２０１９年３月
第４０卷第２期
)JournalofDalianUniversitfTechnoloSocialSciencesyogy(
大连理工大学学报(社会科学版)Vol．４０,No．２Mar．２０１９
农户非正规风险分担机制的有效性检验
———基于２００４~２０１２年农村固定观察点数据的分析
,
袁 航１, 刘景景１２
()中国人民大学农业与农村发展学院,北京１农业农村部农村经济研究中心,北京１１．００８７２;２．００８１０
学界对农户非正规风险分担机制是否有效存在一定争议.通过理论模型分析农户非正规风险分担机制的 摘 要:
作用机理,同时利用农村固定观察点２００４至２０１２年微观大样本数据和最小二乘估计实证检验非正规风险分担机制是否能够有效抵御农户所面对的风险.研究结论如下:农户非正规风险分担机制无法有效抵御风险,农户家庭人均收入的负向变动将引起家庭人均消费的负向变动,进而对农户福利产生不利影响;越贫困的农户风险应对能力越薄弱,家庭人均消费变动受家庭人均收入变动的影响越大;据此,根据实证结果提出了相应的建议.非正规风险分担机制;农户福利;农村固定观察点数据 关键词:
中图分类号:F３２１．１
文献标识码:A
) 文章编号:１００８Ｇ４０７X(２０１９０２Ｇ００５２Ｇ０７
一、引 言
１]
.自然灾害、市场经济变动、健康问题以及社会冲突[
信贷.但是已有研究表明,由于农业生产风险高并且缺乏足够的抵押品,金融机构会对农户进行信贷配给策略,进而造成农户得不到贷款或者得到的贷款满足
７Ｇ８]
.除此之外,不了需求[由于我国历来自然灾害频
农户在生产、生活中经常被动面对各种风险,例如
发,农业保险因此成为高风险险种,加之我国再保险市场发育不够健全,分保方式单一,所以农业保险带来的损失只能够由直接保险公司进行直接消化,进而导致直接保险公司预期收益低.因此,保险公司不愿意为农户提供农业保险服务.综上所述,农户受到正规保险市场以及正规信贷市场的排斥而无法有效降低风)险.(非正规风险分担机制.其中包括非正规借贷２与转移、赠予.研究正规风险分担机制的文献较多且结论一致,因此本文将正规风险分担机制无效作为前提假设,不做过多分析.由于非正规风险分担机制成
９]２５
,为农户分担风险的重要手段[因此,本文着重分析
上述风险会引起农户收入的剧烈变动,因此为了尽量降低损失,农户一般采取自我保险以及社会(集体)保险两种机制来抵御风险.
(一般情况下,自我保险机制包括:持有一些预１)
防性储蓄,例如银行存款以及家中储藏余粮.随着风()选择低风险、低收益的农业种植模式而不是高风２
险、高收益的种植模式.上述风险抵御方式已经被相自我保险机制对风险的抵御效果非常有限,并且农户面对风险时采取的低风险、低收益的种植模式还存在一定的负效应.C采取高风险、arter和Barrett提出,高收益种植模式会形成局部规模报酬递增,进而进入高水平均衡,而采取低风险、低收益种植模式的农户则
５]
.Y落入低水平均衡陷阱而无法挣脱[ou则利用中
险等级的提高,预防性储蓄在总储蓄中的占比也越高;
[]２]１,３Ｇ４
.但是由于农户自身禀赋有限,关文献所证实[
非正规风险分担机制的有效性.
