丁宇剛 孫祁祥

摘 要：建立融合自然災害、農業(yè)保險以及道德風險的動態(tài)模型。模型顯示：自然災害會降低農業(yè)產出，而農業(yè)保險可以降低自然災害對農業(yè)生產的負面影響，但前提是道德風險的影響較小。實證表明，每增加1元農業(yè)保險保費對應的保障水平，可以降低由自然災害導致的第一產業(yè)產出約8.19元的損失。同時，未發(fā)現農業(yè)保險市場在省級加總層面存在顯著的道德風險。

關鍵詞： 自然災害; 農業(yè)保險; 道德風險; 農業(yè)經濟

一、引 言

我國是一個自然災害頻發(fā)的國家，全國每年都會有很多農作物、家畜、家禽等因自然災害受損和死亡。僅從進入新世紀以來的數據看，全國年均因旱災損失的糧食就高達300多億公斤，約為同期糧食總產量的6%。雖然我國農業(yè)經濟產值占國民經濟總產值的比例在下降，但由于我國二元經濟結構的本質尚未改變，農村人口比例依然很高，農業(yè)、農村和農民問題依然嚴峻，糧食安全始終是關系我國經濟發(fā)展和社會穩(wěn)定的重大戰(zhàn)略問題。鑒于農業(yè)經濟在我國依然占有重要地位，研究農業(yè)保險這一重要風險管理工具能在多大程度上減輕自然災害對農業(yè)經濟的負面影響，無疑具有非常重要的意義。

目前，已有很多文獻研究了農業(yè)保險在促進農業(yè)經濟發(fā)展方面的作用。在理論研究方面，有研究通過建立包含農業(yè)風險和農業(yè)保險的一般均衡動態(tài)模型，發(fā)現引入農業(yè)保險可以提高均衡產出[1， 2]。但在實證文獻方面，現有研究的發(fā)現卻很不一致。例如，國外有研究發(fā)現農業(yè)保險可以顯著提高農業(yè)產出和農民收入[3]，而也有研究則發(fā)現農業(yè)保險并沒有對農業(yè)經濟產生正向影響[4]。同樣，國內相關實證研究分析了我國政策性農業(yè)保險對農業(yè)發(fā)展和農民收入的影響，有的發(fā)現了顯著的正向作用[2，5-7]，而另一些則發(fā)現農業(yè)保險并未發(fā)揮應有的作用[8，9]。

然而，現有研究并未對上述實證結果的差異給出理論解釋，這給農業(yè)保險的政策制定和實施帶來了“不確定性”。研究表明，農業(yè)保險可以通過損失補償功能促進農業(yè)再生產，但它也可能產生道德風險并對農業(yè)生產產生負面影響;如果不考慮道德風險及其動態(tài)變化對均衡產出的影響，將會高估農業(yè)保險的正向作用。換句話說，未考慮道德風險的理論模型很難對實證結果給出合理解釋。此外，相關實證研究只分析了農業(yè)保險與農業(yè)經濟的關系，而沒有從農業(yè)保險的損失補償功能角度，檢驗農業(yè)保險為什么可以穩(wěn)定和促進農業(yè)經濟，更沒有考慮農業(yè)保險市場中可能存在的道德風險對實證結果所帶來的影響。基于上述考慮，本文在現有文獻的基礎上，通過融合了自然災害、農業(yè)保險以及道德風險的理論模型和實證分析，研究農業(yè)保險在減輕自然災害對農業(yè)經濟的負面影響中的作用。

二、理論模型

從理論上來說，農業(yè)保險會對農業(yè)經濟產生兩個相反的作用力：一方面，在農業(yè)生產者因災受損時，農業(yè)保險可以對其進行補償，穩(wěn)定農業(yè)生產者的收入，從而保證農業(yè)再生產順利進行;另一方面，農業(yè)保險也可能產生道德風險問題，即投保人可能會通過作為或者不作為的方式造成損失概率或程度的增加，這將給農業(yè)經濟帶來額外損失，不利于農業(yè)經濟的發(fā)展[4，10，11]。鑒于此，農業(yè)保險在減輕農業(yè)自然災害負面影響中的效果，取決于上述兩種相反力量的共同作用。

