我国政策性农业保险对农业产出规模的挤出效应——基于干预-控制框架DID模型的分析

张 卓，李秉坤，尹 航

(1.锦州医科大学 人文与管理学院，辽宁 锦州 121000；2.哈尔滨商业大学 财政与公共管理学院，哈尔滨 150028；3.中国人民银行大连市中心支行，辽宁 大连 116001)

内容提要：本文利用农业部农村固定观察点微观数据(RCRE)，实证分析农户参保决策、政府农险补贴强度等因素对农业产出规模的影响。结果显示，我国政府补贴模式下的农业保险，对农业收入的激励强度明显不足，对农业产出规模存在负向影响；而且农险参保对农业产出的影响依农业种植结构存在典型差异，主要表现为对粮食产出的挤出效应。其原因在于农户家庭福利实现向务工集中，农户生产重心从粮食种植向非粮产业过度转移。这都使得农业保险政策的实施严重偏离了政策的预期目标。因此，需要进一步完善我国农产品特别是粮食产品的价格形成机制，修正城乡产品定价扭曲，增加农户农业经营收入；同时加速探寻政府-保险公司的农险合作模式以提升农险赔付水平，强化农险的收入补偿能力，保证农业保险预期的制度目标的实现。

2007年我国明确“政府引导、市场运作、自主自愿、协同推进”的“农险补贴”的发展思路，并逐渐增强农险保费与赔付和政府补贴强度，我国农业保险经历了一个从产品覆盖率到农户参保数量均迅速增加的过程。需求方面，2017年参保农户已由2007年0.5亿户次增长了4.26倍，达到2.13亿户次；为投保农户提供的损失赔付高达366.05亿元(庹国柱，2018)，较2007年的28.1亿增长了11.9倍。供给方面，到2017年末经营农险业务的保险公司已达31家，年保费收入达到477.72亿元。政府作为扶持主体在农业保险制度的发展中起着关键性作用，不仅补贴品种由6个省份5个种植业品种，扩大到全国范围内15个品种，涵盖种植业、养殖业、林业三大类，而且对农业经营公司相应的农险业务免征增值税，对农牧业畜类保险合同免征印花税。

然而，从十余年的农险发展历程来看，不管是农户还是保险公司甚至是部分地方政府都将农险作为一项福利制度，弱化了其保险的本质，使农业保险的经济效应以及保险功能没有得到充分的发挥。本文利用农业部农村固定观察点微观数据(RCRE)，检验农户参保决策、政府农险补贴强度等因素对农业产出规模的影响，并考察农业保险是否存在增产效应。

一、文献综述

自Mitchell(2004)在一个局部静态均衡框架下将适应性风险预期引入农户经营决策后，农业风险预期对农户生产规模及种植结构的影响便得到了理论研究的广泛关注。有研究表明，风险预期的降低将显著增强农户农业经营的要素投入意愿，导致农业产出规模的上升，原因在于风险预期的调整将导致农业预期收益的增加(Babcock，2000；Glauber，2002；Cai and Chen，2009；周稳海，2014；费清等，2018)。但还有一些研究却发现，农户经营决策具有典型的强约束特征，因为农户要素投入中劳动力的机会成本为零①，而资本要素显著稀缺，因此其决定农业产出规模的依据就完全取决于劳动力与耕地的充裕程度，在缺乏替代性收入渠道的农业收入强依赖特征下，这会使得农业风险越高，反而会刺激更多的农业生产投入。

另一方面，由于农业风险管理的市场失灵特征，完全市场化的农业保险制度设计难以满足稳定生产、保障农户福利的政策目标。政府以补贴的方式进行保险干预以形成农户参保激励，并通过风险成本补贴扩大保险覆盖率(王根芳和陶建平，2012)，就成为大多数国家普遍选择的政策工具。我国的农业保险制度以“政府引导，市场运作、自主自愿、协同推进”为原则，参与主体可以概括为政府、保险经营机构或保险公司、参保农户。各参与主体在实际的农业保险经营过程中，正是基于主体自身异质性偏好决定其行为特征与行为博弈的策略选择，并形成我国农业保险的基本运营模式与政策框架。