既然非正规风险分担机制是农户抵御风险的重要手段,那么非正规风险分担机制是否有效?是否能够?帮助农户降低风险,保障农户福利(以消费量衡量)非正规风险分担机制对富裕程度不同的农户是否具有不同的效果?为了对上述问题进行回答就需要借助定量手段进行研究.有关学者对非正规风险分担机制是
国健康营养调查(数据对CCHNS)arter和Barrett提
]６２９
.出的机制进行了验证[
()社会(集体)保险机制包括:正规保险以及正规否有效进行了回答,但获得的结论却差异较大.陈传１
收稿日期:２０１７Ｇ０４Ｇ２２; 修回日期:２０１７Ｇ０６Ｇ０１
“——基于理性预期假设的模型构建、基金项目:国家自然科学基金面上项目:我国政府粮食储备的规模优化与政策评价—水平测算与福利估计”
()７１６７３２８９
,:作者简介:袁航(男,河南商丘人,中国人民大学农业与农村发展学院博士研究生,主要从事农业经济研究,１９８９Ｇ)EＧmail２０１５０００５５７＠ruc．
;,刘景景(女,山东青岛人,副研究员,主要从事农业老龄化、渔业经济研究.edu．cn１９８１Ｇ)
第２期
袁航,刘景景:农户非正规风险分担机制的有效性检验
５３
波利用山东胶州、贵州遵义和湖北恩施３县１８村３０１户农户的数据得出,非正规借贷与转移一起有助于农户分担个别风险
[９]２１
,且满足０＜ω同时i个家庭的权重为ωi,i＜１＝１.
国农村家庭调查(的数据同样回答了上述问CRHS)题,所使用的１广西、贵州４１３个样本农户分布在广东、和云南４省,时间跨度为５年,最终分析得出非正规风
]１０１８
.Y险分担机制无效的结果[ou利用了中国健康营
.而Jalan和Ravallion则利用中
∑ωis．t．∑∑γ∑Cisst＝βti＝１t＝１
s＝１
max{∑ωγ∑Ui(Ci∑sist)}βti＝１
t＝１
s＝１
NTSNNTS()２
tSs＝１
sist由于被正规风险Ravallion相同的结果.You还指出,
分担机制所排斥,并且非正规风险分担机制无效,所以
养调查(CHNS)１４４６户农户数据获得了与Jalan和))人均收入.根据式(和(构造拉格朗日函数且设拉２３格朗日乘子为λi.
NT)式(的y３i在t时期s情况下的家庭ist是指家庭
i＝１t＝１
∑∑γ∑βyT()３
SNTS中国农户完全暴露在风险之下[
６]３６
因此,本文在前人研究的基础.上做出如下拓展:
(点１
)进行基于权威微观大样本的实证回答２利用农业农村部农村经济研究中心农村固定观察００４~２０１２年微观大样本数据对上文提到的问题;(环节进行内生性讨论;(户其风险应对能力的差异３
)为了考察富裕程度不同的农２)在实证分析,本文同时利用“总资产额”以及“恒久收入”两个指标将样本农户分为组农户分别做回归分析.
４组并对４二、理论模型
依据Cochrane和Townsend的模型设定
[１１Ｇ１２]
正规风险分担机制的作用机理呈现出如下特征.首先,非
作出如下假设:(一个或者多个非１正)假设农村固定观察点村庄内部存在规风险共担团体;(通;(２信息充分流种风险３)村庄内部成员,但是没有一种风险能够影响每一期的边际效(都是以家庭为基本单位))面对多应函数;(()偏好在个体维度以及时间维度上满足可加性４)
消费与闲暇满足可分性,二者互相独,内部立;成员具有相同的时间偏好率５
;(效用函数可以表示成式(６)村庄内部每个家庭的里先不设定出特定形式的效用函数１)的形式,为了便于表述,在后文中再进行,这设定.
UTit＝
tt其中,T∑＝１
γ为面∑Ss＝１
βsUi(
Cist)
(１
)板数据的T个时期;γ为时间偏好
率;i为村庄内部第i个家庭,总数设为N在t时期可能发生的S种情况,S用来代表不确定性;S为家庭i;
s为每种情况可能发生的概率;Uit为效用函数;Cist为家庭i在t时期s情况下的家庭人均消费.
