葛美連

(泰山學院經(jīng)濟管理系,山東泰安 271021)

一、文獻綜述

關于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究的文獻很多,國內外大多數(shù)學者的研究表明:金融機構發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關關系,一個國家的金融機構發(fā)展水平越高,經(jīng)濟增長越快。國外的一些學者如 Golds mith(1969)、Mckinnon (1973)、Jung(1986)、Dee(1986)GurleyandShow (1995)、Mayer(1990)等人都一致認為以銀行為主體的金融市場的發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展起關鍵作用。國內學者近年來也開始關注中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系并進行了大量的實證研究。賓國強、周立、王子明 (2002)運用中國各地區(qū) 1978年～2000年數(shù)據(jù),得出各個地區(qū)金融機構發(fā)展與經(jīng)濟增長密切相關的結論;冉茂盛、張宗益、馮軍(2002)運用雙向變量的格蘭杰因果檢驗法,得出了中國更多地表現(xiàn)為經(jīng)濟增長帶動金融發(fā)展的結論;史永東等(2003)運用 Granger因果關系檢驗,證明了我國金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間互為因果的關系。

但是,正如Ward(2000)不無遺憾地指出,該領域的研究主要集中于探索銀行業(yè)與經(jīng)濟增長之間的關系,而關于保險業(yè)與經(jīng)濟增長的研究則非常罕見。目前,關于保險與經(jīng)濟增長關系的文獻相對較少,但國內學者也對此進行了一些有益探索。曹乾等(2006)運用向量自回歸模型 (Var)和誤差修正模型(ECM)的分析結果表明:經(jīng)濟增長和保險增長之間存在著協(xié)整關系,但保險增長并非經(jīng)濟增長的 Granger原因。饒曉輝等 (2005)運用中國實際 GDP和總保費的數(shù)據(jù)考察了中國經(jīng)濟增長與保險市場發(fā)展之間的動態(tài)關系,并進行了因果關系檢驗,結果顯示:對中國而言,保險市場的發(fā)展并不是經(jīng)濟增長的原因,經(jīng)濟增長才是保險市場發(fā)展的原因,意味著現(xiàn)階段中國保險功能的發(fā)揮受到約束條件的限制。以上文獻均只從中國的整體狀況研究保險與經(jīng)濟增長的關系,關于各個具體區(qū)域保險發(fā)展是否能促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的研究則更為罕見。本文的研究就是彌補這一不足之處,首先利用 1991—2004年山東保費收入與 GDP的數(shù)據(jù)進行了 ADF(Augment Dickey-Fuller,1976)檢驗,驗證這兩個變量的平穩(wěn)性,進而利用協(xié)整檢驗技術,考察山東省保費收入和GDP之間長期穩(wěn)定關系。然后采用格蘭杰(Granger,1969)因果關系檢驗法,其目的是確定山東省保費收入和 GDP之間究竟是誰影響誰,即確定它們的因果關系。

二、保費收入與經(jīng)濟增長關系的理論分析

(一)保險具補償損失和轉移風險的作用

保險具有的風險補償機制可以使風險厭惡者增加對大宗消費品的購買,如汽車、住房,而消費的增加是一國經(jīng)濟增長的重要推動力。另外,保險的開設為更多的人解決了后顧之憂,使勞動者更加安心工作,客觀上促進了社會的穩(wěn)定,而穩(wěn)定的社會環(huán)境又是一國經(jīng)濟發(fā)展的重要前提。

(二)保險的金融中介職能對經(jīng)濟發(fā)展有促進作用

保險的發(fā)展能增加一國經(jīng)濟中生產性資本的積累。保險基金通過儲蓄和投資,直接轉化為資本積累,增加經(jīng)濟建設的資金來源。正如 Pagano (1993)指出,金融中介功能的完善與資本積累的效率兩者之間呈正相關關系。金融中介的完善可以降低生產的不確定性,進而降低生產成本,增加生產性資本的積累。

(三)保險功能的發(fā)揮有利于提高勞動者素質,提高勞動者的人力資本存量

保險的這一功能主要作用體現(xiàn)在:首先,保險基金的管理運行,有利于推動整個社會的消費和投資,從而帶動經(jīng)濟素質的整體提高;其次,保險的設置,使得復員或退休后勞動者的醫(yī)療養(yǎng)老保障有了物質基礎,提高了社會的整體保障水平,為社會經(jīng)濟的增長增添了后勁;再次,使得勞動者充分享有社會保障,勞動力的再生產得以順利進行,有利于延長勞動時間,增加勞動量,客觀上有利于提高勞動者素質。

