本文關(guān)鍵詞：我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

2010 年增刊

我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)
趙進(jìn)文 邢天才 熊 磊

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內(nèi)容提要: 本文通過建立時(shí)間序列的非線性 STR 模型和面板數(shù)據(jù)的門限效應(yīng)模型, 分別從國(guó)家和區(qū)域兩個(gè)層面對(duì)我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析。結(jié)果表 明: 當(dāng)期保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)作用, 這種拉動(dòng)作用呈現(xiàn)出明顯的

階段性和 非線性特征; 前一期保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制作用; 區(qū)域壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì) 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響均具有顯著的雙重門限效應(yīng), 且區(qū)域壽險(xiǎn)消費(fèi)發(fā)揮正向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效 應(yīng)的門限明顯高于區(qū)域非壽險(xiǎn)消費(fèi)。 關(guān)鍵詞: 保險(xiǎn)消費(fèi) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) STR 模型 面板數(shù)據(jù)門限效應(yīng)模型

一、引

言

近年來, 隨著居民個(gè)人消費(fèi)金融在國(guó)內(nèi)的迅速發(fā)展, 居民新時(shí)期消費(fèi)需求得到滿足的同時(shí), 居 民的消費(fèi)習(xí)慣、 投資決策以及風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)都發(fā)生了明顯轉(zhuǎn)變。保險(xiǎn)消費(fèi)作為一種金融工具, 對(duì)于優(yōu)化 消費(fèi)信貸環(huán)境、 穩(wěn)定未來消費(fèi)預(yù)期、 擴(kuò)大有效消費(fèi)需求具有獨(dú)到優(yōu)勢(shì), 因而逐漸受到廣大居民的青 睞。目前, 我國(guó)壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)業(yè)務(wù)發(fā)展迅速, 保險(xiǎn)消費(fèi)需求明顯增加, 效益也穩(wěn)步提高, 逐步成為世 界保險(xiǎn)消費(fèi)最快的國(guó)家之一。截至 2009 年 12 月 31 日, 全國(guó)保費(fèi)收入已經(jīng)由 1980 年的 416 億元上 升到 1113713 億元, 保費(fèi)收入的年平均增長(zhǎng)率達(dá)到 3118% , 年幾何平均增長(zhǎng)率為 3018% 。與此同 時(shí), 改革開放以來我國(guó)的經(jīng)濟(jì)也保持著持續(xù)、 健康、 穩(wěn)定的發(fā)展。如圖 1 所示, 截至 2009 年 12 月 31 日, 我國(guó) GDP 已達(dá)到 3315 萬億元, 比上年增長(zhǎng) 817% , 保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)的金融支持作用日趨明顯, 保險(xiǎn) 消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)并駕齊驅(qū)之勢(shì)。 但是, 由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面的差異, 各地區(qū)保險(xiǎn)消費(fèi)需求發(fā)展不均衡, 我國(guó)保險(xiǎn)消 費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用依然沒有得到充分發(fā)揮。繪制我國(guó) 30 個(gè)省級(jí)地區(qū)的壽險(xiǎn)密度和非壽險(xiǎn) 密度曲線圖( 為節(jié)省篇幅, 此處省略) 可以看出, 各省份壽險(xiǎn)密度和非壽險(xiǎn)密度逐年提高, 但由于發(fā) 展速度不同, 各經(jīng)濟(jì)區(qū)域間保險(xiǎn)消費(fèi)需求差距不斷拉大。2008 年我國(guó)保險(xiǎn)密度最高的上海的保險(xiǎn) 密度是最低的西藏的 30 倍之多, 保險(xiǎn)密度分別為 3466174 元P 人和 113175 元 人。區(qū)域保險(xiǎn)消費(fèi)的 P 不均衡發(fā)展已經(jīng)成為制約我國(guó)保險(xiǎn)業(yè)更好地服務(wù)于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的瓶頸之一, 應(yīng)當(dāng)引起足夠重視。 金融消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注, 盡管保險(xiǎn)消費(fèi)在金融消費(fèi)中的作用日益 重要, 而有關(guān)其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究卻相對(duì)較少。隨著 2007 年 2 月爆發(fā)的美國(guó)次貸危機(jī)對(duì)我國(guó)
* 趙進(jìn)文、 邢天才, 東北財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院金融分析與模擬實(shí)驗(yàn)室, 郵政編碼: 116025, 電子 信箱: jinwen101@ 163. com; 熊磊,

東北財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院, 郵政編碼: 116025。本文是國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目/ 基于資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的擴(kuò)展貨幣政策規(guī)則構(gòu)建及其 仿真 研究0 ( 項(xiàng)目批準(zhǔn)號(hào): 70873015) 的階段性研究成果, 并獲得 2008 年度教育部回國(guó)人員科研啟動(dòng)金 項(xiàng)目/ 資產(chǎn)價(jià)格 波動(dòng)對(duì)貨幣政 策規(guī) 則影響的實(shí)證研究0 ( 項(xiàng)目批準(zhǔn)號(hào): 教外司留[ 2008] 890 號(hào)) 、 2009 年度東北 財(cái)經(jīng)大學(xué)社會(huì) 與行為跨 學(xué)科研究 中心核心 項(xiàng)目/ 社會(huì) 科 學(xué)跨學(xué)科定量方法研究0 、 2009 年度遼寧省百千萬人才工程人選項(xiàng)目/ 五點(diǎn)一 線戰(zhàn)略下大連 商品期貨市場(chǎng)的 發(fā)展與實(shí) 證研究0 ( 項(xiàng) 目批準(zhǔn)號(hào): 2009921099) 、 2010 年度遼寧省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室項(xiàng)目/ 金融計(jì)量模型 的診斷與 穩(wěn)健建模 方法模擬0 ( 項(xiàng)目批 準(zhǔn)號(hào): WS2010003) 、 遼寧省教育廳 2007 年度創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目計(jì)劃/ 金融風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)量與建模0 ( 項(xiàng)目批準(zhǔn) 號(hào): 2007T030) 的共同資 助。作者感謝 匿名審稿 人 的意見。

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趙進(jìn)文等: 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

圖1

我國(guó) 1981) 2009 年保費(fèi)收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率變動(dòng)

經(jīng)濟(jì)的影響日益加深, 我國(guó)保險(xiǎn)業(yè)也面臨著嚴(yán)峻的考驗(yàn)。面對(duì)這次金融危機(jī)的嚴(yán)重沖擊, 有關(guān)保險(xiǎn) 消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的研究對(duì)于保險(xiǎn)業(yè)能否以及應(yīng)該如何充分發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)管理和損失補(bǔ)償?shù)裙δ? 如 何通過優(yōu)化資源配置、 提高資金運(yùn)用效率等方式提高居民風(fēng)險(xiǎn)保障水平、 擴(kuò)大居民消費(fèi)需求, 從而 帶動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康、 穩(wěn)定地增長(zhǎng), 促使我國(guó)較快平穩(wěn)地度過金融危機(jī), 具有重要的理論意義與現(xiàn)實(shí) 價(jià)值, 因而, 也日益成為研究的新熱點(diǎn)。

