银保互联对农户收入影响的差异性分析

唐娟莉, 李晨阳

(西安石油大学经济管理学院，陕西 西安 710065)

农业作为国民经济的基础，其发展对促进国民经济健康持续运行具有重要意义。改革开放至今，中国农村居民人均可支配收入水平平均每年以12.64%的速度增长，农户为农村经济的发展作出了巨大贡献。但是，农户收入的快速增长、现代农业的持续发展亟须银行和农信社等金融机构的资金支持。

2009年“中央一号”文件首次提出“探索建立农村信贷与农业保险相结合的银保互动机制”。伴随着新型城镇化的加速和现代农业的发展，从事各种产业的农户在信贷使用期限、资金额度等方面表现出更高的需求。2010年，银监会、保监会联合发文“关于加强涉农信贷与涉农保险合作的意见”，引入涉农保险机制以分散涉农信贷风险，进一步改善农村“贷款难”的问题。

2016年“中央一号”文件再次提出“探索建立涉农信贷和农业保险联动机制”。这一模式的实施将有效改善农户在借贷过程中受到的数量配给，缓解农户因供给不足而受到的信贷配给[1]，进一步促进农业商业银行的放贷行为，分担农业商业银行的信贷风险[2]。银保互联模式是指农户在缺少抵押物的情况下，购买特定的保险作为申请贷款的条件，银行作为该保险的第一受益人，贷款经银行审批通过后，农户可将该保险作为抵押物来申请贷款，这种农村信贷与农业保险的互联结合的模式已经成为构建农业金融支持体系的重要发展方向。

基于此，本研究利用陕西省和宁夏回族自治区3 259户农户的实际调研数据，在OLS估计的基础上，采用分位数回归，深入分析银保互联对不同收入层次农户的影响差异，以期实施更具针对性的银保互联政策，实现银保互联作用效果的最大化和农户收入的持续增长。

1 文献回顾与研究假说

1.1 文献回顾

关于银保互联对农户收入的影响问题，国内外学者进行了大量的研究，可以归纳为以下3个方面：

一是认为银保互联对农户收入能够产生正向作用。王小华[3]、华东等[4]和董昕[5]研究均表明，农村信贷支持对农户收入增长具有正向影响，对农民生活性消费支出起到显著作用[6]，但缺乏抵押物等信贷配给问题使部分农户从银行获得贷款变得较为困难，而农业保险在一定程度上可以作为抵押物的替代品，使农村信贷能够得到风险补偿，进而提升农村信贷机构的放贷意愿[7]，即保险公司提供的保险理赔可以用来偿还信贷机构的贷款本息，农业保险保单可作为贷款抵押物在信贷机构取得贷款[8]。农业保险作为农户收入增长的重要因素之一[9]，对农业信贷具有显著的正向促进作用[10]。将农业保险引入农业信贷的“信贷+保险”模式可以解决一定程度的贫困问题，比单独的信贷或保险产品的扶贫效果更好[11]，两者互联能够显著促进农业发展，并进一步提高农民生活水平[12]。从研究成果来看，对于农业保险与农业信贷协同效应关系研究，一般认为农业保险与农业信贷结合能够产生积极的正外部效应。大部分学者认为农业保险与农村信贷的发展可产生相互促进的协同效应，使得金融对农业生产的融资功能得以实现整体的帕累托改进。CARTER等[13]研究证明，在风险厌恶的假定下，农户参与信贷与保险互联能够提高其收入。谢玉梅等[14]将无保险与银保分离机制和银保捆绑信贷机制进行对比，发现银保互动条件下农户获得的净收入更高，张建军等[15]根据是否参与银保互联将农户分为基准组与实验组进行对比，结果也表明信贷与保险互联能够显著提高农户收入。

