我国农业保险与农村金融业发展关系研究

来源：网络 时间：2022-03-19

　　中图分类号：F842；F832；F224 文献标识码：A DOI：10.3969/j.issn1003-8256.2014.01.003

　　1 文献回顾

　　农业生产由于其自身的特点，会受到自然环境和气候的巨大影响，收成具有很大的不稳定性。我国是农业大国，农业的发展与人民的生活水平息息相关。同时因为我国的农业发展长期以来都是小规模家庭生产模式，对于风险的抵抗能力有限，农业保险既有其必要性，也有其复杂性。农业保险作为一种风险保障机制，可以弥补歉收造成的收入下降，保障农民收入基本稳定，维持农业生产的热情和持续性，所以农业保险得到了越来越多的重视。

　　2013年1月31日，《中共中央国务院关于加快发展现代农业进一步增强农村发展活力的若干意见》正式发布，这是中央一号文件连续十年关注“三农”问题，农业保险和农村金融成为人们关注的焦点问题。农业作为我国经济最重要的组成部分，研究其金融发展和保险前景问题具有重要的现实意义。

　　在国外文献中，帕特里克（1966）认为金融发展与经济增长之间存在需求跟进性和供给引导两种因果关系。该理论也可以运于分析金融发展与保险业发展之间的关系：在需求跟进的情况下，金融发展会引起保险需求的增加，带动整个保险业的发展。另一方面，在供给引导下，保险供给的增加导致保险价格降低。初期保险业发展会扩大保险规模和提高市场占有率，到后期，保险业发展对金融发展的驱动作用渐渐减弱，金融发展引起的保险需求的增加会将促进保险业的发展。乌塔维尔（1996）选取55个发展中国家的截面数据为样本，对财产险保费收入和金融业发展之间的关系进行了OLS估计，得出的结论是保险业发展与金融业的发展成正相关、并且保险需求与金融业发展正相关、保险价格系数在统计上不显著。沃德等（2000）研究了经济合作与发展组织（OECD）30多个成员国的保险业增长和经济增长之间的潜在关系，并探索了保险与金融发展的关系是供给引导还是需求跟进。 亚当斯等（2005）分析了1830年至1998年银行业与保险业的数据，得出早在19世纪银行的发展就开始对保险业发展产生引致效应的结论。

　　在国内的研究中，如栾存存（2004）对我国保险业增长进行分析，在保险增加的内生变量中加入金融机构存款余额和国民可支配收入两项指标，建立了保险业发展的动态模型和误差修正模型。谢志超等（2006）考察农业保险市场时发现，从长期来看金融发展水平提高对农业保险发展有显著促进作用，但农业保险的发展对金融发展的促进作用不显著。李汉才（2008）从农业保险和农村金融发展的现状入手，研究了农业保险与农村金融之间的互动关系，并进行了博弈分析。吴洪等（2010）对我国的经济增长、保险发展、金融增长三者之间的关系进行了研究，运用GMM模型同时考虑银行、证券和保险的交互效应时，保险和银行之间是竞争关系，而证券和保险的交互效应不显著，得出金融体系之间主要为竞争关系结论。

　　从国内外文献来看，有关农业保险和农村金融之间关系的实证研究非常少。因此，本文借鉴前人相关文献的思路与方法，选取我国1990―2012年的年度数据，使用VAR模型对农业保险与农村金融发展的关系进行动态检验，以使得出的结论更加具有实际意义。

　　2 指标选取与数据收集

　　1 指标的选取

　　大多数学者采用金融发展规模、金融发展效率等指标来反映金融发展水平。但是王毅（2002）的研究结果指出货币化比重指标（货币存量与国民生产总值的比重）不能准确地衡量我国的金融深化程度，而应该采用金融相关率指标进行衡量。因此，本文用金融相关率作为我国农村金融发展规模的衡量指标。农村金融相关率为农村金融总资产与农村GDP之比。这里，本文采用的计算方法是采用的计算方法为：农村金融相关比率=（农村存款+农村贷款）/（农业总产值+乡镇企业增加值）*100%。而反映金融发展效率的衡量指标为信贷转换率即农村贷款余额与农村存款余额之比，信贷转换率是衡量金融机构将存款转换为贷款放出的效率， 能有效衡量金融机构的办事效率，在国内比较常用。按照通常的做法， 农业保险发展水平用反映需求量的农业保费收入来进行衡量。

