保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)我國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響：基于門限模型的實(shí)證檢驗(yàn)

溫 健 何小偉 萬潤(rùn)坤

一、引言

20世紀(jì)90年代以來，隨著保險(xiǎn)業(yè)在各國(guó)覆蓋范圍的擴(kuò)大和滲透程度的提高，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用逐漸得到了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。比如，Skipper（1997）［1］、 Ward 和 Zurbruegg（2000）［2］、Liedtke（2007）［3］等認(rèn)為，保險(xiǎn)業(yè)至少在如下兩方面有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一是保險(xiǎn)業(yè)可以為企業(yè)和家庭等經(jīng)濟(jì)主體提供各類風(fēng)險(xiǎn)保障，促進(jìn)社會(huì)的消費(fèi)、投資、貿(mào)易、研發(fā)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的順利開展；二是保險(xiǎn)公司作為一種匯集和管理大量資金的金融機(jī)構(gòu)，在提供長(zhǎng)期資本和提高資本配置效率方面能發(fā)揮積極作用，促進(jìn)金融市場(chǎng)的穩(wěn)定和活力。

從作用機(jī)理來看，保險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用并不是抽象的，它必須以具體的保險(xiǎn)產(chǎn)品作為基礎(chǔ)，也就是說，只有當(dāng)保險(xiǎn)產(chǎn)品達(dá)到了一定的覆蓋面和滲透度，保險(xiǎn)業(yè)才能夠在宏觀層面發(fā)揮出積極的作用。根據(jù)國(guó)際保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，當(dāng)一國(guó)人均實(shí)際收入處于較低水平時(shí)，人們對(duì)保險(xiǎn)的需求主要體現(xiàn)在汽車保險(xiǎn)、意外險(xiǎn)、儲(chǔ)蓄性人身保險(xiǎn)等基本險(xiǎn)種上，產(chǎn)品層次較低并且種類單一，對(duì)資本市場(chǎng)的影響也比較有限，在這一階段，保險(xiǎn)業(yè)對(duì)該國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也相對(duì)有限。然而，當(dāng)一國(guó)進(jìn)入高收入國(guó)家以后，人們的風(fēng)險(xiǎn)和保險(xiǎn)意識(shí)不斷提高，對(duì)保險(xiǎn)產(chǎn)品的需求層次和產(chǎn)品種類也有了更高的要求，此時(shí)傳統(tǒng)的財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)市場(chǎng)不斷細(xì)分，責(zé)任和保證保險(xiǎn)的占比日漸增加，投資型保險(xiǎn)產(chǎn)品接連出現(xiàn)，保險(xiǎn)公司在資本市場(chǎng)上的地位日益重要，在這一階段，保險(xiǎn)業(yè)在一國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要性不斷凸顯，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也更為明顯。從上述經(jīng)驗(yàn)事實(shí)中我們似乎可以推斷，在一國(guó)的不同發(fā)展階段，保險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用可能并不相同。

我國(guó)地域遼闊，省份眾多，各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和保險(xiǎn)發(fā)展很不平衡。改革開放以來，盡管各省份在經(jīng)濟(jì)水平和保險(xiǎn)業(yè)方面都實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展，然而，一個(gè)值得注意的現(xiàn)象是：在上海、北京、廣東、江蘇等人均收入水平較高的省份，其保險(xiǎn)業(yè)的覆蓋面較廣，滲透程度較高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度相對(duì)較快；而在西藏、青海、貴州、甘肅等人均收入較低的省份，其保險(xiǎn)業(yè)的覆蓋面較窄，滲透程度較低，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度相對(duì)較慢。這一現(xiàn)象似乎與上述國(guó)際經(jīng)驗(yàn)一致，也即保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能存在著非線性影響。

本文在已有研究的基礎(chǔ)上，對(duì)保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問題進(jìn)行了擴(kuò)展。具體而言，本文探討了在中國(guó)這樣一個(gè)擁有眾多省份的國(guó)家，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否存在著 “門限效應(yīng)”。與已有研究相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在如下兩個(gè)方面：第一，本文考察了一國(guó)之內(nèi)不同區(qū)域的保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，在考察對(duì)象上與現(xiàn)有研究存在著明顯區(qū)別?，F(xiàn)有大部分研究主要是基于國(guó)別層面考察保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，盡管這類研究對(duì)于我們認(rèn)識(shí)保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者之間的關(guān)系具有重要參考意義，然而由于各國(guó)在政治制度、監(jiān)管體系和文化背景等方面存在著差異，其結(jié)論的適用性也值得商榷。相比之下，本文的研究對(duì)象具有明顯的 “同質(zhì)性”，這有助于拓展我們對(duì)保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的認(rèn)識(shí)。第二，本文立足于我國(guó)各省份的保險(xiǎn)數(shù)據(jù)和經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)中所蘊(yùn)含的信息，借鑒Hansen（1999）［4］的 “門限回歸模型”（threshold regression model）檢驗(yàn)了保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的 “門限效應(yīng)”。特別地，門限回歸模型可以根據(jù)數(shù)據(jù)的內(nèi)在信息識(shí)別出具體的門限水平，這種方法可以有效避免一些主觀劃分標(biāo)準(zhǔn)所帶來的偏差，因此結(jié)論也更為可信。