二是认为银保互联对农户收入的正向作用不显著。王月金[16]认为，虽然中国农业保险措施以及相关制度在逐渐完善，但农业信贷与农业保险仍无法有效结合。王向楠[17]运用动态面板数据模型研究发现，农业信贷和农业保险能够单独有效地促进农业产出，但是两者在协同下产生的效果不明显。吴洪等[18]研究表明，保险和银行业间存在显著的替代关系，且两者之间未能形成稳定的良性竞争和优势互补格局。农业信贷和农业保险是制约中国农业发展的2个关键，如何解决两者存在的问题以及如何处理两者之间的关系，将对中国农业发展产生巨大影响[19]。

三是认为银保互联能够通过改善信贷配给对农户收入产生积极作用。彭澎等[20]以信贷配给理论为基础研究发现，银保互联可以缓解农户面临的需求方配给和来自于供给方的数量配给。彭小兵等[21]分析认为，小规模分散经营的农户由于缺乏谈判能力而面临利益被瓜分的风险，这是农户、信贷机构和保险公司无法长久合作的原因，并进一步指出三方应订立规范合同，确保合作有效进行。潘明清等[22]从信贷风险的角度出发，认为农业保险虽然不能完全解决违约现象，但能够通过降低不良贷款率来提高银行资产质量，进一步提高银行发放贷款的积极性，从而促进农户增收。

综上所述，已有文献主要聚焦于银保互联作用机制以及从整体上测度银保互联的作用效果，而针对银保互联方面的研究，缺少微观数据的实证检验，且鲜有文献对不同收入层次农户的收入影响进行实证检验。农户收入水平的不同反映出其资源禀赋存在的异质性，在充分考虑农户收入差别的情况下，同一银保互联模式对于不同收入的农户可能产生不同的影响效果。董晓林等[23]从种植规模角度出发，将农户按照种植规模大小分为3组，通过分组的形式对银保互联作用机制进行了研究。本研究借鉴李长生等[24]和温涛等[25]的研究方法，引入分位数回归模型，对银保互联的农户收入效应进行研究，并尝试利用陕西省和宁夏回族自治区3个县(区)3 259户农户的实地调查数据，进一步深入分析银保互联对不同收入水平农户的收入效应，这对于实施更具针对性的银保互联政策，最大化银保互联作用效果具有较大意义。

1.2 研究假说

本文的研究目的是分析银保互联对不同收入水平农户的收入效应，主要通过农户是否参与银保互联对其人均收入的影响效果进行检验。从长期来看，金融支持能够促进农户人力资本水平、物质资本积累和生产经营能力的提升。但是，农户尤其是中低收入农户无法在金融市场上获得有效借贷机会，这会导致部分农户被金融市场排斥或因过高的隐性借贷成本转而寻求民间借贷，而银保互联能够有效改善农户受到的信贷约束。

银保互联所涉及的保险品种一般为农业保险、贷款保证保险和人身意外伤害保险中的一种或多种。张建军[26]在农户异质性风险偏好前提下，研究“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能否间接影响农户收入。而政府支持银保互联的具体方式通常为直接补贴保费和设立风险资金池[27]。在农业信贷中引入农业保险，能够有效改善农户在传统借贷中遇到的信贷配给问题。

银保互联正是通过改善农村正规信贷配给对农户收入产生影响。首先，农户可以将保险直接作为替代抵押物，不会因缺乏抵押物而被信贷机构拒绝，且政府与合作社等信贷机构能够提前筛选出低风险的借款农户，降低了双方的信息不对称程度，使得银行识别借款农户风险的能力增强。其次，银行和保险公司收集调查中获取的农户信息，减少了贷前工作，简化了农户申请贷款时的手续。最后，政府对保费的补贴使得农户需要支付的保费减少，降低了农村信贷市场存在的风险，且政府对承担部分风险的保险公司进行补贴，降低了银行存在的风险，使得银行贷款利率得以降低。综上所述，本文提出如下研究假说：

假说1：参与银保互联能够促进农户收入增长。

此外，由于低收入水平农户拥有的物质资本较为匮乏，且家庭禀赋不足，银行提供资金扶持能够使其立即弥补在经济上的缺乏，缓解农户生产生活的约束，因此，银保互联对这类农户作用的边际效应相对较大。随着农户收入的增加，其拥有的资金和抵押物也更多，受到信贷配给的影响降低，参与银保互联的意愿逐渐减弱，且考虑到在理论上银保互联对农户收入的影响可能存在边际效用递减，本文同时提出如下假说：

