徐紫涓

（中南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖北武漢 430074）

一、引言

2021年政府工作報告提出我國“三農(nóng)”工作的中心從脫貧攻堅向全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興轉(zhuǎn)移。城鄉(xiāng)收入差距是反映振興鄉(xiāng)村成效的重要指標(biāo)，截至2020年底，我國的城鄉(xiāng)居民人均收入比為2.56，雖然比上年有所縮小，但是農(nóng)村居民人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的絕對值仍然相差26 703元，城鄉(xiāng)收入差距狀況不容樂觀。如何調(diào)整城鄉(xiāng)分配不平衡的現(xiàn)狀？從金融領(lǐng)域來看，弱化乃至解決“金融排斥”是最重要的途徑之一。金融層面為了更好地解決金融排斥，于2005年提出了普惠金融的概念。普惠金融強調(diào)緩解城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)，讓農(nóng)民等低收入者及弱勢群體能夠平等地享有金融服務(wù)機(jī)會。國務(wù)院印發(fā)的《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》，將普惠金融上升到了國家戰(zhàn)略，可見普惠金融的重要性。

農(nóng)業(yè)保險作為普惠金融指標(biāo)體系中的一個重要組成部分，對農(nóng)民生產(chǎn)和農(nóng)民增收起到了重大的作用。2020年，中國保險創(chuàng)新發(fā)展大會進(jìn)一步提出大力發(fā)展農(nóng)業(yè)保險，聚焦鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。在鄉(xiāng)村振興背景下，農(nóng)業(yè)保險是否能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興？如果能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)業(yè)保險是通過何種作用機(jī)制影響城鄉(xiāng)收入差距的？基于此，本文采用我國31個省份2010—2019年的面板數(shù)據(jù)，從普惠金融視角研究農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其作用機(jī)制。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)與研究假設(shè)；第三部分為本文的理論基礎(chǔ)；第四部分為研究設(shè)計，第五部分為實證結(jié)果分析，第六部分是內(nèi)生性問題及穩(wěn)健性檢驗，第七部分在前文分析的基礎(chǔ)上得出了主要結(jié)論及啟示。

二、文獻(xiàn)與研究假設(shè)

進(jìn)入21世紀(jì)，城鄉(xiāng)收入不平衡的矛盾成為亟待解決的問題。從金融角度來看，對城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響的因素之一就是金融排斥（Financial Exclusion），即社會中的某類群體沒有能力進(jìn)入金融體系，沒有能力以恰當(dāng)?shù)男问将@得必要的金融服務(wù)，便會被金融系統(tǒng)排斥在外（封思賢，2014）。作為弱化乃至消除金融排斥的普惠金融（李建軍，2017），自然受到了學(xué)術(shù)界的關(guān)注。

關(guān)于金融排斥、普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距。首先，在金融排斥與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系上，大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為金融排斥會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。陶建平、田杰（2011）的研究表明，金融排斥的上升會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距；劉長庚等（2013）發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融排斥顯著影響城鄉(xiāng)收入差距。然而，一些學(xué)者認(rèn)為金融排斥和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系并不穩(wěn)定，J Green?wood等（2011）發(fā)現(xiàn)金融排斥程度與城鄉(xiāng)收入差距之間存在門檻效應(yīng)并呈現(xiàn)U型關(guān)系，封思賢（2014）發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融排斥在不同省份之間對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在差異。其次，作為致力于弱化乃至消除金融排斥的普惠金融（李建軍，2017），能否縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？對此，不同學(xué)者持有不同的意見。Corrado等（2017）、Dai-Won等（2018）認(rèn)為普惠金融能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距。劉金全等（2019）從經(jīng)濟(jì)增長和貧困減緩雙重視角分析了普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距帶來的間接減小效應(yīng)；李慧平（2019）研究發(fā)現(xiàn)普惠金融能縮小城鄉(xiāng)收入差距，且其有效性具有邊際遞減效應(yīng)；郭雪等（2020）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融能抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，其抑制效應(yīng)因政府對經(jīng)濟(jì)支持力度的不同而不同，且存在地區(qū)異質(zhì)性。而黃永興等（2017）通過非線性和線性面板數(shù)據(jù)認(rèn)為普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的非線性趨勢；楊虹等（2020）通過對云南省進(jìn)行實證，發(fā)現(xiàn)普惠金融是城鄉(xiāng)收入差距的單向格蘭杰原因，且對城鄉(xiāng)收入差距具有促進(jìn)作用；進(jìn)一步地，蔣岳祥等（2020）發(fā)現(xiàn)農(nóng)村普惠金融的發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，且普惠金融的吸儲功能對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大效應(yīng)大于信貸功能的縮小效應(yīng)。

