保险业对经济增长影响的实证分析_基于修正的Solow模型(精)

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中国保险业对经济增长贡献的理论模型与实证检验的开题报告

中国保险业对经济增长贡献的理论模型与实证检验的开题
报告
中国保险业在近年来发展迅速，对经济增长的贡献逐渐显现。

然而，目前关于中国保险业对经济增长的理论模型和实证检验研究还不够全面和深入，有待深入探讨。

本研究旨在通过建立理论模型和实证检验，探究中国保险业对经济增长的贡献。

本研究将从以下几个方面展开：
1. 理论模型的建立
本研究将构建保险业与经济增长的协同发展模型，探究保险业在经济增长中的作用机制，以及保险业与其他经济行业的互动关系，进而分析保险业对经济增长的贡献。

2. 实证检验
基于1995年至2019年的中国经济数据，本研究将采用时间序列分析方法，对
保险业对经济增长的贡献进行实证检验。

具体分析内容包括保险业与GDP的关系、保险业对经济增长的驱动力、保险业对投资的影响等方面。

3. 结论与启示
通过理论模型和实证分析，本研究将总结保险业对经济增长的贡献机制，并提出相应的政策建议，为进一步促进保险业与经济的协同发展提供理论依据和实践指导，
为提升中国保险业的国际竞争力提供支持。

本研究旨在深入探究中国保险业对经济增长的贡献，为促进保险业与经济的协同发展提供理论和实证支持，对促进中国保险行业的发展具有重要的实践意义。

保险业增长对经济增长的作用：一个文献综述

■名家观察
一现代管理科学
一２１年第１０１２期
保险业增长对经济增长的作用个文献综述
一
●凤兰包双宝李晓林
摘要：迄今为止，有关保险业增长是否能够促进经济增长的论题没有得到一致的实证检验结果。有鉴于此，丈章对现有研究保险业对经济增长作用的文献进行了较为全面的梳理，分剐对研究视角和衡量指标选取等几个问题进行了评述，对研
济增Ｋ足影响保险需求的主要因素 ” 这一点已经达成共Ｚｒｒｅｇｆ００ｕｂｕｇ２０）使用ＶＲ误差修正法对９个领先的Ａ一
ａ．０５１２０）．
如界贸易与发展组织住１６９４年的第一次
辉、正生０５胡宏兵，０７的实证结果却显示保险增钟２０；２０）ｆ对经济增Ｋ没有影响还有 …些研究没有得到明确的结论总之，这第二大类研究至今未取得一致的结论，即对于保险业的增Ｋ到底能否促进一同的经济增长还没有定论，本文主贾评述第二大类文献．此类研究其结果的小一
献中都定ｒ保险业增长对经济增长的促进作用然而，实证研究的结果却并验证上说法有些研究（ｂｒ以Ｗｅｂｅａ，０２Ｍａｃｒｎ，０６周海珍，０８任燕燕、晓ｔ１２０；ｒｏＡｅａ２０；．２０；徐
艳，０８黄斌，０８赵尚梅、勇、玉锋，０９庞楷，２０；２０；李庞２０；