二、 文獻(xiàn)回顧
金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問題一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注, 國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者對(duì)其已經(jīng)做了大量而 深入的理論研究與經(jīng)驗(yàn)分析。盡管模型多種多樣, 闡釋的角度也不盡相同, 但基本結(jié)論是一致的, 即只要金融規(guī)模達(dá)到一定程度, 一國(guó)金融發(fā)展就會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由于不同的文獻(xiàn)所采用的理論 模型、 研究方法以及樣本區(qū)間等方面的差異, 有關(guān)保險(xiǎn)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的研究并沒有形成一致的 結(jié)論。國(guó)外方面, Webb et al( 2002) 通過將銀行、 壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)的發(fā)展加入修正的 Solow 模型, 研究 了銀行、 壽險(xiǎn)以及非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響, 結(jié)果表明: 以銀行和壽險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展作為外生變量 可以很好地解釋和預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng), 而當(dāng)加入銀行和壽險(xiǎn)的交互影響項(xiàng)或者銀行和非壽險(xiǎn)的交互影 響項(xiàng)時(shí), 各個(gè)獨(dú)立變量就失去了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力。Arena( 2006) 采用 56 個(gè)國(guó)家 1976 ) 2004 年的數(shù)據(jù), 運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)研究了保險(xiǎn)市場(chǎng)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。結(jié)果表明, 壽險(xiǎn)和非壽 險(xiǎn)消費(fèi)都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要的正向影響。其中, 壽險(xiǎn)消費(fèi)只在高收入的國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要影 響, 而非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則在高收入和低收入國(guó)家都得到了驗(yàn)證。 國(guó)內(nèi)方面, 周海珍( 2008) 從分析保險(xiǎn)業(yè)提高儲(chǔ)蓄 ) 投資轉(zhuǎn)化率出發(fā), 運(yùn)用 Lucas 內(nèi)生增長(zhǎng)模型, 進(jìn)行了理論分析與經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了推動(dòng)作用, 但目前作用還比較有 限。趙尚梅等( 2009) 運(yùn)用兩部門模型, 揭示了保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的傳導(dǎo)機(jī)制, 證明了保險(xiǎn)消 費(fèi)不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出貢獻(xiàn), 而且對(duì)非保險(xiǎn)部門還存在溢出效應(yīng)。龐凱( 2009) 利用 1994 ) 2007 年 的國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù), 通過將保險(xiǎn)變量引入 Solow 模型來建立我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型, 發(fā)現(xiàn)在控制了教育、 貿(mào) 易出口、 財(cái)政支出和投資增長(zhǎng)率等變量后, 財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)深度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向影響, 而人壽 保險(xiǎn)深度的影響卻不顯著。 目前, 絕大數(shù)文獻(xiàn)研究的是整個(gè)保險(xiǎn)消費(fèi)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性問題, 忽略了壽險(xiǎn)與非 壽險(xiǎn)消費(fèi)之間存在的差異對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同影響。而且, 在進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究時(shí)主要以線性假設(shè)為前 提, 并未對(duì)這一假設(shè)是否合理進(jìn)行嚴(yán)格的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn), 從而影響了經(jīng)驗(yàn)結(jié)果的可靠性。因而, 有必要對(duì)線性假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn), 以便更為準(zhǔn)確地揭示我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在影響機(jī)制。

三、理論模型
趙振全、 薛豐慧( 2004) 通過對(duì) Greenwood et al ( 1990) 中的模型( 簡(jiǎn)稱 G J 模型) 進(jìn)行修正, 建立了 40

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修正的 G J 產(chǎn)出增長(zhǎng)率模型。經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明, 目前我國(guó)信貸市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用比較顯著, 而股 票市場(chǎng)的作用并不明顯。G J 模型的基本出發(fā)點(diǎn)是將產(chǎn)出 Y 看做資本 K 和勞動(dòng) L 的函數(shù)。為了在 投資效率不斷增加的環(huán)境下保護(hù)競(jìng)爭(zhēng), 趙振全、 薛豐慧( 2004) 按照 Parente Piescott( 1991) 的做法對(duì) 公司雇傭員工加一個(gè)容量限制 L , 從而有: Y= Kmin( L , L ) , H 0�？紤]金融中介作用的資本就變 ? ? > 成: K t+ 1 = ( 1- D K t + R ( F 1t , F 2t ) I t 。其中, D代表折舊率, I 代表投資, F 代表金融的發(fā)展水平, ) F 1 t 表示資本市場(chǎng)的發(fā)展水平, F 2 t 表示證券市場(chǎng)的發(fā)展水平。R 是 F t 一個(gè)增函數(shù), 表示 G 模型中 -J 金融系統(tǒng)提高投資效率的作用過程。如果 Ft 隨時(shí)間而增長(zhǎng), R ( F t ) 也隨之增長(zhǎng), 從而資本品的價(jià) 格會(huì)下降, 投資和融資成本降低, 投資效率提高, 全社會(huì)總投資增加, 進(jìn)而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文在主 要參考 Greenwood et al ( 1990) 和趙振全、 薛豐慧( 2004) 等研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上, 在 G J 模型中加入代表 保險(xiǎn)消費(fèi)水平的 F 3t 。此時(shí), 加入保險(xiǎn)市場(chǎng)作用的資本變成: K t+ 1 = ( 1- D) K t + R( F 1t , F 2t , F 3t ) I t 。 令 m = ( L ) 表示每個(gè)公司的最大產(chǎn)能, 因此 m 與資本產(chǎn)出率成反比, 產(chǎn)出 Y = mK 。此時(shí)若 L = ? L , 則公司規(guī)模收益不變, 總產(chǎn)出就與總資本存量成正比, 產(chǎn)出的增長(zhǎng)率就等于資本存量的增長(zhǎng)率。 ? 令 g x 表示變量 x 的增長(zhǎng)率, 則 g y = g k , 于是, 有: gk = ( K t+ 1 - K t )P t = - D+ R ( F 1t , F 2t , F 3t ) K - D+ R( F 1t , F 2t , F 3t ) ( It = Kt
H H

Yt I t ) ( ) = - D+ mR ( F 1t , F 2t , F 3t ) i t 其中, i t = I t PYt 表示投資與產(chǎn)出的比 K t Yt

率, 因此, 產(chǎn)出的增長(zhǎng)率 g y 可以表示為 gy = g k = - D mR ( F 1t , F 2t , F 3 t ) it 。R 在確定的 0 點(diǎn) F 0 = + ( F 10 , F 20 , F 30 ) 按一階 Taylor 級(jí)數(shù)展開為: R ( F 1t , F 2 t , F 3t ) U R ( F 10 , F 20 , F 30 ) + RcF 1t ( F 10 , F 20 , F 30 ) F 1t + RcF2t ( F 10 , F 20 , F 30 ) F 2 t + RcF 3t ( F 10 , F 20 , F 30 ) F 3t 這樣, 有: g y = - D+ mR ( F 10 , F 20 , F 30 ) it + mRcF 1t ( F 10 , F 20 , F 30 ) F 1t i t + RcF 2t ( F 10 , F 20 , F 30 ) F 2t it + mRcF 3t ( F 10 , F 20 , F 30 ) F 3 t it 將各變量之前的常數(shù)進(jìn)行簡(jiǎn)化, 可得到如下產(chǎn)出增長(zhǎng)率的回歸方程: g y = - D+ B1 i t + B2 F 1 t it + B3 F 2t i t + B4 F 3t it 根據(jù)修正的 G J 產(chǎn)出增長(zhǎng)率模型知, 資本市場(chǎng)、 證券市場(chǎng)以及保險(xiǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)水平?jīng)Q定了金融系 統(tǒng)把投資轉(zhuǎn)化為實(shí)物資本的效率, 而表示金融效率的函數(shù) R ( F 1t , F 2t , F 3t ) 是增函數(shù), 這意味著金融 消費(fèi)水平越高, 金融系統(tǒng)的資金配置和投資就越有效率, 金融消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用就越顯著。