假说2：参与银保互联对不同收入水平农户的影响存在较大差异，对中低收入水平农户家庭收入的影响作用大于高收入水平农户。

2 数据来源与变量设定

2.1 数据来源与样本描述

本研究所使用的数据来源于2016年12月对陕西省鄠邑区、宜君县和宁夏回族自治区平罗县农户的调查。为保证样本具有代表性，调查采取分层抽样和简单随机抽样相结合的方式[28]。此次实地调查分别在鄠邑区、宜君县、平罗县选取了40个、12个和10个自然村。根据各个村庄的人口规模，在每个村按照不少于30%的比例随机抽取普通农户10～60户。此次调查问卷内容包括2016年农户的家庭基本情况、收入与支出水平、贷款经历等。此次实地调查共回收问卷3 281份，经过筛选，最终获得有效问卷3 259份。样本的基本特征描述如表1所示。

由表1可知，被调查者主要以男性为主，占样本总量的比例为82.69%；年龄以中年为主，40～59岁的农户占样本总量的比例为63.47%；农户的文化程度普遍偏低，以初中为主，占样本总量的42.6%，而高中以上文化程度的比例仅为25.45%；家庭经营类型以非农业为主兼营模式为主，占样本总量的51.81%；有欠款数额的农户占样本总数的32.05%；在申请贷款的样本农户中，58.04%的农户获批贷款。

2.2 变量选取

被解释变量。本研究拟用OLS估计模型和分位数回归模型对银保互联作用效果进行检验，由于无法获知农户贷款在农业和非农业生产中的配比，在OLS估计模型和分位数回归模型中考虑将农户人均收入作为被解释变量进行测量更加科学、有效；同时，本研究在OLS估计中将农户人均农业收入和人均非农收入作为被解释变量进行对比，以便在整体上比较银保互联对农户家庭总收入、农业收入和非农收入的影响效果。

表1 样本农户及家庭基本特征

核心解释变量。本研究模型中的核心解释变量为是否参与银保互联，用农户参与银保互联的情况来表示。若农户参与银保互联，则该变量取值为1，否则取值为0。

控制变量。本研究选取了户主性别、年龄和文化程度作为反映农户户主特征的控制变量，考虑到家里有银行职员一般更容易获得贷款，对间接提高农业或非农业收入产生作用，于是，参考闫啸等[29]的研究成果，选用家庭总人数、从事非农业劳动人数、家庭经营类型、家庭欠款数、土地面积总量和是否有家庭成员为银行职员作为反映农户家庭特征的控制变量，同时选取农户对银行金融服务满意程度作为反映家庭信贷金融情况的控制变量。以上所选变量的定义及其描述性统计结果见表2。

3 计量模型与实证结果

3.1 模型设定与说明

3.1.1 最小二乘法估计模型 为了考察农户家庭参与银保互联对人均收入的影响，研究采用最小二乘法(OLS)对银保互联影响人均收入的效应进行估计，收入方程如下：

lnYi=α0+β1xi+β2Ri+ε

(1)

lnZi=α1+δ1xi+δ2Ri+ε

(2)

lnWi=α2+γ1xi+γ2Ri+ε

(3)

式(1)中lnYi为第i个农户家庭人均收入的自然对数。式(2)中lnZi为第i个农户家庭人均农业收入的自然对数。式(3)中lnWi为第i个农户家庭人均非农业收入的自然对数；xi为家庭i可观测到的影响人均收入的家庭和个人特征变量以及信贷情况，包括户主性别、年龄、文化程度、家庭总人数、从事非农业人数、家庭经营类型、欠款数额、土地面积总量、是否有家庭成员为银行职员和对银行金融服务满意程度；Ri为农户家庭是否参与银保互联，Ri=1表示参与银保互联，Ri=0表示没有参与银保互联；β2、δ2和γ2表示参与银保互联的收入效应；ε为随机误差项。

