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摘 要：实证研究表明，我国给予财政补贴后的农业保险，无论是农民人均农业保险保费，还是各地农业保险保费总收入，对农民人均纯收入增长的弹性都是负值，即当前我国农业保险中，在总体上农民支付的保险费大于得到的赔偿，会形成部分损失。说明农业保险经营中存在“少赔”与“拒赔”情况。因此，必须切实规范农业保险的承保与理赔行为，让参保农户在灾后获得及时足额的保险赔付，真正发挥农业保险应有的经济社会职能。
关 键 词： 农业保险；财政补贴；农民收入
中图分类号：F84 文献标识码：A 文章编号：1006-3544（2013）04-0075-07
中央财政自2007年开始对农业保险进行补贴以来，我国农业保险保费规模、承保面积和保险赔款等都大幅度增长。但给予财政补贴后农业保险对促进农民收入增长的具体效果如何，则有待深入研究。本文采用除西藏以外的其他30个省（自治区、直辖市）2007～2010年4年间中央财政给予保费补贴后农业保险保费收入与农民收入的面板数据，基于面板数据分析法，考察农业保险的发展是否促进了农民收入的增长。
一、模型构建与数据来源
所谓面板（panel data）是指由变量y关于N个不同对象的T个观测期所得到的二维数据，记为yit，其中i表示N个不同对象（如国家、地区、行业、企业或消费者等不同个体），t表示T个不同的观察期。可见将第i个对象的T期观测时间序列{y■}■■称为面板数据的第i个纵剖面时间序列，将{y■}■■称为面板数据的第t期横截面。可见，面板数据既具有时间序列和截面数据的某些特征， 也具有它们所无法比拟的优点 ① 。 面板数据波动性加大会导致变量间更大的洞察力，而且会扩大样本信息，增加自由度，减少变量之间的共线性， 能更好地识别和度量单纯的时间序列模型和单纯截面数据模型所不能发现的影响因素，进而提高估计的效率。最重要的是，与时间序列数据和截面数据不同， 面板数据控制了个体异质性，并可以更好地动态调整分析，有助于建立和检验更负责的行为模型。
与上文对时间序列数据回归所分析的一样，为避免面板数据的“伪回归”问题，面板数据模型在回归前也需要通过单位根检验和协整检验以考察数据的平稳性。 但面板数据单位根检验和协整检验更多应用于非平稳的长期动态变化数据， 即个体对象很小、观测期很长（“大T小N”）的数据，而对于个体对象很多、观测期很短（“大N小T”）的数据，基本不考虑单位根检验和协整检验（白仲林，2008）。
本文所进行的面板回归均采用除西藏以外的其他30个省（自治区、直辖市）2007～2010年4年间有关农业保险（农业保险保费收入、赔款支付、人均保费等）、农业生产（种植情况、农药化肥、种植面积、产量、农民人均收入等）以及中央的财政补贴等数据进行，属于典型的“大N小T”的数据，因此也不考虑进行单位根检验和协整检验。
面板数据回归模型一般分为混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型。其中固定效应模型又分为个体固定效应模型、时点固定效应模型和时点个体固定效应模型。鉴于经济学分析中更多采用固定效应模型的分析，以及本文数据的期限较短，无法做随机效应模型的分析，所以本文只在混合回归模型与三种固定效应模型之间进行分析，并根据模型的设定检验选择最合适的回归模型，其检验方法见表1下注解。
从理论上来说，农业保险保费收入的增长，有助于更好地分散农户生产经营过程中面临的各类风险，稳定农户生产经营收入预期，促进新型现代高效农业的发展，从而进一步推动农村经济社会发展并促进农民收入增加。但是国内外的相关研究却对其效果存在一些质疑，有待于进一步的实证检验。农户收入（IHI）按照其来源可以分为家庭经营性纯收入（IHSI）、工资性纯收入（IHOI）、财产性收入（PI）和转移性收入（TI）。
家庭经营收入是指农村住户以家庭为生产经营单位进行生产筹划和管理而获得的收入。农村住户家庭经营活动按行业划分为农业、林业、牧业、渔业、工业、建筑业、交通运输邮电业、批发和零售贸易餐饮业、社会服务业、文教卫生业和其他家庭经营。可见农业保险参保之后，对于从事农林牧渔业等的农户收入能够起到一定的作用。
工资性收入指农村住户成员受雇于单位或个人，靠出卖劳动而获得的收入。可见，当农民受雇的企业是农业加工企业或者是种养殖业大户，其受雇企业或个人参加农业保险会稳定和促进其发展，进而也会增加受雇农民的收入。
财产性收入指金融资产或有形非生产性资产的所有者向其他机构单位提供资金或将有形非生产性资产供其支配，作为回报而从中获得的收入。可以看出，当农民参加农业保险之后，在受灾时可以获得保险公司的赔款，这种赔款就是一种典型的财产性收入。
转移性收入指农村住户和住户成员无需付出任何对应物而获得的货物、服务、资金或资产所有权等，不包括无偿提供的用于固定资本形成的资金。一般情况下，指农村住户在二次分配中的所有收入。鉴于转移支付对于农民来说是无成本的，因而与是否参加农业保险无关。
综上分析，在实证部分，只考察除西藏之外30个省（自治区、直辖市）的农业保险保费收入（AIPI）以及人均保费（APPI）对于农户收入（IHI）、家庭经营性纯收入（IHSI）、工资性纯收入（IHOI）和财产性收入（PI）的影响。以上数据来源于《中国保险年鉴》（2008～2011）以及《中国农村统计年鉴》（2008～2011）。同时，为消除物价因素的影响，以2007年的物价水平为基准， 对2008年、2009年、2010年的数据分别按当年农村居民消费指数剔除物价因素之后，取自然对数。
本节将分析的面板模型如下：