村子内部成员之间帕累托有效率的风险分担能够通过最大化式(２
)的加权效应函数来实现,村庄内部第L＝i∑＝１
ωit∑t＝１
γβsi(ist)＋－Cist∑UC∑λi∑γts＝１
i＝１
t＝１
∑s＝１
βs(yist其中)
,i和j分别是村庄内部第i和第(４)dd４CL５(６
j个家庭,对式()分别求偏导可得式()和式):iist＝ωiγtβsU＇i(Cist)－λiγtβs＝０(５)ddCLjjst＝ωjγtβsU＇j(Cjst)－λjγtβs＝０(６
)又根据λi＝λj可得式(
U７)U′′ij(本文再假定村庄内部成员具有相同的常数绝对风
(CCistjst))＝ωωji(７
)险厌恶效用函数(CARA)
,表示形式如下:Uist＝－１σe－αcist(８
)综合式(U７)和式(８)可得式(９
):U′′ij(Cist)＝e－αcist－αc＝ωj(９)对式(Cjst(９))两边取对数并进行转换可得式ejstωi(１０
):Cist＝Cjst－１(lnωjlnωi在时间t,式α(１０)对村庄内部每一个成员都成立－
)(１０)因此,可得式(１
):,ìïï
Cist＝C１st－１α(lnω１－lnωi)
ïïï
Cist＝C２stï
－１α(lnω２－lnωi)
íï
．(ï１１
)ï ï
ï ．ïîCist＝CNst－１．α(lnωN－lnωi)对式(１１
)求平均可得:C１NC１(lnω１
Nist＝N∑j＝１jst＋αi－N∑j＝１
lnωj)(１２
)β５４
大连理工大学学报(社会科学版)
第４０卷
有效,农户人均消费变动将不会受到人均收入变动的
假说１:若非正规风险分担机制无效,农户人均纯假说２:若非正规风险分担机制有效,农户人均纯
()dCdCs１３ist＝t)观察式(可以发现,如果非正规风险分担机制１３
)对式(取差分得:１２
w验.如果内生性检验的结果不支持Δvit为内生变量,y那么O此时最终的实证结LS的回归结果则是最优的,果应为OLS的估计结果而非２SLS以及GMM的估计结果.
影响.根据理论模型的分析,本文提出如下两个假说:
四、数据来源与描述性统计
本文采用农业农村部农村经济研究中心农村固定观察点２００４~２０１２年数据进行实证估计.该数据库是收入变动将与农户人均消费变动正相关.收入变动将与农户人均消费变动不相关.
三、实证模型与估计方法
本文所构造的实证方程如下所示,相似的构造也
被RaΔvCallion和∑
Chaudhuri所采用[１
３]
w.vwit＝
jkδjwkDjvkit＋βΔyvwit＋γwΔpvwit＋Δεvwit其中,v是指数据集中第v个村庄,w是指富裕程(１４
)度.本文根据总资产额以及恒久收入两个指标将富裕程度不同的农户划分为组别的农户依次回归式４组.组别划分完毕后对不同(户抵御风险的能力是否有差异１４
)来观察富裕程度不同的农.Δpvwit是家庭特征变量的变化,比如家庭规模的变化等.Δεvwit则为随机扰动
项的差分.Djvkit是一个＝t时,Dj、vkit＝１村,庄在其他情况下０１虚拟变量.当j＝v同时kDjvkit＝
０的第一项是时间虚拟变量(后.文式简(称１４“)村自变量时变
量”).该变量用以捕捉加总的收入风险,即村庄收入水平总体的变化.在控制了加总的收入风险之后,如果村庄内部的非正规风险分担机制有效,那么根据理论模型获得的结论,家庭人均消费变动不会受到家庭人均收入变动的影响,人均收入水平的变化不会引起
人均消费水平的变化,即βw能被观测的,所以就会产生遗漏变量＝０.因为.很式多(风险是不
设置对遗漏变量问题是相对稳健的,只要满足以下两１４)的模型个条件,遗漏变量就不会产生内生性问题:(测的风险都被包含在随机扰动项Δεvwit中;
(观测的风险与收入变动不相关.
２)１这些无法)
无法观虽然式((１)１４)
对遗漏变量问题相对稳健,但是式C４
vw依然可能存在反向因果导致的内生性问题.即it有可能会反向影响ΔwitOyv.因此本文首先进行以及LS回归.然后再进行针对反向因果内生性的GMM回归.进行２SLS和２SLS弱工具变量检验、工具变量外生性检验以及内生性检
GMM估计时要进行目前中国最完整、能够有效反映中国农户状况,具有极
强代表性的全国性微观大样本数据[１４
]采取记账法记录相关数据,数据质量具有一定的保障,并且样本农户
.