从本质上说，政策性农业保险的存在以及政府的费率补贴，最主要的作用是提供了一种低成本的风险补偿机制，以降低风险预期实现稳定农业生产的政策目标。但农业保险在改变农户农业风险预期水平、形成收入补偿效应的同时，是否能够刺激农户扩大投入实现农业增产？具体地，在我国近年来农业保险覆盖产品与受众面日趋扩大、政府补贴强度逐渐增加的背景下，农户福利增进的同时能否形成“稳产且增产”的农业刺激效应有待检验。如果政府高强度补贴的农业保险刺激了产出规模，实际就强化了农产品供应的波动幅度，在农产品市场定价且供给无法迅速调整的约束下，“这种波动会被市场所惩罚”(Parthasarathy，1984)。

从围绕农业保险效应的研究进展看，大多数文献关注于农业保险的稳定产出激励及福利效应，相关实证研究集中探讨农业保险中政府补贴的必要性以及农业保险对农户收入增长的实际影响路径(Austin et al.，2001；费友海，2005)。只有少数研究注意到农业保险的存在，可能通过两种渠道对农业产出规模产生影响(Taylor and Lopez-Feldman，2010)，一是风险预期效应，农业保险的灾后补偿，实际上降低了农业经营的风险预期与未来收益流总量，因而形成事实上的潜在收益上升，这会刺激农户增加农业投入；二是结构替代效应，因为农业保险中的政府补贴强度存在农产品间差异，因而会影响农户种植结构，而那些补贴强度高的产品总是有较高的市场价格保护，这也会形成收入替代，导致农户预期收益的变化。

由于农业保险会影响农户经营行为及农业投入，相关研究尝试在一个实证框架下分析农险参保及政府参保费补贴对农业产出规模的影响，结论却存在较大分歧。由于农业保险放松了农户资本约束，农业参保决策与农户农业生产规模显著正相关(Xu and Sun，2016)。政府对农业保险的补贴，显著地刺激了补贴产品的产出规模，这种增产效应发生在单一产品中(张哲晰等，2018)。相反的观点显示政府补贴方式的农业保险，在形成稳定性预期的同时，并不会导致农业投入的增加，因为土地、劳动力的约束并未放松(Birovljev，2014)。农险的风险分散化预期仅仅是一种补偿机制，其福利效应并不表现为收入的增加，而是收入方差的减少，因而农业资本的增加是不显著的(Chambers，2007)。宗国富(2014)的研究更是认为农险的存在会显著地降低农户农业产出，特别是当农业保险采取的是农业灾后补偿而非成本保障模式。

上述实证结论的分歧一定程度上来自于模型设计与样本选择差异，但这些研究普遍忽略了农户参保显著的内生于农业产出这一特征。实际上，在农业保险能够一定程度上稳定预期农业收入这一微观主体认知前提下，预期农业产出及农业收入本身就是农户参保行为与参保意愿的决策变量。这种农户参保的内生特征将使得用以检验农业产出与农户参保间关系的实证模型存在协变量重叠与内生解释变量问题，从而导致非一致参数估计结果的出现。此外，与成熟市场国家农险参保的市场化机制不同，我国农险参保具有典型的“政府型规制”特征(周稳海等，2014)，即农险参保更多时候并非完全来自于农户个体自主决策，而是一种政府主导的、具有强约束力的集体选择行为(祝仲坤等，2016)，而参保的规制约束强度，则又显著的由省际区域农业规模、农业增长重要性等因素决定②，这就衍生了“样本选择偏误”问题(Heckman et.al，1998)。研究证实，只有在利用Heckman两步法控制了样本选择性偏误后，农业收入方程才能够得到一致的参数估计结果(Wooldridge，2002)。

