三權(quán)分置下農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)促進(jìn)了土地流轉(zhuǎn)嗎基于華中三省的實(shí)證分析

三權(quán)分置下農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)促進(jìn)了土地流轉(zhuǎn)嗎基于華中三省的實(shí)證分析

1農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)具有改善農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為的風(fēng)險(xiǎn)2014年，中央政府對(duì)農(nóng)村土地實(shí)行“三權(quán)分置”改革，為農(nóng)業(yè)企業(yè)提供了穩(wěn)定的權(quán)利保障，同時(shí)開展了土地流轉(zhuǎn)活動(dòng)。這項(xiàng)改革因此促進(jìn)了土地資源整合、農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。截至2018年年底，全國(guó)家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積5.39億畝農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)為參保農(nóng)戶提供風(fēng)險(xiǎn)損失賠償，能降低農(nóng)戶種植規(guī)模擴(kuò)大后面臨的風(fēng)險(xiǎn)，因而可能會(huì)對(duì)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。在財(cái)政政策支持下，中國(guó)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)項(xiàng)目發(fā)展迅猛。在2020年，中國(guó)已成為全球最大的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)市場(chǎng)。農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)收入從2007年的51.8億元增加到2020年的814.93億元，并且2020年為1.89億戶次農(nóng)戶提供風(fēng)險(xiǎn)保障4.13萬(wàn)億元2文獻(xiàn)總結(jié)2.1土地流轉(zhuǎn)行為影響因素土地流轉(zhuǎn)是近年來(lái)學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注的話題，該領(lǐng)域的文獻(xiàn)主要從以下幾個(gè)角度探究了土地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的影響因素。其一，有學(xué)者從農(nóng)戶的年齡、教育、收入等個(gè)人特征角度展開探究。例如，何欣等發(fā)現(xiàn)年齡對(duì)土地轉(zhuǎn)入呈倒U形影響，并且受教育程度較高的農(nóng)民流入土地可能性較小2.2農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響對(duì)于農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與土地利用之間的關(guān)系，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要以發(fā)達(dá)國(guó)家為背景展開研究。例如，Wu的研究顯示參與玉米保險(xiǎn)能夠大幅增加玉米的種植面積占比，鼓勵(lì)種植戶開墾曾經(jīng)被認(rèn)為沒有價(jià)值的土地這些研究將農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與參保作物面積進(jìn)行動(dòng)態(tài)聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)會(huì)擴(kuò)大參保作物種植面積(如調(diào)整作物間種植比例、開墾未使用的荒地等),但并沒有直接研究農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響。在中國(guó)的“三權(quán)分置”改革背景下，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)能夠?yàn)榱鬓D(zhuǎn)土地的農(nóng)戶提供風(fēng)險(xiǎn)保障，降低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，可能會(huì)影響農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)。因而本文以此為研究方向，探究中國(guó)政策性農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響，豐富土地流轉(zhuǎn)的影響因素，補(bǔ)充農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和土地利用關(guān)系的文獻(xiàn)。3農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的保障一般來(lái)說，規(guī)模效應(yīng)作用下單位投入成本的下降和預(yù)期利潤(rùn)的增加，會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶流入土地或擴(kuò)大種植規(guī)模。并且，因?yàn)殡S著務(wù)農(nóng)利潤(rùn)總水平的增加，利潤(rùn)的邊際效用會(huì)呈現(xiàn)遞減的趨勢(shì)，所以農(nóng)戶通常具有風(fēng)險(xiǎn)厭惡的特征。因此當(dāng)農(nóng)戶考慮是否流入土地時(shí)，會(huì)由于缺少規(guī)模種植經(jīng)驗(yàn)、未來(lái)市場(chǎng)價(jià)格的不確定性或擔(dān)心自然災(zāi)害等因素，使擴(kuò)大種植規(guī)模的預(yù)期效用變小，從而流入土地的可能性也會(huì)隨之下降。然而，當(dāng)農(nóng)戶在有了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的保障之后，會(huì)降低對(duì)風(fēng)險(xiǎn)損失的擔(dān)心，更看重增加規(guī)模種植的利潤(rùn)，因此，在這種情況下轉(zhuǎn)入土地的可能性將增大。