我國保險業與經濟增長關系的實證研究

韓春蕾，王新軍

（1.山東大學 經濟學院，山東 濟南 250100； 2.濱州醫學院 衛生管理學院，山東 煙臺 264003）＊

一、引 言

我國經濟增長為保險業的發展奠定了良好的宏觀和微觀外部環境，保險業的發展又反過來有力地促進了經濟的增長，二者之間的關系越來越密切。由于我國區域經濟發展不平衡，不同區域保險業與經濟之間的關系也有差異。目前大部分研究經濟增長與保險業發展之間關系的文獻要么基于國家宏觀層面進行整體研究，要么基于區域微觀層面進行研究，很少有文獻將兩個層面結合到一起分析；另外，大部分研究僅從區域保險業發展對經濟增長的貢獻度進行分析，很少有文獻從區域經濟增長對保險業發展的貢獻度分析；計量方法方面，很多學者直接建立面板數據回歸模型，缺少平穩性檢驗或變量協整性檢驗。

鑒于此，本文在既往學者研究的基礎上，擬研究以下問題：首先，若保險業發展和經濟增長之間存在相互關系，這種關系是長期關系、短期關系還是因果關系？這種關系在國家和不同區域之間是否存在一致性？其次，區域經濟增長對保險業的貢獻度與經濟發達程度是否有直接聯系？經濟越發達的地區貢獻度是否越大？

二、指標選取、模型方法及數據處理

衡量保險業發展的指標是保險密度（人均保費額，ID），衡量經濟增長的指標是人均GDP（EGDP）［1］。

為消除時間序列數據存在的異方差，可對原始數據實行自然對數變換。本文通過對數化的保險密度（LNID）和對數化的人均GDP（LNEGDP）進行回歸。

數據來源于《中國統計年鑒》、《中國保險年鑒》、國家統計局以及中國保險監督管理委員會的網站，使用Eviews6.0以及Stata10.0軟件進行數據處理。

本文基于區域經濟理論及統計年鑒的劃分方法，將我國分為東、中、西部三個地區，分別考察各區域經濟增長及保險業發展水平之間的關系。其中東部地區包括：遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南11個省（市、自治區）；中部地區包括：吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省（自治區）；西部地區包括：內蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、重慶、貴州、云南、西藏、廣西12個省（市、自治區），鑒于數據的可得性問題，本文沒有包括西藏自治區［2］。

三、實證分析

（一）基本數據描述

從全國層面上2001～2011年對數化的保險密度和人均GDP兩個時間序列數據走勢（如圖1）所示，可以看出這兩個序列都表現出逐年增長的趨勢，并且走勢基本相似。

圖1 2001～2011年全國對數化的保險密度和人均GDP走勢

同理，對30個省份對數化的保險密度和人均GDP兩個面板數據的縱剖面圖也可得出從2001～2011年我國各省份保險密度和人均GDP均呈現出相似的增長趨勢。

（二）長期、短期及因果關系

1.單位根檢驗。對全國及東、中、西部地區對數化的保險密度、人均GDP及其一階差分序列分別進行單位根檢驗，結果見表1。

表1 面板單位根檢驗結果

可見保險密度和人均GDP均含有單位根，是非平穩序列，但一階差分后都在1%顯著性水平上通過檢驗。因此不管是全國還是東、中、西部地區，對數化的保險密度和人均GDP序列均為1階單整I（1）［3］。

2.協整檢驗。根據Pedroni（1999）的證明，在小樣本中，Panel ADF－stat、Group ADF－stat的效果最好。協整檢驗結果如表2所示［4，5］。

表2 面板協整檢驗結果

所有統計量均在l%顯著性水平上通過檢驗，因此全國和東、中、西部地區其保險密度與人均GDP之間均存在協整關系，即存在長期均衡關系，說明保險密度增長和人均GDP增長互為對方的長期原因。

3.誤差修正模型。為進一步了解保險業與經濟增長之間短期運行的關系，需構建以下誤差修正模型：

其中，ECMi，t－1表示長期均衡誤差，i、t分別表示省份和年份，ε1i，t、ε2i，t為隨機擾動項［6］。

使用面板誤差修正模型全國及東、中、西部地區保險密度及人均GDP短期波動的分析，可得以△LNID為因變量的模型，全國以及東、中、西部地區的ECM項系數均為負且均通過1%的顯著性檢驗，說明存在誤差修正機制，也證實了經濟增長是保險業發展的長期原因。對于以△LNEGDP為因變量的模型，雖然ECM 項回歸系數均為負，但僅全國以及東部地區通過1%的顯著性檢驗，中部地區在10%顯著性水平上通過檢驗，西部地區未通過檢驗。說明對西部地區而言，保險業是經濟增長的長期原因未得到證實。