基于上述考虑，本文利用RCRE的微观数据，实证检验农户参保决策、政府农险补贴强度等因素对农业产出规模的影响，考察农业保险是否存在增产效应。本文的贡献主要体现以下两点：一是考虑到农险参保与农户农业产出间的双内生特征，在反事实的干预-控制框架下通过得分匹配与双差分模型(DID)，分离出农户参保决策对农业产出的净影响；二是注意到我国农户参保的强制性非随机特征所衍生的选择性偏误问题，通过在农业生产方程中引入农户参保概率以控制选择偏误，从而保证参数估计结果的可靠性。

二、干预-控制框架与DID模型

相关研究已经注意到了农险参保与农业产出的双内生性，如Xu and Sun(2016)就基于Tobit-Husmans检验证实了参保决策内生于农户农业收入，并在此基础上通过构建反映参保决策与参保意愿的多元化评价指数作为参保决策的工具变量以解决内生解释变量问题。而Cai and Chen(2009)则注意到工具变量选择的困难，转而使用内生转置回归模型来进行逆内生处理。这些研究始终未能有效解决工具变量的适用性及弱工具变量问题。而干预-控制框架下的倾向得分匹配则可以在非变量维度通过样本配对进行影响效应剥离，从而有效解决因果框架中的内生性问题。本文在干预-控制的反事实框架中，将农户的农险参保视为一个决策变量，并根据参保决策差异进行样本配对，最后利用双重差分模型控制其他共时性环境变量影响与样本事前差异，以分离出农险参保对农业产出的净影响。

本文利用全国农村固定观察点调查数据2013进行干预实验配对，将调查样本中最近三年内未进行农险参保的农户家庭视为对照组(T=0)，将最近三年内发生过农险参保的家庭定义为试验组(T=1)，并假设农户参保决策对农户的影响仅限于农户家庭内部③，在此基础上可给出农户农业产出的双重差分模型为：

lnaryi=κ+αDi+γ1Di×T+∑βjXji+εi

(1)

其中lnaryi衡量观测样本农户家庭的农业经营产出，Di为农户参保决策哑变量(Di=1，农户参保)，T=1代表实验组，α反映的是农险参保对农户产出的影响，γ1是实验组与对照组的农业产出偏离，α+γ1则衡量了农户农险参保对农业产出的整体冲击效应。Xji为模型中其他与农户农业产出相关的影响变量。

更近一步的，考虑到样本选择偏误的存在，按照Heckman(1990)的思想，可以建立农户参保决策的概率方程如下：

P(Di=1)=c+∑ηjXji+τi

(2)

其中P(Di=1)为农户参保概率，Xji是影响农户参保意愿的相关变量，τi是参保概率中的不可识别部分，利用概率响应模型估算出农户参保概率后可计算对应的逆米尔斯比率λ(Xji+τi)④，并将其引入农户农业产出方程可得：

lnaryi=κ+αDi+γ1D*T+∑βjXji+σλi+εi

(3)

上式中σ的显著性就能够证实样本选择性偏误的存在。

三、双重差分模型分析：农户参保决策、农险补贴强度与农业产出规模

(一)样本与数据说明

本文数据源自农业部农村固定观察点数据(RCRE)2013。在具体的省份筛选上，按照2004年《农业保险试点推广办法》所选择的9个粮食主产区试点省份名录，结合我国省域农业占比强度水平最终选择甘肃、河北、福建、广西、云南、吉林共六个省份，原则是非农业保险推广试点省份⑤，但同时又属于农业大省。

确定省份后，RCRE数据库中上述6个省份共有77个行政村的5057户农户样本，在此基础上进一步根据配对需要进行RCRE数据库家庭问卷调查数据甄别，剔除RCRE中数据缺失户、孤寡户、无耕地农户以及家庭中无适龄农村劳动力家庭后，得到有效样本2392个，其中近3年有农险参保记录家庭1321个归入实验组，剩余971户归入对照组。

