我國保險業對經濟增長的影響路徑研究
——基于對1998—2016年的時間序列分析

王 闊 中央財經大學保險學院

保險業作為金融業的重要組成部分，對一國經濟增長有著不可忽視的促進作用。本文通過對我國1998—2016年宏觀經濟數據和保險業相關數據進行時間序列分析，從實體經濟的角度出發，研究得出我國保險業影響經濟增長的具體路徑，可為今后我國保險業更好服務于實體經濟提供思路。

一、引言

黨的十九大報告提出，要深化金融體制改革，增強金融業服務實體經濟的能力。近年來，隨著保險在我國的普及與發展，關于保險業對經濟增長的影響作用，不少學者均有所研究。梁來存和胡揚贊（2005）研究得出，保險消費對經濟增長有拉動作用，并且這種拉動作用在逐漸增強；龐楷（2009）認為，財產保險深度對經濟增長有明顯的正面影響，而人身保險深度對經濟增長的作用不明顯；周海珍（2008）和孫祁祥（2010）均研究發現，保險業顯著地呈線性式促進經濟增長；邵全權（2012）指出，壽險市場對經濟發展起促進作用，但是這種促進作用在減弱，而財險市場與經濟發展之間的關系并不穩健。

縱觀前人的研究成果，保險業對經濟增長的正面影響已經得到了驗證，至于保險業影響經濟增長的具體路徑如何，前人并沒有得出一致的研究結論。因此，本文將具體探討我國保險業對經濟增長的影響路徑，為今后保險業更好地服務于實體經濟提供思路。

二、保險業對經濟增長的影響路徑理論分析

基于前人研究成果，根據我國經濟社會現狀，對我國保險業影響經濟增長的具體路徑做以下幾點理論分析：

（一）支出法和生產法下的國內生產總值

國內生產總值GDP，作為衡量一個國家或地區經濟發展水平的指標，其核算方法有收入法、支出法和生產法，分別從不同方面反映國內生產總值及其構成，本文涉及GDP指標核算的支出法和生產法。支出法下，GDP=C+I+G+NX，其中C為居民消費，I為社會總投資，G為政府購買，NX為凈出口，四部分中任一部分的增長均會提高GDP。生產法下，GDP等于所有產業部門的生產值總和，即我國GDP可以等于第一產業、第二產業、第三產業產值的總和，任一產業產值的增加都會提高GDP。

本文將從支出法和生產法這兩個方向出發，分析我國保險業影響經濟增長的具體路徑。

（二）企業財產保險分散企業經營風險，增加工業產值

企業財產保險本身分散風險的功能對于企業分散經營風險具有重要意義，具有促進企業穩定發展的巨大潛力。企業的穩定發展使得其生產力提高，有效帶動工業產值的增加。因此，企業財產保險可以通過增加工業產值作用于經濟增長。

（三）人身保險加強職工居民人身保障，提高勞動生產率

購買了人身保險的職工可保證自己的收入狀況不會因疾病或者意外事故等風險而產生巨大的波動，能夠更加全心全意地工作，提高其勞動生產率。社會勞動生產率的提高會使社會的剩余產品增多，增加一定時間內的國內生產總值，其中對工業產值的影響最為明顯。因此，人身保險可以通過提高工業勞動生產率增加工業產值而作用于經濟增長。

（四）農業保險有效轉移農業風險，增加農業產值

農業是國民經濟的基礎，而我國由于農業技術落后于發達國家，導致農業風險大、損失嚴重，對農業保險有著巨大的需求。農業保險制度的實施已經證明，農業保險對于農業風險的降低起著巨大的、無可替代的作用。尤其是經濟類農作物保險、養殖業保險等險種的大力發展，可以有效轉移農業風險。此外，農業科技保險可以在化解創新風險、鼓勵創新投入等方面發揮支持作用。農業保險使農民敢于擴大生產、嘗試新型農產品的種植，促進新型農業發展和農業生產模式轉型，從而帶動農業勞動生產率等農業生產指標的提高，增加農業產值。因此，農業保險可以通過增加農業產值作用于經濟增長。

（五）保險資金投資于固定資產，增大社會總投資規模

保險資金尤其是人身保險資金，具有資金量大、回收期長、充裕而穩定的特點，可以直接或通過債券、股票間接地投資于具有長期資金需求的固定資產。保險企業固定資產投資的增加，將直接增大社會總投資規模，從而刺激國內生產總值的提高。因此，保險資金投資可以通過增大社會總投資規模作用于經濟增長。

三、計量模型構建與變量設定

基于以上分析，本文認為保險業發展和經濟增長之間具有很強的內在聯系。本文重點研究保險業發展對經濟增長的促進作用，擬建立計量經濟學模型對前述理論分析進行檢驗，通過對我國宏觀經濟數據和保險業相關數據進行時間序列分析，得出我國保險業對經濟增長的具體影響路徑。