（一）模型建立

1. 基本設定。

因為本文不考慮各部門的交互作用，所以，假設經濟體僅由農業(yè)部門構成。關于消費和生產的設定如下：

（1）代表性生產者的消費行為。由于這里不考慮不同代際之間轉移的影響，所以，假設代表性生產者可以永久生存。代表性生產者通過選擇每個時期的消費和儲蓄來最大化終生效用：

（2）生產行為。假設在未考慮農業(yè)自然災害和保險時的人均農業(yè)產出是yb=f（k）。其中，f（·）是單調遞增的凹函數。產出以貨幣價值來衡量。k是人均投入。農業(yè)生產的資本投入包括固定資產投資（如土地、農機）和消耗性投入（如化肥利用）。因為本文只關注農業(yè)風險和農業(yè)保險對整體投入的影響，所以未對各種生產投入進行區(qū)分，而是將這些投入放在一起，并假定其平均折舊率為d。

2. 自然災害。

3. 農業(yè)保險。

農業(yè)保險通過作用于投入來影響農業(yè)產出。首先，代表性生產者必須為購買農業(yè)保險支付保費。用at來衡量第t期的農業(yè)保險水平，其值為0到1。如at=0，則意味著沒有購買任何農業(yè)保險;at=1則表示全額保險。農業(yè)保險的精算公平的價格是atfktEX。此外，保費還包括一個加載因子（θ）。θ代表風險溢價或保費補貼。若θ>0，則表示投保人（農業(yè)生產者）承擔風險溢價;若θ<0，則說明農業(yè)生產者獲得了保費補貼。

4. 道德風險。

本文模型不對事前道德風險和事后道德風險進行區(qū)分，而是利用實際損失g（X，at-1），對第t期的客觀風險和整體道德風險（包括事前道德風險和事后道德風險）的綜合影響進行度量。當農業(yè)自然災害嚴重程度增加時，損失將會增加，即gXX，at-1≥0。當被保險人獲得更高的保險保障水平時，他們有更多的或至少相同的動機不作為或進行欺詐，從而增加了損失，即gaX，at-1≥0。這樣一來，同時考慮農業(yè)自然災害和道德風險時的農業(yè)產出是ym=1-g（X，at-1）fkt-1。在發(fā)生損失時，被保險人可以得到的保險賠償為αt-1gX，at-1fkt-1。

（二）模型的均衡和實證檢驗假設

為了簡化分析但不失一般性，本文進一步假設gaX，at-1=（1+μat-1）X;該損失函數滿足gXX，at-10和gaX，at-1≥0。其中，μ刻畫了道德風險的高低，μ越大說明道德風險對農業(yè)產出的影響越大。

式（3）表明，處于穩(wěn)態(tài)的資本是由貼現系數（β）、折舊率（d）、客觀風險水平（EX）、加載系數（θ）、保險水平（a）和道德風險水平（μ）決定。這里主要關注農業(yè)自然災害的嚴重程度、農業(yè)保險和道德風險對穩(wěn)定狀態(tài)產出的影響。當預期損失（EX）增加時，f'km將上升。由于f'（·）是單調的，所以當預期損失增加時，穩(wěn)態(tài)下的資本和產出將會減少，即客觀風險水平的增加會導致生產預期下降。由此，本文得到第一個實證檢驗假設：

假設1 在其它條件相同時，農業(yè)自然災害嚴重程度越高，則農業(yè)產出越低。

農業(yè)保險通過式（3）中的三個參數（負載因子θ、保險水平a和道德風險水平μ）來影響均衡產出。其他條件不變的情況下，更大的負載因子θ降低了均衡產出。θ越大意味著相比精算公平價格有更大的溢價，這會減少農業(yè)生產的資本投入。也就是說，如果生產者獲得更多的保費補貼，他將會有更多的資本投入。保險水平a和道德風險μ也會影響均衡產出，但從式（3）無法判斷其具體影響。為了分析二者對均衡產出的影響，本文進一步對A進行求導。對保險水平a求導得到式（4）：