綜上,國民經(jīng)濟與保險業(yè)之間具有緊密的關系。一方面,經(jīng)濟增長和經(jīng)濟發(fā)展是保險需求增長和結構升級的根本源泉,國民經(jīng)濟發(fā)展為保險業(yè)提供了充足的資金、良好的政策支持、穩(wěn)定的金融環(huán)境和良好的外部環(huán)境,宏觀經(jīng)濟發(fā)展狀態(tài)良好,會為保險業(yè)的發(fā)展鋪平道路;另一方面,保險業(yè)的發(fā)展也為社會經(jīng)濟生活提供著損失補償、資金融通和社會管理的職能。但基于山東省的發(fā)展狀況,事實是否如此,本文將利用協(xié)整和因果分析進行檢驗。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)模型

1.協(xié)整分析和時間序列變量ADF檢驗模型

協(xié)整最初是由 granger于 1981年提出的概念性設想,其基本思想是:如果兩個或兩個以上的不平穩(wěn)時間序列的某種線形組合可得到一個平穩(wěn)的時間序列,則稱這兩個或兩個以上的不平穩(wěn)時間序列之間存在著協(xié)整關系,即存在著長期均衡的關系。其檢驗方法為 E-G兩步法。用 E-G兩步法檢驗,用一個變量對另一個變量回歸,即有

用 a和^b表示回歸系數(shù)的估計值,則模型殘差估計值為

要判斷兩個或兩個以上時間序列之間是否存在著協(xié)整關系,必須要檢驗兩個序列是不是平穩(wěn)序列。如果一個經(jīng)濟變量 Y是平穩(wěn)序列,則它的均值與時間 t無關,而且圍繞一個均值波動,并且有向其收斂的趨勢。檢驗方法有DF檢驗和ADF檢驗,本文主要采用ADF檢驗。

由于在 DF檢驗中,不能保證回歸模型中的μt為白噪聲,所以ρ的估計值的不偏性很難以保證。于是,Dickey和 Fuller對 DF檢驗進行了擴充,形成了 ADF(augment Dickey-Fuller)檢驗。在ADF檢驗中,為了保證回歸模型中的μt為白噪聲,在模型中加速了一些滯后項,于是單位根檢驗的回歸模型為:

事實上,該模型包含三種情況:沒有常數(shù)項和時間趨勢,僅含有常數(shù)項,含有常數(shù)項和時間趨勢,檢驗時,有各自的臨界值。其單位根的檢驗步驟是:

第一步:估計回歸式(模型Ⅰ)

在給定ADF臨界值的顯著水平下,如果參數(shù)ρ顯著的不為 0,則序列 Y不存在單位根,說明是平穩(wěn)的,結束檢驗,否則,繼續(xù)第二步。

第二步:給定ρ=0,在給定 ADF臨界值的顯著水平下,如果參數(shù)顯著的不為 0,則進入第三步,否則表明模型不含時間趨勢,進入第四步。

第三步:用一般的 t分布檢驗ρ=0。如果參數(shù)ρ顯著的不為 0,則序列 Y不存在單位根,是平穩(wěn)的,結束檢驗,否則,序列 Y存在單位根,是非平穩(wěn)序列,結束檢驗。

第四步:估計回歸式(模型Ⅱ)

在給定ADF臨界值的顯著水平下,如果參數(shù)ρ顯著的不為 0,則序列 Y不存在單位根,說明是平穩(wěn)的,結束檢驗,否則,繼續(xù)下一步。

第五步:給定ρ=0,在給定 ADF臨界值的顯著水平下,如果參數(shù)α1顯著的不為 0,表明含有常數(shù)項,則進入第三步,否則繼續(xù)下一步。

第六步:估計回歸式(模型Ⅲ)

在給定ADF臨界值的顯著水平下,如果參數(shù)ρ顯著的不為 0,則序列 Y不存在單位根,說明是平穩(wěn)的,結束檢驗,否則,序列 Y存在單位根,是非平穩(wěn)序列。

2.雙變量因果性檢驗模型

為了說明山東保險發(fā)展與山東經(jīng)濟增長這兩個經(jīng)濟變量之間的關系,常常采用格蘭杰 (Granger)因果關系檢驗方法。格蘭杰因果檢驗的思想是:如果A是B的原因,則A先于B出現(xiàn),在加入A滯后項的回歸模型中,A滯后項的系數(shù)應該統(tǒng)計顯著,并能夠提高模型的解釋能力。即假設模型為:

