韓春蕾，王新軍

（1.山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100； 2.濱州醫(yī)學(xué)院 衛(wèi)生管理學(xué)院，山東 煙臺 264003）＊

一、引 言

我國經(jīng)濟(jì)增長為保險業(yè)的發(fā)展奠定了良好的宏觀和微觀外部環(huán)境，保險業(yè)的發(fā)展又反過來有力地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，二者之間的關(guān)系越來越密切。由于我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，不同區(qū)域保險業(yè)與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系也有差異。目前大部分研究經(jīng)濟(jì)增長與保險業(yè)發(fā)展之間關(guān)系的文獻(xiàn)要么基于國家宏觀層面進(jìn)行整體研究，要么基于區(qū)域微觀層面進(jìn)行研究，很少有文獻(xiàn)將兩個層面結(jié)合到一起分析；另外，大部分研究僅從區(qū)域保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度進(jìn)行分析，很少有文獻(xiàn)從區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度分析；計量方法方面，很多學(xué)者直接建立面板數(shù)據(jù)回歸模型，缺少平穩(wěn)性檢驗或變量協(xié)整性檢驗。

鑒于此，本文在既往學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，擬研究以下問題：首先，若保險業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間存在相互關(guān)系，這種關(guān)系是長期關(guān)系、短期關(guān)系還是因果關(guān)系？這種關(guān)系在國家和不同區(qū)域之間是否存在一致性？其次，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)的貢獻(xiàn)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度是否有直接聯(lián)系？經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)貢獻(xiàn)度是否越大？

二、指標(biāo)選取、模型方法及數(shù)據(jù)處理

衡量保險業(yè)發(fā)展的指標(biāo)是保險密度（人均保費額，ID），衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)是人均GDP（EGDP）［1］。

為消除時間序列數(shù)據(jù)存在的異方差，可對原始數(shù)據(jù)實行自然對數(shù)變換。本文通過對數(shù)化的保險密度（LNID）和對數(shù)化的人均GDP（LNEGDP）進(jìn)行回歸。

數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國保險年鑒》、國家統(tǒng)計局以及中國保險監(jiān)督管理委員會的網(wǎng)站，使用Eviews6.0以及Stata10.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

本文基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論及統(tǒng)計年鑒的劃分方法，將我國分為東、中、西部三個地區(qū)，分別考察各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長及保險業(yè)發(fā)展水平之間的關(guān)系。其中東部地區(qū)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?。ㄊ?、自治區(qū)）；中部地區(qū)包括：吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個?。ㄗ灾螀^(qū)）；西部地區(qū)包括：內(nèi)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?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)），鑒于數(shù)據(jù)的可得性問題，本文沒有包括西藏自治區(qū)［2］。

三、實證分析

（一）基本數(shù)據(jù)描述

從全國層面上2001～2011年對數(shù)化的保險密度和人均GDP兩個時間序列數(shù)據(jù)走勢（如圖1）所示，可以看出這兩個序列都表現(xiàn)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(shù)化的保險密度和人均GDP走勢

同理，對30個省份對數(shù)化的保險密度和人均GDP兩個面板數(shù)據(jù)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(xiàn)出相似的增長趨勢。

（二）長期、短期及因果關(guān)系

1.單位根檢驗。對全國及東、中、西部地區(qū)對數(shù)化的保險密度、人均GDP及其一階差分序列分別進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表1。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

可見保險密度和人均GDP均含有單位根，是非平穩(wěn)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(qū)，對數(shù)化的保險密度和人均GDP序列均為1階單整I（1）［3］。

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

表2 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

所有統(tǒng)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(qū)其保險密度與人均GDP之間均存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)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(jìn)一步了解保險業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間短期運行的關(guān)系，需構(gòu)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(jī)擾動項［6］。

