張東玲，焦宇新

（青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266061）

可持續(xù)貧困治理是全球性的重要議題，構(gòu)建終結(jié)貧困的有效治理體系是世界各國(guó)和國(guó)際組織共同關(guān)注和積極探索的焦點(diǎn)。當(dāng)前，我國(guó)脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)已取得全面勝利，防止脫貧人口返貧、維護(hù)脫貧的可持續(xù)性成為當(dāng)前的重要任務(wù)之一。在鞏固和拓展脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接的新階段，解決好農(nóng)村發(fā)展的不平衡不充分問(wèn)題需要各項(xiàng)政策體系的協(xié)調(diào)配合。實(shí)踐表明，在貧困、落后地區(qū)，金融排斥（Financial Exclusion）更易發(fā)生。發(fā)展和建設(shè)農(nóng)村金融，全方位為所有群體提供有效的金融服務(wù)，能夠解決我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)地區(qū)間金融服務(wù)的供求不平衡、發(fā)展不充分問(wèn)題，由此成為治理貧困的重要方式之一。2005年，聯(lián)合國(guó)提出普惠金融的概念，這為金融體系服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供了功能優(yōu)化的路徑。普惠金融在農(nóng)村建設(shè)和發(fā)展的積極作用，歷來(lái)受到中國(guó)政府的重視，并將之視為農(nóng)村貧困減緩的重要力量。中國(guó)農(nóng)村未來(lái)持續(xù)穩(wěn)定脫貧、防止返貧致貧的治理效果，在一定程度上取決于農(nóng)村金融的發(fā)展與完善。

農(nóng)村發(fā)展的另一大關(guān)鍵問(wèn)題在農(nóng)業(yè)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)由于其產(chǎn)業(yè)的特殊性，故存在其特有的風(fēng)險(xiǎn)，如農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)、農(nóng)產(chǎn)品面臨的自然災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)等。從宏觀角度來(lái)看，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)具有分散作用，利于農(nóng)業(yè)的穩(wěn)定經(jīng)營(yíng)。從微觀角度來(lái)看，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)是對(duì)農(nóng)民生產(chǎn)的保障措施，保證了農(nóng)民收入，防止農(nóng)民“因?yàn)?zāi)致貧”。同時(shí)，應(yīng)當(dāng)意識(shí)到，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的作用有限，難以滿足農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的全部保障需求。抵御農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，離不開(kāi)多種金融工具的使用，也離不開(kāi)農(nóng)村金融市場(chǎng)的發(fā)展。因此，在農(nóng)村發(fā)展普惠金融，不僅有益于減少金融排斥、扶貧減貧，也有益于補(bǔ)足農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)在農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)防范上的空缺。另外，普惠金融和農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)在屬性上有相通之處，而在功能上又互相影響，考察二者的協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r在減貧增收中的協(xié)同效應(yīng)，對(duì)構(gòu)建有效的相對(duì)貧困治理體系，加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化具有重要的實(shí)踐價(jià)值。

一、文獻(xiàn)回顧

（一）普惠金融及其減貧增收的效應(yīng)研究

普惠金融在中國(guó)已歷經(jīng)多年的發(fā)展，最基本的表現(xiàn)形式為向弱勢(shì)群體提供便利的借貸服務(wù)。但普惠金融的根本目標(biāo)和發(fā)展理念是為社會(huì)所有群體提供金融服務(wù)與多樣化的金融產(chǎn)品，金融服務(wù)需求和金融機(jī)構(gòu)供給兩者之間無(wú)法恰當(dāng)匹配，從而導(dǎo)致了我國(guó)居民在儲(chǔ)蓄、信貸、保險(xiǎn)以及貸款等方面存在嚴(yán)重的金融排斥[1]。近年來(lái)，我國(guó)普惠金融的發(fā)展雖然歷經(jīng)波折但整體狀況良好[2]。 我國(guó)消除絕對(duì)貧困的成功實(shí)踐表明，發(fā)展普惠金融是金融扶貧工作的主要著力點(diǎn)，也是實(shí)現(xiàn)全面脫貧攻堅(jiān)的有效途徑[3]。李建軍等學(xué)者認(rèn)為，普惠金融的發(fā)展能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、縮小城鄉(xiāng)差距[4]。馬強(qiáng)等學(xué)者指出，信貸資金不斷流向“三農(nóng)”領(lǐng)域，對(duì)農(nóng)村地區(qū)的貧困減緩起到了積極作用[5]。然而，伴隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鄉(xiāng)間金融發(fā)展的不平衡、金融為“三農(nóng)”服務(wù)的不充分等問(wèn)題逐漸凸顯，嚴(yán)重制約了其作用的有效發(fā)揮[6]。