雖然在參保后，農(nóng)戶的預(yù)期利潤(rùn)增加并且擴(kuò)大種植規(guī)模的可能性變大，但是選擇參保仍需投入成本，即保費(fèi)。若是農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)提供的保障水平足夠高，或保費(fèi)費(fèi)率較低，流入土地的農(nóng)戶在支出更多的保費(fèi)總額后，依然能獲得更大的預(yù)期效用，因此農(nóng)戶在這種農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的保障下，會(huì)愿意擴(kuò)大種植規(guī)模。若是農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)提供的保障水平較低，或保費(fèi)費(fèi)率較高，考慮流入土地的農(nóng)戶便沒有參保的動(dòng)機(jī)，因此，流入土地的動(dòng)機(jī)也因?yàn)闆]有足夠的風(fēng)險(xiǎn)保障而減弱。類似的，對(duì)于考慮轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶來(lái)說，如果農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)價(jià)格合理并提供了足夠的風(fēng)險(xiǎn)保障，那么因?yàn)轭A(yù)期利潤(rùn)得到保障，轉(zhuǎn)出土地的動(dòng)機(jī)便會(huì)下降。反之，如果農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)價(jià)格過高并且風(fēng)險(xiǎn)保障不足，這類農(nóng)戶便不會(huì)選擇參保，轉(zhuǎn)出土地的可能性不變。綜上所述，如果風(fēng)險(xiǎn)保障程度足夠高，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)會(huì)增強(qiáng)農(nóng)戶流入土地和擴(kuò)大種植規(guī)模的動(dòng)機(jī)；反之，如果農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)風(fēng)險(xiǎn)保障程度不足，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)則不會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶流入土地和擴(kuò)大種植規(guī)模在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)初步發(fā)展階段和快速拓展階段(2007—2016年),中國(guó)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)以“廣覆蓋，低保障”為推廣原則4示范分析4.14.1.1被解釋變量“因變量”式農(nóng)戶是否發(fā)生土地流入或流出均為二元變量，故本文選擇Probit模型分析投保農(nóng)戶在2014—2018年的土地流轉(zhuǎn)行為，模型設(shè)定如下：(1)式(1)中，被解釋變量“因變量是2014—2018年土地流轉(zhuǎn)的情況。因?yàn)樵?014年中央推出土地“三權(quán)分置”改革之后，土地流轉(zhuǎn)開始變得活躍。不選擇某一年的土地流轉(zhuǎn)情況是因?yàn)橐荒觊g土地流轉(zhuǎn)發(fā)生率在樣本中較低核心解釋變量為2014—2018年是否購(gòu)買過農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與土地流轉(zhuǎn)時(shí)期對(duì)應(yīng)。農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)從2007年開始在全國(guó)推廣，2014年時(shí)玉米和水稻承保覆蓋率近70%,小麥承保覆蓋率近50%,農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)已覆蓋全國(guó)所有省份4.1.2險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生與否并不能全面反映土地流轉(zhuǎn)的情況，因此本文的另一個(gè)研究目標(biāo)是探究參與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響。流轉(zhuǎn)規(guī)模用土地流入面積、土地流出面積表示。若農(nóng)戶沒有發(fā)生土地流入或土地流出行為，則流入面積或流出面積為0,因此樣本中的流入面積或流出面積在0處截?cái)?，故選擇Tobit模型檢驗(yàn)農(nóng)戶在2014—2018年的土地流轉(zhuǎn)規(guī)模，模型設(shè)定如下：式(2)中，4.2繼承性因素：影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的.對(duì)以上模型進(jìn)行普通回歸時(shí)會(huì)存在內(nèi)生性偏誤。一方面，主要的內(nèi)生性問題來(lái)源于反向因果，即雖然農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)可能會(huì)使農(nóng)戶在獲得風(fēng)險(xiǎn)保障后流入土地，擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，但生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大也會(huì)使農(nóng)戶更可能參與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)。另一方面，可能存在遺漏變量的問題，即在回歸方程中遺漏了某些影響農(nóng)戶發(fā)生土地流轉(zhuǎn)的變量。例如，務(wù)農(nóng)能力強(qiáng)或務(wù)農(nóng)意愿高的農(nóng)戶更有可能擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，并且同時(shí)傾向于參與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)。因此，遺漏這類變量會(huì)使農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流入影響的估計(jì)結(jié)果被高估。