關(guān)于農(nóng)業(yè)保險和城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)研究。農(nóng)業(yè)保險作為普惠金融中的一個重要組成部分，其發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距是否有影響？國內(nèi)目前直接研究農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距影響的并不多見，譚毅等（2013）對農(nóng)業(yè)保險和城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。

關(guān)于農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)民收入的相關(guān)研究。在農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)民收入的研究上，從理論上來看，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入影響主要有災(zāi)前效應(yīng)和災(zāi)后效應(yīng)這兩種途徑（周穩(wěn)海，2014），對農(nóng)民收入的影響效果分解為影響農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入和農(nóng)村居民非農(nóng)收入（馬九杰，2020），通過補貼保費增加農(nóng)業(yè)收入，通過強化擇業(yè)機(jī)制以及農(nóng)戶的逆向選擇促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)，從而增加非農(nóng)收入。梁來存（2020）從短期預(yù)期收入變化視角，提出風(fēng)險保障水平和政府保費補貼比例是影響政策性農(nóng)作物保險扶貧效應(yīng)的兩個因素，當(dāng)災(zāi)損達(dá)到或超過觸發(fā)值時，政策性保險對農(nóng)民收入預(yù)期具有激勵作用。同時，譚毅（2013）也提出農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民增收有顯著效果，對城鎮(zhèn)居民收入影響并不顯著，通過農(nóng)民增收來縮小城鄉(xiāng)收入差距。從實證研究結(jié)果來看，周穩(wěn)海（2014）以27個省市為樣本，從災(zāi)前和災(zāi)后兩個途徑考察了農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的影響，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的正向促進(jìn)作用總體較小，災(zāi)前對農(nóng)民收入有負(fù)向影響，災(zāi)后有正向影響；但是，馬九杰（2020）使用漸進(jìn)性雙重差分法，對30個省市自治區(qū)進(jìn)行評估證實政策性農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民農(nóng)業(yè)和非農(nóng)收入都是正向顯著的。此外，石文香（2019）通過面板門檻回歸，對31個省市自治區(qū)進(jìn)行實證分析，證實了只有當(dāng)農(nóng)民收入達(dá)到一定水平后，農(nóng)業(yè)保險才會顯著提高農(nóng)民收入。

根據(jù)以上分析，分別提出以下假設(shè)：

H1：政策性農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的抑制作用。

H2：政策性農(nóng)業(yè)保險通過影響農(nóng)民收入，從而影響城鄉(xiāng)收入差距。

國內(nèi)外學(xué)者的研究成果為本文的進(jìn)一步研究提供了借鑒?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多數(shù)研究農(nóng)業(yè)保險、農(nóng)民收入、城鄉(xiāng)收入差距的單向關(guān)系，對農(nóng)業(yè)保險影響城鄉(xiāng)收入差距作用機(jī)制的文章相對匱乏。本文試圖從農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)兩個角度去分析農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制，以期進(jìn)一步豐富研究成果，促進(jìn)農(nóng)業(yè)保險更好地發(fā)展。

三、理論基礎(chǔ)

本文以柯布-道格拉斯生產(chǎn)（C-D）函數(shù)為基礎(chǔ)，分析農(nóng)業(yè)保險對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制，即

其中，Q為產(chǎn)出，L為勞動力投入，K為資本投入，A、α、β為三個參數(shù)。

假設(shè)勞動力投入在短期內(nèi)不會發(fā)生變化，對產(chǎn)出影響最大的主要是資本積累。借鑒胡宗義（2012）的方法，產(chǎn)出即收入，將農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平視為一種直接融資的資本積累，并將其引入柯布-道德拉斯函數(shù)，將（1）式化為：

其中，Y表示農(nóng)民收入，L代表勞動力投入，ID代表農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平。農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平越高，農(nóng)戶的資本積累越多，在勞動力投入不變的情況下，會影響到Y(jié)（農(nóng)民收入）。而本文主要探討農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響，借鑒楊小玲（2013）的指標(biāo)設(shè)計，從收入這個角度來考察農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制。

