張 卓，李秉坤，尹 航

(1.錦州醫(yī)科大學(xué) 人文與管理學(xué)院，遼寧 錦州 121000；2.哈爾濱商業(yè)大學(xué) 財政與公共管理學(xué)院，哈爾濱 150028；3.中國人民銀行大連市中心支行，遼寧 大連 116001)

內(nèi)容提要：本文利用農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點微觀數(shù)據(jù)(RCRE)，實證分析農(nóng)戶參保決策、政府農(nóng)險補貼強度等因素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的影響。結(jié)果顯示，我國政府補貼模式下的農(nóng)業(yè)保險，對農(nóng)業(yè)收入的激勵強度明顯不足，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模存在負向影響；而且農(nóng)險參保對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響依農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)存在典型差異，主要表現(xiàn)為對糧食產(chǎn)出的擠出效應(yīng)。其原因在于農(nóng)戶家庭福利實現(xiàn)向務(wù)工集中，農(nóng)戶生產(chǎn)重心從糧食種植向非糧產(chǎn)業(yè)過度轉(zhuǎn)移。這都使得農(nóng)業(yè)保險政策的實施嚴重偏離了政策的預(yù)期目標。因此，需要進一步完善我國農(nóng)產(chǎn)品特別是糧食產(chǎn)品的價格形成機制，修正城鄉(xiāng)產(chǎn)品定價扭曲，增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入；同時加速探尋政府-保險公司的農(nóng)險合作模式以提升農(nóng)險賠付水平，強化農(nóng)險的收入補償能力，保證農(nóng)業(yè)保險預(yù)期的制度目標的實現(xiàn)。

2007年我國明確“政府引導(dǎo)、市場運作、自主自愿、協(xié)同推進”的“農(nóng)險補貼”的發(fā)展思路，并逐漸增強農(nóng)險保費與賠付和政府補貼強度，我國農(nóng)業(yè)保險經(jīng)歷了一個從產(chǎn)品覆蓋率到農(nóng)戶參保數(shù)量均迅速增加的過程。需求方面，2017年參保農(nóng)戶已由2007年0.5億戶次增長了4.26倍，達到2.13億戶次；為投保農(nóng)戶提供的損失賠付高達366.05億元(庹國柱，2018)，較2007年的28.1億增長了11.9倍。供給方面，到2017年末經(jīng)營農(nóng)險業(yè)務(wù)的保險公司已達31家，年保費收入達到477.72億元。政府作為扶持主體在農(nóng)業(yè)保險制度的發(fā)展中起著關(guān)鍵性作用，不僅補貼品種由6個省份5個種植業(yè)品種，擴大到全國范圍內(nèi)15個品種，涵蓋種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、林業(yè)三大類，而且對農(nóng)業(yè)經(jīng)營公司相應(yīng)的農(nóng)險業(yè)務(wù)免征增值稅，對農(nóng)牧業(yè)畜類保險合同免征印花稅。

然而，從十余年的農(nóng)險發(fā)展歷程來看，不管是農(nóng)戶還是保險公司甚至是部分地方政府都將農(nóng)險作為一項福利制度，弱化了其保險的本質(zhì)，使農(nóng)業(yè)保險的經(jīng)濟效應(yīng)以及保險功能沒有得到充分的發(fā)揮。本文利用農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點微觀數(shù)據(jù)(RCRE)，檢驗農(nóng)戶參保決策、政府農(nóng)險補貼強度等因素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的影響，并考察農(nóng)業(yè)保險是否存在增產(chǎn)效應(yīng)。

一、文獻綜述

自Mitchell(2004)在一個局部靜態(tài)均衡框架下將適應(yīng)性風(fēng)險預(yù)期引入農(nóng)戶經(jīng)營決策后，農(nóng)業(yè)風(fēng)險預(yù)期對農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模及種植結(jié)構(gòu)的影響便得到了理論研究的廣泛關(guān)注。有研究表明，風(fēng)險預(yù)期的降低將顯著增強農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營的要素投入意愿，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的上升，原因在于風(fēng)險預(yù)期的調(diào)整將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)預(yù)期收益的增加(Babcock，2000；Glauber，2002；Cai and Chen，2009；周穩(wěn)海，2014；費清等，2018)。但還有一些研究卻發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶經(jīng)營決策具有典型的強約束特征，因為農(nóng)戶要素投入中勞動力的機會成本為零①，而資本要素顯著稀缺，因此其決定農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的依據(jù)就完全取決于勞動力與耕地的充裕程度，在缺乏替代性收入渠道的農(nóng)業(yè)收入強依賴特征下，這會使得農(nóng)業(yè)風(fēng)險越高，反而會刺激更多的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入。