（一）變量設定

本文選取企業財產保險保費PI、農業保險保費PA、人身保險保費PB這三個指標來衡量企業財產保險、農業保險、人身保險的發展程度，并選取保險資金運用余額IC這個指標來衡量保險資金的投資規模。以這四個變量作為解釋變量，以工業生產的勞動生產率μI作為中間變量，以工業產值YI、農業產值YA、社會總投資TI作為被解釋變量，依照不同影響路徑分別建立計量經濟學模型。

其中，企業財產保險保費PI直接作用于工業產值YI；人身保險保費PB直接作用于工業勞動生產率μI，工業勞動生產率μI進一步作用于工業產值YI；農業保險保費PA直接作用于農業產值YA；保險資金運用余額IC直接作用于社會總投資TI。

（二）數據選取

本文選取《中國保險年鑒》和中國國家統計局網站1998—2016年間以下賬戶中的數據進行時間序列分析：

選取《中國保險年鑒》公布的企業財產保險年度保費、人身保險年度保費、農業保險年度保費、保險資金運用余額分別作為PI、PB、PA、IC；以國家統計局網站公布的工業增加值度量工業產值YI，以農林牧漁業增加值度量農業產值YA，以全社會固定資產投資反映社會總投資TI；選取國家統計局網站公布的工業增加值與第二產業就業人數這兩個指標計算得出工業勞動生產率μI，即工業勞動生產率μI=工業增加值/第二產業就業人數。

相關數據統計如表1、表2。

?表1 我國1998—2016年保險業相關數據

?表2 我國1998—2016年部分宏觀經濟數據

（三）模型構建

基于時間序列數據的性質，本文選取Eviews統計軟件對宏觀經濟數據和保險業相關數據進行數據分析，研究方法包括單位根檢驗、協整檢驗、最小二乘法參數估計、格蘭杰因果檢驗。

在參數估計之前，對4個解釋變量（PI，PB，PA，IC），1個中間變量（μI），3個被解釋變量（YI，YA，TI）分別進行單位根檢驗，檢驗結果顯示8個變量均存在單位根。分別對各變量取對數并進行協整檢驗，檢驗結果表明各變量取對數后不存在協整關系?；谝陨蠙z驗結果，本文對所有變量取對數建立模型以使各變量數據平穩，并基于時間序列數據的性質在所有模型中加入時間變量t。初始模型構建如下：

1.人身險保費與工業勞動生產率的關系

人身保險加強職工、居民的人身風險保障，使其全心全意工作，提高其勞動生產率，本文只考慮人身保險在工業生產中的作用。設人身險保費為PB，工業勞動生產率為μI，代表年份的時間變量為t，常數項為γB，則有

ln(μI)=aBln（PBt）+cBt+γB+εB

?圖1 人身險保費與工業勞動生產率散點圖

2.企財險保費、工業勞動生產率與工業產值的關系

企業財產保險通過分散企業經營風險而增加工業產值，工業勞動生產率對工業產值也有直接的正面影響。設工業產值為YI，企財險保費為PI，工業勞動生產率為μI，代表年份的時間變量為t，常數項為γI，則有

ln（YIt）=aIln（PIt）+bIln（μI）+cIt+γI+εI

?圖2 企財險保費與工業產值散點圖

?圖3 工業勞動生產率與工業產值散點圖

3.農險保費與農業產值的關系

農業保險可以有效分散農業風險，使農民沒有后顧之憂，提高了農民的生產積極性，進而提高農業勞動生產率等生產指標，增加農業產值。設農業產值為YA，農險保費為PA，代表年份的時間變量為t，常數項為γA，則有

?圖4 農險保費與農業產值散點圖

ln（YAt）=aAln（PAt）+cAt+ γA+ εA

4.保險資金運用余額與社會總投資的關系

保險資金投資組合中有一部分投向了固定資產，直接增大了社會總投資規模，因此保險資金運用余額與社會總投資之間應有相同的變動趨勢。設社會總投資為TI，保險資金運用余額為IC，代表年份的時間變量為t，常數項為γR，則有

ln（TIt）=aRln（ICt）+cRt+γR+εR

?圖5 保險資金運用余額與社會總投資散點圖

將以上四個式子聯立可得三個方程：

四、實證結果與模型修正

對三個方程分別進行最小二乘法參數估計，模型修正過程和參數估計結果如下：

（一）工業產值與企財險保費、人身險保費

對方程（1）的回歸結果顯示，變量ln（PIt）和ln（PBt）具有統計顯著性，相關系數分別為0.822和0.397，時間變量t和常數項γI不顯著，方程擬合效果較好，R2為0.988。將方程（1）修正如下：