同時，為了證實農(nóng)業(yè)保險深化對城鄉(xiāng)收入差距（Thei）的影響效應(yīng)，本文構(gòu)建了如下收入分配模型：

其中Thei為泰爾系數(shù)，a為常數(shù)，Insurance Density為農(nóng)業(yè)保險密度，Insurance Depth為農(nóng)業(yè)保險深度，β、β分別為其系數(shù)，u為控制變量。

綜上所述，農(nóng)業(yè)保險影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制是“農(nóng)業(yè)保險發(fā)展-農(nóng)村資本積累-農(nóng)民收入-城鄉(xiāng)收入差距”。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源及預(yù)處理

本文中農(nóng)業(yè)保險密度和保險深度均來自于2010—2019年《中國保險統(tǒng)計年鑒》和wind數(shù)據(jù)庫，其他相關(guān)數(shù)據(jù)均來自于2010—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫及wind數(shù)據(jù)庫，經(jīng)計算后得到相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)。由于西藏和新疆部分?jǐn)?shù)據(jù)殘缺，為保證數(shù)據(jù)有效性予以剔除，選取2010—2019年31個省的面板數(shù)據(jù)，最后得到290個樣本。

（二）指標(biāo)選取

1.因變量。城鄉(xiāng)收入差距（GAP）。以往文獻(xiàn)多采用農(nóng)村居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民可支配收入兩個指標(biāo)衡量，但由于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的二元結(jié)構(gòu)，泰爾指數(shù)能夠考慮到城鄉(xiāng)居民絕對收入和人口結(jié)構(gòu)的變化（王少平，2008），因此，本文采用泰爾指數(shù)衡量收入分配的公平性。

2.自變量。農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平（Insurance develop?ment）。主要用農(nóng)業(yè)保險密度（Insurance Density）和農(nóng)業(yè)保險深度（Insurance Depth）來衡量，農(nóng)業(yè)保險密度為農(nóng)業(yè)保險保費收入/農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)，其值越高，表明該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險越發(fā)達(dá)；農(nóng)業(yè)保險深度為農(nóng)業(yè)保險保費收入/第一產(chǎn)業(yè)增加值，其值越高，表明該地區(qū)農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效用越大。

3.中介變量。農(nóng)村居民人均可支配收入（Income）?？紤]到物價指數(shù)的因素，本文借鑒石文香（2019）的方法，利用CPI指數(shù)（2010=100）對農(nóng)村居民可支配收入進(jìn)行平減，如若中介效應(yīng)顯著，則農(nóng)業(yè)保險通過間接影響農(nóng)民收入，從而影響城鄉(xiāng)收入差距，反之沒有影響。

4.控制變量。本文還選取如下控制變量：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）：采用人均GDP衡量不同省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（2）政府支農(nóng)力度（Gov）：用財政農(nóng)林水事務(wù)支出/政府財政支出計算。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ind）：本文加入第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。（4）農(nóng)村人力資本（Cap）：借鑒薄滂沱、邵全權(quán)（2015）的方法，采用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重/農(nóng)業(yè)就業(yè)人口比重來衡量農(nóng)村人力資本。（5）金融發(fā)展程度（Fin）：用金融機(jī)構(gòu)存款余額/地區(qū)生產(chǎn)總值計算。（6）交通發(fā)達(dá)程度（Transpt）：采用公路里程數(shù)/總?cè)丝诤饬拷煌òl(fā)達(dá)程度。（7）城鎮(zhèn)化水平（Urb）：大量研究表明城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距有重要影響，但是沒有形成定論，本文將其加入控制變量中，采用城鎮(zhèn)化率進(jìn)行測量。

變量的定義和計算方法見表1。

表1 變量定義及計算方法

（三）計量模型及估計方法

1.基準(zhǔn)模型。為了估計農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文采用以下基準(zhǔn)模型：

其中，GAP是城鄉(xiāng)收入差距這一被解釋變量，α和α分別是個體固定效應(yīng)和時間效應(yīng)，Insurance是關(guān)于農(nóng)業(yè)保險的相關(guān)指標(biāo)，包括農(nóng)業(yè)保險密度（Insurannce Density）和農(nóng)業(yè)保險深度（Insurance Depth），X是控制變量，主要包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、政府支農(nóng)力度（Gov）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ind）、農(nóng)村人力資本（Cap.）、金融發(fā)展程度（Fin）、交通發(fā)達(dá)程度（Transpt）、城鎮(zhèn)化水平（Urb）。

