摘要：使用2004―2012年中国31个省（市）的面板数据，实证分析了中国农业保险与粮食产量之间的关系。结果表明，从全国来看，农业保险对粮食产量在1%显著水平有促进作用，但是粮食产量对农业保险的弹性系数仅为0.010 2；从三大区域来看，东部和西部地区农业保险对粮食产量的增长有显著的正向作用，弹性系数分别为0.015 2和0.010 6，中部地区农业保险对粮食产量增加影响不显著；从粮食产区上看，非粮食主产区农业保险对粮食产量的增长有着显著的正向影响，弹性系数为0.016 4，粮食主产区农业保险对粮食产量增长无显著影响。因此，应有针对性地加大农业保险支持力度、合理调整农业保险结构，切实发挥农业保险对粮食生产的促进作用。
关键词：农业保险；粮食产量；弹性系数；区域差异
中图分类号：F840.66 文献标识码：A 文章编号：0439-8114（2015）16-4077-06
DIO：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2015.16.064
Research on Relationship between Agricultural Insurance and Grain Production Increase
――An Empirical Analysis of the Panel Data from 31 Provinces of China
NIE Wen-guang，HUANG Qi
（Hubei Rural Development Research Center， College of Economics and Management of Huazhong Agricultural University，
Wuhan 430070， China）
Abstract： Using the 2004-2012 panel data of 31 provinces（municipalities） of China， the relationship between Chinese agricultural insurance and grain production was analyzed from enpirical perspective. The results showed that， from the whole country， the agricultural insurance have positive effect on grain production at 1% significant level， but the elasticity coefficient of grain production to agricultural insurance was only 0.010 2； from three regions， in eastern and western regions the agricultural insurance have notable positive effect on grain production increase， the elasticity coefficients were 0.015 2 and 0.010 6 respectively， and in central region the effect of agricultural insurance on grain production increase was insignificant； from the grain production regions，in non-major grain production regions the agricultural insurance have notable positive effcet on grain production increase， the elasticity coifficient was 0.016 4， and in major grain production regions the agricultural insurance have insignificant effcet on grain production increase. Therefore， it′s necessary to strengthen support for the agricultural insurance， to adjust structure of the agricultural insurance reasonably， accordingly to ensure agricultural insurance play promotion role in grain production.
