展凱 朱少芬 鄧超 蘇曉堅

摘 要：利用FGT貧困指數(shù)作為被解釋變量，結(jié)合我國30個省份的2010-2018年農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)我國對農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)的異質(zhì)性，并分東、中和西部進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究表明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的地區(qū)，農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼具有顯著的減貧效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的地區(qū)存在減貧效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性：隨著貧困程度加深（分位點(diǎn)增高），農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)補(bǔ)貼的扶貧效應(yīng)先增加后降低。農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼每提高1%，F(xiàn)GT貧困指數(shù)下降的范圍為0.045%～0.15%。

關(guān)鍵詞： 農(nóng)業(yè)保險;財政補(bǔ)貼;減貧效應(yīng);面板分位數(shù)回歸

中圖分類號：F840.66? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2021）05-0042-08

一、引 言

截止到2020年11月23日，我國現(xiàn)有832個貧困縣全部脫貧摘帽，如期打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，這一歷史性的成就實(shí)屬來之不易，但這并不意味著脫貧攻堅目標(biāo)任務(wù)已經(jīng)最終完成。黨的十九屆五中全會已將“鞏固拓展脫貧攻堅成果、全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興”納入“十四五”時期經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的主要目標(biāo)中。因此，如何實(shí)現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅成果和全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的有效銜接，持續(xù)推動脫貧摘帽地區(qū)的鄉(xiāng)村全面振興，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和群眾生活改善，是值得研究的重大問題。

農(nóng)業(yè)保險能夠轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中的災(zāi)害損失，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展，有效降低農(nóng)民因?yàn)?zāi)致貧返貧風(fēng)險，保障農(nóng)民的收入持續(xù)穩(wěn)定增長，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)保障體系的重要支柱，是實(shí)現(xiàn)“鞏固拓展脫貧攻堅成果”和“全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興”兩大目標(biāo)的重要舉措。近年來，大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)保險也成為政府扶貧工作的重要途徑。

由于農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品的供需雙冷特性，在沒有財政資金對農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼的前提下，我國的農(nóng)業(yè)保險市場發(fā)展速度緩慢，自2007年中央財政開始對各地區(qū)實(shí)施農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼政策以來，我國的農(nóng)業(yè)保險市場實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展，從2007-2019年，我國農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)收入從51.94億元增長到672億元，年均增速達(dá)到22.95%。我國現(xiàn)行的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼政策，是實(shí)行各級財政部門的聯(lián)動補(bǔ)貼，對農(nóng)作物品種及產(chǎn)糧大縣，東、中、西部三地區(qū)實(shí)行差異化補(bǔ)貼，但是仍存在補(bǔ)貼形式單一、結(jié)構(gòu)僵化等問題。因此，我國現(xiàn)行的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼政策的減貧效應(yīng)如何？是否在不同地區(qū)之間存在明顯的異質(zhì)性？未來是否需要對現(xiàn)行政策進(jìn)行的調(diào)整？對這些問題的研究，將有助于“十四五”期間鞏固拓展脫貧攻堅工作和全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有效實(shí)施。針對上述問題，基于我國30個省份的2010-2018年的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型，分析了現(xiàn)行的保費(fèi)補(bǔ)貼政策在不同地區(qū)、不同經(jīng)濟(jì)水平下的減貧效應(yīng)，并進(jìn)一步分析了政策的區(qū)域異質(zhì)性。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究表明，通過農(nóng)業(yè)保險在災(zāi)后對農(nóng)戶進(jìn)行損失賠償，對提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有積極的影響，在控制參保農(nóng)戶的道德風(fēng)險前提下，能有效提高農(nóng)戶的增收效益，減輕自然災(zāi)害對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響[1，2];而眾多學(xué)者的研究和保險實(shí)踐也表明，農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼能有效推進(jìn)農(nóng)業(yè)保險市場的發(fā)展，政府補(bǔ)貼能矯正農(nóng)業(yè)保險的市場失靈和外部性，提高低收入地區(qū)的保險覆蓋率[3-5]。現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼能有效擴(kuò)大農(nóng)戶參保率，進(jìn)而降低農(nóng)業(yè)保險的賠付率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)保險市場的健康發(fā)展[6]。但是，仍有部分學(xué)者對農(nóng)業(yè)保險的補(bǔ)貼效應(yīng)持質(zhì)疑態(tài)度，例如，有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼對保險市場的價格形成機(jī)制具有抑制效應(yīng)，農(nóng)戶的逆向選擇行為也會同時增加[7]，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有抑制作用，進(jìn)而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率具有抑制效應(yīng)等[8]。