2.估計方法。對于樣本中的省份而言，城鄉(xiāng)收入差距是被解釋變量，在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選擇上，本文對其做豪斯曼檢驗，結(jié)果顯示，在0.000的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，認(rèn)為固定效應(yīng)更為合理。因此，本文選擇固定效應(yīng)估計農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

3.中介效應(yīng)分析。為了驗證農(nóng)業(yè)保險在影響城鄉(xiāng)收入差距過程中創(chuàng)造的中介效應(yīng)，本文借鑒溫忠麟（2014）的方法，分別構(gòu)建以下四個回歸方程：方程（5）用來回歸分析自變量對因變量的影響，方程（6）用來回歸自變量對中介變量的影響，方程（7）用來回歸分析自變量和中介變量對因變量的影響，方程（8）用來反映中介效應(yīng)與總效應(yīng)和直接效應(yīng)之間的關(guān)系（Mac Kinnon，Warsi&Dwyer，1995）。

其中，Income為農(nóng)民家庭人均可支配收入這一中介變量。具體的檢驗步驟為：第一步，檢驗方程（5）系數(shù)c的顯著性，如果顯著，則按中介效應(yīng)立論，反之按遮掩效應(yīng)立論；第二步，依次檢驗方程（6）系數(shù)a和方程（7）系數(shù)b，如果兩個都顯著，則間接效應(yīng)顯著，轉(zhuǎn)到第四步，如果至少有一個不顯著，進(jìn)行第三步；第三步，用Bootstrap法直接檢驗H：ab=0，如若顯著，則間接效應(yīng)顯著，進(jìn)行第四步，否則間接效應(yīng)不顯著，停止分析；第四步，檢驗方程（7）的系數(shù)c′，如果不顯著，則只有中介效應(yīng)，如果顯著，則直接效應(yīng)顯著，進(jìn)行第五步；第五步，比較ab與c′的符號，如果同號，則屬于部分中介效應(yīng)，如果異號，則屬于遮掩效應(yīng)。

五、實證結(jié)果分析

（一）各變量的描述性統(tǒng)計分析

利用SPSS對各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表2所示：隨著地區(qū)和年份的變化，各個變量實證數(shù)據(jù)的極小值與極大值的差異大小不一，因而各變量的標(biāo)準(zhǔn)差各異。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）共線性問題

為了檢驗各變量之間是否存在多重共線性問題，本文計算各變量的方差膨脹因子（VIF），結(jié)果顯示，各變量平均的方差膨脹因子為2.60，所有變量的方差膨脹因子最大為4.11，小于經(jīng)驗值10。據(jù)此，本文認(rèn)為各變量之間不存在明顯的共線性。

表3 各變量的方差膨脹因子

（三）城鄉(xiāng)收入差距的基準(zhǔn)回歸

本文用wind數(shù)據(jù)庫2010—2019年的樣本數(shù)據(jù)，通過固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行回歸，表4報告了逐步回歸的結(jié)果，其中，第（1）列是只加入農(nóng)業(yè)保險密度這一核心變量回歸的結(jié)果，第（2）列是加入控制變量后,對農(nóng)業(yè)保險密度進(jìn)行回歸的結(jié)果，第（3）列是只對農(nóng)業(yè)保險深度這一代理變量回歸的結(jié)果，第（4）列是加入控制變量后，對農(nóng)業(yè)保險深度進(jìn)行回歸的結(jié)果，第（5）列是考慮上述所有核心變量和控制變量后的回歸結(jié)果。

表4 城鄉(xiāng)收入差距的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從表4第（1）列和第（2）列可以看出農(nóng)業(yè)保險密度這一核心解釋變量對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的抑制作用，即農(nóng)業(yè)保險密度越大，對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用越顯著；第（3）列中，農(nóng)業(yè)保險深度這一核心解釋變量單獨回歸后的符號顯著為負(fù)，但在加入控制變量后顯著為正，用逐步回歸法分析其原因，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)去掉控制變量GDP、Ind、Urb后，這一核心解釋變量的符號又顯著為正，這可能是因為農(nóng)業(yè)保險深度包含GDP、Ind、Urb這三個控制變量。但當(dāng)該變量與Density回歸時，又顯著為正，說明該變量不太穩(wěn)健，因此刪除該變量。從控制變量上來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)正向關(guān)系，政府支農(nóng)力度、交通發(fā)達(dá)程度和城鎮(zhèn)化率都和城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。