本文采用工具變量法解決上文提到的內(nèi)生性問題。選取身邊親朋參保人數(shù)和同村其他農(nóng)戶參保均值作為農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的工具變量。選取上述兩個(gè)變量是因?yàn)檗r(nóng)戶參保會(huì)受到他人影響，農(nóng)戶身邊參保人數(shù)多，或同村農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率高都會(huì)增加農(nóng)戶參保的可能性，而他人的參保行為又與農(nóng)戶自身的土地流轉(zhuǎn)行為沒有直接關(guān)系。因此，這兩個(gè)變量滿足工具變量的相關(guān)性和外生性條件。4.3調(diào)研設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2019年7月華中地區(qū)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的調(diào)研數(shù)據(jù)。固定觀測(cè)點(diǎn)建立之初的選取方法是結(jié)合了分層抽樣和隨機(jī)抽樣。依據(jù)反映鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口、土地面積、經(jīng)濟(jì)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出四個(gè)方面情況的指標(biāo)，采用k-means聚類法，將河南、湖北和湖南三省所轄全部縣級(jí)行政單位通過聚類分析分為6個(gè)聚類，在各聚類中選擇1個(gè)縣(市),在每個(gè)縣(市)選擇3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再?gòu)拿總€(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選出2個(gè)村莊，共計(jì)108個(gè)村莊。農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積大于30畝的農(nóng)戶占抽樣農(nóng)戶的三成比例，按照這一標(biāo)準(zhǔn)，使用分層隨機(jī)抽樣，每個(gè)村抽取10名從事農(nóng)作物生產(chǎn)的農(nóng)戶。抽樣農(nóng)戶均為家庭中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要決策者。在能夠獲得農(nóng)戶電子名單的情況下，采用生成隨機(jī)數(shù)的方法進(jìn)行抽樣；在不能獲得農(nóng)戶電子名單的情況下，采用紙質(zhì)名單等距抽樣根據(jù)本文要研究的話題，本次調(diào)研設(shè)計(jì)的問題為“您家2018年經(jīng)營(yíng)的轉(zhuǎn)入土地是分幾次轉(zhuǎn)入的，分別在什么時(shí)候轉(zhuǎn)入?”“您家轉(zhuǎn)出的土地是分幾次轉(zhuǎn)出的，分別在什么時(shí)候轉(zhuǎn)出?”“您買過農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)嗎?如果買過，最近一次買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)是什么時(shí)候?”。本文被解釋變量和核心解釋變量數(shù)據(jù)選擇2014—2018年時(shí)間截面數(shù)據(jù)。表1給出了本文實(shí)證分析中用到變量的描述性統(tǒng)計(jì)。剔除家庭總收入為負(fù)、農(nóng)業(yè)收入缺失、經(jīng)營(yíng)耕地總面積小于或等于0和種植作物信息缺失的樣本，共計(jì)1045份農(nóng)戶數(shù)據(jù)。2014—2018年，有20%的農(nóng)戶發(fā)生過土地流入，土地流入面積平均為9.91畝；有8%的農(nóng)戶發(fā)生過土地流出，土地流出面積平均為0.47畝。樣本中有35%的農(nóng)戶購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)。農(nóng)戶平均年齡為55.58歲，平均受教育程度為7.16年(中學(xué)),97%的農(nóng)戶主要在務(wù)農(nóng)，平均一年在外務(wù)工2.26個(gè)月。農(nóng)戶家庭一年總收入約為5.70萬(wàn)元，接近一半(48%)為農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)戶家庭人數(shù)均值為4.41。農(nóng)戶平均耕地面積約為11.04畝，有74%的農(nóng)戶使用機(jī)械耕地，有77%的農(nóng)戶種植主糧作物。5評(píng)估結(jié)果表明5.1農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響對(duì)前述式(1)和式(2)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2列(1)和列(2)所示。列(1)結(jié)果表明，農(nóng)戶購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和流入土地行為呈正相關(guān)。列(2)結(jié)果表明，農(nóng)戶購(gòu)買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與土地流入面積呈顯著正相關(guān)，表明流入土地較多的農(nóng)戶購(gòu)買了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)。這一結(jié)果表明農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)滿足了農(nóng)戶擴(kuò)大土地規(guī)模的風(fēng)險(xiǎn)保障需求。使用工具變量后的估測(cè)結(jié)果如表2列(3)和列(4)所示。工具變量法的一階段結(jié)果拒絕弱工具變量的假設(shè)，并且過度識(shí)別檢驗(yàn)證實(shí)了工具變量的外生性。結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)并沒有顯著影響農(nóng)戶土地流入行為和流入面積，即農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)沒有影響農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)。