另一方面，由于農(nóng)業(yè)風(fēng)險管理的市場失靈特征，完全市場化的農(nóng)業(yè)保險制度設(shè)計難以滿足穩(wěn)定生產(chǎn)、保障農(nóng)戶福利的政策目標。政府以補貼的方式進行保險干預(yù)以形成農(nóng)戶參保激勵，并通過風(fēng)險成本補貼擴大保險覆蓋率(王根芳和陶建平，2012)，就成為大多數(shù)國家普遍選擇的政策工具。我國的農(nóng)業(yè)保險制度以“政府引導(dǎo)，市場運作、自主自愿、協(xié)同推進”為原則，參與主體可以概括為政府、保險經(jīng)營機構(gòu)或保險公司、參保農(nóng)戶。各參與主體在實際的農(nóng)業(yè)保險經(jīng)營過程中，正是基于主體自身異質(zhì)性偏好決定其行為特征與行為博弈的策略選擇，并形成我國農(nóng)業(yè)保險的基本運營模式與政策框架。

從本質(zhì)上說，政策性農(nóng)業(yè)保險的存在以及政府的費率補貼，最主要的作用是提供了一種低成本的風(fēng)險補償機制，以降低風(fēng)險預(yù)期實現(xiàn)穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的政策目標。但農(nóng)業(yè)保險在改變農(nóng)戶農(nóng)業(yè)風(fēng)險預(yù)期水平、形成收入補償效應(yīng)的同時，是否能夠刺激農(nóng)戶擴大投入實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)？具體地，在我國近年來農(nóng)業(yè)保險覆蓋產(chǎn)品與受眾面日趨擴大、政府補貼強度逐漸增加的背景下，農(nóng)戶福利增進的同時能否形成“穩(wěn)產(chǎn)且增產(chǎn)”的農(nóng)業(yè)刺激效應(yīng)有待檢驗。如果政府高強度補貼的農(nóng)業(yè)保險刺激了產(chǎn)出規(guī)模，實際就強化了農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)的波動幅度，在農(nóng)產(chǎn)品市場定價且供給無法迅速調(diào)整的約束下，“這種波動會被市場所懲罰”(Parthasarathy，1984)。

從圍繞農(nóng)業(yè)保險效應(yīng)的研究進展看，大多數(shù)文獻關(guān)注于農(nóng)業(yè)保險的穩(wěn)定產(chǎn)出激勵及福利效應(yīng)，相關(guān)實證研究集中探討農(nóng)業(yè)保險中政府補貼的必要性以及農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶收入增長的實際影響路徑(Austin et al.，2001；費友海，2005)。只有少數(shù)研究注意到農(nóng)業(yè)保險的存在，可能通過兩種渠道對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模產(chǎn)生影響(Taylor and Lopez-Feldman，2010)，一是風(fēng)險預(yù)期效應(yīng)，農(nóng)業(yè)保險的災(zāi)后補償，實際上降低了農(nóng)業(yè)經(jīng)營的風(fēng)險預(yù)期與未來收益流總量，因而形成事實上的潛在收益上升，這會刺激農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)投入；二是結(jié)構(gòu)替代效應(yīng)，因為農(nóng)業(yè)保險中的政府補貼強度存在農(nóng)產(chǎn)品間差異，因而會影響農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)，而那些補貼強度高的產(chǎn)品總是有較高的市場價格保護，這也會形成收入替代，導(dǎo)致農(nóng)戶預(yù)期收益的變化。

由于農(nóng)業(yè)保險會影響農(nóng)戶經(jīng)營行為及農(nóng)業(yè)投入，相關(guān)研究嘗試在一個實證框架下分析農(nóng)險參保及政府參保費補貼對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的影響，結(jié)論卻存在較大分歧。由于農(nóng)業(yè)保險放松了農(nóng)戶資本約束，農(nóng)業(yè)參保決策與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模顯著正相關(guān)(Xu and Sun，2016)。政府對農(nóng)業(yè)保險的補貼，顯著地刺激了補貼產(chǎn)品的產(chǎn)出規(guī)模，這種增產(chǎn)效應(yīng)發(fā)生在單一產(chǎn)品中(張哲晰等，2018)。相反的觀點顯示政府補貼方式的農(nóng)業(yè)保險，在形成穩(wěn)定性預(yù)期的同時，并不會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)投入的增加，因為土地、勞動力的約束并未放松(Birovljev，2014)。農(nóng)險的風(fēng)險分散化預(yù)期僅僅是一種補償機制，其福利效應(yīng)并不表現(xiàn)為收入的增加，而是收入方差的減少，因而農(nóng)業(yè)資本的增加是不顯著的(Chambers，2007)。宗國富(2014)的研究更是認為農(nóng)險的存在會顯著地降低農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，特別是當農(nóng)業(yè)保險采取的是農(nóng)業(yè)災(zāi)后補償而非成本保障模式。