通過實證結(jié)果，得出以下結(jié)論：

第一，農(nóng)業(yè)保險能夠顯著抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，這與譚毅等（2013）的結(jié)論一致，同時實證結(jié)果與假設(shè)1相符合。由第（1）列的回歸結(jié)果不難看出，農(nóng)業(yè)保險密度與城鄉(xiāng)收入差距顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-4.789，即農(nóng)業(yè)保險具有促進(jìn)縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用；在第（2）列中加入人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支農(nóng)力度、農(nóng)村人力資本、金融發(fā)展程度、交通發(fā)達(dá)程度、城鎮(zhèn)化率等控制變量后，農(nóng)業(yè)保險密度與城鄉(xiāng)收入差距仍然顯著負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)為-1.379，即農(nóng)業(yè)保險密度每上升11個單位，城鄉(xiāng)收入差距下降1.379個單位。

第二，農(nóng)業(yè)保險縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用受不同因素的抑制：一方面，當(dāng)加入控制變量后農(nóng)業(yè)保險對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著減小，可能是控制變量對其作用進(jìn)行了抑制；另一方面，從控制變量上來看，首先，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，即第一產(chǎn)業(yè)所占比重越大，城鄉(xiāng)收入差距越大，這與我們的預(yù)期一致，因為第一產(chǎn)業(yè)的附加值相對于其他產(chǎn)業(yè)較低，所得利潤較少；其次，政府支農(nóng)力度、交通發(fā)達(dá)程度與城鎮(zhèn)化水平都與城鄉(xiāng)收入差距顯著負(fù)相關(guān)，政府對農(nóng)業(yè)的補貼越大，農(nóng)民生產(chǎn)資金越多，規(guī)模越大，進(jìn)而城鄉(xiāng)收入差距越?。唤煌ㄔ桨l(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)產(chǎn)品運輸成本越低，相同的盈利水平下成本越少，收入越高，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距；城鎮(zhèn)化水平越高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人越少，城鄉(xiāng)收入差距越小。

第三，我國農(nóng)業(yè)保險發(fā)展在空間上呈現(xiàn)顯著的區(qū)域特征，不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)保險發(fā)展程度不同。為了探究農(nóng)業(yè)保險發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同地區(qū)是否成立，本文將全國分為中東部、西部兩個區(qū)域，研究農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距影響的異質(zhì)性。

對兩大區(qū)域樣本進(jìn)行Hausman檢驗，根據(jù)P值判斷，中東部地區(qū)和西部地區(qū)各變量均拒絕原假設(shè)，因此確定應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型，具體結(jié)果如表5所示。從兩大經(jīng)濟(jì)區(qū)的實證結(jié)果來看，中東部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展均對城鄉(xiāng)收入差距具有抑制作用，這與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致，進(jìn)一步驗證了假設(shè)1。且西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用明顯大于中東部地區(qū)，西部地區(qū)每1單位農(nóng)業(yè)保險密度的提高，將帶來3.085個單位的城鄉(xiāng)收入差距縮小。這可能是因為西部地區(qū)長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平較低，金融資源相對于中東部地區(qū)較為缺乏，農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展能夠在一定程度上弱化金融排斥，從而進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。而中東部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距抑制作用相對較小，主要有以下兩個原因：一是中東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高，城鄉(xiāng)收入差距相對于全國來說并非十分嚴(yán)峻；二是由于農(nóng)村區(qū)位的影響，中東部地區(qū)的農(nóng)村較為容易獲得城市的正外部性，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用并沒有西部地區(qū)大，因此農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用較小。