中国保险需求对经济增长影响的实证研究

中国保险需求对经济增长影响的实证研究保险是现代经济运行中不可或缺的一环，其在经济增长中的作用日益凸显。

作为一种金融产品，保险在保障风险、促进投资、促进创新等方面发挥着重要作用。

因此，中国保险需求对经济增长的影响受到了广泛关注。

本文将从实证研究的角度探讨中国保险需求对经济增长的影响。

一、文献综述国内外学者已经开展了大量关于保险需求对经济增长影响的研究，并取得了丰富的研究成果。

例如，德国学者Boubakri等（2005）通过对全球24个国家的数据分析发现，保险市场发展能够促进经济增长。

另外，印度学者Bose（2024）的研究结果显示，保险需求对经济增长有显著的正向影响。

国内方面，中国保监会的相关数据显示，近年来中国保险业的发展取得了显著成就，年均增长率高达15%以上。

因此，研究中国保险需求对经济增长的影响具有重要的理论和实践意义。

二、研究方法本文选取2024年至2024年间的中国宏观经济数据和保险行业数据，采用面板数据模型进行实证分析。

具体而言，本文将建立包含经济增长率、保险需求、人均收入等变量的面板数据模型，探讨中国保险需求对经济增长的影响。

三、实证结果实证结果显示，中国保险需求对经济增长存在显著的正向影响。

具体而言，保险需求的增加能够促进经济增长，提升整体经济效益。

而且，研究还表明，保险需求与人均收入之间存在显著的正相关关系，说明中国保险需求随着人均收入的增加而增加。

此外，本文还发现，保险需求的增加对经济增长的推动效应会产生滞后效应，即保险行业的发展需要一定时间才能体现在经济增长上。

四、结论与启示中国保险需求对经济增长具有积极的促进作用，保险行业的发展不仅能够提高社会安全水平，降低风险成本，还能够促进经济的创新和发展。

因此，政府和企业应重视保险行业的发展，加大对保险产品的宣传推广，提高公众对保险的认识和需求。

同时，政府需继续完善相关法律法规，加强对保险市场的监管，确保保险市场健康发展。

此外，保险公司也应提高服务水平，创新产品，满足不同客户的需求，进一步推动中国保险行业的发展，为经济增长注入新动能。

新疆财产保险发展与经济增长关系的实证分析

新疆财产保险发展与经济增长关系的实证分析王爱银;杨巧燕;马玉垚【摘要】运用VAR模型,采取实证分析的方法,选取样本区间为1985～2015年的新疆财产保险保费收入和新疆GDP的自然对数,通过单位根检验,协整检验和脉冲响应函数等研究了新疆财产保险的发展现状及其与经济的相互影响作用.研究发现近几年新疆财产保险发展迅速,保险机构数量和保费收入增加很快.结果表明:保险发展和经济发展具有相互促进、相互影响的作用,但经济发展对保险发展作用更显著,两者存在单项因果关系,即表明新疆经济发展推动了新疆财产保险的事业发展.【期刊名称】《经济数学》【年(卷),期】2018(035)004【总页数】5页(P63-67)【关键词】计量经济学;协整检验;VAR模型;财产保险;经济成长【作者】王爱银;杨巧燕;马玉垚【作者单位】新疆财经大学应用数学学院,新疆乌鲁木齐 830012;新疆财经大学应用数学学院,新疆乌鲁木齐 830012;新疆财经大学应用数学学院,新疆乌鲁木齐830012【正文语种】中文【中图分类】F842.71 引言新疆保险业近几年在中国保监会的领导下，在各级党委政府及相关部门的支持指导下，得以繁荣发展.自1980年恢复经营时期的百废待兴，到现在的科学发展时期，市场体系逐渐完善，行业实力明显增强，服务领域不断扩展，保险功能得到充分发挥.部分国外学者通过实证分析法证明，保险与经济增长存在正的双向相关关系.Outreville(1990) [1]、Haiss等(2008) [2]选取保险投资金额和保费收入作为分析变量进行分析，结果发现：财产保险发展对经济有显著的拉动作用.有关财产保险对经济作用的研究较少且得到的结论不一：庞楷(2009) [3]、潘国臣等(2012) [4]基于Solow模型分析表明财产保险发展对经济增长有显著的正面影响,加快财产保险的发展有利于经济增长.林世安(2013)[5]的实证分析表明，中国财产保险消费能拉动经济增长.刘丽华(2013) [6]通过实证分析,发现财产保险发展对经济的拉动作用不明显.李明(2010)[7]对财产保险保费收入、人身保险保费收入和GDP数据的对数值为依据,进行实证分析.通过分析认为,新疆财产保险发展、人身保险发展与经济增长存在正相关关系;新疆财产保险业发展与经济增长存在协整关系,而人身保险与经济增长不存在协整关系;短期内财产保险、寿险都不是经济增长的Granger原因,但经济增长却是财产保险和寿险发展的Granger原因,而从长期来看,寿险的增长可能是经济增长的Granger原因.杨君(2012)[8]通过建立实证模型系统研究新疆保险发展对经济增长的作用，研究结果表明新疆保险发展能够促进新疆经济的增长.卢爱珍(2011)[9]以新疆为例，发现短期内财产保险并非经济增长的Granger原因.曹孟洁(2015)[10]建立VAR模型,同时利用脉冲响应函数从实证角度考察我国财产保险发展与经济增长之间关系,结果表明财产保险与经济增长之间存在长期稳定的关系.综上所述，关于财产保险发展与经济增长之间关系的研究，还没有形成一致的结论.在其他学者研究的基础之上，主要研究新疆财产保险发展状况与经济增长的关系，论证二者之间谁的影响更大.首先从新疆财产保险现状入手，然后收集近几年新疆财产保险保费收入和新疆GDP数值，运用实证分析，具体研究二者之间的关系.2 VAR模型与协整性的理论分析2.1 VAR模型定义1980年Sims提出了向量自回归模型，这种模型采用多方程联立的形式，它不以经济理论为基础，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系[11].一个p阶VAR模型表达形式：Yt=C+β1Yt-1+β2Yt-2+…+βpYt-p+εt，(1)其中：C是n×1维常数向量，βi是n×n维自回归系数矩阵，εi是n×1维的误差向量.