上述實證結(jié)論的分歧一定程度上來自于模型設(shè)計與樣本選擇差異，但這些研究普遍忽略了農(nóng)戶參保顯著的內(nèi)生于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出這一特征。實際上，在農(nóng)業(yè)保險能夠一定程度上穩(wěn)定預(yù)期農(nóng)業(yè)收入這一微觀主體認知前提下，預(yù)期農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及農(nóng)業(yè)收入本身就是農(nóng)戶參保行為與參保意愿的決策變量。這種農(nóng)戶參保的內(nèi)生特征將使得用以檢驗農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與農(nóng)戶參保間關(guān)系的實證模型存在協(xié)變量重疊與內(nèi)生解釋變量問題，從而導(dǎo)致非一致參數(shù)估計結(jié)果的出現(xiàn)。此外，與成熟市場國家農(nóng)險參保的市場化機制不同，我國農(nóng)險參保具有典型的“政府型規(guī)制”特征(周穩(wěn)海等，2014)，即農(nóng)險參保更多時候并非完全來自于農(nóng)戶個體自主決策，而是一種政府主導(dǎo)的、具有強約束力的集體選擇行為(祝仲坤等，2016)，而參保的規(guī)制約束強度，則又顯著的由省際區(qū)域農(nóng)業(yè)規(guī)模、農(nóng)業(yè)增長重要性等因素決定②，這就衍生了“樣本選擇偏誤”問題(Heckman et.al，1998)。研究證實，只有在利用Heckman兩步法控制了樣本選擇性偏誤后，農(nóng)業(yè)收入方程才能夠得到一致的參數(shù)估計結(jié)果(Wooldridge，2002)。

基于上述考慮，本文利用RCRE的微觀數(shù)據(jù)，實證檢驗農(nóng)戶參保決策、政府農(nóng)險補貼強度等因素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的影響，考察農(nóng)業(yè)保險是否存在增產(chǎn)效應(yīng)。本文的貢獻主要體現(xiàn)以下兩點：一是考慮到農(nóng)險參保與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間的雙內(nèi)生特征，在反事實的干預(yù)-控制框架下通過得分匹配與雙差分模型(DID)，分離出農(nóng)戶參保決策對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的凈影響；二是注意到我國農(nóng)戶參保的強制性非隨機特征所衍生的選擇性偏誤問題，通過在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方程中引入農(nóng)戶參保概率以控制選擇偏誤，從而保證參數(shù)估計結(jié)果的可靠性。

二、干預(yù)-控制框架與DID模型

相關(guān)研究已經(jīng)注意到了農(nóng)險參保與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的雙內(nèi)生性，如Xu and Sun(2016)就基于Tobit-Husmans檢驗證實了參保決策內(nèi)生于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入，并在此基礎(chǔ)上通過構(gòu)建反映參保決策與參保意愿的多元化評價指數(shù)作為參保決策的工具變量以解決內(nèi)生解釋變量問題。而Cai and Chen(2009)則注意到工具變量選擇的困難，轉(zhuǎn)而使用內(nèi)生轉(zhuǎn)置回歸模型來進行逆內(nèi)生處理。這些研究始終未能有效解決工具變量的適用性及弱工具變量問題。而干預(yù)-控制框架下的傾向得分匹配則可以在非變量維度通過樣本配對進行影響效應(yīng)剝離，從而有效解決因果框架中的內(nèi)生性問題。本文在干預(yù)-控制的反事實框架中，將農(nóng)戶的農(nóng)險參保視為一個決策變量，并根據(jù)參保決策差異進行樣本配對，最后利用雙重差分模型控制其他共時性環(huán)境變量影響與樣本事前差異，以分離出農(nóng)險參保對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的凈影響。

本文利用全國農(nóng)村固定觀察點調(diào)查數(shù)據(jù)2013進行干預(yù)實驗配對，將調(diào)查樣本中最近三年內(nèi)未進行農(nóng)險參保的農(nóng)戶家庭視為對照組(T=0)，將最近三年內(nèi)發(fā)生過農(nóng)險參保的家庭定義為試驗組(T=1)，并假設(shè)農(nóng)戶參保決策對農(nóng)戶的影響僅限于農(nóng)戶家庭內(nèi)部③，在此基礎(chǔ)上可給出農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的雙重差分模型為：

lnaryi=κ+αDi+γ1Di×T+∑βjXji+εi

(1)

其中l(wèi)naryi衡量觀測樣本農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營產(chǎn)出，Di為農(nóng)戶參保決策啞變量(Di=1，農(nóng)戶參保)，T=1代表實驗組，α反映的是農(nóng)險參保對農(nóng)戶產(chǎn)出的影響，γ1是實驗組與對照組的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出偏離，α+γ1則衡量了農(nóng)戶農(nóng)險參保對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的整體沖擊效應(yīng)。Xji為模型中其他與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出相關(guān)的影響變量。