根據式（4），因為0≤a≤1，所以A′（a）不大于零。因此，當a增加時，A會下降，f′k也會下降，即均衡產出上升。農業(yè)保險保障水平越高，生產者在發(fā)生損失時將得到更多的賠償，而且與支付的保費相比，在發(fā)生損失時獲得的保險補償要高得多。也就是說，保險保障水平的提高，意味著未來一段時期對資本投入的預期的增加，由此將刺激農業(yè)生產。根據式（5），A′（μ）始終不小于零，即A是μ的非減函數，所以f'k也是μ的非減函數。因此，當其他條件相同時，道德風險增加會導致產量減少。如果道德風險的負面影響過大，那么，將會抵消農業(yè)保險損失補償功能帶來的正面作用。由此，得到本文的第二個實證檢驗假設：

假設2 在其他條件相同且道德風險的影響較低時，農業(yè)保險能降低自然災害對農業(yè)產出的負面影響。

三、計量模型和數據說明

（一）回歸模型

本文運用省級面板數據進行回歸分析。如前文所述，當綜合考慮自然災害、農業(yè)保險和道德風險時，且假設道德風險是通過放大客觀自然災害的損失來產生影響的，農業(yè)經濟的均衡產出函數為：

其中，lnEyi，t是地區(qū)i在第t年的第一產業(yè)人均產值（對數）;EXi，t為農業(yè)自然災害嚴重程度，用農業(yè)用地成災面積比例來衡量;ai，t為農業(yè)保險保障水平;Ci，t是一組控制變量;θi是省份固定效應;λt是年份固定效應;εi，t是隨機擾動項。

控制變量包括直接投入變量和影響農業(yè)生產的間接因素變量。直接投入變量包括農用土地面積、農用機械總動力、化肥和農藥。間接因素變量包括財政支出以及第一產業(yè)產出與國內生產總值之比。政府的財政支出可以控制住不包括在農業(yè)生產直接投入中的其他投資的差異;例如，各省公路和鐵路等基礎建設的差異。另外，用第一產業(yè)產值占國內生產總值的比率來反映一個省的第一產業(yè)的重要性。如果某省的第一產業(yè)較重要，將可能得到更多的資源傾斜，因此，該比率可以控制住省份之間未包括在直接投入和財政支出中的其它差異。

（二）數據說明和變量描述性統計

本文數據主要來自《中國保險年鑒》《中國農村統計年鑒》和《中國統計年鑒》?！吨袊ｋU年鑒》提供了各省每年的農業(yè)保險保費收入和農業(yè)保險賠償支出數據。在宏觀層面，本文不關注個體的差異，而是使用連續(xù)變量“人均農業(yè)保險保費”或“人均農業(yè)保險賠償”來衡量地區(qū)農業(yè)保險保障水平，這也是相關文獻的普遍做法[2，7，8]。成災面積、第一產業(yè)產出、第一產業(yè)勞動力數、農業(yè)用地面積、農業(yè)機械總動力、化肥和農藥使用量的數據均來自《中國農村統計年鑒》。財政支出以及生產總值的數據來自《中國統計年鑒》。本文基準回歸的樣本，包含2002年到2018年中國大陸31個省、直轄市、自治區(qū)的數據，共計527個觀測值。變量的描述性統計匯總于表1。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果分析

表2報告了固定效應模型的回歸結果。第（1）列以成災面積比例衡量農業(yè)自然災害的嚴重程度，以人均農業(yè)保險費收入衡量農業(yè)保險發(fā)展水平，為本文的基準回歸結果。自然災害（Disa）的回歸系數為-0.244，在1%水平下統計顯著。該系數表明，在農業(yè)保險保障水平為0時，成災面積比例每增加一單位標準差（10.1%），第一產業(yè)人均產出（對數）將相對其均值降低0.269%（=10.1%×0.244/9.152）。從絕對值來看，相較其均值將下降25.38元/人（=exp9.152×0.269%）。這個結論驗證了假設1。

