农业信贷与保险互联影响农户收入研究——基于苏鄂两省调研数据,本文主要内容关键词为:互联论文,农户论文,信贷论文,两省论文,收入论文,此文献不代表本站观点,内容供学术参考,文章仅供参考阅读下载。
一、引言与相关文献回顾
我国农户面临的严重信贷配给问题,阻碍了农户消费、投资,进而影响其无法提高收入水平及家庭福利。因此,有效缓解农户信贷配给,需在提高其信贷可获得性的同时,激励其主动参与信贷等金融活动,从而实现深化金融支农成效的目标。
王性玉、田建强(2011)研究发现,将近1/4的农户受到风险配给或者交易成本配给。关于信贷配给对农户净收入、消费等造成的福利损失,目前已有文献采用带内生标准函数的转换模型进行了研究(李锐、朱喜,2007;刘艳华、王家传,2009;褚保金、卢亚娟,2009)。因为农业信贷能有效地促进农业产出(周小斌、李秉龙,2003;杨栋、郭玉清,2007),而且农业保险具有转移农业生产风险,弥补灾害损失以及减少农户风险承担费用的作用,因此,提高农户收入一方面需要改善信贷配给、提高信贷支农力度,另一方面还要发挥农业信贷与农业保险两者的协同效用。
在协调农业信贷与农业保险方面,2010年,银监会、保监会联合发文,从六个方面指导农户、信贷与保险机构进行三方协商,以期实现农业信贷与保险互联:首先,农业保险机构开展政策性农业保险,然后政府实施保费补贴,信贷机构将农户投保与利率优惠信贷措施结合起来,最终实现农户、农业信贷机构、保险机构之间的多赢局面。王向楠(2011)运用动态面板数据模型研究发现,农业信贷或者农业保险虽然能够各自单独有效地促进农业产出,但是两者协同效应不明显,而Carter(2011)则证明,风险厌恶假定下,农户参与信贷与保险互联能够提高其收入。
互联中的农业保险能有效提高农户生产积极性,激励农户并扩大生产规模,Cai等(2009)发现,引入农业保险能提高农户种养规模。但是农业保险投入能否提高产出还受到以下因素影响:农业保险政策性补贴可能会扭曲或者改变农户种养选择,而且农产品的增产可能带来其价格下降,两者综合影响对农户增收还取决于农产品的价格弹性;风险偏好型农户更倾向于利用信息优势为自己谋取更多利益(王瑜、应瑞瑶,2007),而且我国处于社会转型与农村经济发展过程中,农户决策动机、过程与信用水平将更加复杂(陈雨露、马勇,2009)。Galarza和Carter(2010)研究了风险偏好、贷款参与率与农业保险购买率,发现能够通过称为“热手”效应的认知偏误以及风险厌恶这两个变量,预测贷款参与率与农业保险购买率,即高风险厌恶个体倾向于风险大且没有保险的贷款项目,风险厌恶中等个体倾向于更保守的保险与信贷结合的贷款项目。
因此,本文将在农户异质性风险偏好前提下,探讨“农业信贷+政策性农业保险+人身意外伤害险+政策性农业保险保费财政补贴”互联模式,试图回答农业信贷与保险互联协同效应能否改善农户信贷配给,进而影响农业收入。
二、分析框架
本文在宁满秀等(2006)、Carter和Cheng(2010)基础上,构建农业信贷与保险互联改善农户信贷配给,并激励农户提高资本投入的分析框架。
(一)农业信贷保险互联效应:改善农户信贷配给,激励改变生产选择
假定农户是常相对风险厌恶,效应函数为传统凹效应函数u(c),通过选择技术与农业保险合约来最大化期望效应;自然环境属性特征定义为w,服从[0,1]概率分布,概率密度函数f(w)=1,产出风险冲击转换函数为φ,投入的要素为x。农户比信贷、保险机构拥有更多关于自身信用状况及农业生产的信息。农户拥有的金融财富为W、非农收入为IN。农户参与单独政策性农业保险带来的效用,参与信贷与保险互联的效用,参与信贷与保险互联带来的效用增加值为两者之差①:
(二)假设的提出
综合现有研究,本文将影响农户参与信贷与保险互联的因素分为:一是农户基本信息变量及交易成本变量:年龄、户主受教育程度、土地面积、农业生产投入金额、地量、农业生产收入、非农生产收入、手艺、财务自由度以及到最近金融机构的距离变量。二是农户风险偏好变量、参与信贷与保险互联的意愿变量、信贷项目的选择变量。在此,本文提出:
假设:引入信贷与保险互联合约会挤出部分风险规避型农户的信贷需求,但同样会提高风险偏好型农户的信贷需求,从总体上改善信贷配给,提高了农户农业生产投入及农业收入。