四、經(jīng)驗(yàn)分析
目前, 我國(guó)壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)消費(fèi)存在較大差異, 壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制也不盡相 同。非壽險(xiǎn)消費(fèi)著重通過其分散風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償功能影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng); 壽險(xiǎn)消費(fèi)則更多地作為強(qiáng)制 儲(chǔ)蓄的手段實(shí)現(xiàn)收入在時(shí)間和空間的再分配, 通過資金融通功能拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此, 有必要分別 研究壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。本文分別從國(guó)家和區(qū)域兩個(gè)層面對(duì)我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì) 增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析, 考慮到單項(xiàng)保費(fèi)消費(fèi)數(shù)據(jù)的可得性和真實(shí)性, 本文在全國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì) 增長(zhǎng)影響的經(jīng)驗(yàn)分析中將不區(qū)分壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn), 而在區(qū)域保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的經(jīng)驗(yàn)研 究中對(duì)壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)加以區(qū)分。 ( 一) 全國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析 11 模型介紹、 數(shù)據(jù)說明與檢驗(yàn) 41

趙進(jìn)文等: 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

本部分通過建立時(shí)間序列的非線性 STR 模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析, 有關(guān) STR 模型的檢驗(yàn)理論和估計(jì) 方法可參見趙進(jìn)文、 閔捷( 2005a, 2005b) 以及趙進(jìn)文、 范繼濤( 2007) 。平滑轉(zhuǎn)換回歸( smooth transition regression, STR) 模型是一種非線性模型, 它是在 Quandt( 1985) 提出的轉(zhuǎn)換回歸模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步 擴(kuò)展而成。轉(zhuǎn)換回歸模型的單變量形式就是我們熟知的門檻自回歸模型, 詳述參見 Tong ( 1990) 和 Granger & Ter& asvirta ( 1993) 。在我國(guó), 趙進(jìn)文、 閔捷( 2005a, 2005b, 2006) 最早將 STR 模型應(yīng)用于央行 貨幣政策操作規(guī)律性及其周期性的研究, 在此基礎(chǔ)上趙進(jìn)文、 范繼濤( 2007) 將其應(yīng)用到能源消費(fèi)與 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在依存關(guān)系的研究, 這為 STR 模型在我國(guó)經(jīng)濟(jì)、 金融等領(lǐng)域的應(yīng)用奠定了堅(jiān)實(shí)的基 礎(chǔ), 將研究的層次提高到了新的水平。 影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素很多, 為了更為深刻、 準(zhǔn)確地捕捉到我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在影響 機(jī)制, 本部分只選取 1980 ) 2009 年我國(guó) GDP 和保費(fèi)總收入為研究變量, 分別代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和 保險(xiǎn)消費(fèi)水平, 記為 gdp 序列和 pi 序列, 且全部調(diào)整至 1990 年價(jià)格水平。為了消除可能產(chǎn)生異方 差的影響, 對(duì) gdp 和 pi 分別做對(duì)數(shù)處理得到 lngdp 和 lnpi 序列。其中 GDP、 數(shù)據(jù)來源于歷年5中 CPI 國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒6; 總保費(fèi)收入來源于歷年5中國(guó)保險(xiǎn)年鑒6; 2009 年的數(shù)據(jù)來源于5RESSET 金融研究數(shù) 據(jù)庫6。 為了確認(rèn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性, 首先要對(duì)其做單位根檢驗(yàn)。本文采用的是 ADF 檢驗(yàn)和 PP 檢驗(yàn), 表 1 中的檢驗(yàn)結(jié)果表明, 在 5% 的顯著水平下, 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP 的對(duì)數(shù)序列 lngdp、 保費(fèi)總收入的 對(duì)數(shù)序列 lnpi 都是一階單整 I( 1) 序列。 表1
變量 lngdp lngdp lnpi lnpi dlngdp dlngdp dlnpi dlnpi

相關(guān)變量時(shí)間序列及一階差分序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果
ADF 值( * 是 PP 值) - 215244 - 113854 - 311254 - 219664* - 315507 - 312689 - 412445 - 315940
* * *

檢驗(yàn)類型( c, t, n) ( c, t, 1) ( c, t, 1) ( c, t, 2) ( c, t, 3) ( c, 0, 1) ( c, 0, 3) ( c, t, 1) ( c, 0, 3)

1% 臨 界值 - 41 3240 - 41 3098 - 41 3393 - 41 3098 - 31 6999 - 31 6892 - 41 3393 - 31 6892

5% 臨界值 - 315806 - 315742 - 315875 - 315742 - 219762 - 219719 - 315875 - 219719

DW 118846 111061 210459 112848 119804 117076 117641 115471

是否平穩(wěn) 否 否 否 否 是 是 是 是

注: ( c, t , n) 中 c 表示截距項(xiàng), t 表示趨勢(shì)項(xiàng), n 表示回歸滯后階數(shù)。

接下來對(duì) lngdp 和 lnpi 序列進(jìn)行 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于 lngdp 和 lnpi 序列都為一階非平穩(wěn) 序列, 即 I( 1) 序列, 而 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)變量的平穩(wěn)性非常敏感, 所以我們采用其一階差分序列 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn) dlngdp 和 dlnpi 進(jìn)行檢驗(yàn)。由表 2 表 2 的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以 看出, 無論滯后 1 階、 階 還是 3 2 階在 10% 的顯著性水平下既不存 在 dlngdp 到 dlnpi 的 Granger 因果 關(guān)系, 也不存在 dlnpi 到 dlngdp 的 Granger 因果關(guān)系。這與目前有關(guān) 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的 其他研究存在較大的差異, 可能 42
零 假設(shè) dlngdp 不是 dlnpi 的 Granger 原因 dlnpi 不是 dlngdp 的 Granger 原因 dlngdp 不是 dlnpi 的 Granger 原因 dlnpi 不是 dlngdp 的 Granger 原因 dlngdp 不是 dlnpi 的 Granger 原因 dlnpi 不是 dlngdp 的 Granger 原因 3 26 2 27 滯后階數(shù) 樣 本數(shù) F 統(tǒng)計(jì)量 1 28 0 27213 1 0 58269 1 1 13325 1 0 43410 1 1 34746 1 1 03356 1 P值 016065 014524 013401 016533 012888 014001

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的原因是檢驗(yàn)的樣本數(shù)據(jù)區(qū)間、 檢驗(yàn)方法等方面的差異。更重要的是, 從金融消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的 研究成果來看, 保險(xiǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能并非存在簡(jiǎn)單的線性關(guān)系, 有可能存在較為復(fù)雜的非線 性內(nèi)在依存關(guān)系, 而這也是不可忽略 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)存在明顯差異的原因。接下來本文將著重 分析保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在影響機(jī)制。 21 模型設(shè)定 首先, 我們構(gòu)造一個(gè)滿足線性檢驗(yàn)的線性模型。根據(jù) dlngdp 到 dlnpi 序列的 VAR 模型中各種 選擇標(biāo)準(zhǔn)比較值的大小, 如表 3 所示, 確定線性模型的滯后階數(shù)為 1。最后選取 dlngdp( - 1) , dlnpi 以及 dlnpi( - 1) 進(jìn)入線性模型, 估計(jì)結(jié)果如下: 010370 + 015104 dlngdp ( - 1) + 011921 dlnpi - 011316 dlnp i ( - 1) ( 118909) ( 312845) ( 310467) ( - 212546) 2 其中, 括號(hào)內(nèi)為 t 統(tǒng)計(jì)量的值, DW= 115579, AIC= - 318298, SC= - 312395 R = 014321。 表3
Lag 0 1 2 3 4 5 LogL 62189068 71134586 74149406 75163659 80154978 82199714

d lngdp =

VAR 滯后階數(shù)不同選擇標(biāo)準(zhǔn)的取值情況
LR NA 141 79657* 41 984642 11 618583 61 141490 21 651302 FPE 2114e 05 1148e 05* 1161e 05 2109e 05 2102e 05 2146e 05 AIC - 51074224 - 51445489* - 51374505 - 51136382 - 51212482 - 51083095 SC - 41976052 - 51150975 * - 41883649 - 41449184 - 41328941 - 41003212 HQ - 51048179 - 5 367354* 1 - 51244281 - 41954068 - 41978078 - 41796601