更近一步的，考慮到樣本選擇偏誤的存在，按照Heckman(1990)的思想，可以建立農(nóng)戶參保決策的概率方程如下：

P(Di=1)=c+∑ηjXji+τi

(2)

其中P(Di=1)為農(nóng)戶參保概率，Xji是影響農(nóng)戶參保意愿的相關(guān)變量，τi是參保概率中的不可識別部分，利用概率響應(yīng)模型估算出農(nóng)戶參保概率后可計算對應(yīng)的逆米爾斯比率λ(Xji+τi)④，并將其引入農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出方程可得：

lnaryi=κ+αDi+γ1D*T+∑βjXji+σλi+εi

(3)

上式中σ的顯著性就能夠證實樣本選擇性偏誤的存在。

三、雙重差分模型分析：農(nóng)戶參保決策、農(nóng)險補貼強度與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模

(一)樣本與數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)源自農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)(RCRE)2013。在具體的省份篩選上，按照2004年《農(nóng)業(yè)保險試點推廣辦法》所選擇的9個糧食主產(chǎn)區(qū)試點省份名錄，結(jié)合我國省域農(nóng)業(yè)占比強度水平最終選擇甘肅、河北、福建、廣西、云南、吉林共六個省份，原則是非農(nóng)業(yè)保險推廣試點省份⑤，但同時又屬于農(nóng)業(yè)大省。

確定省份后，RCRE數(shù)據(jù)庫中上述6個省份共有77個行政村的5057戶農(nóng)戶樣本，在此基礎(chǔ)上進一步根據(jù)配對需要進行RCRE數(shù)據(jù)庫家庭問卷調(diào)查數(shù)據(jù)甄別，剔除RCRE中數(shù)據(jù)缺失戶、孤寡戶、無耕地農(nóng)戶以及家庭中無適齡農(nóng)村勞動力家庭后，得到有效樣本2392個，其中近3年有農(nóng)險參保記錄家庭1321個歸入實驗組，剩余971戶歸入對照組。

(二)變量選擇與測度

1.農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出

RCRE數(shù)據(jù)庫中，未直接統(tǒng)計農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)，而是將之轉(zhuǎn)為貨幣單位統(tǒng)計全部農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動收入，其中又具體細分為種植業(yè)收入及林、漁及畜牧業(yè)收入兩類。本文將數(shù)據(jù)庫中農(nóng)戶家庭的種植業(yè)收入與林、漁及畜牧業(yè)收入合并計為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出收入。考慮到農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的基礎(chǔ)利潤率差異較大，農(nóng)業(yè)收入很多時候不能準確反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模，本文進一步根據(jù)RCRE數(shù)據(jù)庫中分項收入，將農(nóng)戶種植業(yè)收入細分為糧食收入與經(jīng)濟作物收入，以分析農(nóng)險參保決策對農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的影響，以保證全文分析的客觀性。最終數(shù)據(jù)全部進行了對數(shù)變換以控制異方差。

2.農(nóng)戶參保決策方程中個體影響變量

在農(nóng)戶參保決策的影響變量選擇上，本文根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，引入農(nóng)險政府補貼強度以衡量農(nóng)戶參保決策中政府規(guī)制性約束的影響，其理由在于政府農(nóng)險補貼強度往往一定程度上衡量了政府對農(nóng)業(yè)保險的重視程度，而政府重視則最終表現(xiàn)為農(nóng)險強制性參保的約束強度。此外，參考宗國富(2014)的研究，本文還引入戶主年齡、戶主受教育年限、家庭人均收入、家庭中是否存在外出務(wù)工勞動力以及家庭人均種植面積等變量來解釋農(nóng)戶參保概率。因為相關(guān)的研究都證實，戶主年齡越輕、教育程度越高，家庭對農(nóng)險的預(yù)期風(fēng)險功能理解越充分，家庭收入越高以及存在外出務(wù)工的補償性非農(nóng)收入，則對通過農(nóng)險參保獲得的收入補償越不敏感，而農(nóng)戶種植面積較高則往往代表種植種類的豐富及種植大戶地位的獲取，此時更容易納入到農(nóng)險參保的強制性范圍中。

3.農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響變量

根據(jù)Taylor and Lopez-Feldman(2010)、王子成(2015)的研究，在解釋農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響因素中，本文選擇了農(nóng)業(yè)保險政府補貼強度、家庭合計耕地面積、家庭農(nóng)機資本規(guī)模、家庭留守勞動力數(shù)量(家庭中16-60歲未外出務(wù)工人口)以及是否屬于城市近郊等變量。