多數(shù)學(xué)者集中于普惠金融發(fā)展直接效應(yīng)的探討，即普惠金融的涉農(nóng)金融機(jī)構(gòu)在鄉(xiāng)村中提供基礎(chǔ)金融服務(wù)、增加農(nóng)村金融產(chǎn)品的可得性來(lái)服務(wù)“三農(nóng)”[7]。但是，要破解我國(guó)在發(fā)展過(guò)程中的不平衡與不充分難題，需要跳出“融資”的思維框架，綜合發(fā)揮各種金融功能[6]，即普惠金融服務(wù)于“三農(nóng)”的間接作用。

對(duì)于農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展，首先應(yīng)解決普惠金融發(fā)展程度的測(cè)度問(wèn)題。一方面，對(duì)普惠金融體系發(fā)展的測(cè)度，相關(guān)成果頗為豐碩。如印度經(jīng)濟(jì)學(xué)家以銀行滲透度、金融服務(wù)可利用性和使用狀況衡量不同國(guó)家的普惠金融發(fā)展?fàn)顩r[8]。其后，焦瑾璞[9]等學(xué)者將重點(diǎn)放在了金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)的空間密度、銀行從業(yè)人員數(shù)占總?cè)丝诘谋戎?、人均存貸款水平上。實(shí)際上，該測(cè)度方法著重于金融資源的空間配置，而對(duì)普惠金融的內(nèi)涵有一定的偏離[10-12]。鑒于此，有學(xué)者認(rèn)為，普惠金融反映的是金融機(jī)構(gòu)的儲(chǔ)蓄動(dòng)員能力和對(duì)不同經(jīng)濟(jì)主體的貸款配比性，而儲(chǔ)蓄動(dòng)員能力通常指的是收入當(dāng)中有多少能夠轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄。因此，學(xué)界認(rèn)為選取人均城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款/人均收入、人均金融機(jī)構(gòu)貸款/人均收入兩個(gè)指標(biāo)更為合適[11]。

（二）農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)及其對(duì)貧困減緩的影響研究

2007年始，我國(guó)的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)受到中央財(cái)政補(bǔ)貼的支持，從而極大提高了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的普惠程度，由此我國(guó)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)進(jìn)入迅速增長(zhǎng)階段[13]。近年來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)經(jīng)營(yíng)體系日趨完善，并形成了商業(yè)保險(xiǎn)公司為主、多元化保險(xiǎn)經(jīng)營(yíng)主體參與的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)供給體系[14]。關(guān)于農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)貧困減緩的研究，學(xué)界主要聚焦于以農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展程度對(duì)減貧增收的長(zhǎng)期效果，以及對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的間接效應(yīng)上。對(duì)于農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)揮效用的具體機(jī)制，有學(xué)者提出農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)具有經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)淖饔煤驮俜峙涔δ躘15]，政策性農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)通過(guò)引導(dǎo)農(nóng)戶作業(yè)行為推動(dòng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，進(jìn)一步推動(dòng)了農(nóng)戶增收[16]。已有研究表明，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)能促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)[17]，建立穩(wěn)定預(yù)期，有利于農(nóng)民擴(kuò)張農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。

與已有文獻(xiàn)相比，本研究的創(chuàng)新之處有三點(diǎn)。一是厘清農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的減貧增收作用和協(xié)調(diào)配合發(fā)展路徑，以及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融相互配合、相互補(bǔ)充、化解農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的效果。二是量化農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和普惠金融的發(fā)展程度及其減貧增收效果，測(cè)度農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和普惠金融的耦合協(xié)調(diào)狀況，觀測(cè)當(dāng)前我國(guó)二者協(xié)調(diào)發(fā)展的動(dòng)態(tài)演進(jìn)特征。三是討論普惠金融和農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)耦合協(xié)調(diào)度的空間聚集特征，實(shí)證檢驗(yàn)二者協(xié)同減貧作用的空間溢出效應(yīng)。

