農(nóng)業(yè)保險政策是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要保障，下面小編就為大家?guī)�來了農(nóng)業(yè)保險政策轉(zhuǎn)型分析，感興趣的朋友可以看一看哦！

摘要：本文利用2004-2016年省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建財政分權(quán)體制、空間異質(zhì)性財政競爭、專項轉(zhuǎn)移支付等因素影響地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的計量模型，實證研究地方政府發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的財政激勵問題。實證結(jié)果顯示：地方“重投資、輕民生”支出偏好在農(nóng)業(yè)保險領(lǐng)域體現(xiàn)并不明顯；農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資并未對農(nóng)業(yè)保險財政投入形成“擠出效應(yīng)”，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與財政分權(quán)共同促進了農(nóng)業(yè)保險發(fā)展；保險市場發(fā)展程度顯著影響地方農(nóng)業(yè)保險發(fā)展，但可能存在非線性關(guān)系。

一、引言

財政補貼政策是農(nóng)業(yè)保險發(fā)展引擎和制度變遷的主導(dǎo)。自2007年首次實施中央財政保費補貼以來，我國農(nóng)業(yè)保險取得長足進展。目前農(nóng)業(yè)保險采取“聯(lián)動補貼”方式，即中央制定主要農(nóng)產(chǎn)品補貼政策，地方先行補貼、中央據(jù)實配套，中央補貼列為對地方專項轉(zhuǎn)移支付目，中央和地方各級補貼（包括省及省級以下）占農(nóng)險保費達75%以上（中央和地方比重約1：1）。地方對農(nóng)業(yè)保險支出偏好對于地方農(nóng)業(yè)保險保費的發(fā)展具有決定影響。從總體來看，地方發(fā)展農(nóng)業(yè)保險潛力仍有待提升，如表1所示，代表地方意愿的地方自主補貼的地方險種保費收入一直較低，即使加上商業(yè)性險種，兩項占比到2016年僅在12%左右，中央補貼險種仍占主導(dǎo)。其次，地區(qū)發(fā)展存在趨同的趨勢。以農(nóng)業(yè)保險地方補貼作為分析對象，表2給出了分地區(qū)省際農(nóng)業(yè)保險地方補貼支出（人均）偏離程度①，可以看出不僅區(qū)內(nèi)省際偏離程度逐年縮小，東部、中部、西部區(qū)間偏離程度都在逐步接近，表明農(nóng)業(yè)保險在政策擴散中出現(xiàn)制度同形（isomorphism）現(xiàn)象，即各省在農(nóng)業(yè)保險組織和行動上接近，受財政體制和補貼政策的激勵趨同。在當前財政體制下，到底哪些因素影響了地方政府偏好，使地方農(nóng)業(yè)保險出現(xiàn)地區(qū)趨同狀態(tài)?相關(guān)因素效應(yīng)如何?本文利用2004-2016年省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建財政分權(quán)體制、空間異質(zhì)性財政競爭、專項轉(zhuǎn)移支付等因素影響地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的計量模型，通過實證研究地方發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的財政激勵問題。

二、文獻綜述和研究假設(shè)

當前學(xué)術(shù)界對于農(nóng)業(yè)保險的研究，雖然對農(nóng)業(yè)保險外部性、準公共產(chǎn)品屬性存在分歧，但大多認同其屬于基于公共利益的財政支農(nóng)工具（張躍華等，2016），農(nóng)業(yè)保險補貼納于各級財政非生產(chǎn)性公共服務(wù)支出，受地方政府支出偏好影響。理論上，影響地方政府偏好、對地方政府發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的激勵可分為財政體制（非顯性）激勵和財政補貼政策（顯性）激勵兩個層次，本文從供給側(cè)和財政體制角度分析農(nóng)業(yè)保險的地方政府行為。財政體制的激勵形式包括財政分權(quán)激勵、轉(zhuǎn)移支付激勵與債務(wù)軟約束激勵以及政府間的財政競爭、轄區(qū)居民需求回應(yīng)壓力等。