信贷与保险互联激励农户采用高收益的生产技术,同时信贷机构也改善了其对农户的信贷配给,提高了对农户的贷款额。但考虑到农户因为异质性风险偏好存在着风险配给,农户对信贷与保险互联合约价格敏感差异较大,引入信贷与保险互联合约可能会挤出风险规避型农户的信贷需求,提高了风险配给。由于风险配给仅是信贷配给类型中的一种,且信贷机构实施了优惠利率,改善了价格配给,总效果仍是提高农户获得贷款的机会与金额。进一步来讲,农户的农业生产收入由农业生产投入、土地资源、生产技术等多因素决定,农户信贷配给的改善将改变农户预期,促使其采用新技术以提高农业收入,因此将农户分为参与信贷与保险互联和没有参与两组,这两组农户除资本投入变量不同之外,年龄、地区、土地面积等变量近似,通过比较两组之间农户收入的差异,从而可以看出参与信贷与保险互联的农户是否提高了农业生产收入。
三、计量模型设定与变量说明
(一)变量描述及保险实验设计
本研究采用“农业信贷+政策性农业保险+人身意外伤害险+政策性农业保险保费财政补贴”模式,程序为:农户申请信贷,购买政策性农业保险与人身意外伤害险,信贷机构、保险机构、政府签订三方协议,银行为第一受益人,风险发生时,由三方共同决定农业保险赔付资金是用于还贷,还是用于农作物补种。
农户参与农业信贷与保险互联意愿变量(incollate)的问题设计为“是否愿意在申请农业贷款时将人身意外伤害险、农业保险保单作为抵押品之一”(是=1,否=0),通过当前农户实际支付保费与意愿支付保费之差,来分析互联中政策性农业保险保费补贴;意愿支付保费价格(premiumh)问题设计为“最高意愿支付的政策性农业保险保费”;信贷迁移变量(ptcredit)通过保险实验组获得,以测度引入政策性农业保险前后,农户选择参与的信贷项目发生何种变化;财务自由度(fi)为可支配收入占总收入比例。
笔者选取江苏高淳县、湖北省云梦县和随县,基于分层随机抽样方法抽取乡、镇、村,采用入户调研方式进行问卷调查,共获得581份有效样本数据,经过筛选后剩下154户存在信贷需求的农户样本数据,筛选条件为:(1)农户年龄在55岁以下;(2)农业生产投资大于零;(3)农业收入大于零;(4)土地面积大于零;(5)房产价值大于零。变量描述性统计见表1。
由表1可知,样本较好地刻画了当前受到信贷配给、从事农业生产的农户特征:年龄均值为44岁,接受过基本义务制教育,具有一定技能;风险偏好均值为0.10,说明其总体上属于风险规避型;从事农业与劳务工的兼业生产活动,农业收入占总收入比重接近40%;财务自由度为0.39,表明其不太熟悉贷款与保险,且收入均值高于支出均值。
政策目标是引导农户主动参与互联,有效激励农户实现“不贷款→贷款”、“不贷款→有保险贷款”、“贷款→有保险贷款”这三种类型的信贷迁移。表3中,信贷、保险迁移呈现如下特征:选择无保险贷款(A)的农户数量由基准实验组的179户减少为87户,选择不贷款(B)的农户数量由基准实验组的402户减少到386户。信贷与保险互联的挤出效应与挤入效应同时存在。表3中,“贷款→不贷款”的信贷挤出户数为18,占比3%;“不贷款→贷款”的信贷挤入户数为4,占比约1%;“不贷款→有保险贷款”户数为30,占比约5%;“贷款→有保险贷款”户数为78,占比13%;信贷挤入净效应为16%。农户差异化的信贷、保险选择说明农户存在异质性风险偏好,及存在政策性农业保险有效需求。
(二)计量模型
采用平均处理效应模型框架下的Match模型(Abadie and Imbens,2006;李锐、朱喜,2007),特征变量为年龄、地区、土地、农业生产投资,效应变量为农作物收入。
公式(11)对农业产出进行OLS估计,农作物收入由多个变量的OLS估计得出;公式(12)表明农户信贷迁移决策受到信贷保险互联的意愿、风险偏好、保费价格以及到金融机构的距离等交易成本变量的影响;公式(13)为农户在两组之间的选择是否发生迁移,Ptcredit为农户信贷迁移变量。
四、实证结果及讨论
(一)实证结果
基于极大似然估计的平均处理效应模型,估计结果见表4。
表4上半部分中,影响农作物收益比较显著的变量为年龄、耕种面积、农作物生产投资、信贷迁移,其中,年龄与农作物产出呈反向关系,其余3个变量与农作物产出呈正向影响。年龄变量表明,年纪轻的农户更愿意冒险采用新技术以提高农作物收益;耕种土地面积与农作物生产投入、农作物产出之间存在着因果关系。区域变量系数为负表明,相对于东部地区,中部地区农户预期农业生产收入较低,没有足够动力采用新技术以提高农业生产收入,从而农业生产收入减少;农户信贷迁移变量呈显著正向影响。
表4下半部分中,影响农户信贷迁移的变量有表示交易成本的到金融机构距离、农业信贷与保险互联意愿、风险偏好、农业保险保费等。交易成本变量系数为正,但不够显著,意味着交易成本对农户是否选择互联影响较小。而随着交通、信息传播的便利,农户能够较为方便地获取信贷、保险信息。参与信贷与保险互联意愿变量系数为0.47,较为显著,表明农户有意愿增加抵押品而改善农业信贷配给。风险偏好变量系数为0.59,表明风险偏好型农户更倾向于参与互联。意愿支付保费价格系数为-2.58,表明提高当前农业保险保费价格会挤出有效需求。