二、理論機(jī)制分析

（一）普惠金融對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的推動(dòng)作用

首先，實(shí)踐表明農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展的最大阻礙在于農(nóng)民的參與度較低，我國(guó)保險(xiǎn)的保險(xiǎn)密度和保險(xiǎn)深度仍然不高，這表明目前農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的整體發(fā)展水平尚有較大的提升空間。其次，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展緩慢的原因之一在于對(duì)保險(xiǎn)的認(rèn)知偏差，金融知識(shí)普遍匱乏、缺少保險(xiǎn)意識(shí)與排斥保險(xiǎn)價(jià)格是農(nóng)民參保的重大阻礙。再者，普惠金融在鄉(xiāng)村的發(fā)展，在一定程度上依托于金融服務(wù)與金融產(chǎn)品的普及，以幫助農(nóng)民了解相關(guān)金融產(chǎn)品的使用方法。在農(nóng)村建立完善的金融市場(chǎng)、廣泛普及基礎(chǔ)金融知識(shí)，有利于建立農(nóng)民的保險(xiǎn)意識(shí)、降低農(nóng)民對(duì)保險(xiǎn)的排斥，從而提高農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)參與度。由此，普惠金融的發(fā)展能夠?yàn)檗r(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的普及夯實(shí)基礎(chǔ)、排除阻礙。

（二）農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)普惠金融的保障效果

已有研究顯示，在農(nóng)民使用信用工具時(shí)，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)可以提高農(nóng)民的期望收入，從而保證了普惠金融發(fā)展的可持續(xù)性。為了便于分析說(shuō)明，在這里建立一個(gè)簡(jiǎn)單模型：

假設(shè)初始無(wú)儲(chǔ)蓄的農(nóng)民，其農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)所需資金為K，并由借貸獲得，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益率為α，借貸利率為r，發(fā)生災(zāi)害損失概率為t，損失為全損，總收益為S，則按照是否購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)分別討論其收益狀況：

1）在購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)時(shí)，期望收益如下：

2）如果未購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)，存在以下兩種可能：

其一，災(zāi)害未發(fā)生時(shí)的總收益為：

其二，災(zāi)害發(fā)生時(shí)的總收益為：

其中r′k表示由于無(wú)法償還貸款產(chǎn)生的額外罰息，由此，期望收入為：

上述分析表明，相較于不購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)時(shí)，購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的期望收入更高，原因在于購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)能避免因?yàn)?zāi)害發(fā)生導(dǎo)致債務(wù)無(wú)法償還而產(chǎn)生的罰息。因此，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的購(gòu)買，使得農(nóng)民享受到了財(cái)務(wù)穩(wěn)健所帶來(lái)的益處。同時(shí)，農(nóng)民收入的穩(wěn)定將增強(qiáng)農(nóng)民擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的動(dòng)機(jī)，普惠金融進(jìn)而可為規(guī)模的擴(kuò)大提供相應(yīng)的資金支持。鑒于此，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展有利于暢通鄉(xiāng)村的經(jīng)濟(jì)循環(huán)，帶來(lái)富農(nóng)裕農(nóng)的正向激勵(lì) 效應(yīng)。

（三）普惠金融與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的相互影響和補(bǔ)充

大量研究顯示，普惠金融的發(fā)展為農(nóng)民創(chuàng)造了更多金融產(chǎn)品的可得性，從而有利于其他金融工具在農(nóng)業(yè)產(chǎn)品上的應(yīng)用。農(nóng)產(chǎn)品由于其需求彈性較小，產(chǎn)量對(duì)價(jià)格的影響較大，因此，農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)極易產(chǎn)生價(jià)格波動(dòng)。然而，我國(guó)對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)多采用政府收購(gòu)的模式，較少利用金融工具。而運(yùn)用金融衍生品進(jìn)行套期保值等交易，可以有效抵御農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融協(xié)調(diào)發(fā)展，能造就更多的創(chuàng)新金融產(chǎn)品與金融工具，為“三農(nóng)”提供更高質(zhì)量的服務(wù)。由此可見(jiàn)，農(nóng)村普惠金融與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)相互影響、互為補(bǔ)充，二者的協(xié)調(diào)發(fā)展能為農(nóng)業(yè)農(nóng)村注入新活力、帶來(lái)新機(jī)遇。