(二)变量选择与测度

1.农户农业产出

RCRE数据库中，未直接统计农户家庭农业产出数据，而是将之转为货币单位统计全部农业经营活动收入，其中又具体细分为种植业收入及林、渔及畜牧业收入两类。本文将数据库中农户家庭的种植业收入与林、渔及畜牧业收入合并计为农户农业产出收入。考虑到农业产品的基础利润率差异较大，农业收入很多时候不能准确反映农业产出规模，本文进一步根据RCRE数据库中分项收入，将农户种植业收入细分为粮食收入与经济作物收入，以分析农险参保决策对农业种植结构的影响，以保证全文分析的客观性。最终数据全部进行了对数变换以控制异方差。

2.农户参保决策方程中个体影响变量

在农户参保决策的影响变量选择上，本文根据数据可得性，引入农险政府补贴强度以衡量农户参保决策中政府规制性约束的影响，其理由在于政府农险补贴强度往往一定程度上衡量了政府对农业保险的重视程度，而政府重视则最终表现为农险强制性参保的约束强度。此外，参考宗国富(2014)的研究，本文还引入户主年龄、户主受教育年限、家庭人均收入、家庭中是否存在外出务工劳动力以及家庭人均种植面积等变量来解释农户参保概率。因为相关的研究都证实，户主年龄越轻、教育程度越高，家庭对农险的预期风险功能理解越充分，家庭收入越高以及存在外出务工的补偿性非农收入，则对通过农险参保获得的收入补偿越不敏感，而农户种植面积较高则往往代表种植种类的丰富及种植大户地位的获取，此时更容易纳入到农险参保的强制性范围中。

3.农户农业产出的影响变量

根据Taylor and Lopez-Feldman(2010)、王子成(2015)的研究，在解释农户农业产出的影响因素中，本文选择了农业保险政府补贴强度、家庭合计耕地面积、家庭农机资本规模、家庭留守劳动力数量(家庭中16-60岁未外出务工人口)以及是否属于城市近郊等变量。

上述所涉及部分解释变量定义及测度方法详见表1。

表1 变量测度方法

表2 数据描述性统计

表2给出了本文实证研究所涉及数值型变量的描述性统计量。

(三)模型设计与估计

本文首先估计农户家庭农险参保决策概率方程，使用极大似然法估计式(2)，结果详见表3。

根据表3的估计结果，政府农险补贴强度、户主年龄、受教育年限、家庭中是否有外出务工以及家庭耕地面积都显著影响农险参保概率。具体的，政府补贴强度与农户参保概率显著正相关，这表明政府补贴的存在确实能够对农险参保产生激励效应，从而进一步扩大农险的覆盖人群。但参保强度平方项系数显著为负，表明政府补贴强度对农险参保的激励存在一个减速过程，这与梁平等(2008)的研究结论一致，即政府补贴存在边际衰减效应，因为补贴强度的上升并不是对单一农产品的强度变化，而是大多属于补贴范围向更多农产品覆盖，在农户种植结构较为单一的特征下，这种强度变化产生的平均效应反而会弱化参保激励。

同时，根据概率模型估计结果，户主年龄对参保概率存在正向激励效应，原因可能是户主年龄的增加将降低农户风险偏好水平,同时年龄的增加可能使得其收入结构的多元性程度降低，因而强化了农户稳定收入的预期，两种因素都将强化农户进行风险管理的意愿，进而表现为更高的参保概率。