(二)讨论
1.对农户收入的影响
信贷与保险互联意愿系数为0.47,信贷迁移系数为38270.97,均在95%的置信度上显著,信贷与保险互联合约能够有效改变农户信贷迁移决策,改善其信贷配给,有效地提高其农业收入。
基于Match预测农户收入增加值步骤如下:首先预测参加互联时的农业收入,其次预测不参加互联时的农业收入,然后定义参加互联时农业收入增加值,最后对其进行描述性统计。参加互联农户农业收入增加值见表5。
样本农户平均收入提高25843.2-20311.09=5532.11元/户,增收比例达到了17.21%,农户平均每亩地能够增收372.99元(由经修正后的增加值除以平均耕种面积获得)。由于增加值为:
如果ρ=0,那么差值就简化为δ。本文中ρ=-0.18为负值,可以看出最小方差法估计低估了处理效应,农业信贷与保险互联能够有效提高农户的收入。
2.对政策性农业保险保费财政补贴的影响
保费补贴与管理费补贴构成政策性农业保险补贴,且金额和补贴率主要取决于纯保险费率、保险保障水平、农户对保险产品接受及购买力、政府的预算以及政策目标。政府努力使保费补贴与农户参与率之间达到一个最优比例。宁满秀等(2005)采用累计支付意愿研究发现,补贴水平增加到20元/亩时,投保率将增加到88.79%;于洋、王尔大(2011)测算出在75%、80%两种保障水平下,农户支付意愿达到8.04元/亩和9.4元/亩。在存款利率为3.5%的情况下,增收收入给农户每年多带来的利息为13.05元/亩,农户支付意愿将达到14.59元/亩和15.93元/亩,信贷与保险互联有效提高了农户支付意愿和参与率,减轻了政府政策性农业保险保费的补贴压力。
综上所述,农户差异化的信贷、保险项目选择说明农户存在着异质性风险偏好,这种差异性影响其对政策性农业保险的需求。宜引导农户主动参与互联,激励农户实现“不贷款→贷款”、“不贷款→有保险贷款”、“贷款→有保险贷款”这三种类型的信贷迁移。在实施效果上,农业信贷与保险互联挤出了一部分存在风险配给以及对信贷与保险互联合约价格比较敏感的农户。同时,基于平均处置效应模型,比较两组农户的农业生产收入(一组是参与信贷与保险互联的农户,另外一组是没有参与信贷与保险互联的农户),参与信贷与保险互联能够有效提高农户收入,验证了本文的假设。但仍需关注的是,农户的异质性风险偏好在选择参与信贷与保险互联中所起的作用比较显著。另外,保费价格的系数为负,显示出在推广信贷与保险互联的过程中仍需要对政策性农业保险进行保费补贴。本文研究采用的是政策性农业保险、商业保险与农业信贷的组合模式,还需要完善的巨灾保险与再保险机制进行支持,以便对系统风险进行对冲,提高商业保险机构发展该产品的积极性。
五、结论与启示
本文基于调研中存在信贷需求的154户农户数据,分析了农户参与信贷与保险互联如何改善其信贷配给,提高其农业收入的,研究结论与启示如下:
其一,虽然信贷与保险互联会挤出一部分传统农户的信贷需求,但总体上能改善农户的信贷配给状况,提高其信贷可获得性,并激励其提高信贷投入,增加农业收入,因而需要同步推广农业信贷、保险政策与生产技术,引导农户从事高收益农作物产出的生产活动,充分考虑金融支持与技术支持的配套,才能进一步增强其抗风险能力,并且降低其信贷违约概率。
其二,保费价格对农户参与信贷与保险互联起负向作用,因此仍有必要实行财政保费补贴。农户参与互联之后的意愿支付保费价格在75%、80%两种保障水平下,将分别达到14.59元/亩、15.93元/亩。目前,在推广信贷与保险与互联的过程中,在扶持主体方面,应注意坚持小型农户、农业专业合作社并重;在深化合作方面,应深化信贷、保险机构与农业经济合作社、土地专业合作社的合作;在引导方向与农户教育方面,应根据农户的风险偏好差异特征实施相应的金融产品宣传,引导农户主动加入合作社,分享合作社在信息、技术、信用等级方面的优势,提高农户信用等级与抗风险能力。
当农户意识到参与信贷与保险互联能有效降低自身风险,提高信贷可获得性,改善农业收入之后,将会从之前由政府与金融机构进行宣传、引导,被动接受信贷、保险信息,参与互意愿不强,转换到自觉主动参与到信贷与保险互联之中来,从而降低政府的金融产品信息普及成本,同时也能有效地减轻政策性农业保费补贴给财政带来的持续压力,进一步深化农业信贷与保险互联的支农效果。
①受篇幅所限,具体推导省略。
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