3.1.2 分位数回归模型 分位数回归由KOENKER和BASSETT提出，依据因变量的条件分位数对自变量进行回归，得到所有分位数下的回归模型。该方法能准确描述自变量对于因变量的变化范围以及条件分布形状的影响，并全面描述被解释变量条件分布的所有情形，还可以分析各分位数条件下解释变量对被解释变量的作用机制。分位数回归能捕捉分布的尾部特征，当解释变量和控制变量对不同部分的被解释变量的分布产生不同影响时，能够更全面刻画分布的特征，且分位数回归的系数估计比OLS回归系数估计更加稳健[30]。分位数回归模型的基本形式如下。

表2 变量的含义与描述性结果

yq(xi)=x′iβq

(4)

(5)

假设q=1/2，则为中位数回归。此时，目标函数简化为：

(6)

中位数回归也称最小绝对值离差估计量，相较于均值回归，其不容易受到极端值的影响，且统计结果更加稳健。当q=1/10、1/4、1/2、3/4和9/10时，为1/10分位数、1/4分位数、中位数、3/4分位数以及9/10分位数回归。

在上述理论模型的基础上，本研究根据明瑟收入回归方程，将人均收入自然对数作为被解释变量，将上述所选的12个微观影响因素作为解释变量，建立本研究实际所运用的农户人均收入分位数回归模型，其基本形式为：

lny=αp+xβp+ε

(7)

式中：lny为农户人均收入的自然对数，x表示影响农户收入的12个微观因素变量；αp、βp分别表示每个变量在第p个分位数上的系数，ε为误差项。为了便于分析，本研究选取了农户人均收入自然对数的10%、25%、50%、75%和90%的分位数，并将其作为不同收入群体的划分标准。

3.2 模型结果与分析

3.2.1 银保互联对农户整体收入的影响 基于OLS模型估计参与银保互联对家庭人均收入、人均农业收入以及人均非农收入的效应如表3所示。表3中，参与银保互联的农户比未参与银保互联的人均收入高45.6%，比未参与银保互联的人均农业收入高69%；同时户主年龄、户主性别、家庭总人数、从事非农业人数、家庭经营类型、欠款数额、土地面积总量、是否有家庭成员为银行职员、对银行金融服务满意程度以及申请贷款是否获批均对人均收入产生了显著影响。将OLS回归结果进行分析，可以总结出各种微观因素对农户收入影响的几点规律。

第一，是否参与银保互联变量对人均收入产生显著正向影响。农户是否参与银保互联在家庭人均收入、人均农业收入和人均非农业收入3个组中的系数分别为0.456、0.669和0.215，均通过了显著性检验，表明与单独的信贷和保险产品相比，银保互联在整体上能够显著提升农户的人均收入。这与冯庆水等[12]和CARTER等[13]学者的研究结论相一致，说明农户通过参与银保互联能够有效改善农村正规信贷配给，进一步增加农户贷款意愿和贷款可得性，从而提高农户的收入水平，假说1得到了验证。

第二，家庭总人数对农户人均收入、人均农业收入以及人均非农收入均产生了显著的负向影响，而土地面积总量和对银行金融服务满意程度对其产生的影响显著为正。容易理解，较多的家庭人口数量会降低人均收入，较多的土地是提高农户作物收入的关键因素，而对银行金融服务满意程度越高则通过影响农户与银行的合作次数会间接增加农户收入。

第三，家庭经营类型对农户人均收入和人均非农收入产生了显著正向影响，而对人均农业收入产生了负向影响，且从事非农业人数对人均收入和人均非农收入产生了显著正向影响，对人均农业收入影响不显著。说明农户在从事经营活动中，非农业经营活动能够比农业经营活动带来更多收入。这是因为农村基础设施的完善，农户受到的信息不对称等因素减弱，使农户更多地从事能带来高收益的非农业劳动。

