农业保险对玉米规模化生产的影响及其异质性分析

张雯波 宫 美 吴东立

（沈阳农业大学经济管理学院 辽宁 沈阳 邮编：110866）

一、引言

粮食安全关乎人民生活、社会稳定和国民福祉，是备受政府、学界等关注的重要议题。玉米是我国重要的粮、经、饲兼用作物，实现玉米规模化生产在保障国家粮食安全、促进小农户与现代农业有效衔接等方面具有重要战略意义[1]。玉米生产过程中面临着不容忽视的自然风险与市场风险。农业保险作为重要的农业风险管理工具，其灾后定损补偿机制对稳定农业生产、保障农民收入起到稳压器的作用[2,3]。在农业保险政策改革的关键时期，研究农业保险对粮食规模化生产的意义，对完善农业保险及产业政策体系具有重要的理论及政策意义。

目前学者多从要素投入、耕地产出以及农户收益等方面考察农业保险的实施效果[4-8]。也有学者关注到农业保险对包括玉米在内的农业规模化生产的影响，但已有研究并未取得一致结论。一方面有研究认为农业保险促进了农业规模化生产。从理论上讲，农业保险所特有的灾后定损补偿机制能够分散农户的农业生产风险，提高农户对被保险作物生产的预期收益，农户作为追求自身收益最大化的理性经济人，会扩大被保险作物的种植面积[9]。相关实证研究也证实了这一结论。如早期Yamauchi 在受严重冻害的北海地区进行了农业保险实施效果的研究，指出农业保险使得当地水稻的种植面积得到了显著的增加[10]。Wu 等利用玉米县经济和环境数据分析指出收入保险改变了生产风险与回报的关系，因此可能会增加部分对环境敏感的土地投入作物的生产[11]。此外，农业保险保费补贴政策将会对被保险作物的种植面积产生扩增作用，且随着保费补贴力度增大，种植面积的扩增效果越好[12]。而Ruiqing Miao 等研究则表明保费补贴的增加并不能持续促进土地利用，这种影响可能是呈倒U 型的[13]。即使同为保险标的物，作物间也存在种植替代趋势，一般表现为低保险补偿作物逐渐被高保险补偿作物替代，这是农户追求收益最大化的选择结果[14,15]。另一方面也有学者对此持相反态度，认为农业保险不会对农户主要农作物的种植行为产生影响，反而对其产生了固化作用[16]。其可能的原因在于基于物化成本的产量保险保障水平较低，不足以促进一般农户增加土地流入以扩大经营规模[17]。

已有研究存在分歧的原因可能在于但不仅限于：（1）农户农业生产自然社会条件、农业保险条款以及农户个体特征等方面本身存在差异；（2）现有分析模型对农户参保自选择行为引起的选择性偏误问题考虑不足；（3）对农户异质性生产特征关注不够，不同类型农户对农业政策反应可能存在差异，而简单对农户进行综合分析可能会导致研究结果存在较大偏差。鉴于此，本研究从理论上阐述了农业保险对农户玉米种植规模的影响关系，并以辽宁省基于物化成本的农业保险为例①研究使用北京大学和沈阳农业大学联合组织的“2018 年辽宁省地区‘百村千户’”调查数据，调研当期辽宁省玉米政策性农业保险中只有基于物化成本的农业保险和大商所等单位支持的“保险+期货”两个品种，其中“保险+期货”试点面积有限；继2018 年8 月《关于开展三大粮食作物完全成本保险和收入保险试点工作的通知》出台以来，辽宁省于2019 年开始选取4 个主要种粮大县开展玉米农业保险产品改革试点，其中岫岩县和北票市实施完全成本保险试点，义县和铁岭县实施收入保险试点。2019 年和2020 年玉米保险产品改革试点面积分别占全省玉米总种植面积的6.82%和7.73%，占比份额较小，基于物化成本的农业保险仍是现行辽宁省玉米作物的主要农业保险险种。因此，本研究以基于物化成本的农业保险为例探究农业保险对玉米生产规模的影响效应具有一定的现实和理论意义。，运用内生转换模型排除农户参保自选择行为等因素对模型估计的干扰，实证检验农业保险对农户玉米规模化生产的影响效应，进一步基于农户异质性视角分析农业保险对不同类型农户玉米生产规模的差异化影响，以期为提高农业保险参保率，充分发挥农业保险对粮食种植规模的扩增效应，以此促进粮食规模化生产提出有针对性的政策建议。