上述所涉及部分解釋變量定義及測度方法詳見表1。

表1 變量測度方法

表2 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

表2給出了本文實證研究所涉及數(shù)值型變量的描述性統(tǒng)計量。

(三)模型設(shè)計與估計

本文首先估計農(nóng)戶家庭農(nóng)險參保決策概率方程，使用極大似然法估計式(2)，結(jié)果詳見表3。

根據(jù)表3的估計結(jié)果，政府農(nóng)險補貼強度、戶主年齡、受教育年限、家庭中是否有外出務(wù)工以及家庭耕地面積都顯著影響農(nóng)險參保概率。具體的，政府補貼強度與農(nóng)戶參保概率顯著正相關(guān)，這表明政府補貼的存在確實能夠?qū)r(nóng)險參保產(chǎn)生激勵效應(yīng)，從而進一步擴大農(nóng)險的覆蓋人群。但參保強度平方項系數(shù)顯著為負，表明政府補貼強度對農(nóng)險參保的激勵存在一個減速過程，這與梁平等(2008)的研究結(jié)論一致，即政府補貼存在邊際衰減效應(yīng)，因為補貼強度的上升并不是對單一農(nóng)產(chǎn)品的強度變化，而是大多屬于補貼范圍向更多農(nóng)產(chǎn)品覆蓋，在農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)較為單一的特征下，這種強度變化產(chǎn)生的平均效應(yīng)反而會弱化參保激勵。

同時，根據(jù)概率模型估計結(jié)果，戶主年齡對參保概率存在正向激勵效應(yīng)，原因可能是戶主年齡的增加將降低農(nóng)戶風(fēng)險偏好水平,同時年齡的增加可能使得其收入結(jié)構(gòu)的多元性程度降低，因而強化了農(nóng)戶穩(wěn)定收入的預(yù)期，兩種因素都將強化農(nóng)戶進行風(fēng)險管理的意愿，進而表現(xiàn)為更高的參保概率。

表3 基于probit模型的參保概率方程估計

注：**、***代表在5%和1%水平上顯著，“-”代表對應(yīng)解釋變量不顯著，因而在模型中剔除。

此外，農(nóng)戶家庭是否有外出務(wù)工行為、農(nóng)戶受教育程度則與農(nóng)戶參保概率間存在反向抑制效應(yīng)，這與邢鸝等(2007)的研究顯著不同。在他們的研究中，隨著農(nóng)村勞動力向城市的轉(zhuǎn)移以及受教育程度的增加，農(nóng)戶風(fēng)險管理意識明顯增強，且能夠理解農(nóng)險的福利增進效應(yīng)，因而表現(xiàn)出更高的參保意愿。這種結(jié)果的差異性表明，梁平等(2008)等所提及的收入替代效應(yīng)對農(nóng)戶參保意愿的影響會強于政策響應(yīng)意愿的增加，因為外出務(wù)工與更多的教育，往往導(dǎo)致農(nóng)戶家庭存在較高的非農(nóng)性收入，且整體的收入水平也相對較高，這種收入結(jié)構(gòu)與規(guī)模的變化，會降低農(nóng)業(yè)保險收入補償效應(yīng)的邊際激勵強度，從而使得農(nóng)險成為一種可有可無的福利措施。這意味著，我國當前農(nóng)業(yè)保險的收入補償強度還遠遠不足，對收入增長的激勵有待提升。

表4 參保決策與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出關(guān)系的DID模型估計結(jié)果

注：*、**、***分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。

(四)政策性農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的擠出效應(yīng)分析

由表4的估計結(jié)果，農(nóng)戶的農(nóng)險參保決策，確實顯著的影響著家庭農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模。而且無論在農(nóng)村家庭農(nóng)險參保決策上，還是基于得分匹配劃分的實驗組、對照組農(nóng)業(yè)產(chǎn)出差異上，農(nóng)險參保行為對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出均為顯著負相關(guān)，即農(nóng)險參保實際上在“穩(wěn)產(chǎn)”的同時也導(dǎo)致了“減產(chǎn)”，而且農(nóng)險參保對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響依農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)存在典型差異。農(nóng)戶參保主要降低了糧食產(chǎn)出，但會顯著的增加經(jīng)濟作物與其他農(nóng)業(yè)活動收入，這表明我國當前的主要針對主糧產(chǎn)品的農(nóng)險參保激勵，實際上會對農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)形成沖擊，并將農(nóng)業(yè)要素從主糧生產(chǎn)中擠出到經(jīng)濟作物與非種植經(jīng)營中⑦。這一結(jié)論與宗國富(2014)一致，即我國政策層面對農(nóng)業(yè)保險的大力推廣，實際上降低了農(nóng)村家庭主糧產(chǎn)品的種植熱情，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)戶主糧產(chǎn)出的“減產(chǎn)且減收”。當前我國所實施的通過政府補貼所形成的“低保費、低賠付”模式，并沒有有效地實現(xiàn)穩(wěn)定生產(chǎn)的目標，反而是與農(nóng)戶降低生產(chǎn)投入相伴生的，其原因可能在于，隨著務(wù)工、農(nóng)村城市化的深化，農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)收入比重持續(xù)降低，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入成為農(nóng)戶的一種留存金，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對農(nóng)戶重要性的降低，使得其通過其他手段進行風(fēng)險控制的意愿不斷減弱，此時政策性的農(nóng)險就成為一種便利的、相對低成本的風(fēng)險管理手段，因而導(dǎo)致了農(nóng)戶參保行為的發(fā)生。