正如前文理論分析部分所推測(cè)，當(dāng)前農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的保障水平較低，遠(yuǎn)不及農(nóng)產(chǎn)品種植的總成本。因此，在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)實(shí)際賠付標(biāo)準(zhǔn)較低的情況下，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)未能促進(jìn)農(nóng)戶流入土地和擴(kuò)大種植規(guī)模。由于務(wù)農(nóng)能力強(qiáng)或務(wù)農(nóng)意愿高的農(nóng)戶傾向于參加農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)并流入土地，因而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與農(nóng)戶的土地流入面積呈正相關(guān)，這說明農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)滿足了務(wù)農(nóng)能力強(qiáng)或務(wù)農(nóng)意愿高的農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)保障需求，但并沒有促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。由此可見，沒有考慮到內(nèi)生性問題的估測(cè)結(jié)果高估了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶流入土地的影響。雖然，正相關(guān)性表明農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)滿足了有流入土地意愿農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)保障需求，但因果關(guān)系的缺失表明當(dāng)前農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)實(shí)際賠付標(biāo)準(zhǔn)較低還不足以促進(jìn)土地流入行為。此外，表2中其他解釋變量結(jié)果均符合現(xiàn)實(shí)情況，表明模型設(shè)置合理。其中，年長(zhǎng)農(nóng)戶流入土地的可能性顯著降低；農(nóng)戶年齡每大1歲，土地流入面積顯著減小約1.32畝。農(nóng)戶務(wù)工時(shí)間每增加1個(gè)月，土地流入面積顯著減少約3.08畝。農(nóng)戶家庭總收入每增加1萬(wàn)元，土地流入面積增加約2.30畝。農(nóng)業(yè)收入占比每提升1%,土地流入面積增加65.67畝。綜上所述，在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保障收入的條件下，家庭收入高的農(nóng)戶會(huì)流入土地，且主要依靠務(wù)農(nóng)收入的農(nóng)戶土地流入面積較大。同樣地，農(nóng)戶家庭人數(shù)每多1人，土地流入面積顯著增加約5.42畝。農(nóng)戶耕地面積每增加1畝，流入農(nóng)地面積顯著增加0.67畝。5.2未參保農(nóng)戶土地釋放或轉(zhuǎn)出土地對(duì)于土地流出行為和土地流出面積的估測(cè)結(jié)果如表3顯示。列(1)表明，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與農(nóng)戶土地流出行為呈顯著負(fù)相關(guān)，這說明未參保的農(nóng)戶選擇流出土地的可能性較大。列(2)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與土地流出面積呈負(fù)相關(guān)，但不顯著。工具變量估計(jì)結(jié)果在列(3)和列(4)中呈現(xiàn)。列(3)和列(4)結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)沒有顯著影響土地流出行為和土地流出面積。因此，雖然未參保農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性較大，但農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)沒有影響農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出行為。列(3)和列(4)中農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的系數(shù)大于列(1)和列(2),這說明沒有考慮內(nèi)生性問題的估測(cè)結(jié)果低估了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)土地流出的影響。與上文分析相同，這可能是因?yàn)檫z漏了務(wù)農(nóng)能力或務(wù)農(nóng)意愿等不可觀測(cè)的變量，導(dǎo)致低估了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與轉(zhuǎn)出土地負(fù)相關(guān)關(guān)系。由此可知，務(wù)農(nóng)能力或務(wù)農(nóng)意愿較低的農(nóng)戶傾向于選擇不參保，因而農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與土地流出行為缺少因果關(guān)系。5.3凈流入面積鑒于少量農(nóng)戶在轉(zhuǎn)入耕種便利的農(nóng)地的同時(shí)，會(huì)轉(zhuǎn)出耕種不便利的農(nóng)地，因而在這一時(shí)期內(nèi)同時(shí)存在土地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出的情況。為此，本文進(jìn)一步探索農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模變化的影響。實(shí)證模型的因變量為是否擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模以及凈流入面積。估計(jì)結(jié)果如表4所示，列(2)結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)與農(nóng)戶土地凈流入面積呈顯著正相關(guān)，表明凈流入土地較多的農(nóng)戶購(gòu)買了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)。