ln IHI1it=？琢10+？琢1it+？茁1it ln APPI1it+？着1it （1）
ln IHSI1it=？琢20+？琢2it+？茁2it ln APPI2it+？着2it （2） ln IHOI1it=？琢30+？琢3it+？茁3it ln APPI3it+？着3it （3）
ln PI1it=？琢40+？琢4it+？茁4it ln APPI4it+？着4it （4）
ln IHI2it=？琢50+？琢5it+？茁5it ln AIPI5it+？着5it （5）
ln IHSI2it=？琢60+？琢6it+？茁6it ln AIPI6it+？着6it （6）
ln IHOI2it=？琢70+？琢7it+？茁7it ln AIPI7it+？着7it （7）
ln PI2it=？琢80+？琢8it+？茁8it ln AIPI8it+？着8it （8）
其中i=1，2，…，30，表示30个个体；t=1，2，3，4，分别表示2007～2010年的4个年份。
对于上述回归形式最终选择混合效应模型、个体固定效应模型、时点固定模型与个体时点固定模型中的哪一个，则看回归的结果与检验的结果。
二、实证分析
1. 人均保费对农民家庭人均纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均纯收入的贡献，回归结果及其检验见表1。
由表1可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验（表中Cross-section F与Cross-section Chi-square）、时点固定效应检验（表中Period Chi-square与Period Chi-square）和个体时点固定效应检验（表中Cross-Section/Period F与Cross-Section/Period Chi-square）后可以看出，个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为 -0.000832，即人均农险保费每增长1%，会使农民人均纯收入减少0.0832%，其显著性不高。
2. 人均保费对农民家庭人均经营性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均经营性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表2。
由表2可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出，个体固定效应模型相对更好一些。 而从个体固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.101480， 即人均农险保费每增长1%，会使农民人均经营性纯收入增加10.148%。可以认为，由于农业保险的存在，降低了农户从事农林牧渔的风险， 进而促进了农民经营性收入的增长。
3. 人均保费对农民家庭人均工资性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均工资性纯收入的贡献， 回归结果及其检验见表3。
由表3可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、 时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.006429， 即人均农险保费每增长1%， 会使农民人均工资性纯收入增加0.6429%，虽然其显著性不高，但其促进作用是明显存在的。
4. 人均保费对农民家庭人均财产性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均财产性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表4。
由表4可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体固定效应模型相对更好一些。 而从个体固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.090982， 即人均农险保费每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入增加9.0982%。
5. 农险保费收入对农民家庭人均纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均纯收入的贡献，回归结果及其检验见表5。
由表5可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、 时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农民农业保险保费的系数为-0.001024，即各地农险保费规模每增长1%， 会使农民人均纯收入减少0.1024%，其显著性不高。
6. 农险保费收入对农民家庭人均经营性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均经营性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表6。