注: * 表示通過相應(yīng)準(zhǔn)則選擇的滯后階數(shù), 顯著性水平為 5% 。

其次, 我們對(duì)模型的線性假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn), 在進(jìn)行線性假設(shè)檢驗(yàn)之后要進(jìn)行的是轉(zhuǎn)換變量的選 擇, 接著進(jìn)行 H 04 、 03 、 02 的循序檢驗(yàn), 以確定轉(zhuǎn)換函數(shù)的類型。 H H 表4
統(tǒng)計(jì)量 轉(zhuǎn)換變量 dlngdp( - 1) t dlnpi( t) dlnpi( - 1) t TREND
各統(tǒng)計(jì)量的相伴概率。
*

線性假設(shè)檢驗(yàn)及轉(zhuǎn)換函數(shù)形式的選擇結(jié)果
F 217469e 03 117328e 01 116270e 02 216941e 02 F4 916058e -01 617905e -01 915861e -02 517789e -01 F3 710531e 03 715735e 01 116645e 01 214226e 02 F2 71 3009e 03 21 6522e 02 11 6638e 02 41 3598e 02 模型或轉(zhuǎn)換 函數(shù)類型 LSTR2 Linear LSTR1 LSTR2

注: F 統(tǒng)計(jì)量為 Granger et1 al( 1993) 提出的檢驗(yàn)線性假設(shè)的統(tǒng)計(jì)量; F 4 、 3 和 F 2 分別為 H 04 、 03 、 02 的 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量; 表中 值為 F H H

表 4 的檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 以 dlngdp( - 1) 、dlnpi( - 1) 以及 TREND 為轉(zhuǎn)換變量時(shí)均得到拒絕線性假 t t 設(shè)的結(jié)論, 且以 dlngdpp( -1) 做為轉(zhuǎn)換變量時(shí), 相伴概率明顯小于其他值, 由于 F 3 的相伴概率值要 t 比 F 4 和 F 的相伴概率值大, 最終選擇 dlngdp( - 1) 為轉(zhuǎn)換變量, 并確定轉(zhuǎn)化函數(shù)為 LSTR2 型, 即轉(zhuǎn) t 換函數(shù)形式為: G ( C c, s t ) = { 1+ exp[ - C st - c 1 ) ( s t - c2 ) ] } , (
- 1

, C 0, c1 [ c 2 。運(yùn)用相關(guān)軟件對(duì)模 >

型進(jìn)行估計(jì)得: c 1 , c 2 的取值范圍是[ - 010437, 011726] , C的則為[ 015, 10] , 估計(jì)出 c 1 , c2 的初始值 分別為 010627 和 011726, C的初始值為 10, 接著采用 Newton -Raphson 迭代方法得到模型的估計(jì)值, 之后剔除不顯著的變量, 最終得到如表 5 的模型估計(jì)結(jié)果。 根據(jù)表 5 可以得到 LSTR2 模型的具體形式如下: 43

趙進(jìn)文等: 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

dlngdp = 0195804d lngdp ( - 1) + 0115567d lnpi - 0113026dlnp i ( - 1) + G ( C c, dlngdp ( - 1) ) * ( - 0110360 - 0183617d lngdp ( - 1) + 01080074d lnpi ) , 其中, G( C c, dlngdp ( - 1) ) = { 1+ exp[ - 15914337( d lngdp ( - 1) - 0106767) , ( d lngdp ( - 1) - 0117261] } 該模型對(duì)應(yīng)的主要診斷統(tǒng)計(jì)量如下:
-1

ARCH -LM= 114594( P 值: 016917) , J B= 014006 ( P 值: 018185) , F LM = 015166 ( P 值: 016753) 。 可見, LSTR2 模型的殘差序列順利通過了異方差性、 正態(tài)性和序列相關(guān)檢驗(yàn)。同時(shí), 與 dlngdp 序列的 AR 模型相比, LSTR2 模型的 R 也較高, 這表明該模型能夠較好地反映我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì) 增長(zhǎng)之間的非線性特征和內(nèi)在依存關(guān)系。 表5
變量 線性 部分 dlngdp( - 1) t dlnpi( t) dlnpi( - 1) t CONST 非 線 性 部 分 dlngdp( - 1) t dlnpi( t) C C1 C2 AIC R
2

2

LSTR2 模型的估計(jì)結(jié)果
初值 01 93323 01 16437 - 01 13026 - 0110434 - 0186481 01 78683 101 0000 01 06266 01 17263 - 710252 01 8220 估計(jì)值 0195804 0115567 - 0113987 - 0110360 - 0183617 0180074 15914337 0106737 0117261 SC R ?
2

標(biāo)準(zhǔn)差 011122 010515 010509 010431 013103 012087 1518115960 010365 010019 - 615970 018320

t - 統(tǒng)計(jì)量 815400 310204 - 217482 - 21 4045 - 21 6946 318366 NAN NAN NAH HQ SSR

P值 010000 010070 010128 010266 010144 010011 NAN NAN NAN - 618943 010262

從表 5 的估計(jì)結(jié)果可以看出, 在 LSTR2 模型的線性部分中, dlngdp、 dlnpr 和 dlnpr(- 1) 對(duì)經(jīng)濟(jì)增 長(zhǎng)的影響均比較顯著, 不同的是 dlngdp 和 dlnpr 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正的拉動(dòng)作用, 而 dlpr( - 1) 對(duì)經(jīng)濟(jì) 增長(zhǎng)具有負(fù)拉動(dòng), 而且 dlnpr 的系數(shù)絕對(duì)值大于 dlnpr( - 1) 系數(shù)的絕對(duì)值。由此可見, 我國(guó)當(dāng)期保 險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)同期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的拉動(dòng)作用, 而前一期保險(xiǎn)消費(fèi)在一定程度上抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 可能的原因是, 我國(guó)保險(xiǎn)資金的運(yùn)用存在一定的滯后, 且投資渠道受到較為嚴(yán)格的限制, 在一定程 度上影響了投資效率進(jìn)而抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這在黃薇( 2009) 中也得到了驗(yàn)證。但這種抑制作用小 于當(dāng)期保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。 LSTR2 模型的非 線 性部 分包 括 轉(zhuǎn)換 項(xiàng) 和回 歸 函數(shù) 兩 部 分, 轉(zhuǎn) 換函 數(shù) 中的 臨 界 值為 c 1 = 0106737, c 2 = 0117261, 即轉(zhuǎn)換函 數(shù)關(guān)于 ( c 1 + c 2 )P 0111999 對(duì)稱。當(dāng)轉(zhuǎn)換 變量 dlngdp ( - 1) = 2= 0111999 時(shí), 轉(zhuǎn)換函數(shù)值 G= 0, 非對(duì)稱部分消失, 模型完全由線性部分表示; 當(dāng) c1 = 0106737 或者 c 2 = 011726 時(shí), G= 015。斜率 C 15914337 說明模型有很快的轉(zhuǎn)換速度。當(dāng) dlngdp( - 1) [ 0106737 = 或 dlngdp( - 1) > 0117261 時(shí), 即當(dāng)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過快或者過慢增長(zhǎng)時(shí), 轉(zhuǎn)換函數(shù)就迅速?gòu)?0 向 1 轉(zhuǎn)換, 非線性部分的作用將迅速表現(xiàn)出來, 同時(shí)也體現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)的過快和過慢增長(zhǎng)對(duì)保險(xiǎn)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效 應(yīng)影響的非對(duì)稱性。當(dāng)前一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度過快或者過慢時(shí), 即 dlngdp( - 1) > 0117261 或者 dlngdp ( - 1) [ 0106737 時(shí), 當(dāng)期保費(fèi)收入增速下降 ( 上升) 1 個(gè)百分點(diǎn), 會(huì)引起經(jīng) 濟(jì)增長(zhǎng)率下降 ( 上 升) 0195641 個(gè)百分點(diǎn); 當(dāng)前一期經(jīng)濟(jì)適度增長(zhǎng)時(shí), 即 0106737< dlngdp( - 1) [ 0117261 時(shí), 當(dāng)期保費(fèi)收 入增長(zhǎng)率提高 1 個(gè)百分點(diǎn), 會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率提高 0115567 個(gè)百分點(diǎn)。 當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過慢時(shí), 當(dāng)期保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)影響的主要原因是: 保險(xiǎn)消費(fèi)本身作為經(jīng) 44