另一方面，農(nóng)險參保對糧食產(chǎn)出的擠出效應(yīng)與對非糧產(chǎn)出的擠入效應(yīng)，實際上完整的契合了我國農(nóng)村產(chǎn)出結(jié)構(gòu)中主糧種植意愿的持續(xù)降低與高附加值作物種植意愿持續(xù)攀升的趨勢。其原因可能在于當前我國農(nóng)業(yè)保險的風(fēng)險補償強度過低，因而只有在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素不斷從主糧種植向其他農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動轉(zhuǎn)移的趨勢中，主要針對主糧的農(nóng)險補償?shù)母＠?yīng)才能夠通過主糧產(chǎn)出與收入的降低而變得相對重要。至少從這個層面看，我國針對主糧的農(nóng)業(yè)保險難以實現(xiàn)穩(wěn)產(chǎn)效應(yīng)，根本上還是由于保險的風(fēng)險補償功能偏弱，收入補償強度不足而導(dǎo)致。

同時根據(jù)表4，政府農(nóng)險補貼強度對農(nóng)戶經(jīng)營收入的影響顯著為正，這說明雖然農(nóng)險的存在將抑制農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出規(guī)模，但是農(nóng)險補貼強度的增加，卻會一定程度上刺激農(nóng)業(yè)投入。也就是說，農(nóng)險對農(nóng)戶產(chǎn)出規(guī)模的影響可能存在一種非線性的閾值模式，當農(nóng)險補貼強度低、農(nóng)險的收入補償效應(yīng)較弱時，農(nóng)險的存在實際上抑制了主糧種植，但當補貼強度達到閾值門檻時，隨著農(nóng)險收入補償效應(yīng)的增強，將產(chǎn)生顯著的農(nóng)業(yè)投入激勵。這從一個側(cè)面證實，當前我國的農(nóng)險賠付強度過低，難以形成有效的風(fēng)險預(yù)期調(diào)整與收入福利增進，從而使得農(nóng)險補貼政策偏離了穩(wěn)定產(chǎn)出的預(yù)期目標，因而探索有效的政府-保險公司農(nóng)險合作模式，盡可能地提升農(nóng)險補貼強度與賠付強度，才是實現(xiàn)農(nóng)險預(yù)期目標的現(xiàn)實路徑。

此外，根據(jù)表4，農(nóng)戶家庭依然留守在農(nóng)業(yè)種植一線的適齡勞動力數(shù)量，對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出、糧食產(chǎn)出與非糧產(chǎn)出均表現(xiàn)為顯著正相關(guān)，這說明我國當前以農(nóng)戶為主體的作坊式農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式依然屬于勞動力擴張型增長路徑，農(nóng)業(yè)部門并未表現(xiàn)出典型的“勞動力冗余”配置特征，大規(guī)模的農(nóng)村勞動力鄉(xiāng)城遷移已經(jīng)深刻的改變了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素投入結(jié)構(gòu)，現(xiàn)階段的農(nóng)村勞動力甚至可能存在稀缺型要素特征。機器與資本對農(nóng)村勞動力的替代可能在當前家庭式農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式中已經(jīng)遇到瓶頸，未來進一步提升農(nóng)村生產(chǎn)效率、加速城市化的路徑可能需要落腳在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的進一步深化上。

最后，從表4還可知，在農(nóng)戶糧食產(chǎn)出與非糧農(nóng)業(yè)產(chǎn)出方程中，本文基于Hecman兩步法引入的樣本選擇偏誤修正因子系數(shù)顯著為負，這意味著當忽視農(nóng)險參保問題中的樣本選擇性偏誤時，會顯著的高估農(nóng)險參保對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，這可能一定程度上會錯誤的夸大農(nóng)業(yè)保險的增產(chǎn)、穩(wěn)產(chǎn)及福利增進效應(yīng)。