目前，實(shí)施精準(zhǔn)扶貧和精準(zhǔn)脫貧政策是我國脫貧攻堅戰(zhàn)略的重要手段，需要針對不同的貧困區(qū)域、不同的貧困戶狀況，運(yùn)用科學(xué)有效的方法，對扶貧對象實(shí)施精確識別、精確幫扶和精確管理。精準(zhǔn)的政策也需要有準(zhǔn)確的定量分析來輔助實(shí)施，不少學(xué)者使用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法（DEA）、指標(biāo)體系構(gòu)建等辦法對農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼的扶貧效率進(jìn)行研究，認(rèn)為農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼具有促進(jìn)農(nóng)業(yè)保險市場發(fā)展和提高農(nóng)村居民收入的效率[9];部分學(xué)者利用三階段DEA模型對農(nóng)業(yè)保險的扶貧效率進(jìn)行研究，認(rèn)為我國農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼整體效率尚佳，但地區(qū)差異因素對農(nóng)業(yè)保險扶貧效率存在顯著影響，受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼減貧效應(yīng)體現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異[10]。有學(xué)者從農(nóng)村家庭年均增收的角度，來研究保費(fèi)補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)在嚴(yán)重貧困的地區(qū)，補(bǔ)貼并不能幫助農(nóng)戶擺脫貧困，以GDP作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，須超過臨界門檻值以后，農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼才具備反貧困的效用[11-15]。

也有研究借助多期DID方法，對我國農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼政策效果的異質(zhì)性特征進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中部、西部地區(qū)對農(nóng)民收入的提升效果明顯高于東部地區(qū)[16]，針對農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)補(bǔ)貼扶貧效率的異質(zhì)性特征，有學(xué)者提出，應(yīng)提高對我國自然條件惡劣、經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展較低的西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險財政補(bǔ)貼的比例，保證財政補(bǔ)貼政策公平性，進(jìn)而縮小不同地區(qū)農(nóng)民之間的收入差距[17，18]。

此外，經(jīng)濟(jì)政策的減貧效應(yīng)依靠計算貧困指數(shù)來反映，因此，選擇合理的貧困指數(shù)指標(biāo)是進(jìn)行政策減貧效應(yīng)研究的首要問題[19]，以往的研究多采用基礎(chǔ)貧困指數(shù)，例如貧困發(fā)生率、貧困缺口等指標(biāo)，來衡量貧困程度，但這些統(tǒng)計學(xué)意義上的指標(biāo)，不能進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的解釋，指標(biāo)的不同影響因素也不能被分解，不太適合用于減貧效應(yīng)的研究，因此，近年來，相關(guān)研究開始采用“Foster-Greer-Thorbecke貧困指數(shù)”（后文簡稱為“FGT貧困指數(shù)”）來測度貧困程度，并對經(jīng)濟(jì)政策的減貧效應(yīng)進(jìn)行分析[15，19，20]。

三、面板分位數(shù)模型構(gòu)建

（一）變量與描述性統(tǒng)計

基于2010-2018年全國省級面板數(shù)據(jù)來進(jìn)行實(shí)證研究，相關(guān)數(shù)據(jù)取自各省財政廳公布的決算表、年度工作報告、歷年《中國保險年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒。由地區(qū)的數(shù)據(jù)資料不完整，最終選取了全國30個省、直轄市和自治區(qū)的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行農(nóng)險保費(fèi)補(bǔ)貼的減貧效率測算，部分地區(qū)個別數(shù)據(jù)異常或缺失，采用該年度農(nóng)險保費(fèi)收入對應(yīng)補(bǔ)貼比例進(jìn)行補(bǔ)齊。