原假設為 Xt不是 Yt的格蘭杰原因,也就是H0:βi=0,(I=1,2,3…k)構造 F統(tǒng)計量:

如果貢獻顯著,則拒絕原假設,認為 Xt是 Yt的格蘭杰原因。

檢驗 IS是否為引起 STTS變化的原因,其過程如下。首先檢驗“IS不是引起 STTS變化的原因”的零假設,對下面兩個回歸模型進行估計:

其中,μ1tμ2t為白噪聲序列,滿足均值為零、等方差且非自相關。然后用各自回歸的殘差平方和計算 F統(tǒng)計量,αi和λi為待估系數(shù)。最后檢驗零假設 H0:αi=0(I=1,2,…,n),如果其中至少有一個顯著的不為零,則拒絕“IS不是引起 STTS變化的原因”的零假設,接受 IS是引起 STTS變化的原因;同樣,為了檢驗“STTS不是引起 IS變化的原因”,只需將上述回歸模型中的變量 IS和 STTS進行調換,做同樣的回歸估計和統(tǒng)計檢驗就可以獲得。因此,對兩個經(jīng)濟變量之間要么不存在因果關系,要么存在因果關系。在存在因果關系的情況下,兩者之間可能是單向因果關系,也可能是相互影響。

(二)變量與數(shù)據(jù)

基本變量有兩個:一是衡量山東省經(jīng)濟增長的變量 GDP,二是衡量山東保險發(fā)展的指標保費收入 PI,時間跨度為 1991年到 2007年。其中,山東省 GDP數(shù)據(jù)來源于山東統(tǒng)計年鑒 (1990-2008),山東保費收入 1997-2007年的數(shù)據(jù)來源于山東統(tǒng)計年鑒 (2008),1991-1997年的數(shù)據(jù)來源于中國金融統(tǒng)計年鑒(1990-1998)。除作特殊說明的數(shù)據(jù)外,本文所有數(shù)據(jù)均未作特殊處理。

四、山東省保險發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展關系的檢驗結果

(一)ADF單位根檢驗

由于宏觀經(jīng)濟總量數(shù)據(jù)一般具有上升趨勢,因此其原始數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的,為了減少數(shù)據(jù)的波動性和消除異方差,對山東省名義保費收入(PI)時間序列和名義 GDP時間序列分別取自然對數(shù),分別記為LPI和LGDP。本文的數(shù)據(jù)分析均采用 Eviews3.1完成。山東省 LPI和 LGDP兩個變量的檢驗結果見表一。

表1 LGDP和LPI的ADF單位根檢驗

從以上結果可以看出,兩個變量LPI和LGDP在水平差分和一階差分都不是平穩(wěn)的,但是經(jīng)過二階差分,兩個變量在 5%和 10%的顯著水平下均為平穩(wěn)的時間序列。也就是說,單位根的檢驗結果表明,在 5%和 10%的顯著水平下,LPI和LGDP都是 I(2)。這樣序列LPI和 LGDP具備協(xié)整檢驗的必要條件。為此,我們對這兩個變量序列之間作長期的協(xié)整分析,進一步探討山東省保險發(fā)展水平和經(jīng)濟發(fā)展是否存在一個長期的均衡關系。

(二)協(xié)整檢驗結果

LGDP和LPI在 5%和 10%下都是二階單整,通過上邊的分析可知它們可能存在協(xié)整關系,用OLS法建立回歸方程如下:

R2=0.936575,Adjusted R2=0.931289,F= 177.1987,DW=0.541903,對殘差項 u進行單位根檢驗,ADF的檢驗結果見表三。

表 2 估計方程殘差項 u的ADF檢驗

由上圖可知,在不經(jīng)過差分的情況下,殘差能夠通過 10%、5%、1%的任何水平的單位根檢驗,即變量序列LGDP和LPI存在協(xié)整關系。這就說明山東省保險發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期穩(wěn)定的關系,這與使用全國數(shù)據(jù)的檢驗結論一致,也印證了上述理論的解釋。

(三)因果關系檢驗結論

以上主要驗證了山東省經(jīng)濟增長和保險發(fā)展存在協(xié)整關系,但是協(xié)整關系本身只意味著相關關系,只是表明二者之間長期內存在著某種共同變化的趨勢,并不意味著二者存在因果關系,因此我們需要對山東省保險發(fā)展和山東省經(jīng)濟增長之間進行 Granger因果分析。Granger因果分析可能的結果有:(1)山東省保險發(fā)展是經(jīng)濟增長的原因,但反之不成立;(2)山東省經(jīng)濟發(fā)展是保險發(fā)展的原因,但反之不成立;(3)二者互為因果關系;(3)二者沒有因果關系。