二、理论分析与研究假说

（一）农业保险对农户玉米种植规模的影响

本研究从“理性经济人”假设出发，运用经济学分析方法探究农业保险对玉米规模化生产的影响。假设农户可生产玉米等多种作物，其中作物i 的种植面积为Si（Si=1,2,...,m,n，其中m 表示玉米作物），无风险条件下作物i 的单产为Yi、市场价格为pi、单位面积生产成本为Ci，自然灾害造成产量损失程度为Ti(0 ＜Ti≤1)。农户自愿选择是否对作物i 进行参保，若农户不参保，作物i 的生产利润为Rui，Rui＝Si[PiYi(1-Ti)-Ci]。若农户参保，作物i 保费为Zi，政府给予农业保险保费补贴后，农户自交保费为Z* i，不计农业保险相对免赔情况下，农户参保可获得赔偿金额Xi，此时作物i 的生产利润为Rvi，Rvi＝Si[PiYi(1-Ti)＋Xi-Ci-Z* i]。参保前后农户生产作物i 的利润变化为：△R ＝Rvi-Rui＝Si(Xi-Z* i)。由于赔偿金额（Xi）＝保险金额×损失率，保费（Zi）＝保险金额×费率，基于保险精算原理：费率＝损失率×风险发生概率，因此Xi-Z* i ＞0，△R ＞0，即在政府提供农业保险保费补贴且不计相对免赔额的情况下，参保能提高农户的生产利润。

农业保险对农户生产决策的影响如下：在确定性环境中，农户均衡种植结构的确定在于单位面积土地上种植不同作物所获得的边际利润相等，因此当农户不参加玉米保险时，其均衡种植结构如式（1）：

若农户参加玉米保险，玉米生产利润由Rum提高为Rvm，其他作物的生产利润不变的情况下，原有均衡种植结构（1）式不再成立。农户的最优决策是增加玉米种植面积、减小非参保作物的种植面积，以达到利润最大化。此时不同作物单位面积利润相等，式（2）成立：

基于以上分析，本文提出假设：

假设1：农业保险会促进玉米规模化生产。

（二）农业保险对异质性农户玉米种植规模的影响分析

农业收入占比是影响农户生产决策的重要因素。农户依据农业收益大小进行“专业户”与“兼业户”间的身份转换[18]，其目的是合理分配家庭劳动力以获得最大家庭收益[19]。不少学者从农户兼业视角分析土地调整、农业生产效率等问题，并利用农业收入占家庭总收入的比重来表示兼业程度将样本划分为四组[20,21]：纯农户（占比＞90%）、Ⅰ兼农户（50%~90%）、Ⅱ兼农户（10%~50%）、非农户（＜10%）；与此类似，姜天龙和郭庆海（2020）依据粮食规模经营类型（即粮食收入占家庭总收入比重）将粮食种植户分为类似四组：纯粮型（占比＞80%）、Ⅰ兼粮型（50%～80%）、Ⅱ兼粮型（20%~50%）、非粮型（＜20%）。上述学者的分类标准虽存在细微的差异，但都存在收入占比50%这一划分界限，对此能够将样本划分为“专业”与“兼业”两类。因此本文借鉴上述学者的研究，从兼业角度考察农业保险对异质性农户粮食生产规模的影响，并依据农户的粮食收入（玉米种植收入）占家庭总收入的比重为划分指标，将样本农户划分为以下两种类型：①“玉米生产专业户”，即玉米种植收入/家庭总收入≥50%；②“玉米生产兼业户”，即玉米种植收入/家庭总收入＜50%。

根据已有研究，将农户以粮食收入占家庭总收入比重进行类型划分后，不同生产类型农户的生产效率存在差异[22]；此外，不同兼业类型农户的农业生产积极性不同，专业化程度高的农户扩大种植经营规模的意愿更强[20,21]。因此，本文提出假设：