在衡量貧困指數(shù)的指標(biāo)中，由于“FGT貧困指數(shù)”具有可分解和可加性的特點(diǎn)，廣泛應(yīng)用于有關(guān)貧困的相關(guān)研究中，參考相關(guān)文獻(xiàn)的做法，采用“FGT貧困指數(shù)”作為被解釋變量[15，19]，并引入人類發(fā)展能力、社會經(jīng)濟(jì)水平、自然資源條件等三個一級指標(biāo)共六個控制變量[21]，各變量設(shè)置如下：

1.被解釋變量：FGT貧困指數(shù)（FGT）。FGT貧困指數(shù)的表達(dá)式為：

P.α=∫Z.0（z-x）zα·f（x）·dx，??? α≥0? （1）

其中，P.α為貧困指數(shù)，P.α∈[0，1];Z表示貧困線;x表示農(nóng)村居民人均可支配收入;α表示社會貧困厭惡系數(shù)（α≥0），反映社會對貧困的敏感程度，程度隨著α值的增大而增加，這里的α取值為0，P.0=∫Z.0fxdx，P.0表示貧困發(fā)生率，是測量貧困廣度最常用的指標(biāo)，表示貧困人口占總?cè)丝诘谋戎亍?fx表示收入分布的密度函數(shù)，現(xiàn)有大量研究結(jié)果表明，采用對數(shù)正態(tài)分布對中國收入分布曲線的擬合效果較好[22]，故采用對數(shù)正態(tài)分布曲線來表示收入分布的密度函數(shù)，選擇農(nóng)村居民人均可支配收入和農(nóng)村基尼系數(shù)對收入分布的密度函數(shù)進(jìn)行推導(dǎo)，函數(shù)為式（2）所示：

fx=1σ·x·2πe-12σ2ln x-μ2 ?（2）

其中，μ表示人均收入對數(shù)的平均值;σ為標(biāo)準(zhǔn)差，表示離散程度，即收入差距的參數(shù)。根據(jù)對數(shù)正態(tài)分布函數(shù)的性質(zhì)，期望值為e（μ+σ22），表示為平均收入，采用農(nóng)村居民人均可支配收入代替;收入差距即基尼系數(shù)，可通過公式G=2Fσ2，? 0，? 1-1計算得到，F(xiàn)（σ2，? 0，? 1） 表示為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布曲線的概率密度累計到σ2時候的值。因此，可以通過收集基尼系數(shù)以及農(nóng)村可支配收入這兩個數(shù)據(jù)，來擬合密度函數(shù)的參數(shù)值。

2.解釋變量：農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼（BT）。

現(xiàn)行農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼政策實(shí)行聯(lián)動補(bǔ)貼，即由地市級財政、省級財政撥款后，中央財政再行補(bǔ)貼，各級補(bǔ)貼金額加總可達(dá)保費(fèi)的80%。采用各級加總的補(bǔ)貼金額作為財政補(bǔ)貼數(shù)據(jù)，是因?yàn)楦鞯卣卟煌?，全國并無統(tǒng)一要求各地公布該數(shù)據(jù)，因此，數(shù)據(jù)收集難度大，個別地區(qū)數(shù)據(jù)缺失時，采用該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)收入與當(dāng)年財政公布的農(nóng)業(yè)保險項(xiàng)目補(bǔ)貼比例計算結(jié)果進(jìn)行代替補(bǔ)齊。為了消除各地區(qū)本身存在的明顯差異，采用了農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼數(shù)據(jù)與各地區(qū)農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎底鳛榻忉屪兞俊?/p>

3.控制變量。

引入人類發(fā)展能力、社會經(jīng)濟(jì)水平、自然資源條件三個一級指標(biāo)共6個控制變量，設(shè)置如下：

人類發(fā)展能力指標(biāo)：

（1）農(nóng)民文化水平（WH）：采用農(nóng)村人均文教支出來表示，用于衡量教育水平對農(nóng)村貧困程度的影響。

（2）農(nóng)村就業(yè)水平（JY）：采用鄉(xiāng)村個體就業(yè)人數(shù)與農(nóng)村人口數(shù)量的比值來表示，用于衡量就業(yè)水平對農(nóng)村貧困程度的影響。