有两个变量滞后一期的VAR模型：(2)其中，cov(ε1t，ε2t)=0,Yt=C+β1Yt-1+εt．(3)含有N个变量滞后k期的VAR模型表示为：Yt=C+β1Yt-1+β2Yt-2+…+βiYi-k+εi．(4)2.2 格兰杰因果检验VAR模型还可用来检验一个变量与另一个变量是否存在因果关系，计量经济学中对格兰杰因果检验定义如下.定义对于时间序列变量X和Y，如果X是Y变化的原因，则X的变化，应该发生在Y之前，且X的过去值有助于预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能预测X 的未来值.做关于Y的滞后变量的回归，这是有约束的回归[12]：(5)在式(5)中添加x的滞后变量作为解释变量，所得式(6)是无约束回归：(6)若X是Y变化的原因，则式(6)的模型与式(5)相比，应该显著增加回归模型的解释能力，则称X是Y 的格兰杰原因.反之，若没有显著增加回归模型的解释能力，则称X不是Y的格兰杰原因.根据以上定义，以yt为被解释变量的VAR模型方程表示：(7)2.3 脉冲响应函数脉冲响应函数描述了其他变量在t期时刻，其它各期保持不变,yi,t+s对yi,t时一次冲击的响应过程.用计量经济软件做出脉冲响应函数，可以具体看到冲击波动是正向，还是负向.因此这种方法可以对未来做出预测，具体为长期还是短期关系.3 新疆财产保险与经济增长的实证分析3.1 简单回归分析理论上看，保险业与经济增长是相互促进、相互影响的.因此，分别让新疆国民生产总值(GDP)和新疆财产保费收入(PI)的自然对数互为解释变量和被解释变量做简单OLS估计.1)以ln GDP为解释变量，ln PI为被解释变量，做最小二乘估计，结果为：ln PI=-7.358333+ 1.341373ln GDP(8)Se=(0.129376) (0.017986)T=(-56.87541) (74.57716)P=(0.0000) (0.0000)R2=0.994991,F=5561.752,P=0.0000,n=30．2)以ln PI为解释变量，ln GDP为被解释变量，做最小二乘估计，结果为：ln G DP= 5.493631+ 0.741771 ln PI(9)Se= (0.027427) (0.009946)T= (200.2988) (74.57716)P= (0.0000) (0.0000)R2=0.994991,F=5561.752,P=0.0000,n=30．从回归结果看，两个回归方程的R2都为0.994991，拟合效果非常好，在α=5%的显著性水平下，t检验和f检验的P值为0，表明两个模型整体均显著，且单个解释变量对被解释变量也是显著的；从经济意义上看，第一个模型中GDP每增长1%，保费收入平均增长1.341373%，而第二个模型中保费收入每增长1%，GDP 平均增长0.741771%.因此，经济增长对保险增长作用更为显著.3.2 单位根检验由于时间数列数据可能是非平稳的，但是进行回归分析时原始数据序列必须是平稳的,否则回归方程可能没意义.为了对回归方程的真实性和有效性进行验证,还要对ln GDP和ln PI进行单位根检验，选择含截距项和趋势项，滞后项为2的ADF检验，结果见表1.表1 单位根检验结果变量检验形式t值1%临界值5%临界值10%临界值P值稳定性ln GDP含截距项和趋势项滞后项为2期-1.506491-4.309824-3.574244-3.2217280.8039不稳定ln GDP(-1)含截距项和趋势项滞后项为2期-4.514015-4.323979-3.580623-3.2253340.0065稳定ln PI含截距项和趋势项滞后项为2期-1.259524-3.679322-2.967767-2.6229890.6343不稳定ln PI(-1)含截距项和趋势项滞后项为2期-3.747009-3.689194-2.971853-2.6251210.0087稳定表1中，在1%、5%、10%三个显著性水平下，ln GDP单位根检验临界值分别为-4.309824、-3.574244、-3.221728，t检验统计量值为-1.506491，大于相应临界值，表明ln GDDP存在单位根，是非平稳序列,同理可得ln PI也是非平稳序列，因此进一步对这两个序列进行一阶差分检验.结果表明，ln GDP(-1)的t与ln PI(-1)的t值均小于1%、5%、10%的临界值，因此在滞后一期的情况下是平稳序列.3.3 协整检验因为ln GDP和ln PI是一阶单整序列,满足协整检验的前提.首先以ln PI为被解释变量，ln GDP为解释变量做回归模型，得到残差序列e1；再以ln GDP为被解释变量，ln PI为解释变量做回归模型，得到残差序列e2.分别以e1和e2的一阶差分做不包含截距项和趋势项的单位根检验，得到表2和表3.表2 e1的一阶差分单位根检验t值P值ADF检验-7.572800.00000临界值1%-2.650155%-1.9533810%-1.60980表3 e2的一阶差分单位根检验t值P值ADF检验-7.5738520.00000 临界值1%-2.6501455%-1.95338110%-1.609798根据检验结果可以发现，在不包含截距项和趋势项的情况下，e1的一阶差分序列的单位根检验的t值为-7.57280,小于相应临界值；e2的一阶差分序列的单位根检验的t值为-7.573852，也小于相应的临界值，因此e1和e2的一阶差分是平稳序列，说明新疆财产保险收入和新疆GDP存在长期协整关系.3.4 建立VAR模型用Eviews8.0估计得到VAR模型的方程为：ln GDP= 1.050847ln GDP(-1) -0.015313ln GDP(-2)+0.056141ln PI(-1)-0.095233Ln PI(-2)-0.036930，(10)ln PI= 0.160232ln GDP(-1)+0.469307ln GDP(-2)+0.806244ln PI(-1)-0.288543ln PI(-2)-3.210994．