綜合以上來(lái)看，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融兩個(gè)子系統(tǒng)之間存在多種耦合協(xié)調(diào)路徑，并且能夠有效改善農(nóng)民減貧增收效果，本文構(gòu)建的影響路徑和分析框架如圖1 所示。

圖1 農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)減貧作用路徑和機(jī)制

三、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融協(xié)調(diào)發(fā)展的區(qū)域動(dòng)態(tài)演進(jìn)

（一）研究指標(biāo)與樣本數(shù)據(jù)

1.指標(biāo)體系構(gòu)建

根據(jù)已有文獻(xiàn)，對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)（Agricultural Insurance）、普惠金融（Inclusive Finance）、農(nóng)民減貧增收（Income from Poverty Reduction）三個(gè)系統(tǒng)的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系整合并優(yōu)化[12]，運(yùn)用熵權(quán)法對(duì)各系統(tǒng)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，由于篇幅限制略去相關(guān)計(jì)算步驟，具體指標(biāo)體系及權(quán)重信息如表1 所示。

表1 農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、普惠金融、農(nóng)民減貧增收指標(biāo)體系?

2.樣本選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

基于樣本數(shù)據(jù)的可得性，選擇我國(guó)31 個(gè)省市區(qū)（港、澳、臺(tái)地區(qū)除外）為樣本。進(jìn)一步考慮到數(shù)據(jù)的齊整性，根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的更新?tīng)顩r，采用研究樣本2008—2018年間的面板數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)保險(xiǎn)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》wind 數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和普惠金融的耦合協(xié)調(diào)分析

1.耦合協(xié)調(diào)度測(cè)度

耦合協(xié)調(diào)度計(jì)算的基本邏輯在于C、T、D三個(gè)指數(shù)，其中C代表耦合度，T代表發(fā)展度，D代表協(xié)調(diào)度，是綜合C、T計(jì)算的兩系統(tǒng)綜合發(fā)展指數(shù)。為了節(jié)省篇幅，普惠金融（IF）、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)（A）與減貧增收（S）打分過(guò)程不作具體展示，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融耦合度C、協(xié)調(diào)度T以及耦合協(xié)調(diào)度D中，僅就各地區(qū)D的均值做詳細(xì)列示，并留存相關(guān)資料備索。各省份在樣本期間內(nèi)的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的測(cè)算結(jié)果如表2 所示。

表2 歷年普惠金融—農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度

2.區(qū)域動(dòng)態(tài)演進(jìn)分析

由A-IF 兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的計(jì)算結(jié)果可知，樣本期間我國(guó)各省份的兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度不高，但增長(zhǎng)勢(shì)頭強(qiáng)勁。為了進(jìn)一步觀測(cè)全國(guó)總體A-IF耦合協(xié)調(diào)度的分布特點(diǎn)與演進(jìn)特征，使用Kernel估計(jì)的方法分析全國(guó)總體與東中西部A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的動(dòng)態(tài)演化，計(jì)算方法如式（5）：

式中：f(x)為密度函數(shù)，K(?)為核函數(shù)，h為帶寬。

根據(jù)表2 和式（5），進(jìn)一步對(duì)2008年、2018年進(jìn)行分析，對(duì)剩余年份每三年取平均進(jìn)行分析，核密度估計(jì)所得函數(shù)圖像如圖2 所示。

圖2 全國(guó)樣本核密度函數(shù)估計(jì)結(jié)果

圖2 表明，2008—2018年期間，總體樣本的核密度函數(shù)形態(tài)變化不大，樣本期間內(nèi)波峰明顯右移，總體呈現(xiàn)“右拖尾”形態(tài)，波峰先降低后上升，并在右側(cè)呈現(xiàn)出一定的“厚尾”形態(tài)。這表明全國(guó)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度整體來(lái)看并不高，但增長(zhǎng)趨勢(shì)明顯，各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度差異先增大后減少，并且出現(xiàn)了向耦合協(xié)調(diào)度較高處聚集的趨勢(shì)。