假设2：相较于玉米生产兼业户，农业保险更能促进玉米生产专业户的规模化生产。

三、数据来源与研究方法

（一）数据来源

本研究使用的数据来源于2018 年北京大学和沈阳农业大学联合组织的“2018 年辽宁省地区‘百村千户’”调研以及2020 年对目标样本农户进行的电话回访。该调研采用多阶段随机抽样法：首先，根据辽宁省2017 年各农业县的人均GDP 值的高低进行排序，并将其划分为高、中、低3 组，分别在每组县中随机抽取3 个，初步确定了9 个样本县。为获得追踪数据，将前期调研过的5 个县加入此次调研样本县中，其中有2 个已包含在初步确定的样本县中，因此共计12 个样本县；其次，运用分层随机抽样法从各个县中抽出3 个乡镇，共计36 个样本乡镇（10 个追踪样本乡镇）；再次，从各样本乡镇中运用随机抽样法抽取3 个样本村。其中各追踪乡镇中有1 个村前期被调研，在继续追踪基础上，各追踪乡镇中仅需新抽2 个村。且一个样本乡镇抽取的3 个村庄被合并为一个村，因此共计调研106 个样本村（10 个追踪样本村）；最后，从每个样本村中随机抽取10 个农户，其中10 个追踪村继续追踪前期被调研的22 个农户，共计调研1180 个农户，回收有效问卷1175 份，有效率为99.58%。

本研究的目标样本及数据选取具体如下：首先，依据农户2018 年是否从事玉米作物生产，从调研数据库中筛选含有有效电话信息的样本557 户，进行电话回访474 户，样本覆盖辽宁省11 个市、12 个县、90 个村；其次，从数据库中获取户主年龄、受教育年限、农业生产年限、家庭务农人数、家庭总收入、2018 年玉米种植面积，机械使用率及玉米生产成本等数据，而研究所需的农户风险态度、对农业保险的了解程度、玉米参保情况、玉米耕地质量以及玉米因灾损失等数据则通过对目标样本进行电话回访获得。

（二）内生转换模型

本研究选用内生转换模型分析农业保险对玉米生产规模的影响。该模型具有以下优势：模型中构建了农户参保行为方程以及农业保险影响效应方程，通过对上述两个方程的联合估计，消除了农户参加玉米保险的“自选择”问题以及参保行为与玉米生产规模的“共同决策”问题[23]；此外，纳入不可观测变量对模型估计的偏误影响，提高了估计精度。首先构建农户参保行为方程如下：

式（3）中，D 为虚拟结果变量，表征2018 年农户玉米参保情况，X 为影响农户参保决策的控制变量，α1为控制变量的待估参数，α0为常数，ε 为随机干扰项。

其次构建农业保险对玉米生产规模的影响效应方程如下：

式（4）中，ACR 衡量农户玉米生产规模。D 为本研究的解释变量，含义同上。N 为影响农户玉米生产规模的控制变量，β1和β2为待估参数，β0为常数，ω 为随机干扰项。

内生转换模型分组考虑参保与未参保农户玉米生产规模的影响效应方程，并且在估计过程中，为控制不可观测因素带来的估计偏误，内生转换模型将基于参保行为方程（3）计算得到的逆米尔斯比率（λ）引入影响效应方程（4）来解决这一问题。此时，模型的表达式转换为：

ACRT和ACRU分别指参保组和非参保组的玉米生产规模，λT和λU分别代表不可观测因素对农户玉米参保行为的影响，ηTε和ηUε表示行为方程和影响效应方程误差项的协方差，若二者在统计意义上显著，表明农户参保存在自选择问题，为提高估计精度，有必要解决因自选择问题带来的估计偏误。本文选择完全信息极大似然法（FIML）同时对参保行为方程（3）与影响效应方程（5）和（6）进行估计。

需要说明的是，现实中不可能同时观测到农户参保以及不参保两种情境下的玉米种植规模。因此，研究进一步基于反事实框架，通过比较农户在事实与反事实条件下玉米生产规模的差异，以准确评估农户参保前后玉米种植规模的变化。

参保组和非参保组农户玉米种植规模的条件期望表达式为：反事实框架下参保组和非参保组农户玉米种植规模的条件期望表达式为：

由于未参保组的平均处理效应（ATU）和总体样本的平均处理效用（ATE）的评估结果对政策评估的意义不大[24]，因此，本研究仅关注参保组的平均处理效应（ATT）来衡量农业保险对农户玉米种植规模的影响效应，ATT 表示为：