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濟(jì)增長(zhǎng)的重要組成部分會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接的影響, 當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過慢時(shí)保險(xiǎn)深度( 保費(fèi)收入占 GDP 的比率) 會(huì)提高, 保費(fèi)收入增長(zhǎng)勢(shì)必會(huì)引起經(jīng)濟(jì)更快的增長(zhǎng); 當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過慢時(shí), 中央政府一般 會(huì)實(shí)施積極的財(cái)政政策和貨幣政策, 通過增加財(cái)政支出、 降低存貸利率等方式來擴(kuò)大內(nèi)需、 刺激消 費(fèi)、 鼓勵(lì)投資。此時(shí), 保險(xiǎn)作為一種消費(fèi)可以直接推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng), 又可以充分發(fā)揮其分流社會(huì)儲(chǔ) 蓄, 實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的強(qiáng)大功能來進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇。 當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過熱時(shí), 保險(xiǎn)消費(fèi)速度下降將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率迅速下降的可能原因是: 在經(jīng)濟(jì)過熱 時(shí), 中央政府和央行一般會(huì)采取適度從緊的財(cái)政政策和貨幣政策, 這主要體現(xiàn)在減少政府開支和提 高存貸款利率兩個(gè)方面。提高利率將會(huì)產(chǎn)生儲(chǔ)蓄對(duì)壽險(xiǎn)產(chǎn)品的替代效應(yīng), 盡管利率上升會(huì)使壽險(xiǎn) 產(chǎn)品價(jià)格下降, 在一定程度上增加壽險(xiǎn)產(chǎn)品的需求, 但從我國(guó)經(jīng)濟(jì)、 保險(xiǎn)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)來看, 利率上升 的替代效應(yīng)要大于價(jià)格效應(yīng), 最終導(dǎo)致保險(xiǎn)消費(fèi)需求下降。保險(xiǎn)消費(fèi)需求的下降直接導(dǎo)致保費(fèi)收 入下降, 進(jìn)而直接或間接地引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的下降。 總之, 當(dāng)經(jīng)濟(jì)適度、 平穩(wěn)地增長(zhǎng)時(shí), 保險(xiǎn)消費(fèi)作為社會(huì)的/ 穩(wěn)定器0與經(jīng)濟(jì)、 社會(huì)的發(fā)展相輔相 承, 通過發(fā)揮其三大基本功能來維護(hù)經(jīng)濟(jì)、 社會(huì)穩(wěn)定, 實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、 社會(huì)健康、 穩(wěn)定的發(fā)展; 當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 出現(xiàn)較大波動(dòng)時(shí), 保險(xiǎn)消費(fèi)或者作為/ 助推器0來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)走出低谷、 實(shí)現(xiàn)復(fù)蘇; 或者作為/ 減速器0 來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、 社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展, 在一定程度上起到了減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、 熨平經(jīng)濟(jì)周期的作用。 圖 2 給出了轉(zhuǎn)換函數(shù)值隨 dlngdp( - 1) 變化而變化的曲線。從圖中可以看出 , 自 1980 年恢復(fù) 國(guó)內(nèi)保險(xiǎn)業(yè)務(wù)以 來我國(guó)保 險(xiǎn)消費(fèi)與 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 之間的關(guān) 系呈現(xiàn)出 明顯的階 段性特征, 主 要分為 1980 ) 1992 年、 1993 ) 2007 年以及 2008 年至今三個(gè)階段。第一階段是 1980 ) 1992 年, 主要特點(diǎn)是 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的高波動(dòng)和保險(xiǎn)的高速起飛, 且保險(xiǎn)消費(fèi)速度明顯高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi) 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)出明顯的非線性特征, 存在從線性到非線性的頻繁 轉(zhuǎn)換。第二階段是從 1993 年我國(guó)初步確立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制至 2007 年美國(guó)次貸危機(jī)爆發(fā), 該階段是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 相對(duì)穩(wěn)定的時(shí)期。雖然保險(xiǎn)消費(fèi)速度有所減緩, 從圖 1 可以看出, 保險(xiǎn)消費(fèi)速度時(shí)常會(huì)低于經(jīng)濟(jì)增 長(zhǎng)率, 但保險(xiǎn)整體規(guī)模和實(shí)力繼續(xù)提升, 保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)出明顯的線性特征。第三 階段是 2008 年至今, 受全球金融危機(jī)的影響我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都經(jīng)歷了較大的波動(dòng), 保險(xiǎn) 消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間再次呈現(xiàn)一定的非線性關(guān)系。這種非線性關(guān)系是否會(huì)持續(xù)較長(zhǎng)的時(shí)間, 有待 進(jìn)一步研究。

圖 2 轉(zhuǎn) 換函數(shù)曲線

( 二) 我國(guó)區(qū)域保險(xiǎn)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析 繪制 1999 ) 2008 年 30 個(gè)省份壽險(xiǎn)密度、 非壽險(xiǎn)密度對(duì)人均 GDP 的散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn), 盡管各省份保 險(xiǎn)消費(fèi)水平存在差異, 但各省份保險(xiǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間都存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。 11 模型介紹、 數(shù)據(jù)說明與檢驗(yàn) 本部分主要通過建立面板數(shù)據(jù)的門限效應(yīng)模型, 對(duì)我國(guó)區(qū)域保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在門 限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)與估計(jì)。有關(guān)面板數(shù)據(jù)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)與估計(jì)方法的詳細(xì)介紹, 請(qǐng)參考 Hansen ( 1999, 2000) 。從本文修正后的 G J 模型可以看出, 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與金融市場(chǎng)發(fā)展水平以及保險(xiǎn)市場(chǎng) 45