這一結(jié)果指出農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)滿足了農(nóng)戶擴(kuò)大土地總規(guī)模的風(fēng)險(xiǎn)保障需求。使用工具變量的估計(jì)結(jié)果如列(3)和列(4)所示。可以看出，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)雖然與農(nóng)戶土地凈流入面積呈正相關(guān)關(guān)系，但在因果分析上沒有促進(jìn)作用。因?yàn)榇嬖趧?wù)農(nóng)能力或務(wù)農(nóng)意愿等無(wú)法觀測(cè)的變量，基準(zhǔn)回歸結(jié)果高估了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶凈流入土地規(guī)模的影響。正如前文所述，當(dāng)前中國(guó)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)實(shí)際保障水平較低，不足以促進(jìn)一般農(nóng)戶擴(kuò)大種植規(guī)模。因此，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)滿足了有擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模意愿農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)保障需求，但有限的保障水平未能發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大的作用。5.4單一工具變量估測(cè)結(jié)果本文從三個(gè)方面對(duì)上述實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是在主回歸中，親朋參保人數(shù)和同村其他農(nóng)戶參保均值同時(shí)作為工具變量，但親朋參保人數(shù)受主觀因素影響較多，解釋力相對(duì)較弱。因此，在第一個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，僅保留同村其他農(nóng)戶參保均值作為單一工具變量。使用單一工具變量的估測(cè)結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。二是實(shí)證分析中的主要解釋變量為2014—2018年的參保情況，但其中可能包括有些放棄未來(lái)再次參保的農(nóng)戶。因此在第二個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，主要解釋變量更替為2018年是否依然參保，以此代表對(duì)保險(xiǎn)接納程度最高、最有可能受到農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)影響而改變行為的農(nóng)戶。調(diào)整主要解釋變量后的估測(cè)結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。三是因?yàn)榇嬖诘貐^(qū)間的差異，第三個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)控制了縣級(jí)層面的固定效應(yīng)，估測(cè)結(jié)果依然與主回歸結(jié)果一致。5.5農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶參保的影響為進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)各類不同特征農(nóng)戶的影響，即探究何種特征的農(nóng)戶更容易受到農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的影響，本文使用農(nóng)戶自身特征(年齡、受教育程度)、家庭經(jīng)濟(jì)特征(家庭總收入)和生產(chǎn)特征(機(jī)械化生產(chǎn)、主糧作物)三個(gè)角度的5個(gè)變量與農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的交互項(xiàng)來(lái)探究農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶土地凈流轉(zhuǎn)的異質(zhì)性影響。實(shí)證方法使用Probit模型，模型設(shè)定如下：式(3)中，被解釋變量回歸結(jié)果如表5所示，列(1)和列(2)匯報(bào)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，列(3)和列(4)匯報(bào)了工具變量估測(cè)結(jié)果。從列(3)結(jié)果可知，在農(nóng)戶參保后，隨著家庭總收入的提高，擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模的可能性增加。因此，對(duì)于高收入農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)確實(shí)促進(jìn)了種植規(guī)模的擴(kuò)大。這可能是因?yàn)榭偸杖敫叩霓r(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的保費(fèi)水平不敏感。他們認(rèn)為雖然農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保障水平較低，但依然還是較為劃算的一種風(fēng)險(xiǎn)保障投資。農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)因而對(duì)這類農(nóng)戶的作用更明顯，能促進(jìn)其經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大。此外，普通回歸結(jié)果顯示種植主糧作物的參保農(nóng)戶比未種植主糧作物的參保農(nóng)戶轉(zhuǎn)入的土地更少，但工具變量法的結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)不是促使主糧作物種植戶轉(zhuǎn)入較少土地的原因。從中可以看出，存在未觀測(cè)到的變量影響了主糧作物種植戶的參保決策。例如，主糧作物種植戶可能較為保守或因務(wù)農(nóng)利潤(rùn)較低，不愿意承擔(dān)更多風(fēng)險(xiǎn)，因此他們會(huì)參保但不愿意承包更多