(11)其中，模型的判别系数R2=0.997585，说明模型拟合程度良好，从式(10)和式(11)可以看出,当时间滞后1期时,GDP对经济有正向促进作用,滞后2期时却为反方向的作用.对模型进行稳定性检验，得到AR根的表与图，如表4与图1所示.表4 稳定性检验AR根图1 稳定性检验AR根由图1可以看出，模型的4个特征值都小于1，即都在单位圆内，说明该模型是稳定的，接下来做脉冲响应分析，判断两者之间的长短期关系.3.5 脉冲响应函数为了分析财产保险与GDP之间的动态联系,采用脉冲响应函数进一步分析,用Eviews作出滞后50期的相应函数,如图2所示.从图2可以看出，财产保险在滞后1、2期时，对GDP有正向作用，特别是第2期为最高点，到后面逐渐为0；GDP滞后1～50期，对财产保险的作用均为正向，说明财产保险发展对经济增长有短暂的促进作用，而经济增长对财产保险发展有长期作用.(a) Response of Ln PI to Ln GDP(b) Response of Ln GDP to Ln PI图2 滞后50期相应函数3.6 格兰杰因果检验从以上回归分析和检验结果看，新疆财产保险保费收入和新疆GDP具有一致的趋势性，但是否存在因果关系,还需要进一步进行格兰杰因果检验,从而判断保费收入是GDP的格兰杰原因,还是GDP是保费收入的格兰杰原因，这两个变量进行格兰杰因果关系检验，得到表4和表5.表4 格兰杰因果检验滞后期为2期零假设样本数F统计值P值PI不是GDP的Granger原因280.548960.5849GDP不是PI的 Granger原因3.281370.0558表5 格兰杰因果检验滞后期为3期零假设样本数F统计值P值PI不是GDP的Granger原因270.696550.5650GDP不是PI的 Granger原因1.702360.1987以1985～2014年的数据，置信水平为95%的条件下,根据上表分析有：1)滞后期为2期时：零假设为“PI不是GDP的 Granger原因”时,检验的P值为0.5849,拒绝零假设,即认为保险增长是经济增长的Granger原因正确的概率为41.51%；零假设为“GDP不是PI的Granger原因”时，检验的P值为0.0558，拒绝零假设，即认为经济增长是保险增长的 Granger原因正确的概率为94.42%. 2)当滞后期为3期时：零假设为“PI不是GDP的 Granger原因”时,检验的P值为0.5650，拒绝零假设，即认为保险增长是经济增长的Granger原因正确的概率为43.5%；零假设为“GDP不是PI的Granger原因”时，检验的P值为0.1987，拒绝零假设，即认为经济增长是保险增长的 Granger原因正确的概率为80.13%. 因此，由以上分析得出GDP是保费收入的格兰杰原因，即新疆GDP与新疆财产保险业发展存在单项因果关系.4 结论从以上实证分析可得：在样本区间为1985～2014年，变量为新疆财产保险保费收入和新疆GDP的自然对数时，经过单位根检验和协整关系检验后，可知保险发展和经济发展具有相互促进、相互影响的作用，两者之间存在协整关系.接着运用格兰杰因果关系检验得出：经济发展对财产保险发展的作用更显著.新疆经济增长推动新疆财产保险的发展，财产保险的发展相反的也拉动经济增长.新疆地区经济的持续稳定发展是新疆保险业可持续发展最可靠的支撑，地区经济的发展，直接的效果就是企业利润和居民收入的增长以及政府财政收入的增加，他们将对拉动保险消费产生非常明显的作用.国民经济的发展,为保险业提供了良好的外部发展环境和内部的政策支持,极大地提高了国民保险意识.因此, 集中力量加快全疆各地的经济发展是新疆各项工作的首要任务, 是解决保险业务总量低、地区发展不均衡问题的关键.参考文献【相关文献】[1]OUTREVILLE J F. The economic significance of insurance markets in developing countries[J]. Journal of Risk & Insurance, 1990, 57(3):487-498.[2]HAISS P, SÜMEGI K. The relationship between insurance and economic growth in Europe: a theoretical and empirical analysis[J]. Empirica, 2008, 35(4):405-431.[3]庞楷.保险业对经济增长影响的实证分析——基于修正的Solow模型[J].保险研究, 2009 (7):31-36．[4]潘国臣,张媛媛,王冰冰.我国保险业发展对经济增长的影响——基于30个省市面板数据的实证分析[J].保险研究, 2012(9):16-24.[5]林世安.保险消费对我国经济增长作用的实证研究[D].重庆:西南财经大学金融学学院, 2013.[6]刘丽华.保险业发展对区域经济增长影响研究[D].天津:天津财经大学金融学学院, 2013.[7]李明.区域寿险和非寿险与经济增长的关系研究——基于新疆的实证分析[J].新疆财经大学学报,2010(1):36-39.[8]杨君.新疆保险发展对经济增长的作用研究[D].乌鲁木齐: 新疆财经大学金融学学院, 2012.[9]卢爱珍.区域保险业促进新疆跨越式发展的实证研究[J].新疆财经, 2011(5):39-45.[10]曹孟洁.我国财产保险发展与经济增长关系的实证分析[J].调研世界, 2015(11):53-56．[11]张晓峒.计量经济学软件EViews使用指南[M].第2版.天津:南开大学出版社, 2004.12．[12]庞浩.计量经济学[M].第3版.北京：科学出版社，2014:297-318．。