　　2 数据的收集

　　用XG和ZH分别表示农村金融相关率和农村信贷转换率。另外，NCCK表示农村存款余额，NCDK表示农村贷款余额，NGDP表示农村GDP，NYBF表示农业保险保费收入。文中的农村存款等于农业存款与农村居民储蓄存款之和，农村贷款等于农业贷款与乡镇企业贷款之和，农村 GDP 用农业总产值表示。那么有，

　　数据来源：国泰安csmar数据库

　　3 实证分析

　　（一）单位根检验

　　单位根检验是研究时间序列平稳性的一种基本方法，而平稳性检验是变量之间协整检验的前提。采用最常见的 Augmented Dickey-Fuller Test 检验变量XG、ZH 和NYBF 是否平稳。 使用 Eviews软件进行单位根检验，结果如表 2所示：

　　由上表可知，这三个变量都是非平稳的，将其进行一阶差分后，ΔXG和ΔZH 在1%的显著性水平下是平稳的，因此，它们是一阶单整，记为I（1）。而NYBF在一阶差分后也不平稳，如果利用它的二阶差分序列进行回归分析，其系数及模型的经济意义很难解释。所以，对NYBF取对数，差分后在5%的显著性水平下是平稳的。 　　（二）格兰杰因果检验

　　由协整检验结果可知，XG、ZH 和 NYBF 之间存在长期协整关系。由于协整关系只表明变量之间存在长期均衡关系，但是不能确定具体的因果变动方向，因此，需要进一步确定变量之间的因果关系。下面采用格兰杰因果关系检验法检验它们之间的因果关系，结果如表 3 所示。

　　格兰杰因果关系检验结果表明农村金融发展指标XG和ZH是NYBF的格兰杰原因，但NYBF不是XG和ZH的格兰杰原因。

　　（三）协整检验

　　平稳性检验表明XG，ZH，LnNYBF序列都是一阶单整的，符合协整分析的前提条件。对三个序列进行Johanson协整检验，通过最大特征值的似然比统计量检验农村金融发展指标农村金融相关率XG和农村信贷转换率ZH与农业保险指标农业保险保费收入lnNYBF之间是否存在长期稳定的均衡发展关系，以AIC、SBC信息准则作为协整检验滞后期确定的标准，检验结果如表5所示。

　　包含常数项与时间趋势项的协整秩迹检验结果表明，可以在5%的水平上拒绝协整向量个数为零的假设，说明四个指标之间在5%的显著水平上存在一个协整关系，说明农村金融相关率XG和农村信贷转换率ZH与农业保险指标农业保险保费收入lnNYBF之间存在着长期稳定的均衡发展关系，具体协整关系如表4所示。

　　注：临界值的显著水平为5%，参照MacKinnon-Haug-Michelis （1999）的临界值表

　　（四）向量误差修正模型

　　使用向量自回归模型（VAR 模型）研究农业保险与农村金融发展的关系，VAR 模型的优点在于把系统中的每个内生变量作为内生变量的滞后值的函数来构造模型，是将单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的向量自回归模型。VAR 模型描述了变量之间的相互关系，常用于预测相互联系的时间序列系统与分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。

　　经过协整检验之后检验VAR表示法的滞后阶数，根据表5结果的大多数准则表明，应该选择滞后一阶。下面使用Johansen的MLE方法估计该系统的向量误差修正模型（VECM），结果如表6所示。残差经检验，可以接受“无自相关”的原假设。

　　表5 VAR表示法滞后阶数

　　对此VECM系统的稳定性检验结果如下图所示：

　　图1 VECM模型的单位根检验结果

　　结果显示，除了VECM模型本身所假设的单位根之外，伴随矩阵的所有特征值均落在单位圆之内，所以它是稳定的。

　　（五）脉冲响应函数

　　对于VAR模型，感兴趣的一个重要方面是系统的动态特征，即每个内生变量的变动或冲击对它自己及所有其他内生变量产生的影响作用。这可能通过脉冲响应函数（IRF）加以刻画。第i个内生变量的一个冲击不仅直接影响到第i个变量，而且还通过VAR模型的动态结构传递给其他的内生变量，脉冲响应函数试图刻画这些影响所有其他变量，最终又反馈到本身的过程。本文探讨当保费收入序列受到一个标准差的冲击后引发金融指标序列未来10期发生的变动，进一步量化其引发变动幅度的大小及变动方向。表7是脉冲响应图的具体结果，描述了在未来的10期内每个变量变动的响应系数和方向，可以直观地看到每个时期影响系数的大小、方向和程度。

