1、农业保险政策转型分析摘要：本文利用 2004-2016 年省级面板数据，构建财政分权体制、空间异质性财政竞争、专项转移支付等因素影响地方农业保险产出的计量模型，实证研究地方政府发展农业保险的财政激励问题。实证结果显示：地方重投资、轻民生支出偏好在农业保险领域体现并不明显；农业固定资产投资并未对农业保险财政投入形成挤出效应，农业固定资产投资与财政分权共同促进了农业保险发展；保险市场发展程度显著影响地方农业保险发展，但可能存在非线性关系。 一、引言 财政补贴政策是农业保险发展引擎和制度变迁的主导。自 2007 年首次实施中央财政保费补贴以来，我国农业保险取得长足进展。目前农业保险采取联动补贴方式，
2、即中央制定主要农产品补贴政策，地方先行补贴、中央据实配套，中央补贴列为对地方专项转移支付目，中央和地方各级补贴（包括省及省级以下）占农险保费达75%以上（中央和地方比重约 1：1）。地方对农业保险支出偏好对于地方农业保险保费的发展具有决定影响。从总体来看，地方发展农业保险潜力仍有待提升，如表1 所示，代表地方意愿的地方自主补贴的地方险种保费收入一直较低，即使加上商业性险种，两项占比到 2016年仅在 12%左右，中央补贴险种仍占主导。其次，地区发展存在趋同的趋势。以农业保险地方补贴作为分析对象，表 2 给出了分地区省际农业保险地方补贴支出（人均）偏离程度，可以看出不仅区内省际偏离程度逐年缩小，
3、东部、中部、西部区间偏离程度都在逐步接近，表明农业保险在政策扩散中出现制度同形（isomorphism）现象，即各省在农业保险组织和行动上接近，受财政体制和补贴政策的激励趋同。在当前财政体制下，到底哪些因素影响了地方政府偏好，使地方农业保险出现地区趋同状态?相关因素效应如何?本文利用2004-2016 年省级面板数据，构建财政分权体制、空间异质性财政竞争、专项转移支付等因素影响地方农业保险产出的计量模型，通过实证研究地方发展农业保险的财政激励问题。 二、文献综述和研究假设 当前学术界对于农业保险的研究，虽然对农业保险外部性、准公共产品属性存在分歧，但大多认同其属于基于公共利益的财政支农工具（张
4、跃华等，2016），农业保险补贴纳于各级财政非生产性公共服务支出，受地方政府支出偏好影响。理论上，影响地方政府偏好、对地方政府发展农业保险的激励可分为财政体制（非显性）激励和财政补贴政策（显性）激励两个层次，本文从供给侧和财政体制角度分析农业保险的地方政府行为。财政体制的激励形式包括财政分权激励、转移支付激励与债务软约束激励以及政府间的财政竞争、辖区居民需求回应压力等。 （一）财政分权激励 政治集权、财政分权是我国央地关系的基本制度背景。不同于第一代财政分权理论强调包括居民在内的多中心参与对地方公共品供给，中国财政分权是建立在地方对上负责的导向上，内生于中央集权之内、地方政府财政偏向和行为扭曲
5、激励较强的一个体制（傅勇、张晏，2007），用手投票和用脚投票机制在我国几乎不适用。中国财政分权既驱使地方为推动本地区经济增长而展开激烈标尺竞争（周黎安，2007；张军，2007），也使地方形成重投资、轻民生支出偏好（乔宝云等，2005；尹恒、朱虹，2011）。作为非生产性的民生支出，受重投资、轻民生偏好影响，总体上地方政府对农业保险投入可能不足，但在财政激励和非财政激励等政策的综合推动下，财政分权、政府间竞争将朝有利于农业保险发展方向发展，特别是在农业保险市场还远未达到饱和状态之前。从专项支付激励来看，与其他专项转移支付项目一样，农业保险供给与当地居民真实需求之间仍存在差距，农业保险供给更多
6、取决于地方政府偏好。由于专项资金锁定地方配套责任，限制了地方选择灵活性，且以项目运作和逆向配套，地方没有提高效率激励（陈硕、高琳，2012）。虽然配套补贴带有一定奖励性质，专项转移支付使地方比自主收支状态下增加公共品支出，财政自给率高的地方具有更强自主性，但中央配套产生效率改进可能难以弥补地区间异质性的效用损失（尹振东、汤玉刚，2016）。地方政府支出偏好，既可能产生于部分有共性的原因，如对农业保险的认识不足等，也可能源于异质性原因，如地方财政实力、农业 GDP 和规模等。为此，本文提出假设：假说 1：在财政分权激励下，地方财政具有激励农业保险发展的功能，促进农业保险产出，但具有跨区域差异特征