我国保险业发展与经济增长内在关系的实证分析：基于保险功能的视角

我国保险业发展与经济增长内在关系的实证分析：基于保险功能的视角摘要：自从1980年我国恢复保险业务以来，二十多年来我国保险业得到了迅速的发展。

根据保监会数据，截至2008年初，我国共有保险公司110家，比2003年底的61家公司增加了49家；2007年全国总保费收入7035．76亿元，是2002年的2．3倍。

截至2008年6月我国保险业资产总额达到30235．89亿元；另外，2007年我国保险业资金收益率突破10％，所有数据表明我国保险业务迅速增长。

本文将从保险功能与中国入手，对我国保险业发展与经济增长内在关系进行实证分析。

一、保险业发展与经济增长内在关系的描述性分析——基于保险功能的视角保险是指集合了具有同类危险的众多单位或个人, 以合理计算分担资金的形式, 实现对少数成员因该危险事故所致损失的补偿行为。

中国保监会主席吴定富提出了现代保险功能论, 认为保险具有经济补偿、资金融通与社会管理的功能。

基于保险上述功能，要研究中国保险业发展对经济增长的关系，首先需要考虑二者之间是否存在因果关系。

从理论上看，我国保险业发展与其经济增长之间可能存在以下四种关系：(一)经济增长动保险业的发展。

该观点认为，在保险发展与经济的关系中，经济增长处于主导地位，国民收入尤其是人均可支配收入的增长可刺激保险需求的增长。

在经济落后的国家, 居民收入极低,即使人们有购买保险产品的欲望, 但由于缺乏现实的购买能力, 保险功能的发挥也必然受到限制; 随着国民经济的发展, 经济规模的扩大, 消费者的平均收入水平将提高, 并增大消费后的剩余, 由此提高保险的现实购买能力; 另外, 国民经济的增长将导致消费者现有财富量的增长, 并由此导致风险载体增多, 风险总量提高, 假定其他条件不变, 消费者将增加对保险的需求。

从消费理论分析，人们的收入增加，消费也会增加。

消费的其中一项是购买物品，这些物品一部分是短时期内消耗掉，另一部分用的时间较长，即所谓的耐用物品。

对我国20年来经济增长的实证分析_基于Solow新古典增长模型

期的固定资产投资额。
为了确保样本数据的可比性, Y 和 I 值均经过 GD P 平减指数 (以 1978 年为 100) 处理, 消
除价格因素, 得到以 1978 年不变价格计算的历
年的 Y 和 I 值, 继而得到历年以 1978 年不变价格计算的 K 值。
2. So low 新古典增长模型的实证模拟结果将 So low 改进的C 2D 生产函数模型 Y = eΚt
劳动力一向被认为是经济增长的重要因素之一, 在相同条件下, 投入生产的劳动力越多, 产量也越高。而近 20 年来, 劳动力投入对我国经济增长的贡献率仅为 8. 58% , 年均拉动我国经济增长 0. 79%。劳动力的增加对我国经济增长的作用较小, 原因应在于我国劳动力供给充足甚至可以说是过剩。看来在一个资本匮乏而劳动力充足的经济中, 增加劳动力投入可能不会很快地、大幅度地提高产出。
济学。
收稿日期: 2005209229
经济增长理论认为: 无论是穷国还是富国, 其经济增长的发动机必定安装在相同的四个轮子上。这四个轮子是: 人力资源 (劳动供给、教育、纪律、激励)、自然资源 (土地、矿产、燃料、环境质量)、资本 (机器、工厂、道路) 和技术 (科学、工程、管理、企业家才能) [1]。在这四个要素中, 自然资源是一个不易量化并在经济增长模型中得到实证的要素, 而其他三大要素均可量化, 并可通过索洛 (R. So low ) 新古典经济增长模型来描述经济增长与要素投入之间的量的关系 ( So low 基于科布2道格拉斯 (C 2D ) 生产函数建立新古典增长模型, 量化了经济增长因素)。
= = Y
e K L e K L Κt Α Β
0. 0316t 0. 5080 0. 3594