進(jìn)一步將樣本地區(qū)分為東、中、西三部分地區(qū)，觀測(cè)其耦合協(xié)調(diào)的區(qū)域異質(zhì)性和動(dòng)態(tài)演進(jìn)規(guī)律。為了便于分析各地區(qū)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的逐年動(dòng)態(tài)演變過(guò)程，對(duì)每年的耦合協(xié)調(diào)度分別進(jìn)行核密度估計(jì)，并使用Matlab 軟件繪制三維核密度圖，如圖3 所示。

圖3 顯示，東部地區(qū)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的核函數(shù)呈現(xiàn)一高一低的“雙峰”形態(tài)，隨著時(shí)間的推移，高峰的波峰高度下降并右移，這表明東部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度有提升趨勢(shì)，但是也帶來(lái)了各省耦合協(xié)調(diào)度差距增大的問(wèn)題；中部地區(qū)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的核函數(shù)呈現(xiàn)出單“高峰”的形態(tài)，并且波峰高度在樣本期間內(nèi)并無(wú)明顯變化，但波峰位置存在右移，這表明中部地區(qū)各省份耦合協(xié)調(diào)度差異不大，并且在樣本期間內(nèi)有所提高，各自間的差距卻沒(méi)有明顯變化；西部地區(qū)的核密度函數(shù)呈現(xiàn)出比東部地區(qū)更為明顯的高“雙峰”形態(tài)，在樣本期間內(nèi)，“高峰”與“低峰”均存在明顯的右移，并且，“高峰”的波峰高度上升，而“低峰”的波峰高度下降，這表明西部地區(qū)隨著耦合協(xié)調(diào)度的提高，各省耦合協(xié)調(diào)度差異明顯縮小。

圖3 A-IF 分地區(qū)動(dòng)態(tài)演進(jìn)圖

四、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)減貧效應(yīng)分析

（一）研究變量選取

1.被解釋變量

為研究農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)減貧效應(yīng)（Score），將農(nóng)民消費(fèi)額、農(nóng)民可支配收入兩個(gè)指標(biāo)合成得到減貧增收評(píng)分作為被解釋變量，兩指標(biāo)權(quán)重已由表1 列示。

2.核心解釋變量

采用A-IF 耦合協(xié)調(diào)度（D）作為核心解釋變量，該變量反映了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展程度，指標(biāo)數(shù)值越高，表明二者協(xié)調(diào)發(fā)展程度越高，越低則表明二者協(xié)調(diào)發(fā)展程度越低。

3.控制變量

為了減少遺漏變量與解釋變量相關(guān)導(dǎo)致的模型內(nèi)生性影響，在模型中加入控制變量，根據(jù)已有文獻(xiàn)，所選取的控制變量為消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）、人均教育年限（jynx）與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（jcjs），其中人均教育年限采用（小學(xué)人數(shù)× 6+ 初中人數(shù)×9+ 高中人數(shù)×12+ 大專以上人 數(shù)×16）/6 歲以上人口的方法計(jì)算，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)使用各地區(qū)公路里程總長(zhǎng)度與地區(qū)面積之比來(lái)計(jì)算。同時(shí)，為了緩解可能存在的異方差與多重共線性產(chǎn)生的影響，對(duì)人均受教育年限與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)取對(duì)數(shù)，各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表3 所示。

表3 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸分析

1.模型設(shè)定

對(duì)于基準(zhǔn)回歸的模型選擇，經(jīng)過(guò)Chow 檢驗(yàn)與Hausman 檢驗(yàn)，選用個(gè)體固定效應(yīng)模型，模型的基本設(shè)定如下：

其中，X′為控制變量，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

基于上文對(duì)東中西部地區(qū)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的觀測(cè)，為了進(jìn)一步考察東中西部地區(qū)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度對(duì)減貧效果的異質(zhì)性，對(duì)東中西部地區(qū)樣本分區(qū)域進(jìn)行回歸。

2.回歸結(jié)果分析

利用Stata16.0 軟件進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表4 所示。其中，模型（1）（2）分別為引入控制變量和引入控制變量的個(gè)體固定效應(yīng)模型。模型（3）（4）（5）為分區(qū)域回歸結(jié)果。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果?