该调查在年后启用了农村住户和家庭成员
两级问卷,较为全面地反映了样本农户家庭人口统计
２００３学特征、收入、消费、财产等多方面信息[１５
]研究提供了较好的变量选取支撑.但是,为本文的
据部分指标大面积缺失,所以本文并未将２００３年的数.因此,本文将点.２０１２年数据为最新数据２０２００３年的数据纳入分析,０因此４年定为数据选取的起,本文将２０１２年定为数据选取的终点.本文首先从,将数据不全的样本剔除２００４~２０１.２年的数据中提取平衡面板其次,为了能够估计式(限制.本文采取与１４),用样本农户的村识J别a需要对样本农户的数量进行额外la码n和将村R庄ava内lli部on相同的方法,
利农户数量少于个的村庄连同该村内部的样本农户数据剔除[
１０]１４
所有涉及货币的变量都以.１除０此之外,了CPI调整.
２０１２年为基期进行表１ 变量的描述性统计(N＝１７１３６
)变量类别变量名
基本含义平均值因变量Consumption人均消费变动核心自变量Income人均收入变动４控制变量Population８９７人口变动控制变量Laratio劳动力比例变动－６１．８８控制变量Lanum劳动力数量变动－０．．３５控制变量Laeduc劳均受教育变动－００．０１８控制变量Laheal０．０１５劳均健康变动．００５７４分组变量Asset总资产额－０．００９０
４分组变量
Eincome恒久收入
６１７８５０９３１．．９６４５
本文参考前人的相关研究选取表量[
１６Ｇ１９]
.因变量为家庭人均消费变动即１中的相关变
均消费与前一期家庭人均消费的差额.本文使用支出当期家庭人数据来衡量消费水平(福利水平).支出类别包括家庭经营支出、购置生产性固定资产支出、家庭经营外投资
Δ 第２期
袁航,刘景景:农户非正规风险分担机制的有效性检验
５５
支出、生活消费支出、其他非借贷性支出５大项.样本平均家庭人均消费变动为４体现出了样９７．８８元/人,本农户人均消费支出逐渐增加,因此福利逐渐正向增长.
收入数据包括了家庭经营收入、工资性收入、租赁收入、利息、股息、红利收入、退休金、养老金收入、其他非借贷性收入９大项.收入数据不包含保险赔偿、年金、医疗报销收入以及正规借贷收入.样本农户人均收入变动为８６１．３５元/人.
度大于家庭人均收入变动幅度.整体而言,家庭人均消费变动与家庭人均收入变动的变化趋势比较一致.但是图１只是初步分析,家庭人均收入变动是否显著性影响家庭人均消费变动还需要通过实证模型进行判断.
五、实证分析
全样本估计１．
家庭人口统计学相关变量不多做赘述,需要特别
指出的６~６０３点分别是:(岁,女性劳动１力)
的男年性龄劳界动定力期的为年１龄６~５界定５期岁为;
((２
)“３)劳动力比例对于健是指劳动力数量与家庭人口的比值;别赋值为优”、“良”两个分１、康、“状况的评价,观察点调查问卷依次给出２中组、３”变、、４“差”和“丧失劳动能力”５个选项,分量、５分.别健康状况评价属于农户自评为总资产额与恒久收入..
首
先,总资产额由生产性资产、非生产性资产(使用房屋价值代指)与金融资产币衡量.其次,恒久收入是由米尔顿３项组成.３项资产都是由货弗里德曼提出,
是一种衡量长期收入能力的指标.本文将[２]１１
与Jalan模型.与JaDlrainsco模llＧ型Kr没aa有y标准误
[２０
]相结合计算恒久收
入考虑异方差以及截面相关不同
[２]１１
都具有非常好的稳健性,DriscollＧKraay标准误对异方差以及截面相关
.