表3 基于probit模型的参保概率方程估计

注：**、***代表在5%和1%水平上显著，“-”代表对应解释变量不显著，因而在模型中剔除。

此外，农户家庭是否有外出务工行为、农户受教育程度则与农户参保概率间存在反向抑制效应，这与邢鹂等(2007)的研究显著不同。在他们的研究中，随着农村劳动力向城市的转移以及受教育程度的增加，农户风险管理意识明显增强，且能够理解农险的福利增进效应，因而表现出更高的参保意愿。这种结果的差异性表明，梁平等(2008)等所提及的收入替代效应对农户参保意愿的影响会强于政策响应意愿的增加，因为外出务工与更多的教育，往往导致农户家庭存在较高的非农性收入，且整体的收入水平也相对较高，这种收入结构与规模的变化，会降低农业保险收入补偿效应的边际激励强度，从而使得农险成为一种可有可无的福利措施。这意味着，我国当前农业保险的收入补偿强度还远远不足，对收入增长的激励有待提升。

表4 参保决策与农业产出关系的DID模型估计结果

注：*、**、***分别代表在1%、5%和10%水平上显著。

(四)政策性农业保险对农业产出规模的挤出效应分析

由表4的估计结果，农户的农险参保决策，确实显著的影响着家庭农业产出规模。而且无论在农村家庭农险参保决策上，还是基于得分匹配划分的实验组、对照组农业产出差异上，农险参保行为对农业产出均为显著负相关，即农险参保实际上在“稳产”的同时也导致了“减产”，而且农险参保对农业产出的影响依农业种植结构存在典型差异。农户参保主要降低了粮食产出，但会显著的增加经济作物与其他农业活动收入，这表明我国当前的主要针对主粮产品的农险参保激励，实际上会对农户种植结构形成冲击，并将农业要素从主粮生产中挤出到经济作物与非种植经营中⑦。这一结论与宗国富(2014)一致，即我国政策层面对农业保险的大力推广，实际上降低了农村家庭主粮产品的种植热情，表现为农业保险对农户主粮产出的“减产且减收”。当前我国所实施的通过政府补贴所形成的“低保费、低赔付”模式，并没有有效地实现稳定生产的目标，反而是与农户降低生产投入相伴生的，其原因可能在于，随着务工、农村城市化的深化，农户收入结构中农业收入比重持续降低，农业经营收入成为农户的一种留存金，农业经营收入对农户重要性的降低，使得其通过其他手段进行风险控制的意愿不断减弱，此时政策性的农险就成为一种便利的、相对低成本的风险管理手段，因而导致了农户参保行为的发生。

另一方面，农险参保对粮食产出的挤出效应与对非粮产出的挤入效应，实际上完整的契合了我国农村产出结构中主粮种植意愿的持续降低与高附加值作物种植意愿持续攀升的趋势。其原因可能在于当前我国农业保险的风险补偿强度过低，因而只有在农业生产要素不断从主粮种植向其他农业经营活动转移的趋势中，主要针对主粮的农险补偿的福利效应才能够通过主粮产出与收入的降低而变得相对重要。至少从这个层面看，我国针对主粮的农业保险难以实现稳产效应，根本上还是由于保险的风险补偿功能偏弱，收入补偿强度不足而导致。

同时根据表4，政府农险补贴强度对农户经营收入的影响显著为正，这说明虽然农险的存在将抑制农业总产出规模，但是农险补贴强度的增加，却会一定程度上刺激农业投入。也就是说，农险对农户产出规模的影响可能存在一种非线性的阈值模式，当农险补贴强度低、农险的收入补偿效应较弱时，农险的存在实际上抑制了主粮种植，但当补贴强度达到阈值门槛时，随着农险收入补偿效应的增强，将产生显著的农业投入激励。这从一个侧面证实，当前我国的农险赔付强度过低，难以形成有效的风险预期调整与收入福利增进，从而使得农险补贴政策偏离了稳定产出的预期目标，因而探索有效的政府-保险公司农险合作模式，尽可能地提升农险补贴强度与赔付强度，才是实现农险预期目标的现实路径。

