基于兩部門面板數據模型的中國保險業生產外部性研究

周燦

（1.中南大學商學院，湖南長沙410083；2.保險職業學院，湖南長沙410114）

基于兩部門面板數據模型的中國保險業生產外部性研究

周燦1,2

（1.中南大學商學院，湖南長沙410083；2.保險職業學院，湖南長沙410114）

作為中國金融業的重要組成部分，保險業產生了顯著的生產外部性，能有效推動非保險部門的結構調整和轉型升級，并將促進國民經濟結構的優化與總量的增長。基于兩部門Panel Data模型的實證表明，保險作為一種重要的生產要素投入，會顯著影響非保險部門的產出進而促進經濟增長，經測算，對非保險部門每增加1%的保險要素投入，會帶來國民經濟增長0.1142%的保險生產外溢效應。

保險業；生產外部性；兩部門模型；面板數據模型

一、引言

外部性研究是經濟學研究中的一個長盛不衰的熱點問題，延伸到金融領域，自King和Levine（1993）[1]關于金融發展和經濟增長關系的經典研究出現后，關于金融發展促進經濟增長的渠道或機制等現實問題成為近年來的研究重點。如Beck、Loayza and Levine（2000），Aghion（2004），Christopoulos and Tsionas（2004），Vlachos and Waldenstrom（2005）和Shen and Lee（2006）等的研究均指出金融發展是因，經濟增長是果[2]。具體到保險業，如Kong和Singh(2005)從人壽保險角度分析保險公司的流動性管理通過深化資本市場促進經濟增長[3]；Marco Arena(2006)的研究表明，無論是壽險業還是產險業對經濟增長都存在顯著的正相關關系，發達國家經濟增長主要是壽險業帶動，在所有的國家中，財險業都會促進經濟增長[4]；Haiss和Kjell（2008）研究指出，壽險業對促進歐盟15國的經濟增長具有顯著的積極作用，在東歐與中歐等新加入歐盟國家中的財險業，對經濟增長的促進更加顯著[5]；Tong（2008）發現美國、瑞典、德國與韓國的財險業發展都會促進經濟增長，壽險業發展則會顯著促進美國與韓國的經濟增長[6]；Kris Hna (2008)研究后也認為印度保險業能明顯促進經濟發展[7]。

保險業作為現代金融體系的重要組成部分，為工業與農業生產提供了更加專業化的中間產品與服務，其先進的服務技術、經營哲學、管理經驗等能通過一定途徑滲透到其他產業部門，有效降低工業生產與農業生產過程中的運行成本和內部交易成本，整體提高工業與農業勞動生產的效率及其對工業與農業資源利用的效率，從而產生巨大的經濟外溢效應[8]。

為評價這類經濟外溢效應，Feder（1982）首先提出一個兩部門模型來考察出口擴張對經濟增長的影響[9]。其后，Odedokun（1996）指出：Feder模型適用于任何可以將整個經濟劃分為兩個部門的經驗性研究[10]。隨之該模型在金融領域的外部性研究方面得到廣泛運用：Wang（1999[11]，2000[12]）運用兩部門模型分析臺灣地區金融發展與經濟增長的關系；Zhang（2002）對兩部門模型進行擴展后研究東亞8國金融發展與經濟增長的關系[13]；Radha Balkaransingh（2003）則用之研究19個國家（包括亞洲和拉美中等收入的國家以及部分OECD國家）的金融發展與經濟增長的關系，以及金融發展對TFP（全要素生產率）的貢獻[14]；等等。在國內，典型的如賴明勇和陽小曉（2002）運用兩部門模型分別檢驗金融部門的外部性和工業部門的外部性[15]，趙尚梅、李勇、龐玉鋒（2009）則結合時間序列回歸模型來考察保險業的溢出效應[16]。

應該指出的是，Feder模型比較適應短期的大規模數據估計[17]，如果使用長期年度歷史數據對中國保險業的外部性進行簡單回歸分析就會出現較大的偏差，難以得到客觀的結果，因此數據的合理選取和模型的科學估計就非常重要。具體到中國保險業，在2003年以前，發展基本上處于失衡狀態，表現為：一是業務規模小，行業整體上處于發展起始階段，對國民經濟的貢獻不明顯；二是市場集中度高，區域發展嚴重不均衡；三是產壽險業務結構發展變化較大，1996年以前是產險業務發展超過壽險，1996年以后則是壽險業務的發展遠超產險。因此，這一特殊發展時期的保險業發展數據不能完全代表保險業在國民經濟中所起的真實作用。2003年以后，隨著中國保險業與國際保險業的不斷接軌，市場競爭度的不斷提高，產壽險占比趨于合理，險種不斷增加，業務結構逐漸合理，市場監管體系也不斷完善。因此，本文首次選取2003—2012年間中國除港澳臺外的所有31個省區市的面板數據，采用面板數據模型來對中國保險業的生產外部性進行實證研究，相對其他方式就更為合理可行。