图１ ２００４~２０１２年家庭人均消费变动与家庭人均收入
变动趋势图
从图收入都呈现每年递增的趋势１中可以看出,家庭人均消费以及家庭人均
,只是每年增加的幅度不同.首先,观察家庭人均消费变动,~１２０００００元２/００人的区间内４~２０１２年间,家庭人均消费变动都在０.其次,观察家庭人均收入变动,４~２０１２年间的家庭人均收入变动都在０~２５００元/人区间内.家庭人均消费每年变动的幅度小于家庭人均收入每年变动的幅度,只有２００６、２００８、２００９三年的家庭人均消费变动幅
具有时间序列特性的数据在进行分析之前一般需要考虑是否进行平稳性分析.如果进行平稳性分析则需要通过单位根判断是否平稳.如果平稳则可以利用相应的模型分析该数据的统计学特征.如果不平稳则可以通过差分平稳等方式进行平稳化处理后再进行分析.是否需要进行平稳性分析没有客观的标准,一般情况下,对于１０年以上的数据一般进行平稳性分析,而数据１０年以内的数据则不考虑平稳性,直接默认为平稳.由于本文数据的T＝９,而N＝１７１３６结构不适合进行平稳性分析.不同于宏观面板数据,
该数据,此结构的微观大样本面板数据可以不考虑非平稳性.因此,本文没有对数据的平稳性进行分析.
表人均收入变动在２中模型１１为％显著水平上正向影响家庭人均消OLS估计,
回归结果显示,家庭费变动.由于家庭人均收入变动的回归系数显著不为
担机制是无效的,因此OLS回归结果显示村庄内部的非正规风险分
,家庭人均收入的负向变动会引起家庭人均消费的负向变动,家庭人均收入每下降家庭人均消费就会下降核心自变量和因变量之间可能存在反向因果内生０．３９元.
１元钱,性,造成的估计结果可信OLS估计结果不可信;否则,.如果不存在反向因果内GMM和生性２,SLS的估计结果可信.是否存在内生性则需要检验,O内生LS性检验一般首先默认存在内生性,然后再用工具变量去检验内生性是否真实存在.使用工具变量进行分析时存在最优工具变量的问题,工具变量并不是越少越好,也不是越多越好.工具变量越少,可用信息利用的就越少,并不是最优效率.工具变量越多则越有可能出现弱工具变量.因此,本文在利用工具变量分析内生性问题时将考虑使用几个工具变量才是最优的.表中模型２至模型５都是致力于解决反向因果内生性
的估计策略.模型２是两工具变量是三工具变量２SLS估计,模型是两工具变量估计,模型５是三工具变量GMM估计,模型GMM４３估计.为了保证实
２SLS１０２５６
大连理工大学学报(社会科学版)
表２ 全样本估计０．２６
()０．３４模型２
第４０卷
自变量
IncomePoulationpLaratioLanumLaeducLaheal村庄时间虚拟变量弱工具检验P值内生性检验P值J统计量P值
∗
－３９１．５９()２１０．４７
∗∗∗
０．３９()０．０３０
模型１
－１１９．０７()２６３．２６９．９２()５５．６７
７１．８８()９３０．８４１９９．０４
()１６０９．８７－１２４．４４()３５７．６５－４４．０２()６９．９９
－６００．０２()４９７．８３
１９９．０４
()１６０９．８７－１２４．４４()３５７．６５－４４．０２()６９．９９
－６００．０２()４９７．８３
０．２６()０．３４
模型３
１２９０．１９
()２０４６．９５－４６８．６８()４７０．４７－１０４．７３()８０．０３３７４．０５()２９５．４９０．１８８５０．０６９５０．８４７０ ８７１０
０．１１８４Yes
－４６１．７３()５２１．５１
０．２２()０．３５
模型４
１２９０．１９
()２０４６．９５－４６８．６８()４７０．４７－１０４．７３()８０．０３３７４．０５()２９５．４９０．１８８５０．０６９５０．８４７０ ８７１０
０．１１８４Yes
－４６１．７３()５２１．５１
０．２２()０．３５
模型５
２３０．７４
()１９２．４３
Yes
—————————
３３１．１２
()２６９．１４０．３８５００．０４０００．７１３１ １０５５９
０．１３７７Yes
３３１．１２
()２６９．１４０．３８５００．０４０００．７１３１ １０５５９
０．１３７７Yes
R/CenteredR样本量N２
２
∗∗∗∗∗∗
代表p＜０．代表P＜０．代表p＜０． 注:０１,０５,１.
