我国农业保险与农村金融业发展关系研究

-精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 1 我国农业保险与农村金融业发展关 系研究 摘要：本文使用农村金融相关率 和农村信贷转换率作为农村金融发展规 模和发展效率的衡量指标，农业保险发 展水平用农业保费收入来进行衡量。选 取我国 1990-2012 年的年度数据，考 察农业保险与农村金融业发展之间的长 期协同关系，进一步运用向量误差修正 模型（VECM）和脉冲响应函数分析二 者之间的影响关系。 结果表明：农业 保险与农村金融发展规模和发展效率都 是一阶单整的，而且它们之间存在长期 协整关系，并且只存在单向因果关系： 农村金融发展规模和农村金融发展效率 是农业保险的格兰杰原因，反之不成立。 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 2 在此基础上提出关于农业保险和农村 金融系统未来发展的对策建议。 中国论文网 /4/view-12761080.htm 关键词：农业保险；农村金融； 格兰杰因果检验；误差修正模型；脉冲 响应函数 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 3 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 4 （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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 5 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 19902012 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、 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 6 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 7 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，XG 和 ZH 在 1%的显著性水平下是平稳 的，因此，它们是一阶单整，记为 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 8 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 9 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 10 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 11 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、 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 12 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 13 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 19902012 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， -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 14 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 -精选财经经济类资料- -最新财经经济资料-感谢阅读- 15 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