二、模型構建

外部性，按布坎南（Buchanan，1962）等人的定義，可以被表示為：

其中，LA表示A廠商的要素投入，FB則是B廠商的產量。該式表明，廠商A的生產函數中包含一個由廠商B所控制的變量，而廠商A并沒有向廠商B索取補償（負外部性）或提供報酬（正外部性）[18]。布坎南的外部性定義，為評估一個經濟體中的某一產業部門的生產外部性提供了理論依據與評估途徑。

在布坎南的外部性定義基礎上，參考Feder兩部門模型的構建思想，可構建一個包括保險部門和非保險部門的兩部門模型，以考察中國保險業發展過程中的生產外部性溢出程度。

將從事經濟活動的部門劃分為保險部門（I）和非保險部門（N），兩個部門的生產都符合一般生產函數的基本假設。其生產產出依賴本部門的勞動投入與資本投入，其中保險部門對非保險部門存在溢出效應，其產出作為廣義生產要素投入進入非保險部門的生產函數，以體現保險部門的生產外部性貢獻，因此，可用如下聯立方程組進行表述：

其中Y表示國內總產值；I表示保險部門產值；N表示非保險部門產值；i()和n()分別表示保險部門和非保險部門的生產函數；LI和LN分別表示保險部門和非保險部門的勞動要素投入，KI和KN分別表示保險部門和非保險部門的資本要素投入。其中保險部門的產值I作為投入要素計入非保險部門的生產函數n()以體現其生產外溢效應；L為國內勞動要素總投入，K為國內資本要素總投入。式（7）和式（8）表示保險部門和非保險部門的生產函數滿足經典假設，其邊際生產力遞減。

考慮到保險部門和非保險部門的生產效率和邊際要素生產力在現實中存在差異，有：

其中，?I/?LI、?N/?LN分別表示保險部門和非保險部門的邊際勞動要素生產力；?I/?KI、?N/?KN分別表示保險部門和非保險部門的邊際資本要素生產力。δ表示上述兩部門之間邊際要素生產力的差異；一般來說，δ值介于-1～+1之間；如果δ越接近于0，則表示兩部門間的邊際要素生產力差異越小；δ越接近于-1或+1，則表示兩部門間的邊際要素生產力差異越大；δ值為正，表示保險部門的邊際要素生產力高于非保險部門，如為負，則表示保險部門的邊際要素生產力低于非保險部門。

對（2）和（3）兩式進行全微分，可得：

式（14）中α表示勞動要素的邊際生產彈性；β表示資本要素在非保險部門的邊際生產力；τ表示保險業發展對經濟增長的全部貢獻占比，即保險業的生產外部性效應系數，表示保險產出通過影響非保險部門的產出從而對經濟增長所作的間接貢獻。其中，?N/?I表示保險部門對非保險部門的邊際外溢效應；δ/(1+δ)則反映由于邊際要素生產力差異所形成的保險部門對非保險部門生產效率的影響，這種生產效率的溢出也是外部性的一種典型表現；兩者共同構成保險業的生產外部性總溢出。

研究中國保險業對非保險部門的經濟外部性溢出，既要考慮各地區保險業發展不均衡的問題（體現在截面單元上），也要考慮保險業自身發展的歷史進程帶來的影響（體現在時間序列上）。因此，單純利用截面數據或者時間序列數據均無法達到這一目的，而選取能夠同時反映中國保險業在截面和時間單元兩個方向上變化規律的2003—2012年的面板數據比較可行。

面板數據模型的一般形式為：

其中，N表示面板中含有N個個體；T表示時間序列的最大長度；k表示解釋變量個數；αi為常數項或截距項，代表不同個體i的影響；Yit為n×1維被解釋變量；Xit=(X1it,X2it,…,Xkit)為1×k階解釋變量；βi= (β1i,β2i,…,βki)為k×1階系數向量；μit為隨機誤差項，滿足相互獨立、零均值、同方差為的假設。

根據αi和βi的不同假設，模型又分為下列三種形式：

無個體影響的不變系數模型（或稱混合回歸模型）：αi=αj，βi=βj；表示模型在橫截面上無個體影響，無結構變化。

變截距模型：αi≠αj，βi=βj；表示模型在橫截面上存在個體影響，不存在結構性的變化；對于該模型，根據個體影響是常數還是隨機變量，又可分為固定影響模型和隨機影響模型。