社會經(jīng)濟(jì)水平指標(biāo)：

（3）財政支農(nóng)水平（ZN）：采用各地區(qū)地方財政農(nóng)林水事務(wù)支出額與各地區(qū)地方財政一般預(yù)算支出額的比值來表示，衡量財政支農(nóng)水平對農(nóng)村貧困程度的影響。

（4）農(nóng)村醫(yī)療水平（YL）：采用地方對農(nóng)村衛(wèi)生財政支出與該農(nóng)村人口數(shù)量的比值，衡量各農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療水平對農(nóng)村貧困程度的影響。

自然資源條件指標(biāo)：

（5）農(nóng)業(yè)受災(zāi)程度（SZ）：采用各地區(qū)受災(zāi)和成災(zāi)面積與種植面積的比值來表示，衡量災(zāi)害程度對農(nóng)村貧困程度的影響。

（6）產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)化水平（NY）：采用各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值與各地區(qū)生產(chǎn)總值之比，衡量各地區(qū)產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)化水平對農(nóng)村貧困程度的影響。

為使數(shù)據(jù)更加平衡，對所有變量取對數(shù)處理?；跀?shù)據(jù)的可得性，最終選取了樣本區(qū)間為2010-2018年的數(shù)據(jù)。表1列出的是各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

（二）模型構(gòu)建

1.模型選擇。

由于我國幅員遼闊，不同地區(qū)的地理環(huán)境差別很大，各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很不一致，地方政府對農(nóng)業(yè)風(fēng)險的認(rèn)識、風(fēng)險轉(zhuǎn)移需求、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要品種和財政負(fù)擔(dān)能力都具有比較大的差異。因此，構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型進(jìn)行分析，通過將分位數(shù)回歸和面板數(shù)據(jù)模型相結(jié)合，對變量之間的關(guān)系進(jìn)行研究，在更好地控制個體差異的基礎(chǔ)上，對被解釋變量在不同的分位點(diǎn)上各種變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析，充分考慮不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的區(qū)域異質(zhì)性，以檢驗(yàn)在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼對地區(qū)減貧的績效是否存在差異，為財政部深化對農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的差異化和精準(zhǔn)管理提供一定的參考。

分位數(shù)回歸方法是用被解釋變量的條件分位數(shù)來建模，目的在于觀察分布中不同分位點(diǎn)上解釋變量的不同作用程度。分位數(shù)回歸方法優(yōu)點(diǎn)在于，通過估計解釋變量在不同分位數(shù)水平下的參數(shù)值，突出了局部分布的相關(guān)關(guān)系，能更加全面地描述分布的特征。構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型為：

Q.itτ|x.it，α.i=α.i+x′.itβτ+μ.it（3）

其中，τ是估計中所取的分位點(diǎn)，Q.it（τ|x.it）表示被解釋變量的第τ分位數(shù);x′.it為一組解釋變量;βτ是τ分位數(shù)下的系數(shù)向量;μ.it為殘差項(xiàng);α.i為個體效應(yīng)，根據(jù)個體效應(yīng)與解釋變量的相關(guān)性，可分將模型分為混合效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型。通過F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)：F檢驗(yàn)原假設(shè)是建立混合效應(yīng)模型，在混合效應(yīng)模型及個體效應(yīng)模型之間進(jìn)行判斷選擇;Hausman檢驗(yàn)原假設(shè)是建立隨機(jī)效應(yīng)模型，在固定效應(yīng)模型及隨機(jī)效應(yīng)模型之間進(jìn)行判斷選擇。

表2為兩個檢驗(yàn)的結(jié)果，結(jié)果顯示兩個檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕原假設(shè)存在，應(yīng)選擇個體效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果應(yīng)選擇建立固定效應(yīng)模型。結(jié)合兩個檢驗(yàn)結(jié)果，選擇了個體固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，假設(shè)模型在時間項(xiàng)有不同的截距，而不同截面項(xiàng)的截距沒有顯著差異。當(dāng)在（0，1）取分位點(diǎn)時，分位數(shù)回歸系數(shù)估計量求解轉(zhuǎn)化為求解加權(quán)絕對殘差最小化問題，表達(dá)式為式（4）：