趙進(jìn)文等: 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

發(fā)展水平密切相關(guān), 同時(shí)投資收益率也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響。本文主要選取金融發(fā)展指標(biāo) 和保險(xiǎn)消費(fèi)指標(biāo), 考察存在金融市場(chǎng)和保險(xiǎn)市場(chǎng)交互影響的同時(shí), 區(qū)域保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的 門限效應(yīng)。變量 Yit 表示省份i 在第 t 年的產(chǎn)出增長(zhǎng)率, 用人均 GDP 的增長(zhǎng)率代替; I it 表示投資產(chǎn)出 比, 用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增量占 GDP 的比率代替; 金融發(fā)展指標(biāo) B it 用金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增 量占 GDP 的比率表示; 保險(xiǎn)消費(fèi)指標(biāo)分別用人均壽險(xiǎn)保費(fèi)收入增長(zhǎng)率( 即壽險(xiǎn)密度增長(zhǎng)率) L it 和人 均非壽險(xiǎn)保費(fèi)收入增長(zhǎng)率( 即非壽險(xiǎn)密度增長(zhǎng)率) C it 表示; S it 是模型中對(duì)應(yīng)的門限變量, 我們選取 能夠反映各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均 GDP 做為門限變量, 單位為萬元 人。本文將采用全國(guó) 30 個(gè) P 省份 1999 ) 2008 年的數(shù)據(jù), 不包括西藏、 臺(tái)灣、 香港和澳門。各省份數(shù)據(jù)均調(diào)整為 2000 年價(jià)格水 平, 其中保費(fèi)收入數(shù)據(jù)來源于 2000 ) 2009 年的5中國(guó)保險(xiǎn)年鑒6; 各省 GDP、 人均 GDP 以及 CPI 數(shù)據(jù) 均來源于5中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫6; 金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額來源于 2004 ) 2005 年以及 2009 年5中國(guó)金 融年鑒6。 本 文 同 時(shí) 采 用 LLC、 表 6 IPS、 Breintung、 - Fisher 和 ADF PP Fisher 五種方法對(duì)各個(gè)變 量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。綜合考 慮表 6 的 檢驗(yàn)結(jié)果, 判定變 量 Y、 B、 C 均 是平 穩(wěn)變 I、 L、 量, 不存在單位根過程。 21 壽險(xiǎn) 消 費(fèi)對(duì) 經(jīng)濟(jì) 增
變量 Y I B L C LLC - 1616108
***

各地區(qū)面板序列單位根檢驗(yàn)
Breintung - 2143465 0187214 - 5173045*** - 4151035*** 4113444
***

IPS - 2180766
***

ADF Fisher 1411457
***

PP Fisher 2841912*** 2151601*** 1631487*** 1201785*** 2051453***

- 1515971*** - 3615192*** - 1215980*** - 1015517***

- 2131294** - 3158619*** - 0198933 - 2136601***

1241509*** 1231873*** 8910270*** 1221326***

** * 注: *** 、 、 分別表示在 1% 、 、 的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)。 5% 10%

長(zhǎng)影響的門限效應(yīng)分析 首先, 我們以人均 GDP 作為門限變量, 檢驗(yàn)區(qū)域壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門限效應(yīng)。表 7 的檢驗(yàn)結(jié)果表明, 單一門限檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的 F1 值以及雙重門限檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的 F2 值都非常顯著, F1 和 F2 對(duì)應(yīng)的自助( bootstrap) P 值均為 0100000; 而三重門限檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的 F3 值相對(duì)較小, 其對(duì)應(yīng)的自助 P 值 為 0116200, 因此在 5% 的顯著性水平下我們接受存在雙重門限的原假設(shè)。由此可見經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 對(duì)區(qū)域壽險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)具有重要影響, 且根據(jù)不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將該效應(yīng)分為三種不 同的影響機(jī)制。 表 8 給出了兩個(gè)門限估計(jì)值及其對(duì)應(yīng) 的 95% 和 99% 置信區(qū)間。 C 和 C 對(duì)應(yīng) 1 2 的估計(jì)值分別為 016598 和 213219, 可以根 據(jù)雙門限值劃分的三個(gè)區(qū)間將全國(guó) 30 個(gè) 省份劃 分為三 類, 即人 均 GDP 小 于等 于 6598 元的為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份; 人 均 GDP 大于 23219 元的為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較 高的省份; 其他均歸為中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 的省份。 表 9 給出了以人均 GDP 為門限 變量 的雙門限模型估計(jì)結(jié)果, 于是得到門限回
F 值 P值 臨 界值 5% 1%

表 7 壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的門限效應(yīng)檢驗(yàn)
單一門限檢驗(yàn) 1715090( F1 ) 01 00000 31 92934 61 92043 雙重門限檢驗(yàn) 1111794( F2 ) 0 00000 1 3 69782 1 6 56931 1 三重門限檢驗(yàn) 1192220( F3 ) 0116200 3189532 5152991

表8
C C ^1 C ^2 估計(jì)值 016598 213219

門限值的估計(jì)結(jié)果
95% 置信區(qū)間 [ 016172, 018644] [ 114479, 218948] 99% 置信區(qū)間 [ 01 6365, 01 6836] [ 21 1437, 21 5215]

歸方程具體形式: Yit = - 012416B it + 010703B it- 1 + 015094I it + 010697C it - 0100689L it - 1 I ( Tit [ 016598) + 0101360L it - 1 I ( 016598< Tit [ 213219) + 0111070L it - 1 I ( T it > 213219) 46

2010 年增刊

根據(jù)各變量回歸系數(shù) 及其對(duì)應(yīng) t 值的大小可以 看出, 除了 L it- 1 I ( 016598 < Tit [ 213219) 項(xiàng)的系數(shù) 不太 顯著外, 其他各項(xiàng)的 系數(shù)均很顯著。在不考慮 門限 效應(yīng)的情況下, 前一 期金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具 有明顯的正向拉動(dòng)作用, 而當(dāng)期金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增 長(zhǎng)具有一定的抑制作用; 固定資產(chǎn)投資增量占 GDP 的比率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率呈現(xiàn) 明顯 的正相關(guān); 非壽險(xiǎn)消 費(fèi)會(huì) 拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng); 壽險(xiǎn) 消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存

表9
回 歸項(xiàng) Bi t Bi t - 1 I it Ci t L i t - 1 I ( T it [ 016598)

雙重門限模型估計(jì)結(jié)果
回歸系數(shù) - 012416 010703 015094 010697 - 010689 010136 011107 OLS SE 01 0385 01 0285 01 0641 01 0224 01 0261 01 0154 01 0267 White SE 01 0358 01 0246 01 0771 01 0210 01 0197 01 0124 01 0258 t 統(tǒng)計(jì)量 - 617545 218531 616070 313157 - 314876 110985 412967

L i t - 1 I ( 016598< Ti t [ 213219) L i t - 1 I ( T it > 213219)

注: 這里的 t 統(tǒng)計(jì)量是根據(jù) White 標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算得到。

表 10

2001 ) 2008 年各門限區(qū)間省份分布情況
年份 2001 14 14 2 2002 11 17 2 2003 6 21 3 2004 2 24 4 2005 1 23 6 2006 1 23 6 2007 1 21 8 2008 0 20 10

門限變量區(qū)間 T it [ 016598 016598< Ti t [ 21 3219 T it > 213219

在明顯的門限效應(yīng), 主要體現(xiàn)為 L it- 1 的系數(shù)在不同的組別中的差異。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份, L it - 1 的系數(shù)為- 010689, 對(duì)應(yīng)的 t 值為- 314876, 說明前一期壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的抑制作 用�？赡艿脑蚴�, 壽險(xiǎn)具有較強(qiáng)的儲(chǔ)蓄功能, 在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)由于受整體經(jīng)濟(jì)和金融 發(fā)展水平的限制, 壽險(xiǎn)很難實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向投資的有效轉(zhuǎn)換, 從而擠占了一部分投資和消費(fèi), 在一定程 度上抑制了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng); 中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份, L it- 1 的系數(shù)為 010136, 對(duì)應(yīng)的 t 值為 110985, 這 說明前一期壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的拉動(dòng)作用, 但不顯著; 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份, L it- 1 的系數(shù)為 011107, 對(duì)應(yīng)的 t 值為 412967, 這說明前一期壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)作用。 壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響存在明顯門限效應(yīng)的主要原因是, 經(jīng)濟(jì)的發(fā)展依然是我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的主 要推動(dòng)力, 壽險(xiǎn)的融資功能和實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的功能依然是其拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要途徑。只 有在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份, 壽險(xiǎn)才能充分發(fā)揮融資功能和實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的功能, 壽險(xiǎn)消 費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模效應(yīng)和溢出效應(yīng)才能明顯 體現(xiàn)出來。 表 10 給出了 2001 ) 2008 年三類省份的具 體分布情況。從中可以明顯看出從 2001 年至 今, 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份占的比重逐年下 降, 截至 2005 年只剩下貴州一個(gè)省份, 2008 年 全部省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都達(dá)到中等以上水平。這 說明隨著經(jīng)濟(jì)、 金融和保險(xiǎn)業(yè)的不斷發(fā)展壯大, 壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用逐漸減弱, 截 至 2008 年所有省份壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑 制作用已經(jīng)消失。與此同時(shí), 我們也應(yīng)看到, 從 2001 年至今, 中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份比重依 然很高, 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高省份的數(shù)量增長(zhǎng)緩 慢, 截至 2008 年只有 10 個(gè)省份。這說明雖然
F值 P值 臨界值 5% 1%