總體上看，我國政府補貼模式下的農(nóng)業(yè)保險，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模存在負向影響，同時也會顯著的影響到農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)與種植決策，農(nóng)險參保會將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素從糧食種植擠向非糧農(nóng)業(yè)經(jīng)營。這實際上否定了農(nóng)業(yè)保險的穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特別是穩(wěn)定糧食供應(yīng)的努力，其原因主要來自于當前我國較低的農(nóng)險賠付強度，難以形成預(yù)期的收入補償效應(yīng)，因而無法對要素投入與產(chǎn)出段形成正向激勵。另外，農(nóng)險中的政府補貼模式確實能夠?qū)r(nóng)業(yè)產(chǎn)出起到促進作用，不過當前的補貼強度還相對不足，難以完全對沖農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)變動導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿的降低。

四、結(jié)論與啟示

本文利用RCRE的微觀數(shù)據(jù)，通過分析農(nóng)戶參保決策、政府農(nóng)險補貼強度等因素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模的影響，檢驗農(nóng)業(yè)保險是否存在增產(chǎn)效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國政府補貼模式下的農(nóng)業(yè)保險，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出規(guī)模存在負向影響，同時農(nóng)險的存在也會直接影響到農(nóng)戶經(jīng)營決策與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出結(jié)構(gòu)，即農(nóng)戶生產(chǎn)重心從糧食種植向非糧產(chǎn)業(yè)的過度轉(zhuǎn)移。

上述結(jié)論表明，我國農(nóng)業(yè)保險實際運行效果即未實現(xiàn)“穩(wěn)產(chǎn)”也未實現(xiàn)“增產(chǎn)”。在當前城鄉(xiāng)收入差距偏大、非農(nóng)務(wù)工收入邊際投入遠低于農(nóng)業(yè)部門的現(xiàn)實下，農(nóng)戶家庭的福利的改善更多集中于務(wù)工還是務(wù)農(nóng)的選擇，農(nóng)險對農(nóng)業(yè)收入的激勵強度明顯不足。同時由于我國農(nóng)險賠付水平較低，因而并不能夠有效的保證糧食產(chǎn)出的穩(wěn)定。這都使得農(nóng)業(yè)保險政策的經(jīng)濟后果嚴重偏離了政策預(yù)期目標。

如何能夠理順農(nóng)業(yè)保險的激勵路徑，實現(xiàn)農(nóng)險基于風(fēng)險預(yù)期調(diào)整而穩(wěn)定農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的目標，一個關(guān)鍵的破解路徑就在于進一步完善我國農(nóng)產(chǎn)品特別是糧食產(chǎn)品的價格形成機制，修正城鄉(xiāng)產(chǎn)品定價扭曲，提升農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入能力，同時加速探尋政府-保險公司的農(nóng)險合作模式以提升農(nóng)險賠付水平進而強化農(nóng)險的收入補償能力，以保證農(nóng)業(yè)保險預(yù)期的制度目標的實現(xiàn)。因此，本文的研究啟示與政策含義如下：

第一，對農(nóng)戶而言，我國政策性農(nóng)業(yè)保險對主糧產(chǎn)出的擠出效應(yīng)，實際上意味著不同的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品存在差別化地提升農(nóng)險產(chǎn)出福利效應(yīng)的政策路徑。對主糧生產(chǎn)而言，政策性農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)收入的激勵強度明顯不足，甚至由于我國政策性農(nóng)業(yè)保險“保成本”的較低賠付水平，以及農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整，農(nóng)險對主糧產(chǎn)出的擠出效應(yīng)可能進一步增加。而對于非主糧生產(chǎn)而言，農(nóng)險的產(chǎn)出的擠入效應(yīng)，也勢必會隨著生產(chǎn)資料過多地從主糧生產(chǎn)向非主糧生產(chǎn)的轉(zhuǎn)移，以及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體⑧對風(fēng)險保障水平要求的不斷提高，而逐漸弱化。

第二，對政府而言，一方面，在較強的可支配財力支撐下，加快農(nóng)險核算模式從簡單物化成本向要素投入(尤其是資本要素⑨)成本的過渡以實現(xiàn)其“穩(wěn)產(chǎn)”的作用，實現(xiàn)農(nóng)險對主糧產(chǎn)出的福利效應(yīng)。另一方面，加大農(nóng)險 “增品”實踐的政府扶持力度，鼓勵保險公司展開針對水果、蔬菜、禽類與海產(chǎn)品養(yǎng)殖以及牧、漁業(yè)等的新型農(nóng)險產(chǎn)品創(chuàng)新，提升農(nóng)險產(chǎn)品與農(nóng)戶經(jīng)營需求的契合度，才是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險對非主糧產(chǎn)品產(chǎn)出福利效應(yīng)的根本路徑。此外，農(nóng)業(yè)保險制度可持續(xù)性不能只依靠政府的政策扶持，尤其是農(nóng)業(yè)風(fēng)險本身所具備的巨災(zāi)風(fēng)險特征使得農(nóng)險經(jīng)營的穩(wěn)定性進一步受到?jīng)_擊，建立從中央到地方的多層次巨災(zāi)分散機制與再保險制度已迫在眉睫。