β=arg min α，β∑Jj=1∑Tt=1∑Ni=1ρ.τ.j（y.it-

x′.itβτ.j-α.i） （4）

其中，ρ.τ.j為每個分位數(shù)相對應(yīng)的權(quán)重，表2為效應(yīng)模型選擇的檢驗(yàn)結(jié)果。

2.模型構(gòu)建

結(jié)合前文的分析，再代入定義的變量符號后，所構(gòu)建的模型具體如式（5）所示：

Q.ln FGT.itτ|x.it，α.i=α.i+β.1τln BT.it+

β.2τln WH.it+β.3τln JY.it+β.4τln ZN.it+

β.5τln YL.it+β.6τln SZ.it+β.7τln NY.it （5）

其中，ln BT.it、ln WH.it、ln JY.it、ln ZN.it、ln YL.it、ln SZ.it、ln NY.it分別代表農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼、農(nóng)民文化水平、農(nóng)村就業(yè)率、金融資源注入水平、農(nóng)村醫(yī)療水平、農(nóng)業(yè)受災(zāi)面積、產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)化水平。Q.ln FGT.it（τ|x.it）為FGT指數(shù)的第τ分位數(shù)，α.i為個體效應(yīng)。

四、實(shí)證分析

（一）參數(shù)估計結(jié)果分析

使用全國30個截面樣本數(shù)據(jù)先得出個體固定效用模型的估計結(jié)果，作為面板分位數(shù)估計得參照結(jié)果。再選擇多個不同分位點(diǎn)，進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸估計，相關(guān)估計結(jié)果如表3所示。

1.農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)分析。

從表3中保費(fèi)財政補(bǔ)貼變量的回歸估計系數(shù)符號來看，保費(fèi)財政補(bǔ)貼（ln BT）符號呈現(xiàn)出與被解釋變量貧困指數(shù)（FGT）負(fù)相關(guān)的關(guān)系，說明保費(fèi)財政補(bǔ)貼有正的減貧效應(yīng)。即當(dāng)保費(fèi)財政補(bǔ)貼增加時，F(xiàn)GT貧困指數(shù)下降，貧困程度降低。從分位點(diǎn)的估計結(jié)果來看，在較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)（高分位點(diǎn)），保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)顯著，并表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，保費(fèi)財政補(bǔ)貼每提高1%，F(xiàn)GT貧困指數(shù)下降的范圍為0.045%～0.15%。

通過分析圖1，保費(fèi)財政補(bǔ)貼（ln BT）在減貧效應(yīng)顯著的情況下，回歸系數(shù)呈現(xiàn)出U型，即保費(fèi)財政補(bǔ)貼的扶貧效用是先增加后降低的倒U型趨勢，結(jié)果表明，農(nóng)村貧困程度較高的地區(qū)，保費(fèi)財政補(bǔ)貼的扶貧效用具有累退效應(yīng)。一方面，保費(fèi)財政補(bǔ)貼分級聯(lián)動實(shí)行，在更加貧困的地區(qū)中，補(bǔ)貼壓力集中在地市層級上，由于財力有限，地市級財政難以提供相應(yīng)的保費(fèi)補(bǔ)貼，配套能力差，從而影響整個補(bǔ)貼資金的到位;若地市級降低補(bǔ)貼比例，則在保費(fèi)財政補(bǔ)貼之后，農(nóng)戶仍需支付更高比例的保費(fèi)，增重了低收入農(nóng)戶的支出壓力。當(dāng)前理論界普遍認(rèn)為，農(nóng)業(yè)保險屬于具有公共利益的財政支農(nóng)工具，在上述的情況之下，便無法有效地發(fā)揮出扶貧作用。因此，中央層級應(yīng)提高對貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼比例，降低相關(guān)地市層級的財政壓力[18]。另一方面，貧困的直接表現(xiàn)是居民的可支配收入低，農(nóng)戶自付一定比例的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)后，可用于購買其他農(nóng)業(yè)投入品（例如殺蟲劑、除草劑、化肥等）的支出減少，支付能力不足，存在著道德危險：已投保了農(nóng)業(yè)保險的農(nóng)戶減少農(nóng)業(yè)中間投入品使用，相應(yīng)的產(chǎn)出減少，農(nóng)戶收入減少。在貧困程度高的地區(qū)，其道德危險和逆向選擇的情況更加顯著，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)保險補(bǔ)貼產(chǎn)生累退的減貧效用，無法有效發(fā)揮出減貧作用。