修正后的方程（1）回歸結果顯示，變量ln（PIt）和ln（PBt）依然具有統計顯著性，相關系數分別為0.738和0.351，常數項γI顯著，近似等于4.646。R2依然較高，為0.988。方程（1）形式如下：

格蘭杰因果檢驗結果顯示ln（YIt）和ln（PBt）彼此存在較強的因果關系，且ln（YIt）和ln（PIt）彼此也存在較強的因果關系?；貧w結果符合預期假設，即企財險保費和人身險保費都對工業產值有正向的促進作用，這種促進作用是穩定的，不隨時間趨勢變動。同時，工業產值對企財險保費和人身險保費也有促進作用。

（二）農業產值與農險保費

對方程（2）的回歸結果顯示，變量ln（PA）t具有統計顯著性，相關系數為0.092，同時時間變量t和常數項γA顯著，t的相關系數為0.068，常數項γA近似等于-126.421。方程擬合效果較好，R2為0.992。方程（2）形式如下：

但是，格蘭杰因果檢驗結果顯示，ln（PA）t和ln（YAt）之間雖然有相關關系，但這種相關性主要是ln（YAt）對ln（PA）t的影響導致的，即農險保費對農業產值的影響不明顯，但是農業產值對農險保費的影響顯著。

分析原因，本文認為這主要是由于我國目前農業保險發展還很不平衡，各地區發展水平差異較大。在東南沿海等非農業密集地區由于本身經濟發達導致農業保險普及度高，農業保險密度很高。而在中部、西部等農作物大量生產但經濟不發達的地區農業保險卻未能廣泛普及，農業保險密度很低。農業保險的供給與需求有很強的不對等現象，這就導致農業保險對于農業發展所能起到的推動作用不能完全發揮出來。此外，我們分析采用的是全國數據，農業保險分布的不均衡使得全國數據不足以有說服力，會有總體上的農險保費對農業產值無明顯影響的現象。而農業作為三大產業中的一支，其產值的提高直接反映我國的經濟發展水平，同時也導致了我國農民收入水平的上升。農民收入水平上升后，會將一部分收入用于購買農業保險，因此農業產值對農險保費有正向的促進作用。

（三）社會總投資與保險資金運用余額

對方程（3）的回歸結果顯示，變量ln（ICt）具有統計顯著性，相關系數為0.747，時間變量t和常數項γR不顯著。方程擬合效果較好，R2為0.993。將方程（3）修正如下：

修正后方程（3）回歸結果顯示，變量ln（IC）t依然具有統計顯著性，相關系數為0.902，同時常數項γR顯著，近似等于2.768。方程擬合效果依然較好，R2為0.993。方程（3）形式如下：

格蘭杰因果檢驗結果顯示，變量ln（ICt）對ln（TIt）的影響作用要大于ln（TIt）對ln（ICt）的影響作用，即社會總投資與保險資金運用余額之間的相關關系主要是由保險資金運用余額對社會總投資的正面影響主導的，符合預期假設，并且這種正面影響不隨時間趨勢變動。

五、結語

基于前文實證分析結果，對我國保險業推動經濟增長的具體路徑歸納如下：

第一，企業財產保險可以分散企業經營風險，提高企業生產力，進而增加工業產值，工業產值的增加直接反映經濟增長。因此，我國保險業可通過大力推進企業財產保險的發展來帶動經濟增長，完善險種開發設計，拓展企業財產保險市場，提高其在企業生產中的普及度，提高其對工業生產的參與程度，發揮企財險對實體經濟的推動作用。

第二，人身保險可以分散職工居民的人身風險，加強人身保障，由此提高其勞動生產率，其中工業生產的勞動生產率的提高將直接導致工業產值的增加，帶動經濟增長。因此，我國保險業可以通過普及人身保險促進經濟增長，設計開發更多的人身保險險種，擴大人身保險的深度和密度，尤其是提高其對工業生產的參與程度，發揮人身保險對實體經濟的推動作用。

第三，保險資金投資于固定資產，可以增大社會總投資規模，將會刺激國內生產總值的增加。因此，我國保險業可以增大保險資金的投資運用規模，并將更多的保險資金通過直接或間接的手段投資于固定資產等實體經濟領域，尤其是基礎設施建設等領域，在實現社會效益的同時，發揮保險資金投資對實體經濟的推動作用。

第四，我國現今農業保險發展還比較落后，農業保險地區發展不均衡導致其對農業發展的促進作用沒有完全發揮出來。未來應使各地區農業保險發展更加均衡，促進各地區農業保險的供給與需求實現對等，使農業保險對農業風險的分散作用充分發揮出來。政府層面可以加大對農業保險的支持力度，對開展農業保險的保險公司給予稅收優惠，或者對購買農業保險的農民提供保費支持，提高農業保險在我國農村地區的普及程度。