7、。 （二）政府间农业投入竞争 地方政府间标尺竞争是推动我国经济发展的重要原因。近年来，地方政府加大了对农业投入，特别是农业项目投入，而这可能挤出在农业非生产性项目如农业保险上的投入，与此同时，农业投入竞争提高了农业生产现代化程度，农业保险作为市场化风险管理工具的重要性和需求可能提升。一方面，现代农业发展伴随农村土地流转推进、新型农业经营主体培育加快，全国家庭承包耕地流转面积已由 2010 年的 1.87 亿亩增加到 2015 年的 4.47 亿亩，年均增长 19.1%，流转面积占家庭承包耕地面积的比重由 2007 年年底的 5.4%增长到 2015 年年底的 33.3%，年均增长 3 个百分点
8、，8 个省市家庭承包耕地流转比重超过 35%。随着农业规模化发展，部分省份提高了基础保障水平，并积极配套规模化经营的险、保险+期货等新型品种。另一方面，地方政府开始重视本地种养殖大户和外来农业投资者（主要是承包户、种粮大户、公司化农业经营机构等），向他们提供农业保险补贴或优先配套，加大对设施农业、经济作物等高附加值品种的补贴力度，表明同级政府间、相邻政府间竞争逐步升级。为此，本文提出假设：假说 2：地方政府农业投入增长和竞争带动农业保险支出，但财政分权与农业投入增长交叉影响对农业保险产出影响不具有稳定性。 （三）保险市场是农业保险补贴实施的载体 显然，保险市场发展能拉动农业保险发展。保险公司的
9、主体数量、服务能力、竞争程度等因素是地方农业保险供给函数的重要变量。保险市场发展程度会影响农业保险补贴的资金杠杆放大效应，其市场效率的相对优势影响地方政府对农业保险财政投入的配置。但地方保险市场结构和类型对拉动农业保险效果有所影响。为此，提出如下假设：假说 3：农业保险产出与地方保险市场效率相关，但受保险市场自身结构影响。 三、实证分析 （一）指标选择和模型设定 基于以上分析，本文选择的核心解释变量如下：（1）财政分权指数（fd），代表分权激励程度。本文借鉴张晏、龚六堂（2005）和傅勇、张晏（2007）的方法，采用各省人均预算内本级财政支出与中央人均预算内本级财政支出的比重。（2）农业投入和
10、竞争指标（fcom）。本文选择农业（农、林、牧、渔业）固定资产投资（不含农户）进行衡量，反映地方对农业特别是现代农业项目投资力度。具体指标设定为：各省人均农业固定资产投资额与全国人均农业固定投资额比值，同时反映在农业投资上政府竞争。（3）为捕捉财政分权和农业投入的叠加效应，在模型中引入两者的交互项 fdfcom，有助于反映变量之间内的互动关系和消除变量间的内生性。（4）保险密度及其平方（iden，iden2），反映地方保险市场发达程度和市场效率。引入保险密度可消除地区和人口规模影响。引入保险密度平方主要考虑到其对农业保险产出的非线性特征影响。在被解释变量上，本文选择各省农业保险保费占农业 GD
11、P 比值作为农业保险产出指标（aidep），使用该指标可消除地区农业规模的影响。考虑到财政体制的影响，本文在方程中逐步加入财政自给率（fsrate，一般公共预算支出占公共预算收入）、非农化率（agdp，农业 GDP 与全省 GDP）以及农业上一年受灾率（adrate）等控制变量。鉴于农业保险政策特别是中央财政补贴政策保持较强的稳定性和连续性，大部分年份没有明确的政策含义，在对比年份作为控制变量的结果后，本文采用时间虚拟变量 DUM07（2007 年以后设置为 1，其他设置为 0）和 DUM13（2013 年后设置为 1，其他设置为 0），分别代表 2007 年中央财政开始对农业保险补贴和 20
12、13 年农业保险条例正式实施对地方农业保险的拉动效应。其中，i、t 代表第 i 省份、第 t 年，it 表示截距项，i、i 表示解释变量对应的系数向量，为控制变量（含虚拟变量）的系数向量，i、vt 分别为样本个体效应控制不随时间变化和时间效应不随时样本个体变化且无法观测因素影响，it 随机误差项。 （二）数据说明和统计描述 本文选取 2004-2016 年的省级面板数据，数据来源中国统计年鉴中国保险年鉴中国财政年鉴等。采用 Stata11.0 软件进行估计检验。鉴于中部地区样本数较少，且财政补贴政策接近西部，故将中西部一并进行估计。主要变量统计描述如表 3：表 4 给出了各变量之间的相关系数和