第三，對保險公司而言，現(xiàn)行的農(nóng)險保費補貼政策和稅收優(yōu)惠政策的激勵效用明顯不足，保險公司缺乏進一步增加農(nóng)險供給、降低經(jīng)營成本的意愿，也不愿意針對農(nóng)戶風(fēng)險保障需求進行農(nóng)險產(chǎn)品創(chuàng)新以進一步刺激農(nóng)業(yè)保險需求，從而表現(xiàn)出顯著的“低端維持”特征(許夢博等，2016)。使得農(nóng)戶在一些農(nóng)產(chǎn)品特別是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營中存在“能保的不愿保、想保的不得?！?，制約了我國農(nóng)業(yè)保險向更深層次、更廣覆蓋的拓展，從而偏離了“穩(wěn)產(chǎn)”的政策預(yù)期。政策性農(nóng)業(yè)保險是通過政府補貼撬動保險市場資金，通過科學(xué)的風(fēng)險管理技術(shù)實現(xiàn)支農(nóng)的有效方式。構(gòu)建有效的風(fēng)險分散體系，改變保險公司的經(jīng)營惰性，是提高農(nóng)險對產(chǎn)出正向激勵效應(yīng)的關(guān)鍵。既要不斷優(yōu)化保險公司的經(jīng)營管理，重視農(nóng)險經(jīng)營風(fēng)險管控，從技術(shù)層面破解傳統(tǒng)農(nóng)險業(yè)務(wù)面臨的道德風(fēng)險和逆向選擇問題，如“3S”⑩技術(shù)在農(nóng)險定損、理賠環(huán)節(jié)的應(yīng)用；又要在整合農(nóng)戶保險需求的基礎(chǔ)上，進行有效的產(chǎn)品設(shè)計，如：開發(fā)出解決市場風(fēng)險的價格保險，解決土地流轉(zhuǎn)履約的保證保險，解決融資問題的信用保證保險等。

注釋：

① 這是因為農(nóng)業(yè)勞動力具有較高的技術(shù)依賴性，因而其相對缺乏其他的就業(yè)渠道，且農(nóng)業(yè)勞動力流動成本偏高，因為遷移往往是長距離、盲目與短暫性的(Mather and Emanuel，2005)，因此可以一定程度上認為農(nóng)業(yè)的勞動力投入是低機會成本甚至零機會成本。

② 鄭軍和汪運娣(2017)的研究發(fā)現(xiàn)，以安徽、河南、江西、甘肅等省份為代表的農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)險參保覆蓋率與政府農(nóng)險補貼強度顯著高于其他的省份。其原因在于穩(wěn)定農(nóng)業(yè)產(chǎn)出在各省份的政策價值不同。

③ 一個家庭的農(nóng)險參保對其他家庭也可能產(chǎn)生影響，這種影響來自于示范、鼓勵與強制性。

④ 逆米爾斯比率(inverse Mills ratio)lambda是指標準正態(tài)pdf和標準正態(tài)cdf的比值。

⑤ 沒有選擇農(nóng)業(yè)試點省份的原因是，農(nóng)業(yè)保險推廣具有典型的政府干預(yù)特征，在試點省份中，農(nóng)戶參?？赡苁莵碜杂谝环N政策性強制要求，而不是農(nóng)戶經(jīng)營特征、風(fēng)險偏好、收入結(jié)構(gòu)的結(jié)果。

⑥ 根據(jù)Heckman(1990)的研究，在行為方程中導(dǎo)入決策概率，只要決策概率的參數(shù)統(tǒng)計顯著，則可以反證認為樣本選擇偏誤是存在的，當然基于Heckman兩步法的修正要求概率方程中的變量嚴格外生。

⑦ 以農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)與外出務(wù)工普及性測度的收入結(jié)構(gòu)及替代性收入渠道的存在對農(nóng)戶參保的影響卻存在典型的分位數(shù)差異，具體來說，對農(nóng)業(yè)收入的依賴剛性以及其他的補償性收入渠道的缺乏對參保意愿的影響更多地體現(xiàn)在偏重主糧種植的農(nóng)產(chǎn)品省份與農(nóng)戶家庭中，而在非主糧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，參保意愿對收入結(jié)構(gòu)不敏感(張卓和尹航，2018)。

⑧ 家庭農(nóng)場，農(nóng)民專業(yè)合作社，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)等。

⑨ 現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營的直接物化成本在總成本中的占比較低，較大比例的投入成本往往體現(xiàn)在人工、設(shè)備、籌資以甚至是研發(fā)成本，因而其對農(nóng)險保障水平的要求更高。

⑩ 地理信息系統(tǒng)(GIS)，全球定位系統(tǒng)(GPS)，搖感技術(shù)系統(tǒng)(RS)。