（三）变量设置

内生转换模型分为参保行为方程和影响效应方程两个阶段。第一阶段为农户玉米是否参保的行为，若农户参保，则赋值为1，若农户不参保，则赋值为0。借鉴马彪等[25]、谢谦和罗健[26]、侯煜庐和张峭[27]等研究，本文选取影响农户玉米参保行为的控制变量包括户主年龄、受教育年限、农业生产年限、风险态度、对农业保险了解程度、家庭总收入、家庭务农人数、玉米耕地质量、机械使用率以及玉米因灾损失等。此外，为解决农户参保行为与其玉米生产规模之间可能存在互为因果关系而导致的估计误差问题，选取“对农业保险了解程度”作为本研究的工具变量。

第二阶段为农户参保后对其玉米种植规模的影响，因变量为农户2018 年玉米种植面积，自变量为农户是否参保。控制变量为一系列影响农户玉米种植规模的变量，借鉴韩昕儒和张宁宁、彭继权等研究[28,29]，本研究选取包括户主年龄、受教育年限、农业生产年限、家庭务农人数、家庭总收入、上一年玉米产量、机械使用率、玉米生产成本等变量。本研究涉及的变量和赋值情况见表1。

四、结果与分析

（一）农业保险与农户玉米种植规模的现状分析

由表1 知，样本玉米种植户中有358 户参保，占样本总数的76%，这与辽宁省玉米保险覆盖面大体相当。从个体特征来看，参保组和非参保组农户平均年龄在56 岁左右，说明样本地区农户年龄结构老龄化情况较严重。相较于非参保组，参保组农户受教育程度更高，从事农业生产的时间更长、对农业保险的了解程度更深，对风险的态度也更为偏好。从家庭特征来看，参保组和非参保组农户农业收入占比分别为52.8%、48.7%，表明样本农户兼业情况客观存在。此外，较未参保组农户而言，参保组家庭从事农业生产的人数较少，可能的原因为农业生产人数越少的家庭，其自身为农业生产风险防范的精力及能力越有限，因此会更倾向于选择农业保险来实现分散农业生产风险、稳定农业收入的目的。从生产特征来看，参保组与非参保组农户之间玉米种植规模差异较大，参保组农户平均玉米种植面积为1.304 hm2，比非参保组农户的0.704 hm2多了近一倍。相较于非参保组，参保组农户机械使用率、玉米产量相对较高，玉米生产成本相对较低。从自然特征来看，参保组农户过去因自然灾害造成的玉米产量损失程度更大。

表1 变量设置及说明

（二）农业保险对玉米生产规模的影响效应分析

表2 展示了农户参保行为方程及农业保险对玉米生产规模影响效应方程的回归结果。ηTε为农户参保行为方程与参保组农户玉米生产规模影响效应方程误差项的相关系数，其结果在1%的统计水平上显著，说明样本农户的参保行为存在自选择问题，若采用简单回归分析会造成研究结果偏差。模型的LR 检验结果在1%的统计水平上显著，表明参保行为方程和农户玉米生产规模影响效应方程之间联立性良好。因此，本研究采用内生转换模型纠正不可观测变量引起的样本选择偏误合理且有必要。

表2 中农户参保行为方程的估计结果显示：受教育年限、对农业保险的了解程度、耕地质量、玉米因灾损失以及玉米生产成本与农户参保行为显著正相关。表明受教育年限越高的农户，往往对农业保险政策及其功能有着更为深刻的了解，因此利用农业保险进行农业生产风险管理的意识越强；而风险越偏好的农户越愿意在未知风险中放手一搏，在获得高收益的同时也面临高损失率，因此会倾向于购买农业保险来分散农业生产风险以减小收入波动；且农户拥有的耕地质量越高，农户从事玉米生产的产量预期相应越高，对农业风险管理工具的需求越为强烈，尤其在历年玉米遭灾严重且玉米生产成本较高的情况下，为稳定农业收入，农户参保意愿越强。表2 中参保组和非参保组农户玉米生产规模影响效应方程的分析结果显示：生产成本对参保组和非参保组农户的玉米生产规模均会产生显著正向影响，其原因是玉米生产过程中包括种子、化肥、农药、雇工、机械投入等成本，生产面积的扩大有利于机械的投入使用，实现规模经济，降低单位面积玉米生产成本。