13、方差膨胀因子（VarianceInflationFactor，VIF），检验各控制变量间是否存在多重共线性。其中，为减少交互项与原变量之间的共线性，本文对交互项进行了中心化处理。结果显示，各控制变量的 Pearson 相关系数都小于 0.55，各控制变量的 VIF 值在 1.02-3.03 之间，说明各控制变量间不存在严重多重共线性问题。 四、结果与分析 （一）整体样本的估计结果 表 5 给出了整体样本回归结果。其中模型（1）、模型（2）的 Hausman 检验结果均无拒绝原假设，因此使用随机效应模型合适。模型（3）模型（6）的 Hausman 检验结果均在至少 10%的显著性水平上拒绝了原假
14、设，因此使用固定效应模型更加合适，其中模型（1）仅考虑fd 与 aidep 之间关系的回归结果。结果显示，分权指数对地方农业保险产出影响为正，且在 1%水平上显著，假说 1 得到了初步验证。模型（2）模型（6）表示fcom、fd 与 fcom 交互项 fdfcom 和 aidep 之间关系的回归结果，从中可以看出，分权指数 fd 对地方农业保险产出是正向的，估计系数大小和显著性水平均没有发生很大变化，说明前者对地方农业保险产出的正向作用是稳健的。农业投入竞争 fcom 在大部分模型中没有通过显著性检验，说明农业投入竞争对农业保险产出没有显著影响。交互项 fdfcom 在各模型中的估计系数和显著
15、性水平不存在一致性，但加入控制变量的模型（5）、模型（6）中其估计系数均为正，且在均在 1%的水平上通过显著性检验，因此综合来看，农业投入竞争能够提升财政分权度对农业保险产出的作用，也即农业投入竞争大的地区，财政分权度对农业保险产出作用大，假说 2 部分得到验证。模型（3）模型（6）逐步加入了其他控制变量，从 R2 和调整后的 R2 看，模型（1）模型（6）对被解释变量 aidep 的解释力总体不断上升，说明加入的控制变量是有效的。加入控制变量后，fdf?com 在 1%显著水平对农业保险产出存在正影响。保险密度 iden 及iden2 对农业保险产出具有正向影响且保持稳健，假说3 得到验证。
16、 （二）分样本的估计结果 表 6、表 7 分别为东部、中西部估计结果，根据Hausman 检验的结果来看，两样本的模型类型与整体估计结果相同。从 R2 和调整后的 R2 看，表 6 和表 7 模型（1）模型（6）对被解释变量 aidep 的解释力总体不断上升，说明加入的控制变量是有效的。分地区来看，中西部的分权指数对地方农业保险产出影响为正且全部显著，东部的分权指数对地方农业保险产出的影响显著为正，再次验证分权指数对农业保险产出影响是稳健。fcom 以及 fdfcom 在东部并没有一致的影响，而中西部农业投入竞争 fcom 对地方农业保险产出呈现负向影响，但与财政分权的交互项 fdfcom 产
17、生显著、稳健的正向影响，假说 2 得到部分验证。在其他控制变量中，检测出中西部保险密度 iden2 对地方农业保险产出呈现负向影响，说明保险市场拉动农业保险的相关影响函数是非线性的，如果保险市场发展过度依赖财政投入或处于结构性失衡状态，对农业保险经营效率提升并无裨益，其拉动效应存在拐点。同时，值得关注的是，东部地区财政自给率 fsrate 产生显著的负影响，说明财政自给率高并不一定增加地方政府在农业保险支出偏好，可能的解释包括地方财政配套会抑制地方决策的灵活性、自主性。 （三）内生性与稳健性检验 为了降低内生性带来的估计偏误，常使用的方法是工具变量估计法。本文选择 fd、fcom 的上一期滞后项为工具变量。由于被解释变量无法影响上一期 fd、fcom 的值，因此所选择的工具变量满足外生性条件，从fd、fcom 自身角度看，上一期的值会影响下一期值，因此所选的工具变量与内生变量之间具有一定的相关性，也即本文选取的工具变量是合理的。工具变量回归与原模型回归结果在回归系数、符号与显著性上变化不大，证明本文的估计结果是稳健的。 五、结论与政策建议