对我国20年来经济增长的实证分析——基于Solow新古典增长模型

用较小，术进步对经济增长的促进作用也略显不足。面对资源和环境的压力，国应尽快实现经济增长方技我式从粗放型向集约型的转变。
关键词：新古典增长模型；济增长；实证分析经中图分类号：１Ｏ３Ｆ２．文献标识码：Ａ文章编号：１７— ０３２０）３０７一６１７２（０６０ —００叫
描述经济增长与要素投入之间的量的关系（ｏｏ基于科布一格拉斯（ — 生产函数建Ｓｌｗ道ＣＤ）
不同的样本点表示不同的时间，技术的发展而
恰恰是与时间紧密相关的。是１５于９７年，ｏｏＳｌｗ
作者简介：汪伟（９８，安徽池州人，１７一）男，经济学硕士，安徽工业大学文法学院教师，究方向为政府经研
济学。
收稿日期：２０ —９２０５０—９
经济增长理论认为：论是穷国还是富国，无其经济增长的发动机必定安装在相同的四个轮
新古典经济增长模型的基本公式。它表明经济
示规模报酬递增、变和递减；为效率系数，不
是广义技术进步水平的反映。
在此模型中，然引入了技术要素，是虽但
・７・０
ＡＬ（Ｃ— 生产函数）其中。数ｙ表示产Ｋ即Ｄ。参出，表示资本投入，表示劳动投入；、分ＫＬ别表示资本与劳动的产出弹性，满足Ｏ ≤ 且 ≤

我国财产保险发展与经济增长关系的实证分析

我国财产保险发展与经济增长关系的实证分析2016-01-15摘要：本文选取1999—2014年财产保险密度与人均GDP数据，并引入外生变量——财政支出与城镇化率，建立VAR模型，同时利用脉冲响应函数从实证角度考察我国财产保险发展与经济增长之间关系，结果表明财产保险与经济增长之间存在长期稳定的关系。

同时看到财政支出的增加与城镇化率的提高对财产保险和经济发展有显著促进作用。

关键词：财产保险，经济增长，VAR模型，脉冲响应函数—、引言新中国成立60多年来，我国经济取得举世瞩目的成就。

保险业作为我国国民经济中发展最快的行业之一，年平均增长幅度超过20%，对GDP的直接贡献度从1999年的1.5%增长到2014年的3.2%。

作为金融业的三大支柱之一，保险业对社会经济的影响和贡献不断增强。

而财产保险作为保险业中一个重要的险种，通过对损失的补偿，保证社会生产、分配、流通、消费领域的正常运转，在保证国民经济发展和社会经济安定方面发挥了至关重要的作用。

自恢复国内保险业务开始，我国财产保险保费收入不断增长，从1999年的521亿元，增加到2014年的7023.38亿元，占保费总收入的36%。

如果不考虑价格因素，平均增长率远远快于GDP的增速。

财产保险是一种社会的经济补偿制度，与国民经济有着密切的关系。

一是财产保险通过社会经济互助方式，用分散缴纳保险费的办法来建立保险基金，专门用来补偿国民经济各个部门以及社会生活中因自然灾害或意外事故所致的经济损失，从经济上解决人们对财产在遭受意外损失后的补偿问题，从而起到保障生产和安定生活的作用。

二是通过不断积累雄厚的保险基金，在未作偿付款之前可将其提供给国家用于信贷、投资，以促进国家经济建设的发展。

就财产保险经济补偿功能的发挥方面，财产保险的作用越来越重要。

财产保险对社会安全体系的贡献度(财产保险赔付总额占全国灾害、事故损失的比重)，从1999年的14.03%上升到2013年的60.61%①。

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保险研究2009年第7期行业观察INSURANCESTUDIES No.72009保险业对经济增长影响的实证分析———基于修正的Solow模型庞楷(西南财经大学,四川成都610074)[摘要]保险业对于经济增长和社会稳定的作用已得到广泛认同效率的指标,年～2007年国内的14组数据来建立我国的经济增长模型,、财政支出和投资增长率等变量后,,。

该实证分析结果还表明,,保险深度和银行贷款占比对经济增长的[关键词;Sol模型[.32[文献标识码]A[文章编号]1004-3306(2009)07-0031-06①保险公司是现代经济中重要的金融中介之一,它主要通过优化资源配置,提高资金使用效率来促进经济增长。