Key words： agricultural insurance； grain production； elasticity coefficient； regional difference.
如何提高粮食产量，确保国家粮食安全是关乎国计民生的重要问题，粮食安全已上升为国家重大战略部署。近年来，粮食安全风险依然存在，主要表现在耕地面积逐年减少、粮食消费持续增长。粮食安全问题的解决关键是提高粮食自给能力，然而中国是一个农业自然灾害频发的国家，农民的抗风险能力较弱，粮食生产在一定程度上受到农业自然灾害的影响，仅2012年全国农业自然灾害成灾面积就有182.63万hm2，直接经济损失3 533.4亿元；农业自然灾害不仅造成粮食减产，同时也降低了农民生产的积极性，不利于农业生产。农业保险则具有转移、分散风险，提高农民风险承受能力的作用。自2004年起，连续11年的中央一号文件均提出发展农业保险的要求，在政策层面强调了发展农业保险的重要性，农业保险发展取得重大进展。2012年全国农业保险纯保费收入238.71亿元、赔付总额129.06亿元，达到历史最高。农业保险是否通过转移风险促进了农业生产，农业保险与粮食产出之间的关系值得探讨。 1.2 变量选择
基于传统C-D生产函数，本研究将模型变量归结为3类，分别为产出变量、分析变量和控制变量。
1.2.1 产出变量 本研究以粮食产量（Y，万t）代表产出变量，与以往部分文献用农林牧渔总产值代表农业产出有所区别，主要是考虑到以粮食产量绝对量为被解释变量，避免了价格变化带来的影响，使计量过程更加简便。
1.2.2 分析变量 本文选取农业保险发展水平（PI， 百万元）为控制变量，且用农业保险纯保费收入代表农业保险的发展水平。我国农业保险覆盖范围比较广、险种较多，在统计工作中并未细化到各个险种的数据，所以单独的粮食作物保险数据难以获得，因此本文用总的农业保险保费收入替代粮食作物保费收入。同时由于本文农业产出选取的是粮食产量这个绝对量，因此农业保险发展水平未选取农业保险密度或深度，而是直接选取农业保险保费收入。
1.2.3 控制变量 ①粮食作物播种面积（AC，万hm2），播种面积本被看成是土地资本的投入，是粮食生产的必要生产要素，已有文献中有将种植面积看成是土地资本的投入，在本文中并不适合，因为农业保险可以促进农民的再生产[11]，即在已有的耕地面积上重复种植，因此使用播种面积更加准确。②农用机械总动力（AP，万kW・h），农用机械总动力反映了农业科技的状况，也是一项资本投入，与粮食生产有着密切的联系。③化肥施用量（AF，万t），化肥施用量也被当作资本投入的一个替代变量[12]。④农林牧渔就业人数（AN，万人），本文中被解释变量仅是粮食产出，但是专门从事粮食生产的人员数难以获得，为了获取数据的方便，本文以农林牧渔的人数代替专门从事粮食生产的人员数，当作劳动力投入项。
1.3 数据来源
本文选取了2004―2012年中国31个省、市、自治区的粮食产量与农业保险为研究对象，数据主要来源于2005―2013年《中国统计年鉴》、《中国保险年鉴》、《中国农村统计年鉴》。被解释变量和各解释变量数据基本完整，对于部分缺失数据，分别查阅各省市统计年鉴进行补全。主要数据的描述性统计如表1所示。
2 实证分析
2.1 中国农业保险对粮食产量增长影响
根据样本数据对模型进行检验，固定效应模型和随机效应模型的F检验P值均小于0，因此，应拒绝混合效应模型；Hausman检验P>0.05，故应拒绝固定效应模型，本研究选择面板数据的随机效应模型，同时运用Stata12.0进行修正异方差的估计，并对各变量的拟合优度贡献率进行了测算，拟合优度贡献率代表了单个变量对模型拟合的贡献率，一定程度上代表了解释变量对被解释变量的相对解释程度大小（表2）。
从表2可以看出，分析变量农业保险（PI）对粮食产量的增长具有显著的正向影响，且粮食产量对农业保险保费收入的变化弹性系数为0.010 2，即不考虑其他因素影响的情况下，农业保险保费收入增长1%，粮食产量将会增长0.010 2%，同时PI对拟合优度的贡献仅为1.73%；控制变量AC、AF对粮食产量的增长具有显著的正向影响，弹性系数分别为0.833 5和0.215 1，即其他因素不变的情况下，粮食作物的播种面积增加1%，粮食产量将会增加0.833 5%，化肥施用量增加1%（有效范围内），粮食产量将增加0.215 1%，AC、AF对拟合优度的贡献分别为31.38%和24.65%；控制变量AN对粮食产量的增长具有非显著的负向影响， AP对粮食产量增长具有非显著的正向影响。同时随机效应模型的可决系数R2为0.979 2，说明模型的拟合度较好，解释变量对被解释变量的解释力度较强。