表2 农业保险对玉米生产规模影响的内生转换回归估计结果

本研究关注的重点之一是农业保险对农户玉米生产规模的影响。表3 报告了农业保险对参保组农户玉米生产规模影响的平均处理效应测算结果。结果表明：农业保险促进了玉米种植户规模化生产，效果显著。参保组玉米生产规模的平均处理效应（ATT）为0.307，表现为在反事实假设下，实际参保农户若未参保，其玉米种植面积将由1.298hm2下降至0.990hm2，降幅23.729%，且平均处理效应结果通过了5%的显著性检验。本文的研究假设1 得证。

表3 农业保险对玉米生产规模影响的平均处理效应测算结果

（三）异质性分析

为区分农户对玉米生产行为的重视程度，本研究以农户的玉米种植收入占家庭总收入的比重为划分标准将样本农户划分为玉米生产专业户和玉米生产兼业户。表4 展示了农业保险对玉米生产规模影响的异质性分析结果。可以直观看出，两组样本模型的变量显著性存在差异。首先，影响两组农户参保行为的因素存在差异：表4 的第2、5 列数据显示，对农业保险了解程度、玉米因灾损失程度以及玉米生产成本是影响两组农户参保行为的共同因素，具体表现为对农业保险了解程度越深、玉米因灾致损程度越大以及玉米生产成本越高的农户越倾向于参加农业保险；此外，玉米生产产量对生产专业户有显著的正向影响；而农业生产年限以及风险偏好程度则对生产兼业户有显著的正向影响。

其次，影响两组参保农户玉米生产规模的因素存在差异：表4 的第3、6 列数据显示，玉米生产成本是影响两组参保农户玉米规模化生产的共同因素，玉米生产成本越高，农户越倾向于进行规模化生产；此外，农户年龄越小、家庭总收入越高会促进玉米生产兼业户的规模化生产，对玉米生产专业户无显著影响。最后，影响两组未参保农户玉米生产规模的因素存在差异：表4 的第4、7 列数据显示，玉米生产成本同时影响着未参保农户中生产专业户和兼业户的生产规模决策，玉米生产成本变高时，全体未参保组农户会倾向于扩大玉米种植面积；此外，对于玉米生产专业户而言，家庭总收入会正向影响其玉米生产规模，而机械使用率则会对其玉米生产规模产生负向影响。

表4 农业保险对玉米生产规模影响的异质性分析结果

本研究所关注的另一重点是农业保险对异质性农户玉米生产规模的影响效应是否存在差异，将分组样本按照行为方程式（3）和影响效应方程式（5）和式（6）进行估计，估计结果如表5 所示。结果显示：农业保险对异质性农户玉米生产规模的影响效应不同。表现为在反事实假设下，实际参保的玉米生产专业户若选择不参保，其玉米种植面积将由2.183hm2下降至1.227hm2，降幅43.79%，且处理效应结果在5%的统计水平下显著；而实际参保的玉米兼业户若选择不参保，其玉米种植规模将由0.795hm2下降至0.732hm2，仅下降7.92%，且未通过显著性检验。即农业保险显著促进了玉米生产专业户的规模化生产，对玉米生产兼业户的生产规模并无明显影响。主要原因为：一方面，由于玉米收入占不同类型农户家庭总收入的比例不同，相较于玉米生产兼业户，玉米生产专业户本身对玉米收入的依赖性更强，因此在玉米相同受灾程度下，以玉米收入为主的专业户对其获偿金额更为敏感，即农业保险对稳定生产专业户家庭总收入的作用更大；另一方面，根据样本数据显示，相较于兼业户，专业户在玉米生产过程中有着较高的机械使用率和较低的生产成本，进一步扩大玉米规模化生产将更利于机械的投入使用，实现规模经济。因此，在农业保险作用下，专业户会更倾向于扩大玉米种植面积以促进其家庭收入增长。本文的研究假设2 得证。

表5 农业保险对玉米生产规模影响的异质性处理效应测算结果

（四）稳健性检验

1.反向因果检验

为证明农户参保行为与其玉米生产规模间仅存在正向因果关系，而不存在反向因果关系，将原模型解释变量与被解释变量进行交换，并采用Logit 回归方程进行分析。若反向因果方程中种植规模系数不显著，则证明研究不存在反向因果关系。反向因果检验的模型设定如下：