（一）財政分權(quán)激勵

“政治集權(quán)、財政分權(quán)”是我國央地關(guān)系的基本制度背景。不同于第一代財政分權(quán)理論強調(diào)包括居民在內(nèi)的多中心參與對地方公共品供給，中國財政分權(quán)是建立在地方“對上負責(zé)”的導(dǎo)向上，內(nèi)生于中央集權(quán)之內(nèi)、地方政府財政偏向和行為扭曲激勵較強的一個體制（傅勇、張晏，2007），“用手投票”和“用腳投票”機制在我國幾乎不適用。中國財政分權(quán)既驅(qū)使地方為推動本地區(qū)經(jīng)濟增長而展開激烈“標尺競爭”（周黎安，2007；張軍，2007），也使地方形成“重投資、輕民生”支出偏好（喬寶云等，2005；尹恒、朱虹，2011）。作為非生產(chǎn)性的民生支出，受“重投資、輕民生”偏好影響，總體上地方政府對農(nóng)業(yè)保險投入可能不足，但在財政激勵和非財政激勵等政策的綜合推動下，財政分權(quán)、政府間競爭將朝有利于農(nóng)業(yè)保險發(fā)展方向發(fā)展，特別是在農(nóng)業(yè)保險市場還遠未達到飽和狀態(tài)之前。從專項支付激勵來看，與其他專項轉(zhuǎn)移支付項目一樣，農(nóng)業(yè)保險供給與當?shù)鼐用裾鎸嵭枨笾�間仍存在差距，農(nóng)業(yè)保險供給更多取決于地方政府偏好。由于專項資金鎖定地方配套責(zé)任，限制了地方選擇靈活性，且以項目運作和逆向配套，地方?jīng)]有提高效率激勵（陳碩、高琳，2012）。雖然配套補貼帶有一定獎勵性質(zhì)，專項轉(zhuǎn)移支付使地方比自主收支狀態(tài)下增加公共品支出，財政自給率高的地方具有更強自主性，但中央配套產(chǎn)生效率改進可能難以彌補地區(qū)間異質(zhì)性的效用損失（尹振東、湯玉剛，2016）。地方政府支出偏好，既可能產(chǎn)生于部分有共性的原因，如對農(nóng)業(yè)保險的認識不足等，也可能源于異質(zhì)性原因，如地方財政實力、農(nóng)業(yè)GDP和規(guī)模等。為此，本文提出假設(shè)：假說1：在財政分權(quán)激勵下，地方財政具有激勵農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的功能，促進農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出，但具有跨區(qū)域差異特征。

（二）政府間農(nóng)業(yè)投入競爭

地方政府間“標尺競爭”是推動我國經(jīng)濟發(fā)展的重要原因。近年來，地方政府加大了對農(nóng)業(yè)投入，特別是農(nóng)業(yè)項目投入，而這可能“擠出”在農(nóng)業(yè)非生產(chǎn)性項目如農(nóng)業(yè)保險上的投入，與此同時，農(nóng)業(yè)投入競爭提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化程度，農(nóng)業(yè)保險作為市場化風(fēng)險管理工具的重要性和需求可能提升。一方面，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展伴隨農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)推進、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育加快，全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積已由2010年的1.87億畝增加到2015年的4.47億畝，年均增長19.1%，流轉(zhuǎn)面積占家庭承包耕地面積的比重由2007年年底的5.4%增長到2015年年底的33.3%，年均增長3個百分點，8個省市家庭承包耕地流轉(zhuǎn)比重超過35%。隨著農(nóng)業(yè)規(guī)�；�發(fā)展，部分省份提高了基礎(chǔ)保障水平，并積極配套規(guī)模化經(jīng)營的險、“保險+期貨”等新型品種。另一方面，地方政府開始重視本地種養(yǎng)殖大戶和外來農(nóng)業(yè)投資者（主要是承包戶、種糧大戶、公司化農(nóng)業(yè)經(jīng)營機構(gòu)等），向他們提供農(nóng)業(yè)保險補貼或優(yōu)先配套，加大對設(shè)施農(nóng)業(yè)、經(jīng)濟作物等高附加值品種的補貼力度，表明同級政府間、“相鄰政府”間競爭逐步升級。為此，本文提出假設(shè)：假說2：地方政府農(nóng)業(yè)投入增長和競爭帶動農(nóng)業(yè)保險支出，但財政分權(quán)與農(nóng)業(yè)投入增長交叉影響對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出影響不具有穩(wěn)定性。