　　根据表7的结果画出直观的脉冲响应图（图1），可以更加直观的展示农业保险保费收入序列受到一个标准差的冲击后对金融序列未来10期的影响变动结果以及金融指标序列受到标准差冲击后对农业保险保费收入序列的脉冲响应。

　　通过观察图2左上显示了农村金融相关率序列对保费收入序列的脉冲响应，即给当期农村金融相关率序列一个标准差的冲击，在未来10期内会对农业保费收入序列的正向影响不大，在3期就已经几乎回到原来的水平；右上显示了农村信贷转换率序列对保费收入对数序列的反向影响，这种影响随着时间的推移会越来越削弱，说明保费收入序列对金融体系的影响是短时的和反向的。左下显示了农业保险保费收入对数序列对农村金融相关率序列的影响，对保费收入序列给予一个标准差的冲击时，会对农村金融相关率序列产生持续的、反向的影响，随着时间的推移，这种响应趋于平稳。右下显示了农业保险保费收入对数序列对农村信贷转换率序列的脉冲响应，从这幅图可以看出，农业保险保费收入对数序列在长时间内对信贷转换率序列冲击的响应是负向的而且是长远的，随着时间的推移，这种影响会逐渐加深。

　　图2 脉冲响应图

　　综合脉冲响应函数图显示的信息，无论是农村金融相关率还是农村信贷转换率，都随农业保险保费收入的冲击变动表现反向的响应，原因可能是当流入保险业的资金增加时，挤占了原本属于金融业可利用的资金，比如存款等渠道，限制了金融系统的扩张。

　　4 结论及建议

　　通过上述对我国 1990―2012 年农业保险发展水平与农村金融发展之间关系的实证分析，可得出如下结论。

　　1、 协整检验结果表明在 5%的显著性水平下至少存在一个协整向量，说明我国农业保险与农村金融发展规模和发展效率之间存在长期稳定的均衡发展关系。利用向量误差修正模型（VECM）和脉冲响应函数对农业保险的保费收入、农村金融相关率和农村信贷转换率进行分析，结果表明农业保险保费收入对数序列与农村金融相关率和农村信贷转换率序列存在长期稳定的协整关系，拥有共同的长期趋势，形成一种内在的相互影响的均衡机制。通过使用VECM短期向量误差修正模型量化了农村金融发展对于农业保险的短期效应，并计算了每个变量之间相互的影响系数以及影响的方向。脉冲响应图进一步证实了在一定时间限度内，农业保险行业对农村金融业影响的变化趋势以及方向，以此为依据可以评价二者之间的总体协同机制。结果表明农村金融业的发展规模和发展效率对农业保险的发展有正向促进作用，并且农村信贷转换率回归系数比农村金融相关率要大。说明农村金融发展效率对农业保险的推动作用更强，而农村金融发展规模的推动作用相比较弱。 　　2、格兰杰因果关系检验结果表明，在滞后4期的情况下，XG与NYBF之间存在单向因果关系，也就是说XG是NYBF的原因，反之NYBF不是XG的原因；在滞后 3 期的情况下，ZH与NYBF之间存在单向因果关系，ZH是NYBF的原因，反之NYBF不是ZH的原因。这说明我国农村金融发展是农业保险发展水平的原因，对农业保险发展有一定的促进作用；反过来，农业保险发展对农村金融发展的因果关系不明显。

　　3、我国农业保险发展能够促进农村金融市场发展，但农村金融市场的发展对农业保险的动力作用不明显。其原因很可能是农业保险的发展很大程度上还停留在依靠财政政策的层面上，农村金融机构对农业保险的支持力度不够。

　　基于文章的研究结论，提出相关政策建议如下：

　　1、加大农村金融机构支农力度。由格兰杰因果检验结果说明农村金融机构在服务“三农”方面的资金投放可以促进农业保险的发展。因此政府应加大政策性支持，发挥干预功能，引导更多资金投向农业方面，切实解决农村融资困难的问题，为农业保险发展提供良好资金环境。

　　2、积极整合我国农村金融市场。供给引导的农业保险发展扩大了保险公司业务规模和市场占有率，从而对农村金融的发展有一定促进作用。但我国农业保险还处于改革发展的初期，国家应积极发展农村金融，为农业保险创造良好发展环境，实现农村金融与农业保险的共同发展。

　　3、考虑建立农业保险与农业信贷相结合的制度。我国农村金融发展效率指标农村信贷转换率存在增长趋势，农村信贷转换率对农业保险发展影响更大。建立农业保险与信贷结合制度可以顺应农村金融发展日新月异的发展态势，把农业保险纳入金融体系，谋求其更好的发展途径。