１４４０６
０．１４６４
证结果的稳健性,本文在进行GMM估计时也配上
２SLS估计的结果进行对比.估计模型２与模型３时使用家庭人均收入的滞后二阶与滞后三阶作为人均收入变动的工具变量,而估计模型４与模型５时使用家庭人均收入的滞后二阶、滞后三阶与滞后四阶作为人均收入变动的工具变量.为了能够检验工具变量的外生性,工具变量的个数不能低于内生变量的个数,因此模型２至模型５中工具变量的个数都大于等于２.随着工具变量的增多,估计时越容易出现弱工具变量问题,因此本文最多使用滞后四阶作为工具变量.模型５的估计结果完全一致,这也体现出估计结果的稳健性.GMM与２SLS估计结果可信必须建立在三三项检验分别为弱工具变量检验、工具变量外生性检验(以及内生性检验.模型４与模型５的检J统计量)５的结果不可信.这也说明两个工具变量是最优的.后文的分析只能基于模型２与模型３进行.模型２与模型３都满足弱工具变量与工具变量外生性检验,但
w是二者内生性检验的P值都为０．这就说明Δ７１３１,vity优的,即模型１的回归结果最优.
规风险分担机制是无效的,单个家庭人均收入的负向变动会引起家庭人均消费的显著性下降.
富裕程度不同的农户风险应对能力的差异检验２．
为了考察富裕程度不同的农户其风险应对能力的差异,本文首先使用恒久收入将农户进行分组,其次使用总资产额将农户进行分组.总资产额及恒久收入都是衡量农户富裕程度的指标,分别按照两个指标进行分组是为了保证实证结果的稳健性.
组.第一四分位为最富有组,第二四分位是相对富有组,第三四分位是相对贫困组,第四四分位是最贫困并且都在１％显著水平上显０．３１,０．３９,０．３８,０．４３,
著.家庭人均收入同样每下降１元钱,最富有组家庭组.家庭人均收入变动在这四组中的回归系数分别为
通过观察表３可以发现,恒久收入将农户分成４
w模型１的结果显示β不等于０,村庄内部的非正
模型２与模型３的估计结果完全一致,模型４与
项基本假设之上.这三项基本假设都必须进行检验,
验结果发现存在弱工具变量问题,因此模型４与模型人均消费将下降０．相对富裕组将下降０．３１元,３９元,相对贫困组将下降０．最贫困组将下降０．３８元,４３元.这首先说明了非正规风险分担机制无效,与上文的结论相一致.其次说明了越贫困的农户其风险应对能力越弱,家庭人均消费变动受家庭人均收入变动的影响越大.表４的结果与表３基本一致,家庭人均收入变动的回归系数分别为０．４２,０．４３,０．５８,０．４８.贫困农户的风险抵御能力要弱于富有农户的风险抵御能力.
不是内生变量,正如前文所说,内生性未必真实存在,是否存在需要进行检验.以上检验结果显示不存在内生性.由于不存在内生性,那么OLS回归的结果是最
第２期
袁航,刘景景:农户非正规风险分担机制的有效性检验
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表３ 不同恒久收入水平的农户其风险应对能力差异(OLS估计)
最富有
相对富有
∗∗∗０．３９()０．０６１
农户家庭人均收入的负向变动将引起家庭人均消费的(负向变动,进而对农户保障产生不利影响;富裕程２)度不同的农户其风险应对能力不同.依照恒久收入分组,家庭人均收入变动在最富有组、相对富有组、相对相对贫困
∗∗∗
０．３８()０．０９４
最贫困
∗∗
０．４３∗()０．０６０
Income∗
－９６４．８３∗
Poulationp∗∗∗０．３１()０．０５４
－８６４．２６
２７３．１７－２７７．４６
贫穷组以及最贫穷组的回归系数分别为０．３１,０．３９,
((５３８．２６)(４５１．０７)(６００．９２
)(－３８１７９２３１０６．３．．８
４７５６)Laratio)－(２３２１５５６０．．２４５)(３３４１２１１３．５３)(８８９．６１)Lanum３(５４２８３６．．０８２１８２．０１．２１７７
)(４６７３２１．．４９７
０
)－(６３５３０．０５)－(３１０．４０
)Laeduc(０１１４３．０．４∗∗８０)－∗
(１２３３７６．．０８５
３)(１Laheal(３５７８８．１．１７３)(１４２５３．６８
－１１０１０．６．７７６８７．３０．７２)(５２．０１∗
)村时变量
(３１２０５０６．４．３７７６１１５．６８)９(５８０４８．７．５８３
)R２
０Yes
Y６e．s
８８)Yes
Yes
样本量N ３．１０６９０２９０３．１１９４２３１０３．１０７４１６
５０３．２２３１６９
８注:∗∗∗代表p＜０．０１,∗∗代表P＜０．０５,∗
代表p＜０．１.