（三）保險市場是農(nóng)業(yè)保險補貼實施的載體

顯然，保險市場發(fā)展能拉動農(nóng)業(yè)保險發(fā)展。保險公司的主體數(shù)量、服務(wù)能力、競爭程度等因素是地方農(nóng)業(yè)保險供給函數(shù)的重要變量。保險市場發(fā)展程度會影響農(nóng)業(yè)保險補貼的資金杠桿放大效應(yīng)，其市場效率的相對優(yōu)勢影響地方政府對農(nóng)業(yè)保險財政投入的配置。但地方保險市場結(jié)構(gòu)和類型對拉動農(nóng)業(yè)保險效果有所影響。為此，提出如下假設(shè)：假說3：農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出與地方保險市場效率相關(guān)，但受保險市場自身結(jié)構(gòu)影響。

三、實證分析

（一）指標選擇和模型設(shè)定

基于以上分析，本文選擇的核心解釋變量如下：（1）財政分權(quán)指數(shù)（fd），代表分權(quán)激勵程度。本文借鑒張晏、龔六堂（2005）和傅勇、張晏（2007）的方法，采用各省人均預(yù)算內(nèi)本級財政支出與中央人均預(yù)算內(nèi)本級財政支出的比重。（2）農(nóng)業(yè)投入和競爭指標（fcom）。本文選擇農(nóng)業(yè)（農(nóng)、林、牧、漁業(yè)）固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）進行衡量，反映地方對農(nóng)業(yè)特別是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)項目投資力度。具體指標設(shè)定為：各省人均農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額與全國人均農(nóng)業(yè)固定投資額比值，同時反映在農(nóng)業(yè)投資上政府競爭。（3）為捕捉財政分權(quán)和農(nóng)業(yè)投入的疊加效應(yīng)，在模型中引入兩者的交互項fdfcom，有助于反映變量之間內(nèi)的互動關(guān)系和消除變量間的內(nèi)生性。（4）保險密度及其平方（iden，iden2），反映地方保險市場發(fā)達程度和市場效率。引入保險密度可消除地區(qū)和人口規(guī)模影響。引入保險密度平方主要考慮到其對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的非線性特征影響。在被解釋變量上，本文選擇各省農(nóng)業(yè)保險保費占農(nóng)業(yè)GDP比值作為農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出指標（aidep），使用該指標可消除地區(qū)農(nóng)業(yè)規(guī)模的影響。考慮到財政體制的影響，本文在方程中逐步加入財政自給率（fsrate，一般公共預(yù)算支出占公共預(yù)算收入）、非農(nóng)化率（agdp，農(nóng)業(yè)GDP與全省GDP）以及農(nóng)業(yè)上一年受災(zāi)率（adrate）等控制變量。鑒于農(nóng)業(yè)保險政策特別是中央財政補貼政策保持較強的穩(wěn)定性和連續(xù)性，大部分年份沒有明確的政策含義，在對比年份作為控制變量的結(jié)果后，本文采用時間虛擬變量DUM07（2007年以后設(shè)置為1，其他設(shè)置為0）和DUM13（2013年后設(shè)置為1，其他設(shè)置為0），分別代表2007年中央財政開始對農(nóng)業(yè)保險補貼和2013年《農(nóng)業(yè)保險條例》正式實施對地方農(nóng)業(yè)保險的拉動效應(yīng)。其中，i、t代表第i省份、第t年，αit表示截距項，βi、γi表示解釋變量對應(yīng)的系數(shù)向量，ρ為控制變量（含虛擬變量）的系數(shù)向量，μi、vt分別為樣本個體效應(yīng)控制不隨時間變化和時間效應(yīng)不隨時樣本個體變化且無法觀測因素影響，εit隨機誤差項。