正如Ward(2000)指出的那样,金融增长和经济增长领域的研究主要集中于银行业与经济增长相关性的研究,而对保险业与经济增长相关性的研究则非常罕见。

近年来越来越多的学者开始关注保险发展与经济增长的关系,并进行了理论和实证方面的研究。

国外对保险业与经济增长关系这一命题的研究相对成熟。

在理论研究方面,Skipper(1997)对保险公司在促进经济增长方面的作用进行了全面概括,包括:提高金融稳定性便利交易和贸易促进储蓄流动进行更有效的风险管理;鼓励损失转移;实现资本的有效配置等。

他指出,保险保障提高了资金的流动性,在某种程度上增加了金融和法律的稳定性。

保险保障使得损失导致的间接成本和资本浪费减少到最低程度。

当买卖的货物,运输过程以及货款支付得到保险保障时,交易将会更加顺畅。

对寿险公司而言,其多样化的资金运用渠道使大量储蓄资金转移到了资本市场。

Bencivenga(1991)和Pagano(1993)都认为寿险降低了对货币和其他可变现资产的安全性需求,同时将个人的储蓄组合转化为回报率更高的资产,这一作用与银行在改善投资质量上发挥的作用类似。

另外,财产保险降低了企业在面临风险损失时发生流动性危机的可能性。

在实证研究方面,Outreville(1990,1996)利用55个发展中国家的截面数据估计了财产责任保险的保费收入和金融业与经济增长之间的关系,得出保险业的发展(以保险深度为指标)与金融发展(以M2与GDP的比率为指标)和经济增长正相关的结论。

Ward和Zurbregg(2000)研究了OECD国家中保险业增长与经济增长之间的潜在关系,得出了经济增长和保险市场发展的因果关系在不同国家间存在差异的结论。

国内研究保险发展与经济增长间关系的时间并不长。

林宝清(1993)证明,在外部条件基本相同的情况下,保费收入与GNP、人均保费收入与人均GNP具有高度的正相关关系。

孙祁祥(1997)指出我国保险业的发展规模受到社会经济发展水平的制约。

戴相龙(1997)总结了保险公司在宏观上的四大功能,即损失补偿、聚集资金、保障安全以及为社会生产的各环节提供经济保障。

饶晓辉和钟正生(2005)考察了中国经济增长与保险市场发展之间的动态关系,指出中国保险市场的发展并不是经济增长的原因,经济增长才是保险[作者简介]庞楷,西南财经大学保险学院2006级博士研究生,兰州商学院金融学院讲师。

曹乾和何建敏(2006)以我国的GDP和保费收入两个变量,分别对1980年～2004年和1991年～2002年两个样本进行考察,结果表明GDP和保费收入之间有明显的协整关系,但其Granger因果关系存在差异。

笔者研究发现,在现有的Solow模型中并未提炼出金融中介对经济增长的独立作用。

作为现代金融中介的重要组成部分,保险行业的影响可以利用修正的Solow模型来加以分析。

本文以1994年～2007年中国统计局和中国保监会公布的数据建立多元回归模型,验证中国保险业发展对经济增长的作用,着重探索财产保险、人身保险的独立影响及其联合效应。

一、理论基础新古典的Solow2Swan模型(Solow,1956,1957)一经提出,便成为经济增长理论研究的奠基石。

该模型利用资本、劳动、技术变量估计各国经济增长的主要来源,但经济增长中仍然有20%到40%尚未得到有力解释。

在Solow模型中,经济增长中所有不属于资本和劳动的因素,都被视作“”变量,因此金融中介对经济增长的作用并未直接体现在Solow模型中。

保险业作为金融中介的一部分,,收入在消费和储蓄之间分配的效率,资本的目标,即扩大了经济体中有效资本的规模风险更大,,集合、分散风险。

因此本文站在金融中介的角度来。

其一,寿险能够降低对货币和其他可变现资产的安全性需求,(Pagano,1993)。

其二,财产保险能够降低企业在面临灾害发生时出现流动性危机的可能性。

另外,一旦保险公司降低了风险再融资成本,即相当于提高了投资项目的预期收益。

具体而言,保险公司能实现低融资成本的途径主要有:在识别风险、简化合约、集合风险方面享有专业优势;能够优化投资及资产负债匹配;在风险管理和赔款支付方面能够提供低成本、高附加值的管理服务;在很多国家和地区,购买保险产品享受税收优惠。