表４ 不同总资产水平的农户其风险应对能力差异(OLS估计)
最富有
相对富有
相对贫困
最贫困
Income０∗∗∗０∗∗∗
－(０．４．０２６１
)∗∗∗
－(０．４．３)０∗∗∗
０３８
(０．５８)０．４．０８∗∗∗
．０７５
(０５３
)Population∗∗
Laratio－(６２７(３４０３９６．６．５７７)(３２５９７３．．５９０６)－１(６６９４９０．．９１４
７
)La６(８１０４３３０．２２
２１．２９４
．０．１５)１－num∗∗)(１８１０９８１．．６９５７)(２１２６８４８７．．７２６５)－(３４９４３９７５．８．９１
７)(２２５６０．３．９６８
)(４８３４８．９．５８５－６９９．７８∗
８８Laeduc∗
)(４０７．９２)(８５６９．．３１１６
)(４４５１．．９２６０)２(１３５．７４
－(１１０４３５．．６２)(８９．６１
)Laheal村时变量
(１６７７７．８．９
)R２
Yes
９６(３８２３５５．２２)Y５．５e．s
５０８)(５３４７３Y２．７e．５９s
１４１７４．６８６)(１５６１５．２１Y５e．s
７９)样本量N０２．３３６１３８８０２．２９４８９４４０ 注:∗∗∗０１,０５２．３,７３６２４６０３．２１０１８５４代表p＜０．∗∗代表P＜０．∗
２代表p＜０．.
六、结论及建议
本文利用农业农村部农村经济研究中心农村固定观察点２００４~２０１２年微观大样本数据,实证验证了农村非正规风险分担机制是否能够有效抵御农户所面对的风险.研究结论如下:(人均收入负向变动１个单位１)总体而言,家庭人均消费将负向变,样本农户家庭动０．３９个单位,
同时回归系数在１％显著水平上显著,这就说明了非正规风险分担机制无法有效抵御风险,
０富有组．３８,０．、４相对富有组３.依靠总资产分组、相对贫穷组以及最贫穷组的回归,
家庭人均收入变动在最系数分别为困的农户其风险应对能力越弱０．４２,０．４３,０．５８,０,．４家庭人均消费变动受８.这就说明了越贫家庭人均收入变动的影响越大.同时也说明需要正规信贷以及保险市场提供支持进而帮助农户分担风险.因此,本文基于上述研究结果提出如下建议:不健全(１),农业保险风险大造成保险公司不,愿加之我国二级保险市级发育意推广农业保险境况,因此,应当鼓励发展二级保险市场,为一级保险公司提供有效的风险分担机制,为农业保险的普及推广提供有力支持.
金待遇(２),中央财政应适当提高新型农村社会养老保险进而提高农户预防性储蓄比例.在提高新型农村社会养老保险金待遇的同时,提高新农合在市县镇三级医院报销比例以及简化报销程序,提高农户大病风险抵抗能力,有效防止农户因病致贫、因病返贫.及宅基地使用权抵押贷款试点的成功经验(３
)大力推广承包土地经营权、农民住房所有权以.探索出有效的抵押模式,同时建立起高效的服务体系,使得农户能够通过信贷市场有效分担风险,进而保障农户福利.的农户(４),由于贫困农户的风险抵御能力弱于相对富有因此应该针对贫困农户状况加大保险扶持力度,并且设计相应的正规保险机制为贫困农户提供保障.参考文献:
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