農業(yè)保險（Insu）的回歸系數為-0.014，在統計意義上不顯著。這說明，如果沒有自然災害，農業(yè)保險無法發(fā)揮任何保障作用。這是因為，如果不存在農業(yè)自然災害的不確定性，那么，成為確定性支出的農業(yè)保險保費卻無從發(fā)揮任何保障作用。換句話說，只有存在農業(yè)風險，農業(yè)保險才有存在的意義。這里的結果與相關研究結論一致：即在農業(yè)生產風險更大的地區(qū)，農業(yè)保險對農業(yè)產出的促進作用更強[5]。

農業(yè)保險與成災面積的交互項的估計系數為0.087，在1%水平下顯著。該結果的經濟意義為，假設處于平均自然災害嚴重程度（成災面積均值=0.135），那么，增加1%的農業(yè)保險保障水平可以降低相當于0.0117%（=0.087×5%）的第一產業(yè)人均產出的損失;換算成絕對值則為即，每增加1元保費對應的農業(yè)保險保障水平，可以降低由農業(yè)自然災害導致的第一產業(yè)產出的約8.19元損失。這證明了假設2。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文通過變換衡量農業(yè)自然災害嚴重程度和農業(yè)保險保障水平的變量，來驗證基準回歸結果的穩(wěn)健性。

1. 用受災面積比例來衡量自然災害嚴重程度。

在《中國農村統計年鑒》中，除了“成災面積”這一變量，還有“受災面積”。前者是指年內因遭受自然災害，使農作物較正常年景產量減產三成以上的農作物播種面積;而后者是指年內因遭受自然災害，使農作物較正常年景產量減產一成以上的農作物播種面積。按照此定義，如果基準回歸結果是穩(wěn)健的，那么受災面積比例也會對第一產業(yè)人均產出有負向影響。用受災面積比例衡量農業(yè)自然災害的嚴重程度，重新進行如式（7）所示固定效應回歸，得到的結果匯總于表2的第（2）列。可以看到，得到的結果與第（1）列的基本一致，這驗證了本文結果的穩(wěn)健性。

2. 用不同的農業(yè)保險保障水平衡量變量。

除了人均農業(yè)保險保費收入，人均農業(yè)保險賠款支出也可以作為農業(yè)保險保障水平的衡量變量[12]。因此，本文將表2第（1）列的基準回歸中的人均農業(yè)保險保費替代為人均農業(yè)保險賠償，再次進行如式（7）所示的回歸，得到的結果匯總于表2的第（3）列。此時，不論是估計系數大小還是相應的標準誤，都與基準回歸結果基本一樣，從而證明了回歸結果的穩(wěn)健性。

另外，相關研究指出，農業(yè)保險保障水平等于農業(yè)保險總保額與農業(yè)總產值之比[13];然而，相關統計數據未公開歷年各省的農業(yè)保險保額。不過，保額和保費一般是正相關，因此，本文用“農業(yè)保險總保費/農業(yè)總產值”（農業(yè)保險深度）來衡量農業(yè)保險保障水平[5]。如表2第（4）列所示，農業(yè)保險保障水平和成災比例交互項的估計系數為0.526，在1%水平下顯著，這和基準回歸結果一致?？傊?，回歸結果在不同的農業(yè)保險保障水平衡量變量下是穩(wěn)健的。

3. 用糧食作物產量作為被解釋變量。

本文進一步用糧食作物產量作為被解釋變量，得到的回歸結果如表2的第（5）列所示。此時，成災面積（Disa）的估計系數顯著為負，而它與農業(yè)保險保障水平變量的交互項的估計系數顯著為正。此結果與第（1）列的基準結果一致，從而進一步證明了回歸結果的穩(wěn)健性。

（三）內生性問題討論

回歸中可能存在同時影響農業(yè)保險保障水平和第一產業(yè)產出的遺漏變量，也可能存在同時影響農業(yè)自然災害嚴重程度和第一產業(yè)產出的遺漏變量。對于這類遺漏變量的問題，本文首先通過加入控制變量和固定效應來解決。另外，回歸中還加入了省份固定效應以吸收不隨時間變化的地區(qū)特征的影響。