表5 農(nóng)業(yè)保險的異質(zhì)性分析

（四）農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制分析

通過上文分析，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險能夠在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)業(yè)保險通過何種作用機(jī)制縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？基于此，我們從收入增長這個角度分析農(nóng)業(yè)保險縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制。首先，對數(shù)據(jù)進(jìn)行1%的縮尾處理，剔除極端值的影響，其次，進(jìn)行中介效應(yīng)分析。表6列示了農(nóng)民人均收入與城鄉(xiāng)收入差距的中介效應(yīng)分析結(jié)果。在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，通過加入農(nóng)村人均可支配收入，反映農(nóng)民收入的中介效應(yīng)。表6的分析結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的影響不太顯著（a=-0.0006，P＞0.1），農(nóng)民收入對城鄉(xiāng)收入差距的影響較為顯著（b=-356.115，P＜0.01），a和b中有一個系數(shù)不顯著，于是進(jìn)行Bootstrap檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示，置信區(qū)間不包括0，說明間接效應(yīng)顯著，系數(shù)c′為-1.313（P＜0.01），說明直接效應(yīng)顯著，可能存在其他中介，而ab與c′同為負(fù)號，說明農(nóng)民收入對城鄉(xiāng)收入差距有部分中介效應(yīng)，且其影響程度為16.27%。

表6 農(nóng)業(yè)保險影響城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在機(jī)制

表7 Bootstrap檢驗

實證結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)保險通過間接增加農(nóng)民收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距，這與假設(shè)2相符合。究其原因，主要有以下兩個方面，第一，在保險事故發(fā)生之前，投保人購買農(nóng)業(yè)保險有利于進(jìn)行風(fēng)險管理。一般情況下，保險代理人在簽訂保險合同之后，會采取一定的防災(zāi)減損措施來減少損失，從而降低保險事故發(fā)生后投保人的損失成本；除此之外，投保人購買農(nóng)業(yè)保險之后，積極性會進(jìn)一步提高（周穩(wěn)海，2014）。未購買農(nóng)業(yè)保險之前，投保人可能會因為損失成本太高只從事多樣化經(jīng)營，用于分散風(fēng)險，而購買農(nóng)業(yè)保險之后，投保人對損失的心理預(yù)期減小，進(jìn)一步激發(fā)積極性，間接增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；第二，在保險事故發(fā)生之后，投保人能夠獲得農(nóng)業(yè)保險賠款，進(jìn)而減少農(nóng)業(yè)損失，間接增加農(nóng)民收入。而農(nóng)業(yè)保險對城鎮(zhèn)居民收入并沒有顯著的影響（譚毅，2013），在顯著增加農(nóng)民收入的條件下，縮小了相對城鄉(xiāng)收入差距。

六、內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性檢驗

本文研究的是農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響，農(nóng)業(yè)保險相對于城鄉(xiāng)收入差距是一個相對外生的變量，但仍然可能存在一定的內(nèi)生性問題。模型的內(nèi)生性主要來自于遺漏變量、雙向因果和選擇性偏差等問題。對于遺漏變量問題，本文在回歸中加入了各層面的可能對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響的重要控制變量，如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、政府支農(nóng)力度等變量，對于雙向因果和選擇性偏差問題，本文采用工具變量被解釋變量滯后一期作為工具變量，解決內(nèi)生性問題。

在現(xiàn)實中，尋找農(nóng)業(yè)保險密度的工具變量較難，因此，本文參照孫楚仁（2015）的方法，使用滯后一期的解釋變量作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，這是由于：一方面，滯后一期的農(nóng)業(yè)保險密度與當(dāng)期指標(biāo)具有高度相關(guān)性，另一方面，滯后一期指標(biāo)影響城鄉(xiāng)收入差距的作用途徑是通過當(dāng)期農(nóng)業(yè)保險發(fā)展水平指標(biāo)，與當(dāng)期的城鄉(xiāng)收入差距之間沒有內(nèi)生性問題。因此，滯后一期指標(biāo)滿足相關(guān)性與排他性，是一個較為合理的工具變量。

輸出結(jié)果如表8所示，第（1）列是使用農(nóng)業(yè)保險密度的滯后一作為工具變量的估計結(jié)果。對比工具變量與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，其估計量與顯著性基本一致，因此，本文從加入?yún)f(xié)變量的角度，較好地控制了由于遺漏變量偏誤產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

表8 IV估計下農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響

（二）穩(wěn)健性檢驗

考慮到農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在地區(qū)異質(zhì)性，本文從全樣本維度來檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性：即分別刪除農(nóng)業(yè)保險密度和農(nóng)業(yè)保險深度最大和最小的省份，進(jìn)行全樣本回歸，結(jié)果如表9所示。