表4 中，模型（1）（2）顯示，在加入控制變量前后，A-IF 耦合協(xié)調(diào)度系數(shù)均在1%水平下顯著為正，這表明農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度對(duì)減貧增收有顯著的正向影響。加入控制變量后，A-IF 耦合協(xié)調(diào)度系數(shù)為1.519，這表明控制其他變量不變時(shí)，A-IF 耦合協(xié)調(diào)度每上升一個(gè)單位，減貧增收效果上升1.519 個(gè)單位。分區(qū)域來(lái)看，模型（3）（4）（5）中，三地區(qū)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的系數(shù)均在1%水平下顯著，這表明模型存在一定的穩(wěn)健性。其中，東部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的回歸系數(shù)最大，西部地區(qū)次之，而中部地區(qū)系數(shù)最低。

基于各地區(qū)存在的回歸系數(shù)差異，表明A-IF的耦合協(xié)調(diào)度對(duì)減貧增收的效果可能存在一定的門檻效應(yīng)，并且做出如下猜想：其一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度存在門檻效應(yīng)；其二，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展水平對(duì)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度存在門檻效應(yīng)。并預(yù)期二者在超過(guò)一定門檻值后，A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的回歸系數(shù)升高，即表明減貧增收效果有所增強(qiáng)。

五、進(jìn)一步分析

（一）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)上述分析，進(jìn)一步選擇人均GDP（pgdp）作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展得分（nybx）作為農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展水平的代理變量，檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展水平對(duì)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的門檻效應(yīng)，采用三門檻進(jìn)行自抽樣回歸，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ烷T檻個(gè)數(shù)，結(jié)果如表5 所示。

表5 門檻個(gè)數(shù)檢驗(yàn)

由表5 得知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度在1%水平下存在雙門檻顯著，而農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展水平對(duì)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的門檻效應(yīng)并不顯著。針對(duì)此結(jié)果，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用雙門限再次進(jìn)行門檻回歸；并且，由于自抽樣存在一定的隨機(jī)性，采用單門檻模型再次驗(yàn)證農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展水平是否存在門檻效應(yīng)，結(jié)果如表6 所示。

表6 顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的兩個(gè)門檻仍然在1%水平顯著，而農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展水平的門檻卻不顯著。以上結(jié)果驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展水平超過(guò)一定門檻后耦合協(xié)調(diào)度回歸系數(shù)將會(huì)升高，但農(nóng)業(yè)發(fā)展水平未通過(guò)檢驗(yàn)，因此回歸結(jié)果支持猜想一成立，而不支持猜想二成立。對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的兩個(gè)門檻值進(jìn)行檢驗(yàn)，兩個(gè)門檻值均通過(guò)了基于LR 統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)。另外，考慮到農(nóng)民收入狀況可能存在的空間聚集，以及耦合協(xié)調(diào)度的空間溢出效應(yīng)，使用面板空間計(jì)量模型做進(jìn)一步的分析。

表6 門檻回歸結(jié)果?

（二）空間溢出效應(yīng)分析

1.空間自相關(guān)檢驗(yàn)

在使用空間計(jì)量模型前，一般首先進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，以確定是否存在建立空間計(jì)量模型的基礎(chǔ)，Moran′I是檢驗(yàn)空間自相關(guān)性的主要指標(biāo)之一，計(jì)算方法如下：

使用0-1 鄰接權(quán)重矩陣，基于樣本數(shù)據(jù)計(jì)算各年的Moran’sI指數(shù)進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表7 所示。結(jié)果表明，在1%的置信水平下，各地區(qū)減貧增收效果得分存在顯著的正向空間自相關(guān)，具備建立空間計(jì)量模型的基礎(chǔ)。

表7 空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果?