此外，根据表4，农户家庭依然留守在农业种植一线的适龄劳动力数量，对农业总产出、粮食产出与非粮产出均表现为显著正相关，这说明我国当前以农户为主体的作坊式农业生产模式依然属于劳动力扩张型增长路径，农业部门并未表现出典型的“劳动力冗余”配置特征，大规模的农村劳动力乡城迁移已经深刻的改变了农业生产的要素投入结构，现阶段的农村劳动力甚至可能存在稀缺型要素特征。机器与资本对农村劳动力的替代可能在当前家庭式农业生产模式中已经遇到瓶颈，未来进一步提升农村生产效率、加速城市化的路径可能需要落脚在农村土地流转的进一步深化上。

最后，从表4还可知，在农户粮食产出与非粮农业产出方程中，本文基于Hecman两步法引入的样本选择偏误修正因子系数显著为负，这意味着当忽视农险参保问题中的样本选择性偏误时，会显著的高估农险参保对农业产出的影响，这可能一定程度上会错误的夸大农业保险的增产、稳产及福利增进效应。

总体上看，我国政府补贴模式下的农业保险，对农业产出规模存在负向影响，同时也会显著的影响到农户种植结构与种植决策，农险参保会将农业生产要素从粮食种植挤向非粮农业经营。这实际上否定了农业保险的稳定农业生产特别是稳定粮食供应的努力，其原因主要来自于当前我国较低的农险赔付强度，难以形成预期的收入补偿效应，因而无法对要素投入与产出段形成正向激励。另外，农险中的政府补贴模式确实能够对农业产出起到促进作用，不过当前的补贴强度还相对不足，难以完全对冲农户收入结构变动导致的农业生产意愿的降低。

四、结论与启示

本文利用RCRE的微观数据，通过分析农户参保决策、政府农险补贴强度等因素对农业产出规模的影响，检验农业保险是否存在增产效应。结果发现，我国政府补贴模式下的农业保险，对农业产出规模存在负向影响，同时农险的存在也会直接影响到农户经营决策与农业产出结构，即农户生产重心从粮食种植向非粮产业的过度转移。

上述结论表明，我国农业保险实际运行效果即未实现“稳产”也未实现“增产”。在当前城乡收入差距偏大、非农务工收入边际投入远低于农业部门的现实下，农户家庭的福利的改善更多集中于务工还是务农的选择，农险对农业收入的激励强度明显不足。同时由于我国农险赔付水平较低，因而并不能够有效的保证粮食产出的稳定。这都使得农业保险政策的经济后果严重偏离了政策预期目标。

如何能够理顺农业保险的激励路径，实现农险基于风险预期调整而稳定农业产出的目标，一个关键的破解路径就在于进一步完善我国农产品特别是粮食产品的价格形成机制，修正城乡产品定价扭曲，提升农户农业经营收入能力，同时加速探寻政府-保险公司的农险合作模式以提升农险赔付水平进而强化农险的收入补偿能力，以保证农业保险预期的制度目标的实现。因此，本文的研究启示与政策含义如下：

第一，对农户而言，我国政策性农业保险对主粮产出的挤出效应，实际上意味着不同的农业产品存在差别化地提升农险产出福利效应的政策路径。对主粮生产而言，政策性农业保险对农业收入的激励强度明显不足，甚至由于我国政策性农业保险“保成本”的较低赔付水平，以及农户收入结构的优化与种植结构的调整，农险对主粮产出的挤出效应可能进一步增加。而对于非主粮生产而言，农险的产出的挤入效应，也势必会随着生产资料过多地从主粮生产向非主粮生产的转移，以及新型农业经营主体⑧对风险保障水平要求的不断提高，而逐渐弱化。