然而，即使加入了控制變量和固定效應，也依然可能存在未能觀測到的會同時影響農業(yè)保險保費收入和第一產業(yè)產出的因素。另外，在本文的兩個核心解釋變量中，農業(yè)保險保障水平還可能存在因雙向因果導致的內生性問題：農業(yè)保險可以降低農業(yè)自然災害帶來的損失，從而促進第一產業(yè)發(fā)展;同時，第一產業(yè)產值越高的地區(qū)，對農業(yè)保險的需求較高，所以越有可能有較高的農業(yè)保險發(fā)展水平。

為此，本文通過工具變量法來進一步解決農業(yè)保險變量的內生性問題。根據2007年前后政策性農業(yè)保險試點展開情況來構造農業(yè)保險保障水平的工具變量。我國從2007開始，陸續(xù)開展種植業(yè)保險保費補貼試點：2007年試點省份為吉林、湖南、四川、江蘇、內蒙古、新疆，2008年新增試點河北、遼寧、黑龍江、安徽、山東、河南、湖北、浙江、福建、海南，2009年新增試點為江西，2010年新增試點為山西、廣東、云南、甘肅、青海、寧夏，2011年新增的有廣西、貴州、西藏、陜西、重慶，2012年新增的有北京、上海、天津。另外，不同省份的補貼水平存在差異：中西部地區(qū)的補貼力度為保費的65%，而對東部地區(qū)為60%。基于此，本文構建一個變量（Treat）來刻畫上述試點陸續(xù)開展情況：如果某省在t年成為試點地區(qū)且補貼力度為60%（65%），那么，該省在t年及之后年份的值取0.6（0.65），否則為0。該變量是農業(yè)保險的工具變量，而該變量和農業(yè)災害的交互項即為農業(yè)保險與農業(yè)災害交互項的工具變量。

表3匯報了工具變量回歸結果。有效的工具變量需要滿足相關性和排他性。關于Treat和農業(yè)保險保障水平的相關性，可以從兩個方面進行說明。一方面，農業(yè)保險保費補貼政策提高了人們對農業(yè)保險的購買意愿，從而增加了試點省份的農業(yè)保險保障水平;另一方面，如表3第（1）列所示，當用農業(yè)保險保費收入對Treat進行回歸時，Treat的回歸系數是顯著為正的;如第（2）列所示，當用農業(yè)保險和農業(yè)災害（Disa）的交互項對Treat、農業(yè)災害及其交互項進行回歸時，Treat和Disa的交互項的估計系數也是顯著的。這說明本文的工具變量和內生變量具有較強的相關性。此外，Cragg-Donald的Wald 檢驗F統計量值為7.62，大于“10% maximal IV size”（7.03），說明不存在“弱工具變量”的問題。關于Treat和殘差項不相關（排他性），本文用基準回歸得到的殘差對Treat進行回歸，如第（3）列所示，發(fā)現Treat和殘差項的相關性不顯著?？傊?，本文的工具變量滿足相關性和排他性的要求。

第二階段的回歸結果如第（4）列所示。農業(yè)自然災害的估計系數在10%水平下顯著為負，說明農業(yè)自然災害會顯著降低當期第一產業(yè)人均產出。農業(yè)保險變量的回歸系數在統計意義上不顯著。農業(yè)自然災害和農業(yè)保險交互項的系數為0.175，在10%水平下顯著，這說明農業(yè)保險可以顯著減輕農業(yè)災害對第一產業(yè)產出的負面影響。因此，工具變量回歸的結論與基準回歸的結果一致。

（四）關于道德風險的討論

前面的回歸結果證明了，農業(yè)保險可以減少自然災害對農業(yè)經濟的負面影響。理論模型顯示，要想實現農業(yè)保險的上述作用，就需要滿足：道德風險的影響不顯著，或者至少其負面影響小于損失補償功能帶來的正面作用。本文接下來對此進行驗證。如果結果顯示農業(yè)保險道德風險的影響不顯著，那么就證明了本文結論成立的前提;反之，本文的結論和其成立前提將無法自洽，需要重新審視已有結論。