因為本文重點討論山東省保險發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展的影響,故忽略其他因素對經(jīng)濟發(fā)展因果關系的討論。使用 Eviews3.1計量統(tǒng)計分析系統(tǒng)軟件,Granger因果關系的檢驗結果如下:

表 3 山東省保險發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系檢驗

表三的檢驗結果表明:在滯后期數(shù)分別為 1至 4的保險發(fā)展沒有引起經(jīng)濟增長的概率中,除了第一期概率為 0.53797可以接受原假設外,其余各期都不能接受原假設,例如第二期保險發(fā)展不是經(jīng)濟增長的原因拒絕概率為 0.926%,也就是說保險發(fā)展是經(jīng)濟增長的原因的概率為 99. 074%,這說明,從整體上看,山東省保險業(yè)的發(fā)展顯著促進了山東省經(jīng)濟的增長。同時,在滯后期數(shù)分別為 1至 4的經(jīng)濟增長不是保險業(yè)發(fā)展的原因的概率中,除了第 4期概率為 0.70565,可以接受經(jīng)濟增長不是保險業(yè)發(fā)展的假設外,其余各期均不能接受原假設,也就是說,山東省經(jīng)濟增長同時為保險發(fā)展的原因。因此,因果檢驗的結論為:山東省保險業(yè)的發(fā)展和山東經(jīng)濟的發(fā)展互為雙向的因果關系,二者是互為原因和結果的。

五、結論

通過以上分析,可以得出以下結論:

第一,在山東省經(jīng)濟增長和保險業(yè)發(fā)展的協(xié)整關系分析中,得出的結論是二者之間存在長期的協(xié)整關系,在長期中二者是相互作用的。這個結論與通常的理論分析是一致的,也符合直觀的判斷。這意味著,在現(xiàn)階段,山東省要繼續(xù)加快保險業(yè)的發(fā)展并加快經(jīng)濟發(fā)展速度,以此促進二者的共同發(fā)展。

第二,在二者的 Granger因果關系檢驗中,山東省經(jīng)濟增長和保險業(yè)發(fā)展互為因果關系。這一結論與大多數(shù)學者關于全國保險業(yè)發(fā)展與全國GDP發(fā)展的因果關系結論不盡相同,大多數(shù)來自全國的數(shù)據(jù)表明,經(jīng)濟增長是保險業(yè)發(fā)展的原因而保險業(yè)發(fā)展不是經(jīng)濟增長的原因,二者之間是單項 Granger因果關系,這意味著,在全國范圍內,保險業(yè)功能的發(fā)揮受到約束性限制,對經(jīng)濟增長的貢獻度不強。但是,本文對山東省數(shù)據(jù)分析所得出的結論表明,山東省保險業(yè)的發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長,相對于全國平均水平而言,山東省保險業(yè)的發(fā)展是相對充分的,高于全國平均水平。正如中國保監(jiān)會山東監(jiān)管局課題組的研究結果顯示:從保險業(yè)占第三產業(yè)的比重分析,山東省保險業(yè)在第三產業(yè)中的地位較其他省份要高,在第三產業(yè)增加值中的比重較全國平均水平大,從絕對比例上看,山東省保險業(yè)占第三產業(yè)的比重從2000年的 1.47%增長到 2003年的 2.11%,平均占第三產業(yè) 1.695%,只比同期江蘇省的 1. 843%略低,而明顯高于廣東省的 0.95%和浙江省的 1.185%。正是因為這種原因,山東省經(jīng)濟的發(fā)展和保險業(yè)的發(fā)展是互為因果關系的。因此,無論從長期還是短期看,山東省都要采取各種措施促進保險業(yè)的發(fā)展,使保險業(yè)的發(fā)展擺脫各種體制束縛,以此達到促進經(jīng)濟增長的目的。

[1]冉茂盛,張宗益,馮軍.中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的因果關系檢驗[J].重慶大學學報,2002,(3).

[2]史永東等.我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實踐分析[J].預測,2003,(4).

[3]曹乾,何建敏.保險增長與經(jīng)濟增長的互動關系:理論假說與實證研究[J].上海金融,2006,(3).

[4]饒曉輝,鐘正生.保險能否促進經(jīng)濟增長—基于中國的實證分析[J].上海經(jīng)濟研究,2005,(12).