由表6可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出，个体固定效应模型相对更好一些。而从个体固定模型中可以看出各地农险保费的系数为0.097943，即各地农险保费每增长1%，会使农民人均经营性纯收入增长9.7943%。 7. 农险保费收入对农民家庭人均工资性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均工资性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表7。
由表7可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、 时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农险保费的系数为0.008374， 即各地农险保费每增长1%，会使农民人均工资性纯收入增长0.8374%，其显著性不高。
8. 农险保费收入对农民家庭人均财产性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均财产性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表8。
由表8可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出，个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农险保费的系数为-0.010694，即各地农险保费每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入减少1.0694%，其显著性不高。
三、结论及启示
本文基于面板模型分析方法，分析了各地政策性农业保险保费水平与农民收入之间的关系，得到的主要结论如下：
1. 从实证结果来看， 无论是农民人均农业保险保费，还是各地农业保险保费总收入，对农民人均纯收入增长的弹性都是负值， 分别为-0.000832与 -0.001024， 而这也充分反映了当前中国农业保险经营中所存在的“少赔”与“拒赔”情况，即农民参加了农业保险，支付了保费，却不能获得其预期的灾后损失赔款，从而使其保费彻底成了一笔损失。因此，要切实规范农业保险的承保与理赔行为， 让参保农户在灾后获得及时足额的保险赔付， 真正发挥农业保险应有的经济社会职能。
2. 虽然农业保险在促进农民整体人均纯收入上的作用是负面的，但从实证结果来看，无论是人均农险保费，还是总的农险保费规模，在促进农民人均经营性纯收入与人均工资性纯收入上的作用是积极的。这说明农业保险在分散农业经营风险，特别是农业产业化经营风险与农业加工企业经营风险上还是存在一定作用的。这与宁满秀、邢郦、钟甫宁（2005），徐勇（2006），吕春生、王道龙、李茂松（2008），黄英君、林文俊、陈丽红（2009），王敏俊（2010）等的研究类似。他们认为传统小农户对农业保险不积极，而专业化经营农户和农业加工企业最需要农业保险，耕地面积越多、土地质量越差、专业化程度越高的农户购买农业保险的概率越高。因此对于目前中国农村不少农民因为耕地面积少，单位收益低而外出务工所引发的“谁来种地”的社会问题，国家可以借助农业保险风险分散工具，在其他财政金融政策的扶持下，鼓励农民之间进行土地转租，促进耕地资源的相对集中，扩大农业生产规模，稳定农业生产。
3. 农民人均保费和农业保险总收入对农民人均财产性纯收入的影响不同。从个体固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.090982，即人均农险保费每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入增加9.0982%。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农险保费的系数为-0.010694，即各地农险保费规模每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入减少1.0694%，虽然其显著性不高。可以看出农业保险与农民人均财产性纯收入的关系是值得深究的，这也说明农业保险在农村金融体系中的作用还不突出，今后农业保险的发展要加大与农业信贷等的合作力度。
参考文献：
[1]白仲林. 面板数据的计量经济分析[M]. 天津：南开大学出版社，2008.
[2]白仲林. 面板数据模型的设定、统计检验和新进展[J]. 统计与信息论坛，2008（10）.
[3]李祥云、祁毓. 农村居民购买政策性农业保险的影响因素分析——来自农户调查的数据分析[J]. 山东经济，2010（3）：117-121.
[4]林江，李普亮. 改革开发后我国财政农业投入的经济绩效分析——基于1978-2006年的统计数据[J]. 山东经济，2010（5）.
[5] 宁满秀. 农业保险与农户生产行为关系分析——对新疆玛河流域农户的经验分析[D]. 南京：南京农业大学，2006：1-2.
[6] 宁满秀、邢郦、钟甫宁. 影响农户购买农业保险决策因素的实证分析——以新疆玛纳斯河流域为例「J」. 农业经济问题，2005（ 6）.
[7]沈坤荣. 张璟. 中国农村公共支出及其绩效分析——基于农民收入增长和城乡收入差距的经验研究[J]. 管理世界，2007（1）：30-41.
[8]施红. 政府介入对政策性农业保险的运作效率影响的分析[J]. 农业经济问题，2008（12）.
[9]施红. 中国政策性农业保险优化风险配置的机理研究[D]. 杭州：浙江大学，2009：33.
[10] 孙香玉，钟甫宁. 福利损失、收入分配与强制保险——不同农业保险参与方式的实证研究[J]. 管理世界，2009（5）.