第四，欠款数额对农户人均收入产生正向影响。欠款数额因素的回归系数显著为正，说明欠款数额多的农户人均收入更高。究其原因，一方面，欠款数额多的农户迫于还款的压力，会更多地进行经营活动；另一方面，欠款数额多的农户将借款从事于大规模的经营活动，会带来更高的经营收入。

第五，申请贷款是否获批对农户人均收入和农业收入产生了显著正向影响，对人均非农业收入的影响不显著。说明获批贷款农户比未获批贷款农户的人均农业收入高74.9%，表明农户将贷款从事农业经营活动比从事非农业经营活动更多，这是因为农户文化程度较低，对非农业经营活动的了解不足。

3.2.2 银保互联对农户收入的差异性分析 本研究在分位数回归模型中选取1/10分位点、1/4分位点、1/2分位点、3/4分位点和9/10分位点，以区分低收入组、较低收入组、中等收入组、较高收入组和高收入组之间的农户收入差距，分别以q10、q25、q50、q75和q90表示1/10、1/14、1/2、3/4和9/10分位数。运用Stata 14软件对3 259个农户样本进行分位数回归，农户参与银保互联的分位数回归估计结果如表4所示。

从回归结果可以看出，某一自变量在不同分位数条件下对因变量的作用效果可能不相同。是否参与银保互联、户主性别、户主文化程度、从事非农业人数、家庭经营类型、欠款数额、土地面积总量、是否有家庭成员为银行职员、对银行金融服务满意程度以及申请贷款是否获批均和农户人均收入正相关；户主年龄、家庭总人数与农户人均收入负相关。欠款数额在不同分位数回归条件下，对人均收入产生不同方向的影响。根据分位数回归结果，本文将重点分析银保互联对农户收入在不同分位数上影响程度的差异，并对农户收入分位数有差异影响的其他变量作进一步分析。

是否参与银保互联对家庭人均收入的正向显著作用随家庭收入的提高而降低。由表4可知，是否参与银保互联在1/10、1/4、1/2以及3/4分位点的系数分别为0.678、0.572、0.484和0.392，均通过了1%显著性水平的检验。说明银保互联对低收入农户的作用效果比高收入农户的作用效果更强，假设2得到了验证。由于低收入水平农户拥有的抵押物和资本较为匮乏，家庭资源禀赋不足，提高其贷款和保险补贴额度，会使得人均收入增加的边际效果更加显著。具体来讲，在银保互联模式下，银行会为农户提供一定的贷款，农户参与银保互联后能够立即弥补自身在资金方面的缺乏，缓解农户在农业生产中的约束，因此，低收入层次农户的人均收入受到银保互联的影响较为显著。而在9/10分位点的回归模型中，虽然是否参与银保互联的回归系数为正数(系数为0.138)，但没有通过显著性检验，说明银保互联未能显著促进高收入水平农户收入的增长。可能的解释是，“银行+保险机构”互联模式下农户获得的贷款额度相对较少，而高收入水平农户由于其自身的承受风险能力和家庭资源禀赋较高，在资金、信息和规模方面具有优势，这类农户在银行进行贷款就可以获得高额的额度，且其在选择自主经营的情况下，可能会获得更高的收益，是否参与银保互联对其收入的影响作用不大。以上分析说明，各分位数水平下的回归结果与OLS估计结果并不完全相同。从整体上看，银保互联对农户收入的影响随农户收入水平的提高而降低。除此以外，部分控制变量对农户收入在不同分位数上的影响系数也存在一定的差异。

表3 采用OLS的家庭收入回归结果

第一，从事非农业人数对家庭人均收入的影响作用随家庭收入的增加呈“M”型。从事非农业人数在1/10、1/4、1/2、3/4和9/10分位点均通过了显著性检验(估计系数分别为0.170、0.177、0.124、0.176和0.097)。这可能是由于收入水平较低的农户会选择进城务工获得更多收入，当家庭收入达到一定水平后，农户会减少从事务工等工作环境恶劣的非农业活动。农户收入的进一步增加，从事非农业人数增多，这是因为具有一定收入的农户会从事工作量相对小且能带来更多收入的经营活动。对于高收入的农户，一方面由于农户从事大规模的农业经营活动，另一方面因为收入足够支撑家庭消费，农户会选择减少甚至不从事经营活动。