道德風險的一個表現是，農業(yè)生產者在購買農業(yè)保險或農業(yè)保險保障水平變化后，會改變自己的生產行為，包括改變生產投入[14，15]。如果存在顯著道德風險，相較于農業(yè)機械等固定資產投入，化肥、農藥等消耗性投入的變化會更加明顯。而這種微觀層面的變化會最終加總反映到宏觀層面。因此，如果存在道德風險，那么，在控制其他因素的影響后，農業(yè)保險保障水平較高地區(qū)的農藥、化肥使用水平也會更高?；诖耍疚挠檬〖壖涌偟幕?、農藥使用水平對農業(yè)保險保障水平的一階滯后項和二階滯后項進行回歸，以檢驗在省級加總后平均意義上是否存在顯著的（事前）道德風險?；貧w結果如表4所示。

第（1）（2）列是以化肥使用水平為被解釋變量的回歸結果。在第（1）列中，農業(yè)保險一階滯后項的回歸系數為0.109，二階滯后項的回歸系數為-0.460，二者在統計意義上都不顯著。這說明農業(yè)保險不會顯著影響化肥使用水平。第（2）列將樣本限制為2007年及之后，得到了同樣的結果。對農藥使用水平的回歸結果匯報于表4的第（3）（4）列。在第（3）列中，農業(yè)保險一階滯后項的回歸系數為0.294，二階滯后項的回歸系數為-0.71，在統計意義上都不顯著。當限制樣本后，農業(yè)保險一階和二階滯后項的回歸系數依然都不顯著。由此可見，農業(yè)保險的購買行為沒有顯著影響農藥使用水平。

簡言之，在省級層面，農業(yè)保險保障水平的變化，沒有顯著改變加總后的農藥和化肥使用水平。這說明在省級加總后，不存在顯著的（事前）道德風險問題，由此也基本印證了主要結論成立的前提。誠然，這里的結果只能說明在省級加總后，平均意義上沒有顯著的事前道德風險，但并不能說明我國農業(yè)保險市場不存在道德風險，因為不排除在特定地區(qū)和人群中可能存在道德風險;比如，有研究以黑龍江等四省調查農戶為樣本，發(fā)現參保農業(yè)保險會顯著降低農戶的有機肥施用[14]。

綜上，本文更完整地驗證了假設2：在其他條件相同，且道德風險的影響很小的情況下，農業(yè)保險可以降低農業(yè)自然災害對農業(yè)經濟的負面影響。

五、結論與政策含義

本文主要結論如下：首先，自然災害會顯著降低農業(yè)產出。其次，農業(yè)保險能夠有效減輕自然災害對農業(yè)經濟的負面影響;具體來說，每增加1元保費對應的農業(yè)保險保障水平，可以降低由農業(yè)自然災害導致的第一產業(yè)產出約8.19元的損失。在用不同的衡量變量，以及對內生性問題進行處理后，上述結論依然成立。另外，在省級平均意義上不存在顯著的道德風險問題，由此印證了本文主要結論成立的前提條件。

本文結論具有重要政策含義：首先，證實了農業(yè)保險是從事農業(yè)生產的個人和企業(yè)的重要風險管理工具。當損失發(fā)生時，如果沒有農業(yè)保險，農業(yè)產出會因為受到自然災害而急劇減少，農業(yè)再生產也會受到影響。而農業(yè)保險可以通過其損失補償功能，降低自然災害對農業(yè)生產者的沖擊，從而穩(wěn)定農業(yè)經濟。其次，研究結果為政府對農業(yè)保險進行保費補貼提供了支持。由于農業(yè)風險較高，如果按照實際損失率來向農戶收取保費，農戶無法承擔高額的保費，這將會降低農戶對農業(yè)保險的需求。而通過對農業(yè)保險進行保費補貼，就可以有效刺激農業(yè)生產者對農業(yè)保險的需求，促進農業(yè)保險市場的發(fā)展，提高農業(yè)風險保障水平，這將有利于農業(yè)經濟的發(fā)展。

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（責任編輯：鐘 瑤）