第二，对政府而言，一方面，在较强的可支配财力支撑下，加快农险核算模式从简单物化成本向要素投入(尤其是资本要素⑨)成本的过渡以实现其“稳产”的作用，实现农险对主粮产出的福利效应。另一方面，加大农险 “增品”实践的政府扶持力度，鼓励保险公司展开针对水果、蔬菜、禽类与海产品养殖以及牧、渔业等的新型农险产品创新，提升农险产品与农户经营需求的契合度，才是实现农业保险对非主粮产品产出福利效应的根本路径。此外，农业保险制度可持续性不能只依靠政府的政策扶持，尤其是农业风险本身所具备的巨灾风险特征使得农险经营的稳定性进一步受到冲击，建立从中央到地方的多层次巨灾分散机制与再保险制度已迫在眉睫。

第三，对保险公司而言，现行的农险保费补贴政策和税收优惠政策的激励效用明显不足，保险公司缺乏进一步增加农险供给、降低经营成本的意愿，也不愿意针对农户风险保障需求进行农险产品创新以进一步刺激农业保险需求，从而表现出显著的“低端维持”特征(许梦博等，2016)。使得农户在一些农产品特别是新型农业经营中存在“能保的不愿保、想保的不得保”，制约了我国农业保险向更深层次、更广覆盖的拓展，从而偏离了“稳产”的政策预期。政策性农业保险是通过政府补贴撬动保险市场资金，通过科学的风险管理技术实现支农的有效方式。构建有效的风险分散体系，改变保险公司的经营惰性，是提高农险对产出正向激励效应的关键。既要不断优化保险公司的经营管理，重视农险经营风险管控，从技术层面破解传统农险业务面临的道德风险和逆向选择问题，如“3S”⑩技术在农险定损、理赔环节的应用；又要在整合农户保险需求的基础上，进行有效的产品设计，如：开发出解决市场风险的价格保险，解决土地流转履约的保证保险，解决融资问题的信用保证保险等。

注释：

① 这是因为农业劳动力具有较高的技术依赖性，因而其相对缺乏其他的就业渠道，且农业劳动力流动成本偏高，因为迁移往往是长距离、盲目与短暂性的(Mather and Emanuel，2005)，因此可以一定程度上认为农业的劳动力投入是低机会成本甚至零机会成本。

② 郑军和汪运娣(2017)的研究发现，以安徽、河南、江西、甘肃等省份为代表的农业大省，其农险参保覆盖率与政府农险补贴强度显著高于其他的省份。其原因在于稳定农业产出在各省份的政策价值不同。

③ 一个家庭的农险参保对其他家庭也可能产生影响，这种影响来自于示范、鼓励与强制性。

④ 逆米尔斯比率(inverse Mills ratio)lambda是指标准正态pdf和标准正态cdf的比值。

⑤ 没有选择农业试点省份的原因是，农业保险推广具有典型的政府干预特征，在试点省份中，农户参保可能是来自于一种政策性强制要求，而不是农户经营特征、风险偏好、收入结构的结果。

⑥ 根据Heckman(1990)的研究，在行为方程中导入决策概率，只要决策概率的参数统计显著，则可以反证认为样本选择偏误是存在的，当然基于Heckman两步法的修正要求概率方程中的变量严格外生。

⑦ 以农户收入结构与外出务工普及性测度的收入结构及替代性收入渠道的存在对农户参保的影响却存在典型的分位数差异，具体来说，对农业收入的依赖刚性以及其他的补偿性收入渠道的缺乏对参保意愿的影响更多地体现在偏重主粮种植的农产品省份与农户家庭中，而在非主粮农业生产中，参保意愿对收入结构不敏感(张卓和尹航，2018)。

⑧ 家庭农场，农民专业合作社，农业产业化龙头企业等。

⑨ 现代农业经营的直接物化成本在总成本中的占比较低，较大比例的投入成本往往体现在人工、设备、筹资以甚至是研发成本，因而其对农险保障水平的要求更高。

⑩ 地理信息系统(GIS)，全球定位系统(GPS)，摇感技术系统(RS)。