結合其他變量的顯著性，全國以及西部地區的經濟增長和保險業發展存在雙向短期關系；東部地區兩者的短期關系不明顯；中部地區保險業發展是經濟增長的短期原因，然而經濟增長卻不是保險業發展的短期原因。

4.格蘭杰因果檢驗。使用2001年Hurlin和Venet提出的固定系數面板格蘭杰因果檢驗方法來檢驗保險密度和人均GDP的因果關系［7］。模型如下（假定LNEGDPi，t，LNIDi，t的滯后階數均為K）：

其中，Vi，t＝αi＋ωi＋εi，t，αi、ωi、εi，t分別表示個體效應誤差、時間效應誤差以及特異誤差，且E（εi，t）＝0，E（）＝。

結果表明，在0.05的顯著性水平上，保險密度與人均GDP存在顯著的互為因果關系，這種因果關系不論是全國整體，還是東部、中部和西部都存在。人均GDP增長對保險密度增長的拉動作用比保險密度增長對人均GDP增長的推動作用顯著性更高。這與目前絕大多數的研究成果相吻合。

此外，保險密度與人均GDP的相互推動不是馬上呈現出來的，需要一定的滯后期。因此，通過經濟增長以促進保險業發展或者通過保險業發展以促進經濟增長是合理的。

（三）經濟增長對保險業發展的貢獻度

將30個省份的LNEGDP對LNID分別進行回歸，回歸系數表示經濟增長對保險業發展的彈性或貢獻度。可以得出，經濟增長對保險業發展的貢獻度與經濟發達程度不完全對應。按照斜率依次降低的原則將所有省份分為三組（見表3）。

表3 各省份經濟增長對保險業發展的貢獻度分組

使用Hausman檢驗和Swamy隨機系數模型檢驗結果顯示：第一組應該選擇固定效應變系數模型，第二組和第三組均應選擇隨機效應變系數模型，估計結果見表4。

表4 三組面板數據模型的分析結果

根據樣本可決系數、標準誤差等指標的大小，可以認為面板數據模型的分析結果優于每個省份分別回歸的分析結果［1］。LNEGDP對LNID的貢獻度與經濟發達程度不一致，即在經濟不發達的地區經濟增長是促進保險業發展的重要因素，而在經濟發達的地區這種促進作用反而不明顯。

四、結論及建議

1.從全國角度來講，經濟增長是保險業發展的重要因素，保險業發展又反過來促進了經濟增長。經濟增長和保險業發展之間存在長期的協整關系、雙向短期關系、雙向格蘭杰因果關系，這種相互作用的呈現需要一定的滯后期。

2.對于東、中、西部地區來說，經濟增長和保險業發展之間的關系不一致。保險密度與人均GDP之間相互促進的關系即協整關系均存在；短期關系方面，西部地區經濟增長和保險業發展存在雙向短期關系，東部地區兩者的短期關系不明顯，中部地區保險業發展是經濟增長的短期原因，反之則不成立。兩者間的格蘭杰因果關系是雙向的，但經濟增長對保險業發展的拉動作用比保險業發展對經濟增長的推動作用更為顯著，而且這種相互作用需要一定的滯后期才能呈現出來。

3.區域保險業發展與經濟發展不協調。經濟增長對保險業發展的貢獻度與經濟發達程度不完全對應。

［1］任燕燕，徐曉艷.中國保險業發展與經濟增長關系的研究［J］.山東大學學報哲學社會科學版，2008，（1）：91－96.

［2］魏鋒，曹中.我國服務業發展與經濟增長的因果關系研究［J］.統計研究，2007，2（23）：44－46.

［3］易丹輝.數據分析與Eviews應用［M］.北京：中國人民大學出版社，2008，（10）：316.

［4］Pedroni，P.Critical values for cointegration tests in heterogeneous panels with multiple regressors［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1999，（61）：653－670.

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［6］Maddala G S，Wu S.A comparative study of unit root tests with panel data and a new simple test［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1999，61（Number Supplement 1）：631－652.

［7］Hurlin C，Venet B.Granger causality in panel data models with fixed coefficients［DB／OL］.http：／／www.core.ucl.ac.be／archives／EC2－2001／program.html，2001.12.13.

［8］莊平，李延喜.管理者過度自信對企業風險的影響［J］.技術經濟，2011，（7）：103－107.

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