2.其他影響因素的減貧效應(yīng)分析。

從表3來看，在自然資源條件一級指標(biāo)項(xiàng)下的兩個控制變量系數(shù)估計量的符號都為正，具有負(fù)的減貧效應(yīng)。受災(zāi)情況的符號為正，表明與FGT指數(shù)具有正相關(guān)關(guān)系，具有負(fù)的減貧效應(yīng);隨著分位點(diǎn)的增高，系數(shù)變大，顯著性增強(qiáng)，表明受災(zāi)程度的擴(kuò)大會加重農(nóng)村貧困程度，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更低的農(nóng)村地區(qū)，影響程度就越大。財政支農(nóng)水平、產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)化水平的符號也正，具有負(fù)的減貧效應(yīng)。結(jié)果表明，當(dāng)?shù)貐^(qū)的農(nóng)業(yè)占產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較大比重時，財政對農(nóng)林水事項(xiàng)支出增加，地區(qū)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)。其次，農(nóng)民受教育程度、農(nóng)村就業(yè)率、農(nóng)村醫(yī)療水平的這3個控制變量的符號為負(fù)，具有正的減貧效應(yīng)。說明可以增加教育投資，增加農(nóng)村就業(yè)和醫(yī)療資源的投入來提升扶貧效果。

此外，農(nóng)村就業(yè)率、農(nóng)村醫(yī)療水平在低分位水平下系數(shù)顯著，且隨著分位點(diǎn)的增高，對FGT指數(shù)影響程度降低。這表明農(nóng)村就業(yè)率、農(nóng)村醫(yī)療水平對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)生了更大的減貧效應(yīng)，而對經(jīng)濟(jì)發(fā)展較差的農(nóng)村地區(qū)則沒有顯著的減貧效果。那么，為有效推進(jìn)扶貧工作，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的農(nóng)村地區(qū)應(yīng)更關(guān)注促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)的就業(yè)、提高農(nóng)村的醫(yī)療水平;而在經(jīng)濟(jì)較差的農(nóng)村地區(qū)，提高農(nóng)村教育水平是重要的直接減貧措施。

3.斜率相等檢驗(yàn)。

為了檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的扶貧效率可能受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，驗(yàn)證運(yùn)用分位數(shù)回歸模型描述農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼扶貧效率的合理性和有效性，利用Wald統(tǒng)計量，檢驗(yàn)了不同分位點(diǎn)下參數(shù)的斜率是否具有顯著差異。Wald檢驗(yàn)的原假設(shè)為：

H.0：β.1（τ.1）=…=β.1（τ.11）

其中，τ.n為不同的10%分位點(diǎn)，β.1為式（5）中解釋變量“農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼”的系數(shù)估計量。Wald統(tǒng)計量的值為144.9，在99%置信水平上顯著，應(yīng)拒絕各分位點(diǎn)上斜率相等的原假設(shè)，這表明，保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下存在顯著差異，驗(yàn)證了采用面板分位數(shù)回歸模型描述變量之間關(guān)系的可靠性。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效果差異性，在變量樣本的選取上，采用比值等方式處理數(shù)據(jù)，以排除各地區(qū)本身存在的明顯差異對回歸結(jié)果的可能影響。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮各地區(qū)差異，將各省按地區(qū)分為東部，中部和西部三個地區(qū)①，引入虛擬變量表示地區(qū)差異，構(gòu)建新的模型如式（6）所示，再進(jìn)行參數(shù)估計，表4為主要變量的分位數(shù)回歸結(jié)果。