使用面板誤差修正模型全國及東、中、西部地區(qū)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(qū)的ECM項系數(shù)均為負(fù)且均通過1%的顯著性檢驗，說明存在誤差修正機(jī)制，也證實了經(jīng)濟(jì)增長是保險業(yè)發(fā)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(shù)均為負(fù)，但僅全國以及東部地區(qū)通過1%的顯著性檢驗，中部地區(qū)在10%顯著性水平上通過檢驗，西部地區(qū)未通過檢驗。說明對西部地區(qū)而言，保險業(yè)是經(jīng)濟(jì)增長的長期原因未得到證實。

結(jié)合其他變量的顯著性，全國以及西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和保險業(yè)發(fā)展存在雙向短期關(guān)系；東部地區(qū)兩者的短期關(guān)系不明顯；中部地區(qū)保險業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的短期原因，然而經(jīng)濟(jì)增長卻不是保險業(yè)發(fā)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(shù)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(guān)系［7］。模型如下（假定LNEGDPi，t，LNIDi，t的滯后階數(shù)均為K）：

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

結(jié)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(guān)系，這種因果關(guān)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(shù)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(xiàn)出來的，需要一定的滯后期。因此，通過經(jīng)濟(jì)增長以促進(jìn)保險業(yè)發(fā)展或者通過保險業(yè)發(fā)展以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長是合理的。

（三）經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度

將30個省份的LNEGDP對LNID分別進(jìn)行回歸，回歸系數(shù)表示經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的彈性或貢獻(xiàn)度?？梢缘贸觯?jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度不完全對應(yīng)。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(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度分組

使用Hausman檢驗和Swamy隨機(jī)系數(shù)模型檢驗結(jié)果顯示：第一組應(yīng)該選擇固定效應(yīng)變系數(shù)模型，第二組和第三組均應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)變系數(shù)模型，估計結(jié)果見表4。

表4 三組面板數(shù)據(jù)模型的分析結(jié)果

根據(jù)樣本可決系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤差等指標(biāo)的大小，可以認(rèn)為面板數(shù)據(jù)模型的分析結(jié)果優(yōu)于每個省份分別回歸的分析結(jié)果［1］。LNEGDP對LNID的貢獻(xiàn)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度不一致，即在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是促進(jìn)保險業(yè)發(fā)展的重要因素，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)這種促進(jìn)作用反而不明顯。

四、結(jié)論及建議

1.從全國角度來講，經(jīng)濟(jì)增長是保險業(yè)發(fā)展的重要因素，保險業(yè)發(fā)展又反過來促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。經(jīng)濟(jì)增長和保險業(yè)發(fā)展之間存在長期的協(xié)整關(guān)系、雙向短期關(guān)系、雙向格蘭杰因果關(guān)系，這種相互作用的呈現(xiàn)需要一定的滯后期。

2.對于東、中、西部地區(qū)來說，經(jīng)濟(jì)增長和保險業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系不一致。保險密度與人均GDP之間相互促進(jìn)的關(guān)系即協(xié)整關(guān)系均存在；短期關(guān)系方面，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和保險業(yè)發(fā)展存在雙向短期關(guān)系，東部地區(qū)兩者的短期關(guān)系不明顯，中部地區(qū)保險業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的短期原因，反之則不成立。兩者間的格蘭杰因果關(guān)系是雙向的，但經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的拉動作用比保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)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(xiàn)出來。

3.區(qū)域保險業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)。經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度不完全對應(yīng)。

［1］任燕燕，徐曉艷.中國保險業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究［J］.山東大學(xué)學(xué)報哲學(xué)社會科學(xué)版，2008，（1）：91－96.

［2］魏鋒，曹中.我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系研究［J］.統(tǒng)計研究，2007，2（23）：44－46.

［3］易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用［M］.北京：中國人民大學(xué)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.

［5］姚奕，郭軍華.我國城市化與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系研究［J］.人文地理，2010，25（6）：42－46.

［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(yè)風(fēng)險的影響［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011，（7）：103－107.

［9］胡穎，葉羽綱.基于成本因素的保險業(yè)務(wù)水平的研究［J］.廣東商學(xué)院學(xué)報，2009，（4）：56－62.