(jiān)督機構(gòu)需要組成，加強對政府、商業(yè)保險公司、農(nóng)戶的監(jiān)督與審查[4]。

參考文獻：

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