表9 全樣本穩(wěn)健性估計

從全樣本穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)保險密度對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負(fù)向影響，農(nóng)業(yè)保險深度依然不太穩(wěn)健。與基準(zhǔn)回歸相比，回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

七、結(jié)論及啟示

在鄉(xiāng)村振興背景下，縮小城鄉(xiāng)收入差距越來越受到關(guān)注。區(qū)別于既有的研究文獻(xiàn)，本文從普惠金融中的農(nóng)業(yè)保險出發(fā)，研究了農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其作用機(jī)制。本文研究的主要結(jié)論如下：

1.無論是基準(zhǔn)回歸還是全樣本穩(wěn)健性檢驗，實證結(jié)果均表明農(nóng)業(yè)保險能夠抑制城鄉(xiāng)收入差距的發(fā)展，且農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用明顯大于中東部地區(qū)。究其原因，可能有以下兩個方面：第一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地區(qū)金融資源的差異。首先，中東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，相對于西部來說，城鄉(xiāng)收入差距較??；其次，西部地區(qū)農(nóng)民金融意識較差，對金融資源的可獲得性相對中東部來說較小，因此，農(nóng)業(yè)保險對西部地區(qū)農(nóng)民的影響更大。第二，農(nóng)村區(qū)位的差異。中東部地區(qū)的農(nóng)村由于更加靠近城市，更容易獲得城市的正外部性，農(nóng)村發(fā)展的渠道和方式更加豐富，而西部地區(qū)的農(nóng)村由于區(qū)位因素獲得城市正外部性的機(jī)會更小，發(fā)展農(nóng)業(yè)保險對其的影響更大。因此，今后政府要進(jìn)一步加強對政策性農(nóng)業(yè)保險的扶持力度，特別是西部地區(qū)，為農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，使農(nóng)業(yè)保險更好地發(fā)揮其作用。農(nóng)業(yè)保險作為一種具有外部性的準(zhǔn)公共物品，僅僅依賴于市場效率并不高，其發(fā)展需要政府的參與。政府需要進(jìn)一步加大對農(nóng)業(yè)保險的補貼力度，提高政府補貼效率，盡可能地普及農(nóng)業(yè)保險，以更好地發(fā)揮農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)節(jié)作用；與此同時，還要不斷完善農(nóng)業(yè)保險及其相關(guān)產(chǎn)品，進(jìn)一步推廣“保險+期貨”的試點，增強農(nóng)戶的抗風(fēng)險能力，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。

2.農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用受到產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)、政府支農(nóng)力度、交通發(fā)達(dá)程度和城鎮(zhèn)化率的影響，并且這些因素減少并分散了農(nóng)業(yè)保險對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用，其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距具有促進(jìn)作用，政府支農(nóng)力度、交通發(fā)達(dá)程度和城鎮(zhèn)化率對城鄉(xiāng)收入差距具有抑制作用。因此，政府要加強對農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，例如：開通高鐵、高速公路，做到“村村通”。同時，也要不斷完善戶籍制度，減少農(nóng)民市民化的屏障，提倡農(nóng)民多渠道增收。

3.農(nóng)業(yè)保險通過農(nóng)民收入的部分中介效應(yīng)來縮小城鄉(xiāng)收入差距。在作用機(jī)制上，首先，農(nóng)業(yè)保險通過有效發(fā)揮其災(zāi)前轉(zhuǎn)移風(fēng)險、災(zāi)后風(fēng)險補償?shù)淖饔?，幫助農(nóng)戶減少農(nóng)業(yè)風(fēng)險損失，從而保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)順利進(jìn)行；其次，購買農(nóng)業(yè)保險在災(zāi)前會促進(jìn)農(nóng)戶的積極性，保險公司也會采取防災(zāi)減損措施進(jìn)行風(fēng)險管理，災(zāi)后對農(nóng)戶的損失進(jìn)行賠償，通過災(zāi)前降低風(fēng)險成本，災(zāi)后獲得補償來間接提高農(nóng)民的收入，而農(nóng)業(yè)保險對城鎮(zhèn)居民收入的影響并不顯著，農(nóng)業(yè)保險通過增收這一間接影響，抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。因此，相關(guān)部門要穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格機(jī)制，防止農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增加而導(dǎo)致“谷賤傷農(nóng)”，同時，要加強對農(nóng)民的教育投入，提高農(nóng)民的生計資本，這樣才能從根本上促進(jìn)農(nóng)民增收，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。