變系數模型：αi≠αj，βi≠βj；表示模型在橫截面上既存在個體影響，又存在結構變化。

因此，確立面板模型首先需要檢驗樣本數據究竟符合哪種面板數據模型形式，經常使用的檢驗是協方差分析檢驗，采用F統計量來進行。第二步則是判斷模型是固定效應模型還是隨機效應模型，可通過Hausman檢驗來進行判斷。

根據上述分析，可構建如下基于兩部門面板數據模型的中國保險業的生產外部性實證研究模型：

三、變量取值與分析

考慮數據分析的全面性與完整性，采取除港澳臺外所有31個省區市的全面年度數據。樣本取值區間為2003—2012年，截面個體為31個省市自治區，因此，樣本數據是一個由T=10，N=31，k=3所構成的Panel Data。

表1 模型中各變量的面板數據的描述性統計結果

根據模型構建過程中的變量選取分析，分別采取如下方式：Y：全國31個省區市的地區生產總值GDP；L：全國31個省區市的就業人員人數；K：全國31個省區市的全社會固定資產投資；I：全國31個省區市的原保險保費收入。

除2006年后的就業人員人數L來源于知網的中國勞動就業與經濟社會發展統計數據庫和湖南省宏觀經濟監測預測預警系統的全國宏觀經濟年度數據庫外，其他原始數據均來源于中華人民共和國國家統計局官方網站公布的國家數據庫，并以2003年為基準作相應處理。實證分析采用Eviews6.0來進行。

上述面板數據的描述性統計結果如表1。

四、實證分析

（一）序列面板數據單位根檢驗

各變量序列的面板數據單位根檢驗結果如表2：

表2 各變量序列的面板數據單位要檢驗結果表

（二）序列面板數據協整檢驗

根據面板序列數據的單位根檢驗可知，dY/Y、dL/L和dI/I均為I(0)過程，dK/Y為I(1)過程。為檢驗各變量之間是否存在穩定的長期關系，現對被解釋變量和解釋變量之間的關系進行協整檢驗，原假設為無協整關系。檢驗結果如表3：

表3 序列面板數據協整檢驗結果

從檢驗結果可知，拒絕被解釋變量dY/Y和解釋變量dL/L、dK/Y、dI/I之間不存在協整關系的零假設，因此，上述變量之間存在協整關系。

（三）各模型試估計結果

根據試估計結果，可得如表4所示系列模型試估計形式：

表4 模型試估計結果

（四）模型選定

以上分別試估計了面板數據混合回歸模型、固定影響變截距模型、固定影響變系數模型、隨機影響變變截距模型四種模型，且所有模型的回歸系數均顯著不為0，擬合優度均較好，因此，樣本數據究竟更適合采用哪一種面板數據模型形式，需要通過F統計量檢驗來判斷。

根據上述模型估計結果，計算可得：

F2=0.7243＜F0.05(120,155)取值區間為1.22～1.35

因此，接受假設H2，樣本面板數據符合混合回歸模型，不需要進一步進行Hausman檢驗。根據上述F統計量檢驗結果，選取最終的兩部門面板數據實證模型如下：

上述估計結果表明，回歸系數顯著不為0，調整前的R2值為0.8500，調整后的樣本決定系數為0.8484，模型的擬合優度較好，t統計量和F統計量值較大，說明回歸系數顯著，回歸模型整體顯著。模型中系數τ=0.1142，說明保險業有顯著的正生產外部性效應，保險業產出每增長1%，其生產外溢效應會促進國民經濟增長0.1142%。

上述模型較好地反映了中國保險業的生產外部性效應。從模型可以看出，中國勞動要素的邊際生產彈性為0.8984，資本要素在非保險部門的邊際生產力彈性為0.5392，保險業的生產外部性溢出系數為0.1142。

五、結論與建議

從模型可以得出以下結論，并提出建議。

（1）整體而言中國經濟仍屬于勞動密集型經濟，經濟增長依靠大量的勞動投入，就業率是衡量經濟增長水平和狀況的重要指標，這與現實情況非常吻合。

（2）資本要素投入在現階段仍對經濟增長起較大的拉動作用，投資拉動型的經濟增長方式對中國仍然有較好的效果，資本要素在非保險部門的投入每增加1%，能拉動經濟增長0.5392%。但明顯地，投資拉動的效果已經遞減，遠低于人力要素對經濟增長的促進作用。

（3）隨著中國保險業經濟規模的不斷擴大，保險業的生產外部性越來越顯著，對非保險部門每增加1%的保險產出要素投入，會間接帶動國民經濟增長0.1142%。這也說明中國保險業的生產效率正在不斷提高，其生產效率溢出、技術溢出、知識溢出、人力溢出等經濟外溢效應對非保險部門的產出增長起到了較好的促進與帶動作用，能有效推動非保險部門的結構調整和轉型升級，并將有效地促進國民經濟結構的優化與總量的增長，推動經濟的可持續發展。