（责任编辑：卢艳茹；校对：李丹）
关 键 词： 农业保险；财政补贴；农民收入
中图分类号：F84 文献标识码：A 文章编号：1006-3544（2013）04-0075-07
中央财政自2007年开始对农业保险进行补贴以来，我国农业保险保费规模、承保面积和保险赔款等都大幅度增长。但给予财政补贴后农业保险对促进农民收入增长的具体效果如何，则有待深入研究。本文采用除西藏以外的其他30个省（自治区、直辖市）2007～2010年4年间中央财政给予保费补贴后农业保险保费收入与农民收入的面板数据，基于面板数据分析法，考察农业保险的发展是否促进了农民收入的增长。
一、模型构建与数据来源
所谓面板（panel data）是指由变量y关于N个不同对象的T个观测期所得到的二维数据，记为yit，其中i表示N个不同对象（如国家、地区、行业、企业或消费者等不同个体），t表示T个不同的观察期。可见将第i个对象的T期观测时间序列{y■}■■称为面板数据的第i个纵剖面时间序列，将{y■}■■称为面板数据的第t期横截面。可见，面板数据既具有时间序列和截面数据的某些特征， 也具有它们所无法比拟的优点 ① 。 面板数据波动性加大会导致变量间更大的洞察力，而且会扩大样本信息，增加自由度，减少变量之间的共线性， 能更好地识别和度量单纯的时间序列模型和单纯截面数据模型所不能发现的影响因素，进而提高估计的效率。最重要的是，与时间序列数据和截面数据不同， 面板数据控制了个体异质性，并可以更好地动态调整分析，有助于建立和检验更负责的行为模型。
与上文对时间序列数据回归所分析的一样，为避免面板数据的“伪回归”问题，面板数据模型在回归前也需要通过单位根检验和协整检验以考察数据的平稳性。 但面板数据单位根检验和协整检验更多应用于非平稳的长期动态变化数据， 即个体对象很小、观测期很长（“大T小N”）的数据，而对于个体对象很多、观测期很短（“大N小T”）的数据，基本不考虑单位根检验和协整检验（白仲林，2008）。
本文所进行的面板回归均采用除西藏以外的其他30个省（自治区、直辖市）2007～2010年4年间有关农业保险（农业保险保费收入、赔款支付、人均保费等）、农业生产（种植情况、农药化肥、种植面积、产量、农民人均收入等）以及中央的财政补贴等数据进行，属于典型的“大N小T”的数据，因此也不考虑进行单位根检验和协整检验。
面板数据回归模型一般分为混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型。其中固定效应模型又分为个体固定效应模型、时点固定效应模型和时点个体固定效应模型。鉴于经济学分析中更多采用固定效应模型的分析，以及本文数据的期限较短，无法做随机效应模型的分析，所以本文只在混合回归模型与三种固定效应模型之间进行分析，并根据模型的设定检验选择最合适的回归模型，其检验方法见表1下注解。
从理论上来说，农业保险保费收入的增长，有助于更好地分散农户生产经营过程中面临的各类风险，稳定农户生产经营收入预期，促进新型现代高效农业的发展，从而进一步推动农村经济社会发展并促进农民收入增加。但是国内外的相关研究却对其效果存在一些质疑，有待于进一步的实证检验。农户收入（IHI）按照其来源可以分为家庭经营性纯收入（IHSI）、工资性纯收入（IHOI）、财产性收入（PI）和转移性收入（TI）。
家庭经营收入是指农村住户以家庭为生产经营单位进行生产筹划和管理而获得的收入。农村住户家庭经营活动按行业划分为农业、林业、牧业、渔业、工业、建筑业、交通运输邮电业、批发和零售贸易餐饮业、社会服务业、文教卫生业和其他家庭经营。可见农业保险参保之后，对于从事农林牧渔业等的农户收入能够起到一定的作用。
工资性收入指农村住户成员受雇于单位或个人，靠出卖劳动而获得的收入。可见，当农民受雇的企业是农业加工企业或者是种养殖业大户，其受雇企业或个人参加农业保险会稳定和促进其发展，进而也会增加受雇农民的收入。
财产性收入指金融资产或有形非生产性资产的所有者向其他机构单位提供资金或将有形非生产性资产供其支配，作为回报而从中获得的收入。可以看出，当农民参加农业保险之后，在受灾时可以获得保险公司的赔款，这种赔款就是一种典型的财产性收入。
转移性收入指农村住户和住户成员无需付出任何对应物而获得的货物、服务、资金或资产所有权等，不包括无偿提供的用于固定资本形成的资金。一般情况下，指农村住户在二次分配中的所有收入。鉴于转移支付对于农民来说是无成本的，因而与是否参加农业保险无关。
综上分析，在实证部分，只考察除西藏之外30个省（自治区、直辖市）的农业保险保费收入（AIPI）以及人均保费（APPI）对于农户收入（IHI）、家庭经营性纯收入（IHSI）、工资性纯收入（IHOI）和财产性收入（PI）的影响。以上数据来源于《中国保险年鉴》（2008～2011）以及《中国农村统计年鉴》（2008～2011）。同时，为消除物价因素的影响，以2007年的物价水平为基准， 对2008年、2009年、2010年的数据分别按当年农村居民消费指数剔除物价因素之后，取自然对数。
本节将分析的面板模型如下：
ln IHI1it=？琢10+？琢1it+？茁1it ln APPI1it+？着1it （1）
ln IHSI1it=？琢20+？琢2it+？茁2it ln APPI2it+？着2it （2） ln IHOI1it=？琢30+？琢3it+？茁3it ln APPI3it+？着3it （3）
ln PI1it=？琢40+？琢4it+？茁4it ln APPI4it+？着4it （4）