从以上分析可以看出，中国农业保险对粮食产量的增长有着显著的正向作用，不过其作用较其他控制变量仍显不足，出现这一现象的原因可能在于中国农业保险发展还不够成熟，农业保险密度和深度还不够，同时农业保险险种结构也有待调整，因此农业保险还不能形成对农业生产的有效支撑。此外，控制变量的计量分析结果于以往实证分析的结果吻合，农林牧渔从业人数对粮食产量影响不显著，对粮食产出的边际效应为0；粮食作物播种面积对粮食产出有显著地促进作用，粮食产出对播种面积弹性系数为0.833 5，这是因为在土地面积一定的情况下，粮食产量的提高离不开播种面积的增大；农业机械总动力对粮食产出的影响不显著是由于目前我国农业经营规模过小，无法充分发挥农业机械的规模化作业效率等导致的；化肥施用量对粮食产出存在正向影响，弹性系数为0.215 1，说明合理提高化肥使用效率对粮食增长有着重要作用[11]。
2.2 中国农业保险对粮食产量增长影响的三大区域差异
根据样本数据，对东部、中部、西部3个模型的F检验P
0.05，因此3个模型均选择随机效应模型。从表3可以看出，东部和西部地区，农业保险保费收入对粮食产量存在显著的正向作用。其中，东部地区在1%水平上显著，粮食产量对农业保险保费收入弹性系数为0.015 2，即在东部地区，农业保险保费收入每增长1%，粮食产量增长0.015 2%，弹性系数略高于全国水平（0.010 2），拟合优度贡献率为0.77%，低于全国水平（1.73%）；控制变量中，仅AC显著影响粮食产量增长，粮食产量对AC变化的弹性系数为0.937 1，拟合优度贡献率29.15%。西部地区农业保险在5%水平上显著促进了粮食产量的增长，粮食产量对农业保险保费收入弹性系数为0.010 6，与全国水平（0.010 2）基本持平，拟合优度贡献率2.41%，略高于全国水平（1.73%）；控制变量中，AC和AF对粮食产量有着显著的促进作用，粮食产量对AC和AF变化的弹性系数分别为0.699 0和0.271 2，拟合优度贡献率分别为29.675%和25.85%。中部地区农业保险对粮食产量增长存在着负向影响，但是并不显著，弹性系数为-0.001 7；控制变量中， AC和AF对粮食产量有着显著的促进作用，粮食产量对AC和AF变化的弹性系数分别为0.635 3和0.534 0，拟合优度贡献率分别为49.81%和24.90%。同时，3个模型的拟合优度都较好，可决系数R2分别为0.990 2、0.827 0和0.975 8，说明选取的变量能够较好地代表粮食产量增长的影响因素。 通过以上分析可知，农业保险对粮食产量增长影响在三大区域间存在着差异，但总的来说农业保险在一定程度上对粮食产出存在着促进作用。研究发现，中部地区除粮食产量标准差（1 288.42）低于东、西部外，其余对粮食产量有显著促进作用的分析变量PI和控制变量AC、AF的标准差均高于东部和西部，标准差反映的是变量波动程度即风险的大小，中部地区的分析变量PI标准差最大，说明中部地区农业保险发展不稳定；AC和AF标准差最大，说明受自然条件及经济社会因素影响，中部地区农作物播种面积和农用化肥施用量波动较大。综合以上因素，可以推测中部地区农业保险对粮食产量作用不显著可能是由中部地区农业保险发展不稳定所致，这也可能是农业保险与粮食产量增长关系的跨地区差异的原因。
2.3 中国农业保险对粮食产量增长影响的粮食产区差异
根据样本数据，按照粮食主产区（辽宁、河北、山东、吉林、内蒙、江西、湖南、湖北、四川、河南、江苏、黑龙江、安徽等13个省区）和非粮食主产区（除粮食主产区省份外的18个省市）分别进行估计，结果如表4所示。两个模型中F检验P值均小于0，粮食主产区Hausman检验P
由表4可以看出，非粮食产区农业保险对粮食产量的增长具有在1%水平显著的促进作用，弹性系数为0.016 4，高于全国水平，拟合优度贡献率为0.69%，低于全国水平（1.73%）；控制变量 AC、AF在1%水平上对粮食产出存在正向影响， AP在10%显著水平上对粮食产量增长存在负向作用，三者的弹性系数分别为0.798 1、0.192 1和-0.071 4，拟合优度贡献率分别为29.84%、24.63%和20.48%。粮食主产区农业保险对粮食产量增长无显著影响，控制变量AC、AP、AF均在1%水平对粮食产量增长存在正向影响，弹性系数分别为0.760 3、0.125 9和0.384 9，拟合优度贡献率分别为49.12%，14.16%和23.44%。同时，模型的拟合优度较好，可决系数R2分别为0.847 0和0.977 7，模型的解释力度较强。