（4）中國今后要大幅度增加對人力資本的投資，高度重視全民教育和職業技能培訓，逐步弱化投資拉動的經濟增長思維，不斷加大技術創新投入，建立健全保險業在社會風險管理與金融、技術創新領域的保障機制。充分發揮保險業在多層次資本市場構建、高科技產業創新風險補償和社會再生產持續保障方面的重要功能，促進人力資本要素的生產力水平提高和提升在經濟可持續發展進程中的貢獻水平，從而推動中國經濟結構的整體轉型。

參考資料：

[1]King R G and R Levine.Finance and Growth: Schumpeter Might Be Right[J].Quarterly Journal of Economics,1993,108(3):717-737.

[2]江春，蘇志偉.金融發展如何促進經濟增長——一個文獻綜述[J].金融研究，2013，（9）：110-122.

[3]Kong Janet,Singh Manmohan.Insurance Companies in Emerging Markets[R].IMF Working Paper, 2005.

[4]Marco Arena.Does Insurance Market Activity Promote Economic Growth?Across-countiy Study for Industrialized and Developing Countries[R].World Bank Policy Research Working Paper,2006,(4098):1-21.

[5]Peter Haiss,Kjell Sümegi.The Relationship between Insurance and Economic Growth in Europe:A Theoretical and Empirical Analysis[J].Empirica,2008, (35):405-431.

[6]Tong,Haizhi.An Investigation of the Insurance Sector’s Contribution to Economic Growth[D].Doctoral Disserration,University of Netbraska,2008.

[7]Kris Hna.Does Insurance Promote Economic Development?Empirical Evidence from India[J].Journal of Applied Economic Research,2008,2(1):43-86.

[8]曹川，齊穎超.四川省服務來對工業外溢效應存在性研究[J].全國商情（經濟理論研究），2008，（3）：20-22.

[9]G Feder.On Export and Economic Growth[J]. Journal of Development Economics,1982,(12):59-73.

[10]Odedokun M O.Alternative Econometric Approaches for Analyzing the Role of the financial sector in Economic Growth:Time Series Evidence from LDCs [J].Journal of Development Economics,1996,50(1): 119-146.

[11]Wang E C.Externalities between Financial and Real Sectors in the Development Process[J].International Advances in Economic Research,1999,5(1): 149-150.

[12]Wang E C.A Dynamic Two-sector Model for Analyzing the Interrelation between Financial Development and Industrial Growth[J].International Review of Economics and Finance,2000,9(3):223-241.

[13]Zhang Kevin H.Does Financial Development Promote Economic Growth in East Asia[D].Working Paper of Illinois State University,2002.

[14]Radha Balkaransingh.Financial Development and Economic Growth Testing for Causality and Finance’s Contribution to FTP[D].Working Paper of Tsukuba University,2003.

[15]賴明勇，陽小曉.金融中介發展與中國經濟增長的實證研究[J].經濟科學，2002，（6）：36-43.

[16]趙尚梅，李勇，龐玉鋒.保險業對經濟增長貢獻的理論模型與實證檢驗[J].保險研究，2009，（1）：51-56.

[17]余甫功，歐陽建國.高技術產業發展對工業的帶動作用和溢出效應研究——基于兩部門模型的省際Panal Date的實證檢驗[J].數量經濟技術經濟研究，2007，（7）：35-43.

[18]林成.從市場失靈到政府失靈：外部性理論及其政策的演進[M].長春：吉林大學出版社，2011：9-10，18.

（責任編輯：賈偉）

As the important part of the financial industry in China,the insurance industry showed a significant production externality.It can promote the structural adjustment and transformation upgrading of non-insurance department effectively and will promote the optimization of national economic structure and the total growth.The empirical based on the panel data models of two departments showed that as an important factor of production inputs,insurance could affect the output of non-insurance department significantly to promote the financial growth.After measuring,every 1%insurance input to the non-insurance department increased,would bring 0.1142%insurance spillover effect production to the national economic growth.

insurance industry;production externality;two-sector models;panel data model

1003-4625（2014）05-0087-05

F840.4

A

2014-03-16

本文為國家自然科學基金項目（71173241）；湖南省哲學社會科學立項課題“我國保險經濟傳導機制與績效研究——為湖南省經濟社會發展服務”（1011001B）；2012年湖南省職業院校教育教學改革研究項目“高職院校與行業企業深度合作模式研究”（ZJB2012042）。

周燦（1976-），男，湖南長沙人，中南大學商學院博士生，保險職業學院副教授，研究方向：保險經濟與保險教育。