2.空間面板杜賓模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度是否存在空間上的溢出效應(yīng)，在空間計(jì)量模型中引入解釋變量的空間滯后項(xiàng)，選擇空間面板杜賓模型?？臻g面板杜賓模型的基本設(shè)定為：

式中：Y為被解釋變量，X為解釋變量，WY為被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，WX為解釋變量的空間滯后項(xiàng)，μi表示個(gè)體固定效應(yīng)，λt為時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.回歸結(jié)果分析

空間權(quán)重矩陣使用標(biāo)準(zhǔn)化后的0-1 鄰接權(quán)重矩陣，為了與基準(zhǔn)回歸保持一致，仍然在方程中引入個(gè)體固定效應(yīng)，具體分析結(jié)果如表8 所示。

表8 空間面板杜賓模型回歸結(jié)果?

分析表8 可以發(fā)現(xiàn)：1）減貧增收的空間滯后項(xiàng)與A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的空間滯后項(xiàng)系數(shù)1%水平下顯著為正，這表明周圍地區(qū)的減貧增收狀況會(huì)顯著影響本地區(qū)的減貧增收效果。2）A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的空間滯后項(xiàng)在5%置信水平下顯著為正，這表明A-IF 的協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)顯著影響周圍地區(qū)，促進(jìn)周圍地區(qū)的減貧增收效果。3）進(jìn)一步觀測(cè)A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的效應(yīng)分解，其直接效應(yīng)在1%的水平下顯著為正，系數(shù)為0.375，間接效應(yīng)在1%水平下顯著為正，系數(shù)為2.104，結(jié)果顯示間接效應(yīng)大于直接效應(yīng)，一方面，這是由于鄉(xiāng)村的聚集性特點(diǎn)，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)知識(shí)會(huì)沿村落的聚集流動(dòng)，并且相互聚集地區(qū)的農(nóng)民群體可以共享金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。另一方面，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融受到地方政府的財(cái)政支持，不同地區(qū)的財(cái)政政策互相影響，導(dǎo)致A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的間接效應(yīng)更加明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在文中進(jìn)行報(bào)告，如有需要可聯(lián)系作者索取。

1.逐步加入控制變量

在模型中逐步加入控制變量，A-IF 耦合協(xié)調(diào)度與減貧增收得分的回歸系數(shù)顯著性水平未發(fā)生較大變化，這表明回歸結(jié)果具有一定的可靠性。

2.替換核心解釋變量

采用A-IF 耦合協(xié)調(diào)度的對(duì)數(shù)值（lnD）重新進(jìn)行回歸，系數(shù)仍在1%水平下顯著為正，說(shuō)明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.剔除直轄市

中國(guó)各經(jīng)濟(jì)地區(qū)發(fā)展極不平衡，這可能導(dǎo)致各地區(qū)普惠金融與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)協(xié)調(diào)減貧效應(yīng)不一致，在樣本中剔除直轄市數(shù)據(jù)后回歸結(jié)果顯著性與系數(shù)無(wú)較大變化，證明回歸結(jié)果穩(wěn)健。

4.縮尾后回歸

對(duì)解釋變量數(shù)據(jù)進(jìn)行上下1%縮尾處理，再次進(jìn)行回歸，參數(shù)估計(jì)結(jié)果與顯著性無(wú)較大變化，表明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

5.考慮內(nèi)生性

考慮到本文解釋變量與被解釋變量可能存在反向因果，進(jìn)而導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，使用工具變量法，選取核心解釋變量的一階滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行回歸估計(jì)，系數(shù)回歸結(jié)果仍在1%水平下顯著為正。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

經(jīng)過(guò)對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的測(cè)度，以及二者耦合協(xié)調(diào)度的減貧增收效應(yīng)分析，得到以下主要結(jié)論。

其一，從全國(guó)范圍來(lái)看，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的耦合協(xié)調(diào)度普遍較低，但增長(zhǎng)迅速。分地區(qū)來(lái)看，東部地區(qū)各省份耦合協(xié)調(diào)度最高，但差異程度也最大，中西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度水平相仿，但中部地區(qū)各省差異較小，而西部地區(qū)雖然存在明顯的省間差異，但差異縮小趨勢(shì)顯著。