从粮食主产区和非粮食主产区的对比可以看出，在非粮食主产区，农业保险反而对粮食产出的影响更大。处于粮食主产区的省份，农业生产力集中，抗风险能力较强，在地理位置上更加适合粮食生产；反之，非粮食主产区由于自然条件的限制，可能面临的风险和不确定性更大，农民承受风险的能力也相对更弱，因此粮食生产对农业保险的依赖性更大，从而导致了在粮食主产区农业保险对粮食产量的增长作用有限的结果。
3 结论与建议
本研究使用2004―2012年全国31个省、市、自治区的面板数据，对农业保险与粮食产量的关系进行了实证研究，得出以下几点结论：
1）从全国角度来看，农业保险在1%的显著水平对粮食产量的增长具有促进作用，但是农业保险对粮食产量增长的作用有限，粮食产量对农业保险保费收入的变化弹性仅为0.010 2，拟合优度贡献率远小于控制变量。
2）从三大区域来看，农业保险与粮食产量增长的关系存在差异，东部和西部地区农业保险对粮食产量的增长有显著的正向作用，弹性系数分别为0.015 2和0.010 6，中部地区农业保险对粮食产量增长影响不显著，这可能是由于中部地区农业保险发展不稳定所致，具体原因则需做进一步研究才能探明。
3）从粮食产区上看，非粮食主产区农业保险对粮食产量的增长有着显著的正向影响，弹性系数为0.016 4，粮食主产区农业保险对粮食产量增长无显著影响，这可能是由于二者所面临的风险不一致而导致的。
以上结论说明中国农业保险虽然对粮食产出存在促进作用，但是效果并不大（弹性系数较小）。究其原因，可能是由于中国农业保险发展水平不高，结构存在缺陷所致，同时农业保险与粮食产量关系的区域差异也是一个值得进一步研究的问题。本研究针对以上结论提出几点对策建议：
1）加大农业保险发展扶持力度，通过提供各种优惠政策刺激农业保险需求，提高农业保险覆盖面，推进农业保险发展水平迈上一个新台阶，从而更好地发挥农业保险对粮食产出的促进作用。
2）调整农业保险结构，如调整补贴比例、险种结构等，提高农业保险对分散农业生产风险、促进农业生产的作用。
3）建立农业保险发展示范区域，示范区域的衡量指标主要是该区域农业保险对粮食产出的促进作用大小，可以选择建立在东、西部地区的非粮食主产区等粮食产量对农业保险的弹性相对较大的地区，示范区域能够起到模范作用，增强人们对农业保险意义的认识，提高农业保险发展水平，促进粮食产量的增加。
参考文献：
[1] 庹国柱，李 军.我国农业保险试验的成就、矛盾及出路[J].金融研究，2003（9）：88-98.
[2] 邢 鹂，钟甫宁.粮食单产波动与政策性农业保险制度[J].新疆大学学报（哲学社会科学版），2004（1）：17-20.
[3] 罗向明，张 伟，丁继锋.收入调节、粮食安全与欠发达地区农业保险补贴安排[J].农业经济问题，2011（1）：18-23，110.
[4] 王向楠.农业贷款、农业保险对农业产出的影响――来自2004～2009年中国地级单位的证据[J].中国农村经济，2011（10）：44-51.
[5] 胡二军.农业保险对粮食总产量的影响――以苏州地区为例[J].东方企业文化，2012（5）：161.
[6] VINCENT H S，BARRY K G.Crop insurance， moral hazard，and agricultural chemical use[J]. American Journal of Agricultural Economics，1996，78（2）：428-438.
[7] 孙 朋，陈盛伟.山东省农业保险与农民收入关系的实证分析[J].山东农业大学学报（社会科学版），2011（3）：82-87，120.
[8] 蔡 超，孙 倩.河北省农业保险促进农业产出的实证分析[J].特区经济，2014（2）：141-143.
[9] 周稳海，赵桂玲，尹成远.农业保险发展对农民收入影响的动态研究――基于面板系统GMM模型的实证检验[J]. 保险研究，2014（5）：21-30.
[10] 彭澧丽，龙 方.我国政策性农业保险水平对粮农收入的影响分析――以湖南省为例[J].农村经济，2014（1）：69-72.
[11] 张跃华，史清华，顾海英.农业保险对农民、国家的福利影响及实证研究――来自上海农业保险的证据[J].制度经济学研究，2006（2）：1-23.
[12] 林毅夫，沈明高.关于我国农业科技投入的选择[J].科学学研究，1991（3）：90-95.
[13] 曲胜杰.我国粮食产量影响因素的实证分析――以1980―2011粮食生产情况为样本[J].中共青岛市委党校・青岛行政学院学报，2014（2）：27-31.