（二）數(shù)據(jù)說明和統(tǒng)計描述

本文選取2004-2016年的省級面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒》《中國保險年鑒》《中國財政年鑒》等。采用Stata11.0軟件進行估計檢驗。鑒于中部地區(qū)樣本數(shù)較少，且財政補貼政策接近西部，故將中西部一并進行估計。主要變量統(tǒng)計描述如表3：表4給出了各變量之間的相關(guān)系數(shù)和方差膨脹因子（VarianceInflationFactor，VIF），檢驗各控制變量間是否存在多重共線性。其中，為減少交互項與原變量之間的共線性，本文對交互項進行了中心化處理。結(jié)果顯示，各控制變量的Pearson相關(guān)系數(shù)都小于0.55，各控制變量的VIF值在1.02-3.03之間，說明各控制變量間不存在嚴重多重共線性問題②。

四、結(jié)果與分析

（一）整體樣本的估計結(jié)果

表5給出了整體樣本回歸結(jié)果。其中模型（1）、模型（2）的Hausman檢驗結(jié)果均無拒絕原假設(shè)，因此使用隨機效應(yīng)模型合適。模型（3）~模型（6）的Hausman檢驗結(jié)果均在至少10%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，因此使用固定效應(yīng)模型更加合適，其中模型（1）僅考慮fd與aidep之間關(guān)系的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，分權(quán)指數(shù)對地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出影響為正，且在1%水平上顯著，假說1得到了初步驗證。模型（2）~模型（6）表示fcom、fd與fcom交互項fdfcom和aidep之間關(guān)系的回歸結(jié)果，從中可以看出，分權(quán)指數(shù)fd對地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出是正向的，估計系數(shù)大小和顯著性水平均沒有發(fā)生很大變化，說明前者對地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的正向作用是穩(wěn)健的。農(nóng)業(yè)投入競爭fcom在大部分模型中沒有通過顯著性檢驗，說明農(nóng)業(yè)投入競爭對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出沒有顯著影響。交互項fdfcom在各模型中的估計系數(shù)和顯著性水平不存在一致性，但加入控制變量的模型（5）、模型（6）中其估計系數(shù)均為正，且在均在1%的水平上通過顯著性檢驗，因此綜合來看，農(nóng)業(yè)投入競爭能夠提升財政分權(quán)度對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的作用，也即農(nóng)業(yè)投入競爭大的地區(qū)，財政分權(quán)度對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出作用大，假說2部分得到驗證。模型（3）~模型（6）逐步加入了其他控制變量，從R2和調(diào)整后的R2看，模型（1）~模型（6）對被解釋變量aidep的解釋力總體不斷上升，說明加入的控制變量是有效的。加入控制變量后，fdf?com在1%顯著水平對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出存在正影響。保險密度iden及iden2對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出具有正向影響且保持穩(wěn)健，假說3得到驗證。

（二）分樣本的估計結(jié)果

表6、表7分別為東部、中西部估計結(jié)果，根據(jù)Hausman檢驗的結(jié)果來看，兩樣本的模型類型與整體估計結(jié)果相同。從R2和調(diào)整后的R2看，表6和表7模型（1）~模型（6）對被解釋變量aidep的解釋力總體不斷上升，說明加入的控制變量是有效的。分地區(qū)來看，中西部的分權(quán)指數(shù)對地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出影響為正且全部顯著，東部的分權(quán)指數(shù)對地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的影響顯著為正，再次驗證分權(quán)指數(shù)對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出影響是穩(wěn)健。fcom以及fdfcom在東部并沒有一致的影響，而中西部農(nóng)業(yè)投入競爭fcom對地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出呈現(xiàn)負向影響，但與財政分權(quán)的交互項fdfcom產(chǎn)生顯著、穩(wěn)健的正向影響，假說2得到部分驗證。在其他控制變量中，檢測出中西部保險密度iden2對地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出呈現(xiàn)負向影響，說明保險市場拉動農(nóng)業(yè)保險的相關(guān)影響函數(shù)是非線性的，如果保險市場發(fā)展過度依賴財政投入或處于結(jié)構(gòu)性失衡狀態(tài)，對農(nóng)業(yè)保險經(jīng)營效率提升并無裨益，其拉動效應(yīng)存在“拐點”。同時，值得關(guān)注的是，東部地區(qū)財政自給率fsrate產(chǎn)生顯著的負影響，說明財政自給率高并不一定增加地方政府在農(nóng)業(yè)保險支出偏好，可能的解釋包括地方財政配套會抑制地方?jīng)Q策的靈活性、自主性。