表 11

非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的 門限效應(yīng)檢驗(yàn)
單一門限檢驗(yàn) 雙重門限檢驗(yàn) 三重門限檢驗(yàn) 2312067( F1 ) 0100000 4106140 7100460 1217596( F2 ) 0100030 4135242 6198639 318823( F3 ) 0105570 4114143 7118939

表 12
C C ^1 C ^2 估計(jì)值 016238 110082

門限值的估計(jì)結(jié)果
95% 置信區(qū)間 [ 016121, 017270] [ 019107, 110321] 99% 置信區(qū)間 [ 01 6203, 016525] [ 01 9638, 110232]

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趙進(jìn)文等: 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

我國(guó)壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用已經(jīng)消失, 但是 2P 以上的省份壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向 3 拉動(dòng)作用仍不明顯, 這種正向拉動(dòng)作用僅僅局限于廣東、 上海、 北京等少數(shù)經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)的省份。 31 非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的門限效應(yīng)分析 從表 11 的檢驗(yàn)結(jié)果來看, 在 5% 的顯著性水平下, 我們認(rèn)為非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響同 樣存在雙重門限效應(yīng)。表 12 給出了 C 和 C 對(duì)應(yīng)的估計(jì)值分別為 016238 和 110082。 1 2 表 13 給出了以人均 GDP 為門限變量的非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的雙門限模型的估計(jì)結(jié) 果, 由此可以得到門限回歸方程的具體形式: Yit = - 010904B it + 010932B it- 1 + 013009I it - 010512L it + 010681C it - 013254Cit- 1 I ( T it [ 016238) - 010298L it- 1 I ( 016238 < T it [ 110082) + 011288L it- 1 I ( T it > 110082) 除了 Cit- 1 I ( 016238< T it [ 110082) 外, 各回歸項(xiàng)的回歸系數(shù)均非常顯著。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低 的省份, C it- 1 的系數(shù)為- 013254, 對(duì)應(yīng)的 t 值為- 410684, 這說明前一期非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有 很強(qiáng)的抑制作用; 在中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份, Cit- 1 的系數(shù)為- 010298, 對(duì)應(yīng)的 t 值為- 110685, 這 說明前一期非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的抑制作用, 但不明顯; 在經(jīng)濟(jì) 發(fā)展水平較高的省份, C it- 1 的系數(shù)為 011288, 對(duì)應(yīng)的 t 值為 617793, 這說明前一期非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的拉動(dòng) 作用。 表 14 給 出 了 2001 ) 2008 年三類省份 的具體分布情況。與表 10 相 同 之 處 在 于, 從 2001 年至今, 經(jīng)濟(jì)發(fā)展 水平較低的省份占的比 重逐年下降, 截至 2005 年只剩 下 貴 州 一 個(gè) 省 份, 2007 年全部省份的 經(jīng)濟(jì)發(fā)展都達(dá)到中等以 上水平。這說明與壽險(xiǎn) 消費(fèi)一樣, 隨著經(jīng)濟(jì)、 金 融和保險(xiǎn)業(yè)的不斷壯大 和發(fā)展, 非壽險(xiǎn)消 費(fèi)對(duì) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用也 逐漸減 弱。 與表 10 不 同之處在于, 中等 經(jīng)濟(jì) 發(fā)展水平的省份數(shù)量迅
B it B it - 1 I it L it C it C it - 1 I ( Ti t [ 016238) C it - 1 I ( 0 6238< T it [ 110082) 1 C it - 1 I ( Ti t > 110082)

表 13
回歸項(xiàng)

雙門限模型估計(jì)結(jié)果
回歸系 數(shù) - 0 0904 1 0 0932 1 0 3009 1 - 0 0512 1 0 0681 1 - 0 3254 1 - 0 0298 1 0 1288 1 OLS SE 010286 010234 010616 010104 010199 010890 010340 010196 White SE 010242 010188 010793 010104 010183 010800 010279 010190 t 統(tǒng)計(jì)量 - 317428 419666 317947 - 419094 317317 - 410684 - 110685 617793

注: 這里的 t 統(tǒng)計(jì)量是根據(jù) White 標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算得到。

表 14

2001 ) 2008 年各門限區(qū)間省份分布情況
門 限變量區(qū)間 年份 2001 13 9 8 2002 9 12 9 2003 4 16 10 2004 2 13 15 2005 1 10 19 2006 1 5 24 2007 0 3 27 2008 0 2 28

Ti t [ 01 6238 01 6238< T it [ 110082 Ti t > 11 0082

速下降, 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份占的比重急劇上升, 截至 2008 年經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份已經(jīng) 達(dá)到 28 個(gè), 只有貴州和甘肅仍屬于中等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份。這說明目前我國(guó)非壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì) 增長(zhǎng)的正向拉動(dòng)作用已經(jīng)非常明顯, 非壽險(xiǎn)消費(fèi)增長(zhǎng)率提高 1 個(gè)百分點(diǎn)將帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升 011288 個(gè)百分點(diǎn), 非壽險(xiǎn)消費(fèi)發(fā)揮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的門檻要遠(yuǎn)低于壽險(xiǎn)消費(fèi), 這與 Marco Arena( 2006) 得出的結(jié)論基本一致。從目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來看, 截至 2008 年底, 全國(guó) 30 個(gè)省份中只有貴州 和甘肅兩個(gè)省份人均 GDP 未達(dá)到 10082 元, 這說明我國(guó) 90% 以上省份的非壽險(xiǎn)消費(fèi)已經(jīng)開始拉動(dòng) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng); 而人均 GDP 高于 23219 元的省份只有 10 個(gè), 這說明只有 30% 左右的省份, 壽險(xiǎn)消費(fèi)具有 48