其三,人寿和财产保险公司通常投资于政府债券、公司债券、商业抵押贷款等,从而高效率地通过广义的金融市场来配置资源。

作为金融中介的重要组成部分,保险和银行在所提供的金融服务以及促进经济增长作用方式方面具有一定的相似性,同时又相互依赖。

一方面,当存在保险保障时,银行更倾向于提供贷款,如住房和汽车贷款要求贷款者提供相应的保险证明。

另一方面,保险要求有效的赔款支付系统,以及更具支付能力的投保企业和个人,因而一个高度发达的银行体系对保险业的发展也具有积极作用。

人身保险公司和银行都拥有大量私人储蓄形式的资金,形成了规模庞大的长期和中短期基金,这些资金在金融市场上可以满足经济主体对不同期限资金的结构化需求。

因此,从理论上看保险业的确具有类似于银行业一样的促进经济增长的影响力。

二、模型设定(一)Solow模型研究表明,尽管面临内生增长模型的挑战,Solow模型仍然在某些方面具有优势。

例如,新古典模型对经济增长条件收敛的预测有着较强的解释力。

储蓄率和制度是解释不同国家经济增长率存在差异的主要因素,金融中介也可以作为解释投资和产出差异的一个原因,因此我们考虑将保险变量(财产保险深度、人身保险深度)以及银行变量(银行贷款占比)引入Solow模型中加以分析。

Solow模型中假设:企业雇佣劳动者、租用资本进行生产,劳动和资本为家庭所有,家庭以工资率(w)提供劳动力,并以资本报酬率(r)向企业出租资本;边际劳动产品和边际资本报酬等于利率和工资率;所有投①银行贷款占比=银行各项贷款总额/国内生产总值。

②曹乾,何建敏.保险增长与经济增长的互动关系:理论假说与实证研究[M].上海金融.2006,(3)。

储蓄率和人口增长率为外生给定的,资本折旧率也为外生的δ。

由于劳动的增长率为给定的n,则L=nL,因此ntL(t)=L(0)e,n≥0进一步,假设生产函数可表示为线性的Cobb-Douglas生产函数,则α1-αY(t)=A(t)K(t)L(t)0<α<1术引起的产出的变化,其增长率也为外生的g,得gtA(t)=A(0)eg(1)(2)其中,Y(t)、K(t)、L(t)分别代表t期的产出、资本及劳动。

A(t)衡量在给定资本和劳动的前提下,由技(3)技术进步是解释经济增长的重要因素,但衡量技术进步的变量难以确定,本文拟用一个斜率系数(常数)刻画A(t)对经济增长的影响。

(二)加入金融变量的Solow模型①在加入保险变量的Solow模型中,Z(t)L、财产保险公司、人身保险公司的业务活动。

,即:Z(t)=Z(0)exp(Bt+PLt+LFt)带入方程(2),则Cobb2Douglasα1Y(t)=Z(t)A(t)K(t)L(t),。

,即dY/dK>0,dL>0,dY/dK<0,dY/dL<02222(4)(5)②生产函数也可以写成α1-αY(t)=A(t)K(t)L(t)=Z(t)A(t)F[(K,L)](6)加入金融变量的Solow模型能够预测保险和银行对资本存量生产率的积极影响,进而促进投资和产出规模扩大。

一般认为,生产率的提高主要来自投资或资本存量质量的改善,而不仅仅是投资规模的扩大。

然而,由于数据的限制,很难区分保险和银行对投资规模及其对投资质量的影响。

因此,本文在研究保险业对经济增长促进作用时也引入了银行变量,并主要考虑两者对国内总投资规模的影响。

将(6)式写成密集形式的增长等式,即y(t)=Z(t)A(t)k(t)(7)・7对该式两边取对数,再对时间求导数,得到・yt=β0+ΣβiLnZt+β4kt+ΣXit+εti=1i=53・(8)・其中,yt、kt分别代表产出的增长率,以及固定资产总投资的增长率,金融活动的变化率LnZ=VB+VPL+VLF,外生技术变量A的变化率由斜率系数β0表示。

Xit代表其他影响经济增长的变量,包括教育程度、财政支出及出口额占GDP的比重。

三、实证分析本文采用引入了财产保险、人身保险、银行变量的双对数模型进行多元回归,以检验财产保险和人身保险对我国经济增长的独立和联合影响。

在模型拟合的过程中,本研究采用的是Eviews6.0软件。

(一)模型中的变量解释①在本模型中,由于新技术投资和组织形式上的改进可增加每单位劳动的产出,金融中介活动被看作“劳动增进型”的。

②在Z(t)中,银行,人身保险公司,财产保险公司的增长率衡量的是金融活动的总效应,而非实际投资运用的资金。

银行贷款和人身保险长期融资的正外部效应,远大于其实际投资额带来的产出增加,其积累的大量资金可使整个社会投资受益。

同样,由于损失补偿还避免了破产成本,财产保险公司的经济重要性远大于其损失补偿的那部分价值。

A(t)描述了知识进步、技术创新等方面的作用。

知识、技术进步变量的回归系数应为正,表示随着时间推移,生产率应该有逐步提高的趋势。

2.资本存量。

资本存量是本文中生产函数的主要变量。