（三）內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

為了降低內(nèi)生性帶來的估計偏誤，常使用的方法是工具變量估計法。本文選擇fd、fcom的上一期滯后項為工具變量。由于被解釋變量無法影響上一期fd、fcom的值，因此所選擇的工具變量滿足外生性條件，從fd、fcom自身角度看，上一期的值會影響下一期值，因此所選的工具變量與內(nèi)生變量之間具有一定的相關(guān)性，也即本文選取的工具變量是合理的。工具變量回歸與原模型回歸結(jié)果在回歸系數(shù)、符號與顯著性上變化不大③，證明本文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用2004-2016年省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建財政分權(quán)體制、空間異質(zhì)性財政競爭、專項轉(zhuǎn)移支付等因素影響地方農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出的計量模型。實證研究表明：在財政分權(quán)體制下，地方政府具有發(fā)展農(nóng)業(yè)保險的激勵，地方“重投資、輕民生”支出偏好在農(nóng)業(yè)保險領(lǐng)域體現(xiàn)并不明顯，中西部地區(qū)分權(quán)激勵效應(yīng)強于東部；農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資增長對農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出存在一定負向影響但結(jié)果并不顯著，基于農(nóng)業(yè)保險財政支出占比不高，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資未形成“擠出效應(yīng)”，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與財政分權(quán)的交互項產(chǎn)生正向影響且結(jié)果顯著，在中西部地區(qū)表現(xiàn)更為顯著；保險市場發(fā)展顯著正向影響地方農(nóng)業(yè)保險發(fā)展，但可能存在非線性關(guān)系。本文實證結(jié)果說明，地方發(fā)展農(nóng)業(yè)保險偏好受財政體制影響，農(nóng)業(yè)保險發(fā)展轉(zhuǎn)型的難題不是前端的保險技術(shù)和后端財政資金支出壓力，而主要在于提升補貼政策的激勵效應(yīng)、加強對地方政府主體的制度性激勵：（1）進一步加大對地方政府實質(zhì)性分權(quán)的激勵。財政分權(quán)對于地方政府產(chǎn)生明顯激勵，政府間競爭強化支持效果，說明在農(nóng)業(yè)保險補貼政策上進一步向地方“分權(quán)”條件和基礎(chǔ)是具備的。應(yīng)同步推進“分類撥款”“以獎代補”等農(nóng)業(yè)保險補貼配套改革。（2）以培育農(nóng)業(yè)保險市場作為補貼政策的直接目標。實證表明，農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)出與地方財政實力、財政自給率、農(nóng)業(yè)受災(zāi)率、農(nóng)業(yè)規(guī)模等存在關(guān)系但并不顯著，各地區(qū)在農(nóng)業(yè)保險發(fā)展目標定位時應(yīng)盡量剝離農(nóng)業(yè)功能區(qū)域定位，而建立大體一致的單一性農(nóng)業(yè)保險發(fā)展目標，減少過多目標定位對補貼行為的扭曲。（3）關(guān)注地區(qū)異質(zhì)性應(yīng)優(yōu)先于農(nóng)戶需求差異性，實證表明，東部、中西部變量顯著性差別較大，各地區(qū)財政、農(nóng)業(yè)、保險市場差異性比農(nóng)戶分化需求差異性顯得更為直接。應(yīng)逐步改變目前僅以補貼品種、補貼比例為主的差異化激勵措施，充實差異化激勵類型，推進農(nóng)業(yè)保險事權(quán)劃分，建立完善的制度性激勵體系，農(nóng)業(yè)保險補貼政策效應(yīng)傳導(dǎo)必須嵌入到地方政府治理的區(qū)域。

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