式（9）中D 为被解释变量，指“是否参加玉米保险”；Acr 为解释变量，指“玉米生产规模”；M为控制变量，与前文农户参保行为方程式（3）中的控制变量一致；υ 为随机干扰项。反向因果关系检验结果显示农户的玉米生产规模对农户参保行为的影响系数为-0.057，并未通过显著性检验（见表6），表明农户玉米生产规模的大小并不会影响农户的参保决策，这一结论与郑春继等研究的结论一致[30]，证明了原模型不存在反向因果的问题。

表6 玉米生产规模对参保影响的Logit 估计结果

2.马氏匹配再估计

借鉴李长生和刘西川的研究[24]，通过更换数据估计方法进行稳健性检验，选取邻近距离为4 的马氏匹配法再次进行模型估计。若回归结果与内生转换模型估计结果方向一致，则证明模型估计的可靠性。马氏匹配再估计结果显示：农业保险对全样本农户玉米生产规模的ATT 值为0.465，对专业户玉米生产规模的ATT 值为1.120，均通过了1%的显著性检验；农业保险对兼业户玉米生产规模的ATT 值为0.171，并未通过显著性检验。研究结果表明农业保险显著促进了全样本农户和生产专业户的玉米规模化生产，而不影响兼业户的玉米规模化生产。该结果与内生转换模型的估计结果方向保持一致（见表7），证明了原模型估计结果的可靠性。

表7 马氏匹配法估计结果（ATT）

五、结论与建议

（一）结论

本文利用辽宁省474 份玉米种植户的调研数据，运用内生转换模型分析农业保险是否能促进玉米规模化生产；并基于玉米种植户异质性视角，分析农业保险对不同类型农户的玉米规模化生产的影响是否存在以及存在怎样的差异，得到如下结论。

第一，辽宁省样本玉米种植户的参保率为76%，参保形势较好，但仍存在较大的提升空间。从参保决策方程来看，农户参保行为受农户个体特征、生产特征以及自然特征的共同影响：个体特征中农户受教育年限越长、风险态度越为偏好、对农业保险了解程度越深会促进农户参保；生产特征中耕地质量和玉米生产成本正向影响农户的参保行为；此外，自然特征中农户从事玉米生产时面临的风险越大，农户就越倾向于参保。

第二，从玉米种植规模影响效应方程来看，农业保险显著促进了辽宁省玉米规模化生产。表现为参保农户若未参保，农户户均玉米种植面积将减少0.307hm2。研究结果可为辽宁省农业保险实施效果、乃至国家粮食安全保障等政策效应评估提供参考。

第三，农业保险对不同生产类型玉米种植户的影响效应不同，对生产专业户的影响显著，而对生产兼业户的影响不显著。研究结果可为未来辽宁省针对异质性农户实施差异性的农业保险政策提供理论和现实依据。

（二）建议

根据以上结论，为保障粮食安全、促进农业现代化发展，本文提出如下政策建议。

第一，加大农业保险政策的宣传力度，强化农户对农业保险的了解。充分调动政府和保险公司的联动机制，利用乡镇基层政府的职能优势将农户统一集中，依靠保险公司的人力资源支撑，派相关工作人员深入基层，就农业保险性质、定损理赔等业务环节进行宣传，结合村部真实具体的承保理赔案例的分析，提高农户对农业保险政策及其功能的认知，培育农户的保险意识，逐步提高农业保险参保率。

第二，继续加强与完善农业保险产品体系，夯实农业保险助力农业规模化生产的保障功能。2019年起辽宁省陆续开展了更高保障水平的完全成本保险和收入保险试点，与传统物化成本保险相比，保障水平大幅提高，保障功能进一步强化。未来应持续推进完全成本保险和收入保险产品试点范围直至全省覆盖，进一步强化农业保险对粮食规模化生产的扩增效应。

第三，优化完善土地流转政策，制定相应补贴政策促进土地流转。政府应健全完善现有土地流转政策环境，同时通过增设相关激励措施，如为农户提供更多相关就业信息、对小规模经营的兼业户实行退耕补贴政策等，以鼓励土地由粮农兼业户向粮农专业户流转，从而更大程度发挥农业保险对粮农专业户的扩增效果，推进农业规模化、现代化发展。