Q.ln? FGT.itτ|x.it，α.i=α.i+β.1τln BT.it+

β′.2τControls′.it+β.3τZ×ln? BT.it+β.4τD×

ln BT.it+β.5τZ+β.6τD? （6）

其中，Z、D分別表示虛擬變量;Z=1表示中部，D=1表示東部;ln BT.it則表示西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)補(bǔ)貼;Z×ln?? BT.it、D×ln BT.it 表示虛擬變量與農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)補(bǔ)貼的交叉項(xiàng)，分別表示中部、東部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)補(bǔ)貼;Controls為控制變量。

1.樣本分組分位數(shù)回歸結(jié)果估計分析。

從回歸結(jié)果來看，西部地區(qū)、中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼項(xiàng)的回歸系數(shù)符號為負(fù)，具有積極的減貧效果，符合現(xiàn)實(shí)實(shí)際情況;另外，從系數(shù)的顯著性上看，保費(fèi)財政補(bǔ)貼在西部地區(qū)的減貧效果大于中部地區(qū)和東部地區(qū)。此結(jié)論也進(jìn)一步驗(yàn)證了表3的結(jié)論;西部地區(qū)是我國經(jīng)濟(jì)水平比較低的地區(qū)，式（6）中“西部地區(qū)保費(fèi)財政補(bǔ)貼項(xiàng)的回歸系數(shù)最顯著”，也驗(yàn)證了 “在高分位點(diǎn)下經(jīng)濟(jì)水平較低的農(nóng)村地區(qū)保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)更顯著”的結(jié)論。

另外，由圖2表示的西部地區(qū)保費(fèi)財政補(bǔ)貼項(xiàng)各分位點(diǎn)的回歸系數(shù)估計量變動情況來看，整體呈現(xiàn)出明顯的倒U型。即在西部地區(qū)的農(nóng)村地區(qū)，保費(fèi)財政補(bǔ)貼效用是先增加后降低的倒U型，具有累退效應(yīng)，與上文對式（6）相關(guān)變量回歸系數(shù)估計量的分析結(jié)論相同。

2.斜率相等檢驗(yàn)。

為了檢驗(yàn)樣本分組后所建模型是否可靠，同樣對穩(wěn)健性檢驗(yàn)中所建模型進(jìn)行了斜率相等檢驗(yàn)，原假設(shè)為：

H.0：β.1（τ.1）=…β.1（τ.5）

其中，τ.n為0.05，0.25，0.5，0.75，0.95共5個分位點(diǎn);Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計量值為65.12，在95%置信水平上顯著，同樣拒絕各分位點(diǎn)上斜率相等的原假設(shè)，結(jié)果表明，在樣本分組后所采取的面板分位數(shù)回歸模型是可靠的。

五、結(jié)論與政策建議

通過建立面板分位數(shù)回歸模型，來考察農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)，并對不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的區(qū)域進(jìn)行異質(zhì)性分析。結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的農(nóng)村地區(qū)，保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)明顯，并表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，呈倒U型趨勢變化，保費(fèi)財政補(bǔ)貼每提高1%，F(xiàn)GT貧困指數(shù)下降的范圍為0.045%～0.15%;而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)不顯著。結(jié)合實(shí)證分析的結(jié)果，提出以下建議：

（一）制定差異化的精準(zhǔn)財政補(bǔ)貼政策

調(diào)整各級地方政府的聯(lián)動補(bǔ)貼政策，不再規(guī)定全國統(tǒng)一的農(nóng)作物補(bǔ)貼項(xiàng)目，而是結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、損失發(fā)生狀況和特色農(nóng)作物種植等情況進(jìn)行差異化補(bǔ)貼，優(yōu)先增加對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低地區(qū)的投入，對于深度貧困地區(qū)，可由中央財政直接補(bǔ)貼，取消聯(lián)動補(bǔ)貼規(guī)定的額度限制。各地區(qū)要開展農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的審計和績效評估工作，結(jié)合績效評價結(jié)果安排下一年度的支出預(yù)算，應(yīng)認(rèn)識到減貧效應(yīng)差異化的存在，對不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的投入進(jìn)行合理和精準(zhǔn)分配，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效果。