第二，欠款数额对中高收入农户产生显著正向影响，对低收入农户影响不显著。欠款数额在1/2、3/4和9/10分位点均通过了显著性检验(估计系数分别为0.048、0.047和0.077)，而在1/10和1/4分位点未通过显著性检验(估计系数分别为0.003和0.030)。说明欠款数额对农户收入的影响不容忽视。表明欠款数额已成为低收入农户家庭负担。进一步的解释是，低收入农户从银行获得贷款较为困难，没有资金进行经营活动，欠款大都来自于民间借贷或亲朋好友，对家庭收入产生较大压力。

第三，银行金融服务满意程度因素对低收入农户产生了显著正向影响，对高收入农户影响不显著。对银行金融服务满意程度在1/10、1/4和1/2分位点通过了5%水平的显著性检验(估计系数分别为0.116、0.109和0.073)，在3/4和9/10分位点未通过显著性检验(估计系数分别为0.009和0.080)。这是因为银行在农村提供的普遍为基础性金融服务，收入较低的农户参与度更高，高收入农户对银行基础金融服务参与度相对较低。

第四，申请贷款是否获批对人均收入的正向影响作用随农户家庭收入水平的提高而提高。申请贷款是否获批在1/2、3/4和9/10分位点均通过了显著性检验(估计系数分别为0.157、0.346和0.409)，而在1/10和1/4分位点未通过显著性检验(估计系数分别为0.064和0.124)。说明高收入农户更容易获得贷款，收入低的农户获批贷款比较困难，一方面是因为获批贷款能为农户带来更多收入，另一方面是因为银行会对贷款农户家庭信息进行评估，高收入农户偿还贷款能力更强，更容易获批贷款。

家庭总人数、家庭经营类型、土地面积总量和是否有家庭成员为银行职员变量虽然在不同分位点也通过了显著性检验，但是各估计系数之间的差异性并不显著。

4 主要结论与政策启示

本研究基于陕西省和宁夏回族自治区3 256户农户的调研数据，实证检验了银保互联对农户收入的影响。研究结论中，首要的是，OLS回归的估计结果表明，农户参与银保互联在整体上能够显著提升其人均收入水平；重要的是，进一步的分位数回归结果显示，银保互联对低收入水平农户的人均收入具有显著的正向影响，对高收入水平农户人均收入的影响作用不显著，即银保互联对农户收入的影响随着农户收入水平的提高而降低；此外，申请贷款是否获批对高收入水平农户的人均收入具有显著的正向影响，对低收入农户人均收入的影响作用不显著，即申请贷款是否获批对农户收入的影响随着农户收入水平的提高而提高。

基于上述结论，本研究提出如下政策启示：

(1) 加大对中低收入农户及欠发达地区农户参与银保互联的支持力度。对中低收入农户提供更多的银保互联政策支持，帮助和鼓励农户参与银保互联，通过对参与银保互联的农户提供贷款，促进农户进行农业经营活动，实现农户增收目标，这也能为其他农户的增收产生示范效应。

(2) 维持或适当降低银保互联对高收入农户的支持力度，转为鼓励其自主经营。银保互联对农户收入的影响随农户收入水平的提高而降低，对高收入水平的农户，政府可以在生产经营方面进行补贴，激励其选择自主经营，以获取更高收入。

(3) 加大对中低收入水平农户的贷款支持力度。银行等金融机构应该对中低收入水平农户提供更多贷款支持，提高农户收入水平和还款能力，进一步提高金融机构对农户的贷款发放力度。

此外，本研究得出一些结果显示在银保互联中可能违约的通常是高收入水平农户。加入银保互联虽然能增加高收入水平农户贷款额度，但与其自身拥有的物质资本相比较少，因而他们可能违约甚至不选择加入银保互联，这方面问题有待进一步研究。