其二，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的減貧效應(yīng)，并且在東、中、西部地區(qū)之間存在顯著差異，其中東部地區(qū)效果最好，中西部地區(qū)次之。通過(guò)門檻回歸分析驗(yàn)證表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)減貧效應(yīng)存在門檻效應(yīng)，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高會(huì)促進(jìn)協(xié)調(diào)減貧效果的增強(qiáng)。

其三，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展的減貧增收效應(yīng)存在顯著的空間溢出效應(yīng)。在地理上鄰接的其他省份中，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)對(duì)本地區(qū)減貧增收產(chǎn)生明顯的積極作用，這來(lái)源于省份間的村落聚集特點(diǎn)帶來(lái)的金融知識(shí)的傳播與金融基礎(chǔ)設(shè)施資源的共享。所構(gòu)建的實(shí)證分析模型通過(guò)使用多種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)果仍然穩(wěn)健。

（二）政策建議

1.協(xié)調(diào)發(fā)展東部地區(qū)，大力發(fā)展西部地區(qū)

從核密度估計(jì)的結(jié)果來(lái)看，東部地區(qū)發(fā)展不平衡、西部地區(qū)發(fā)展不充分的問(wèn)題凸顯。在東部各省耦合協(xié)調(diào)度強(qiáng)勁增長(zhǎng)的背景下，省間差異仍然明顯。因此，在推進(jìn)農(nóng)村金融體系建設(shè)的進(jìn)程中，建議政府相關(guān)部門針對(duì)性地制定各項(xiàng)發(fā)展政策，不斷平衡東部各省發(fā)展水平，逐漸縮小東部地區(qū)省域間的差異，共同促進(jìn)東部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。同時(shí)，從全國(guó)范圍看，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)調(diào)水平仍然較低，西部各省金融體系建設(shè)力度仍存在較大發(fā)展空間。積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融在西部地區(qū)的發(fā)展，建設(shè)與改進(jìn)各省“三農(nóng)”金融服務(wù)體系，增強(qiáng)農(nóng)民穩(wěn)定可持續(xù)脫貧，仍是政府部門解決西部發(fā)展問(wèn)題的重要途徑。

2.創(chuàng)新發(fā)展農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)，充分釋放金融活力

實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展能夠有效減少農(nóng)民貧困，提升農(nóng)民收入，并與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間形成良性循環(huán)。而當(dāng)前農(nóng)村金融體系仍然存在不協(xié)調(diào)、不完善等問(wèn)題，金融活，則經(jīng)濟(jì)活。充分釋放金融活力，切實(shí)讓金融服務(wù)于“三農(nóng)”問(wèn)題，才能給農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)持久的動(dòng)力。建議各級(jí)政府積極攜手金融機(jī)構(gòu)，加快農(nóng)村地區(qū)的金融體系建設(shè)和發(fā)展。不斷在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與農(nóng)村金融市場(chǎng)之間尋求新的合作，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展模式，將金融工具、產(chǎn)品真正普及、應(yīng)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上去，并不斷推進(jìn)農(nóng)村金融現(xiàn)代化進(jìn)程，有效助力農(nóng)民可持續(xù)減貧。

3.關(guān)注區(qū)域協(xié)同發(fā)展，發(fā)揮地區(qū)示范效應(yīng)

農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與普惠金融的協(xié)同作用具有明顯的空間溢出效應(yīng)，區(qū)域協(xié)同發(fā)展是提升經(jīng)濟(jì)輻射效率的重要手段。在農(nóng)村金融體系的鋪設(shè)過(guò)程中，政府尤其需要注重“經(jīng)濟(jì)帶”“經(jīng)濟(jì)圈”的建設(shè)，共享地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施，打通區(qū)域交流渠道，充分利用發(fā)達(dá)地區(qū)的示范效應(yīng)，不斷帶動(dòng)欠發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展。以協(xié)調(diào)、發(fā)達(dá)地區(qū)為樞紐，不斷下沉金融設(shè)施與金融服務(wù)，傳播金融知識(shí)與金融觀念，幫助農(nóng)民建立風(fēng)險(xiǎn)管理意識(shí)，破除農(nóng)村金融發(fā)展阻礙，促進(jìn)各地區(qū)全面發(fā)展、協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)穩(wěn)定脫貧的目標(biāo)。