（二）采取因地制宜的精準(zhǔn)管理策略

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)財政補(bǔ)貼的減貧效應(yīng)，在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的農(nóng)村地區(qū)存在顯著差異。保費(fèi)財政補(bǔ)貼對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，扶貧效應(yīng)呈現(xiàn)出倒U型的變化趨勢，由于我國目前仍處于脫貧攻堅成果的鞏固期，應(yīng)通過在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)，因地制宜地采取不同的補(bǔ)貼政策，來實(shí)現(xiàn)更加精準(zhǔn)的脫貧鞏固效果：在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差的地區(qū)，應(yīng)加大農(nóng)業(yè)保險保費(fèi)的中央財政直接補(bǔ)貼力度和加大教育支出，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較好的地區(qū)，則可以更關(guān)注增加農(nóng)村地區(qū)的就業(yè)機(jī)會、提高農(nóng)村醫(yī)療水平，使國家的財政資源得到更有效的利用。

（三）提升保險公司的承保能力

首先，針對各地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的差異，農(nóng)業(yè)保險可引入地區(qū)差異化指標(biāo)，制定更加靈活的條款，開發(fā)小額保險產(chǎn)品以適應(yīng)農(nóng)村保險市場的需求，提高產(chǎn)品所涵蓋的農(nóng)作物種類，開發(fā)出具有地區(qū)特色的農(nóng)作物相關(guān)保險產(chǎn)品，以分散系統(tǒng)風(fēng)險;其次，參考其他國家的做法，我國可以在資本市場結(jié)合農(nóng)業(yè)保險，利用巨災(zāi)證券、天氣期權(quán)等金融工具與衍生品，將國內(nèi)農(nóng)業(yè)巨災(zāi)風(fēng)險分散到全球范圍內(nèi);最后，繼續(xù)完善我國農(nóng)業(yè)保險的巨災(zāi)風(fēng)險分散制度，在完善農(nóng)業(yè)再保險制度的基礎(chǔ)上，探索完善再保險之后的超賠責(zé)任安排，為政策性農(nóng)業(yè)保險的提供完備的巨災(zāi)風(fēng)險分散制度。

注釋：

① 按照國家統(tǒng)計局對經(jīng)濟(jì)地區(qū)劃分的統(tǒng)計口徑，將樣本中30個省份、自治區(qū)和直轄市劃分為東部：北京、天津、遼寧、河北、浙江、江蘇、上海、福建、山東、廣西、廣東、海南共12個;中部：山西、黑龍江、吉林、安徽、江西、湖北、湖南、河南、內(nèi)蒙古共9個;西部：重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆共9個。

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（責(zé)任編輯：厲 亞）

Regional Heterogeneous Poverty Reduction Effect of Premium

Subsidy Policies for Agricultural Insurance in China

ZHAN Kai，ZHU Shaofen， DENG Chao， SU Xiaojian

（Guangdong University of Foreign Studies， Guangzhou，Guangdong 510006，China）

Abstract：Based on the FGT poverty index and the data of 30 provinces in 2010 to 2018 of agricultural insurance premium subsidy to build a panel quantile regression model. The results show that the poverty reduction efficiency of agricultural insurance premium subsidy has an obvious heterogeneous effect at higher quantiles. When the poverty reduction efficiency of agricultural insurance premium subsidy shows obviously， it will strengthen first and then weaken along with increasing of the quantile. It shows that when the agricultural insurance premium subsidy increases every percent， the FGT poverty index will decline by 0.045%～0.15%.

Key words：agricultural insurance， fiscal subsidy， poverty alleviation efficiency， panel quantile regression

收稿日期： 2021-04-13; 修回日期： 2021-07-02

基金項(xiàng)目： ?國家社科基金一般項(xiàng)目（19BJY014）、國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（11801099）、廣東省基礎(chǔ)與應(yīng)用基礎(chǔ)研究基金（2021A1515011149）

作者簡介： 展 凱（1980—），男，江蘇泰州人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，教授，廣州華南財富管理中心研究基地和金融開放與資產(chǎn)管理研究中心研究員，研究方向：風(fēng)險管理與保險精算，貨幣理論與政策等;鄧 超（1986—），男，湖南婁底人，管理學(xué)博士，副教授，研究方向：風(fēng)險管理與保險。