2010 年增刊

正向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

五、政策建議
經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明, 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制較為復(fù)雜, 存在時(shí)間和空間上的雙重差 異。針對(duì)本文的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果和目前我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)需求存在的問題, 提出如下建議: ( 一) 充分發(fā)揮保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)居民的風(fēng)險(xiǎn)保障功能, 合理分擔(dān)居民的消費(fèi)金融風(fēng)險(xiǎn)。近年來, 消費(fèi) 金融的發(fā)展在滿足了新時(shí)期居民消費(fèi)需求的同時(shí), 也給居民生活帶來了更多的信貸風(fēng)險(xiǎn)。目前, 我 國(guó)消費(fèi)金融在推動(dòng)居民消費(fèi)需求方面的作用還比較有限。主要原因是個(gè)人信貸的信用擔(dān)保和償還 機(jī)制還不健全, 消費(fèi)信貸機(jī)構(gòu)發(fā)放信貸的門檻比較高。因此, 保險(xiǎn)公司應(yīng)該根據(jù)居民的信貸和消費(fèi) 需求, 加強(qiáng)與消費(fèi)金融公司等金融機(jī)構(gòu)的合作, 開發(fā)研制相關(guān)消費(fèi)金融保障產(chǎn)品, 從而降低居民消 費(fèi)金融的信用風(fēng)險(xiǎn), 提高居民的消費(fèi)水平, 實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由投資拉動(dòng)向需求拉動(dòng)的轉(zhuǎn)變。 ( 二) 有效應(yīng)對(duì)國(guó)際金融危機(jī), 轉(zhuǎn)變保險(xiǎn)消費(fèi)需求模式, 實(shí)現(xiàn)保險(xiǎn)消費(fèi)需求動(dòng)力多樣化。目前, 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)需求依舊是依靠經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)為主的粗放型模式。從經(jīng)驗(yàn)結(jié)果來看, 從 2008 年開始, 我 國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間再次呈現(xiàn)出一定的非線性特征。在國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境急轉(zhuǎn)直下, 國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì) 形勢(shì)明顯復(fù)雜化的嚴(yán)峻形勢(shì)下, 我們應(yīng)該努力提高生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率, 以此來促使保險(xiǎn)消費(fèi)需求 方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變, 實(shí)現(xiàn)保險(xiǎn)消費(fèi)需求動(dòng)力多樣化。 ( 三) 加強(qiáng)保險(xiǎn)業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)調(diào)整, 實(shí)現(xiàn)各種資源在壽險(xiǎn)和非壽險(xiǎn)業(yè)間的合理流動(dòng)和優(yōu)化配置。從 經(jīng)驗(yàn)結(jié)果來看, 我國(guó)區(qū)域非壽險(xiǎn)發(fā)揮正向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的門檻相對(duì)較低。因此, 保險(xiǎn)公司可以針對(duì) 國(guó)家的投資計(jì)劃和產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃, 開發(fā)出配套的保險(xiǎn)產(chǎn)品, 適當(dāng)提高非壽險(xiǎn)的業(yè)務(wù)規(guī)模和發(fā)展速 度, 從整體上提升我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。為此, 我們應(yīng)按市場(chǎng)需求調(diào)整險(xiǎn)種結(jié)構(gòu), 實(shí)現(xiàn)各種資源在壽險(xiǎn)業(yè)和非壽險(xiǎn)業(yè)間的合理流動(dòng)和優(yōu)化配置。 ( 四) 促進(jìn)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)、 金融和保險(xiǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展, 努力實(shí)現(xiàn)區(qū)域保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向 拉動(dòng)作用。為此, 保險(xiǎn)公司應(yīng)當(dāng)圍繞各區(qū)域人群的消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)熱點(diǎn), 圍繞國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)政策和 產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整, 找準(zhǔn)保險(xiǎn)業(yè)提供風(fēng)險(xiǎn)管理和保障的切入點(diǎn), 加大產(chǎn)品服務(wù)創(chuàng)新, 逐漸形成具有區(qū)域 特色的保險(xiǎn)消費(fèi)需求模式, 努力促使區(qū)域保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出更大的貢獻(xiàn)。 總之, 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制比較復(fù)雜, 既存在時(shí)間上的階段性和非線性特征, 又存在空間上的巨大差異。在國(guó)際金融危機(jī)蔓延、 國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行波動(dòng)加劇、 通貨膨脹趨勢(shì)明顯增強(qiáng) 的嚴(yán)峻形勢(shì)下, 應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng), 促使我國(guó)較快、 平穩(wěn)地度過這場(chǎng)跌蕩起伏 的金融危機(jī)。
參考文獻(xiàn)
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趙進(jìn)文等: 我國(guó)保險(xiǎn)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)
趙進(jìn)文, 2007: 5中國(guó)貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究6 , 北京大學(xué)出版社。 趙尚梅、 李勇、 龐玉鋒, 2009: 5保險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的理論模型與實(shí)證檢驗(yàn)6, 5保險(xiǎn)研究6 第 1 期。 趙振全、 薛豐慧, 2004: 5金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析6 , 5金融研究6第 8 期。 周海珍, 2008: 5保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展與拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究6 , 5管理世界6 第 11 期。 Arest is, P. D emetriades, 1997, / Financial Development and Economic Growth: Assessing the Evidence0 , Economic Journal , 107 ( 442) : 783 ) 7991 Bruce E Hansen, 1999, / Threshold Effect s in Non 1 -dynamic Panels: Est imation, Testing, and Inference0 , Journal of Econometrics, 93: 345 ) 3681 Bruce E1 Hansen, 2000, / Sample Splitting and Threshold Estimat ion0 , Econometrica , 68( 3) : 575) 6031 Granger, C. W. J, Terasvirta, T. , 1993, Modelling Nonlinear Economic Relat ionships, Oxford U nivesity Press, Oxford. & Hau, A1 , 2000, / Liquidity, Estat e Liquidat ion, Charitable Motives, and Life Insurance Demand by Ret ired Singles0, Journal of Risk and Insurance , 67( 1) : 123) 141. Jeremy Greenwood, Boyan Jovanovic, 1990, / Financial Development, Growth and t he Distributing of Income0 , Journal of Political Economic , 98( 5) : 1076 ) 1107. Krishna, 2008, / Does Insurance Promote Economic Development? Empirical Evidence from India0, Journal of Applied Economic Research , 2 ( 1) : 43 ) 86. Marco Arena, 2006, / Does Insurance Market Act ivity Promot e Economic Growth? Across country Study for Industrialized and Developing Countries0 , World Bank Policy Reseach Working Paper 4098: 1 ) 21. Philippe, Trainar, 2001, / The Role of Insurance in Ensuring Financial M arket Liquidity0 , The Genava Papers on Risk and Insurance , 26( 3) : 346 ) 359. Quandt, R. E, 1985, / The Est imation of Parameters of a Linear Regression Syst em Obeying Two Separate Regimes0, Jounal of the Royal Statisti cal Association , 53: 873 ) 880. Stephen L. Parente, Edward C. Prescot t, 1991, / Technology A doption and Growth0 , NBER Working Papers Series, 3733: 1 ) 31. Tong, H . , 1990, Non linear Time Series: A Dynamical Systerm Approach, Oxford Univesity Press, Oxford. Webb I. P. , Grace MF, Skipper H. D. , 2002, / The Effect of Banking and Insurance on the Growt h of Capital Andout put0 , Center f or Risk Management and Insurance Working Paper, No. 02) 1.

The Effect of Insurance Consumption on Economic Growth in China
Zhao Jinwen , Xing Tiancai and Xiong Lei
a a b

( a: FA&S. L , School of Finance, Dongbei University of Finance and Economics; b: School of Statistics, Dongbei University of Finance and Economics) Abstract: By employing Non linear STR model of time series and panel Threshold regression model, this paper empirically analyses the effect of insurance consumption on economic growth in China, from both national and regional aspects. The empirical analysis indicates that the insurance consumption in current period strongly promote economic growth with the typical gradual and non linear characteristics; To some extent, the insurance consumption in one lag period restraints the economic growth; The effects of both regional life insurance and regional non life insurance consumption on economic growth take on double threshold effects, however, the threshold of regional life insurance consumption to promote economic growth is obviously higher than that of non life insurance consumption. Key Words: Insurance Consumption; Economic Growth; STR Model; Panel Threshold Regression Model JEL Classification: C51, C52, E61, G22

( 責(zé)任編輯: 松

木) ( 校對(duì): 曉

鷗)

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