ln IHI2it=？琢50+？琢5it+？茁5it ln AIPI5it+？着5it （5）
ln IHSI2it=？琢60+？琢6it+？茁6it ln AIPI6it+？着6it （6）
ln IHOI2it=？琢70+？琢7it+？茁7it ln AIPI7it+？着7it （7）
ln PI2it=？琢80+？琢8it+？茁8it ln AIPI8it+？着8it （8）
其中i=1，2，…，30，表示30个个体；t=1，2，3，4，分别表示2007～2010年的4个年份。
对于上述回归形式最终选择混合效应模型、个体固定效应模型、时点固定模型与个体时点固定模型中的哪一个，则看回归的结果与检验的结果。
二、实证分析
1. 人均保费对农民家庭人均纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均纯收入的贡献，回归结果及其检验见表1。
由表1可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验（表中Cross-section F与Cross-section Chi-square）、时点固定效应检验（表中Period Chi-square与Period Chi-square）和个体时点固定效应检验（表中Cross-Section/Period F与Cross-Section/Period Chi-square）后可以看出，个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为 -0.000832，即人均农险保费每增长1%，会使农民人均纯收入减少0.0832%，其显著性不高。
2. 人均保费对农民家庭人均经营性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均经营性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表2。
由表2可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出，个体固定效应模型相对更好一些。 而从个体固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.101480， 即人均农险保费每增长1%，会使农民人均经营性纯收入增加10.148%。可以认为，由于农业保险的存在，降低了农户从事农林牧渔的风险， 进而促进了农民经营性收入的增长。
3. 人均保费对农民家庭人均工资性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均工资性纯收入的贡献， 回归结果及其检验见表3。
由表3可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、 时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.006429， 即人均农险保费每增长1%， 会使农民人均工资性纯收入增加0.6429%，虽然其显著性不高，但其促进作用是明显存在的。
4. 人均保费对农民家庭人均财产性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地人均保费对农民家庭人均财产性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表4。
由表4可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体固定效应模型相对更好一些。 而从个体固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.090982， 即人均农险保费每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入增加9.0982%。
5. 农险保费收入对农民家庭人均纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均纯收入的贡献，回归结果及其检验见表5。
由表5可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、 时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农民农业保险保费的系数为-0.001024，即各地农险保费规模每增长1%， 会使农民人均纯收入减少0.1024%，其显著性不高。
6. 农险保费收入对农民家庭人均经营性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均经营性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表6。
由表6可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出，个体固定效应模型相对更好一些。而从个体固定模型中可以看出各地农险保费的系数为0.097943，即各地农险保费每增长1%，会使农民人均经营性纯收入增长9.7943%。 7. 农险保费收入对农民家庭人均工资性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均工资性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表7。
由表7可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、 时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出， 个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农险保费的系数为0.008374， 即各地农险保费每增长1%，会使农民人均工资性纯收入增长0.8374%，其显著性不高。
8. 农险保费收入对农民家庭人均财产性纯收入的贡献
通过混合面板模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型与个体时点固定效应模型来考察各地农险保费收入对农民家庭人均财产性纯收入的贡献，回归结果及其检验见表8。
由表8可知，无论是从系数显著性，还是各模型的R-squared与F-statistic检验值来看，对其进行个体固定效应检验、时点固定效应检验和个体时点固定效应检验后可以看出，个体时点固定效应模型相对更好一些。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农险保费的系数为-0.010694，即各地农险保费每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入减少1.0694%，其显著性不高。
三、结论及启示
本文基于面板模型分析方法，分析了各地政策性农业保险保费水平与农民收入之间的关系，得到的主要结论如下：
1. 从实证结果来看， 无论是农民人均农业保险保费，还是各地农业保险保费总收入，对农民人均纯收入增长的弹性都是负值， 分别为-0.000832与 -0.001024， 而这也充分反映了当前中国农业保险经营中所存在的“少赔”与“拒赔”情况，即农民参加了农业保险，支付了保费，却不能获得其预期的灾后损失赔款，从而使其保费彻底成了一笔损失。因此，要切实规范农业保险的承保与理赔行为， 让参保农户在灾后获得及时足额的保险赔付， 真正发挥农业保险应有的经济社会职能。
2. 虽然农业保险在促进农民整体人均纯收入上的作用是负面的，但从实证结果来看，无论是人均农险保费，还是总的农险保费规模，在促进农民人均经营性纯收入与人均工资性纯收入上的作用是积极的。这说明农业保险在分散农业经营风险，特别是农业产业化经营风险与农业加工企业经营风险上还是存在一定作用的。这与宁满秀、邢郦、钟甫宁（2005），徐勇（2006），吕春生、王道龙、李茂松（2008），黄英君、林文俊、陈丽红（2009），王敏俊（2010）等的研究类似。他们认为传统小农户对农业保险不积极，而专业化经营农户和农业加工企业最需要农业保险，耕地面积越多、土地质量越差、专业化程度越高的农户购买农业保险的概率越高。因此对于目前中国农村不少农民因为耕地面积少，单位收益低而外出务工所引发的“谁来种地”的社会问题，国家可以借助农业保险风险分散工具，在其他财政金融政策的扶持下，鼓励农民之间进行土地转租，促进耕地资源的相对集中，扩大农业生产规模，稳定农业生产。
3. 农民人均保费和农业保险总收入对农民人均财产性纯收入的影响不同。从个体固定模型中可以看出农民人均农业保险保费的系数为0.090982，即人均农险保费每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入增加9.0982%。 而从个体时点固定模型中可以看出各地农险保费的系数为-0.010694，即各地农险保费规模每增长1%， 会使农民人均财产性纯收入减少1.0694%，虽然其显著性不高。可以看出农业保险与农民人均财产性纯收入的关系是值得深究的，这也说明农业保险在农村金融体系中的作用还不突出，今后农业保险的发展要加大与农业信贷等的合作力度。
参考文献：
[1]白仲林. 面板数据的计量经济分析[M]. 天津：南开大学出版社，2008.
[2]白仲林. 面板数据模型的设定、统计检验和新进展[J]. 统计与信息论坛，2008（10）.
[3]李祥云、祁毓. 农村居民购买政策性农业保险的影响因素分析——来自农户调查的数据分析[J]. 山东经济，2010（3）：117-121.
[4]林江，李普亮. 改革开发后我国财政农业投入的经济绩效分析——基于1978-2006年的统计数据[J]. 山东经济，2010（5）.
[5] 宁满秀. 农业保险与农户生产行为关系分析——对新疆玛河流域农户的经验分析[D]. 南京：南京农业大学，2006：1-2.
[6] 宁满秀、邢郦、钟甫宁. 影响农户购买农业保险决策因素的实证分析——以新疆玛纳斯河流域为例「J」. 农业经济问题，2005（ 6）.
[7]沈坤荣. 张璟. 中国农村公共支出及其绩效分析——基于农民收入增长和城乡收入差距的经验研究[J]. 管理世界，2007（1）：30-41.
[8]施红. 政府介入对政策性农业保险的运作效率影响的分析[J]. 农业经济问题，2008（12）.
[9]施红. 中国政策性农业保险优化风险配置的机理研究[D]. 杭州：浙江大学，2009：33.
[10] 孙香玉，钟甫宁. 福利损失、收入分配与强制保险——不同农业保险参与方式的实证研究[J]. 管理世界，2009（5）.
（责任编辑：卢艳茹；校对：李丹）