本文隨后的安排如下：第二部分是有關(guān)保險(xiǎn)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)綜述；第三部分對(duì)本文所采用的門限回歸模型以及數(shù)據(jù)來源進(jìn)行了說明；第四部分采用我國(guó)分省份數(shù)據(jù)的面板門限模型進(jìn)行實(shí)證分析；第五部分為結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來，越來越多的實(shí)證研究證實(shí)了保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用等，比如Webb等（2002）［5］借助修正的新古典Solow?Swan模型，驗(yàn)證了銀行信貸和保險(xiǎn)能夠通過增加資本存量進(jìn)而提升產(chǎn)出和投資水平引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 Kugler和 Ofoghi（2005）［6］將英國(guó)保險(xiǎn)業(yè)務(wù)的形態(tài)分為長(zhǎng)期保險(xiǎn)（包括各種年繳和躉繳的壽險(xiǎn)產(chǎn)品）和普通商業(yè)保險(xiǎn)（包括汽車保險(xiǎn)等各類財(cái)產(chǎn)－責(zé)任保險(xiǎn)、意外傷害保險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)等），然后分別對(duì)這些具體的保險(xiǎn)業(yè)務(wù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明這些領(lǐng)域的保險(xiǎn)發(fā)展都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的正向關(guān)系。 Adams等（2009）［7］對(duì)瑞典 1930—1998年間保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，保險(xiǎn)發(fā)展是20世紀(jì)瑞典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)因素。

值得注意的是，一些基于跨國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不是線性的。比如Arena（2008）［8］利用56個(gè)國(guó)家的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，以GMM方法檢驗(yàn)了保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。研究表明，壽險(xiǎn)業(yè)和非壽險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有著顯著的正向影響。研究還發(fā)現(xiàn)，壽險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要發(fā)生在發(fā)達(dá)國(guó)家，而非壽險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在發(fā)達(dá)國(guó)家更為明顯。Azman?Saini和 Smith（2011）［9］以51個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分別檢驗(yàn)了保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)生產(chǎn)率提升和資本積累的影響。研究表明，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)一國(guó)的生產(chǎn)率提升和資本積累均有著顯著的影響。研究還表明，保險(xiǎn)業(yè)的作用在發(fā)達(dá)國(guó)家主要體現(xiàn)為促進(jìn)生產(chǎn)率提升，而在發(fā)展中國(guó)家主要體現(xiàn)為促進(jìn)資本積累。換言之，隨著一個(gè)國(guó)家步入發(fā)達(dá)階段之后，保險(xiǎn)業(yè)的作用會(huì)從促進(jìn)資本積累轉(zhuǎn)變?yōu)樘嵘a(chǎn)率增長(zhǎng)。 Lee（2011）［10］發(fā)現(xiàn)，壽險(xiǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期的雙向因果關(guān)系。換句話說，壽險(xiǎn)保費(fèi)的增長(zhǎng)將進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將促進(jìn)壽險(xiǎn)保費(fèi)的增長(zhǎng)。

國(guó)內(nèi)的學(xué)者也開始關(guān)注到我國(guó)保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響。如沈坤榮和魏鋒（2010）［11］對(duì)中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在不同的經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展水平下，保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在不同的關(guān)系，大致來說，隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在增強(qiáng)。趙進(jìn)文等（2010）［12］以我國(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)為依據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)省級(jí)的保險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有顯著的雙重門限效應(yīng)，且壽險(xiǎn)消費(fèi)對(duì)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)。吳洪和趙桂芹（2010）［13］利用我國(guó)省級(jí)層面的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了保險(xiǎn)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)中等和較差地區(qū)，保險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用比較顯著，而在經(jīng)濟(jì)水平較高地區(qū)，非壽險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用則比較顯著。

保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響與近年來“金融發(fā)展-經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”領(lǐng)域的相關(guān)研究結(jié)論存在著相似性。這些研究認(rèn)為，對(duì)于發(fā)展中國(guó)家、新興國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家等處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的國(guó)家而言，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用并不相同。比如，Rou?bini和 Sala?i?Martin（1995）［14］認(rèn)為，一些發(fā)展中國(guó)家制定的金融壓制政策往往會(huì)降低金融部門的效率，增加交易成本，抑制社會(huì)總投資，降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。Bencivenga等（1995）［15］指出，金融市場(chǎng)交易成本的降低對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是不確定的，可能會(huì)增加、降低或者維持不變。 Graff和 Karmann（2003）［16］認(rèn)為，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用會(huì)受到經(jīng)濟(jì)和制度環(huán)境的影響，在貧窮國(guó)家，由于制約因素過多，金融發(fā)展的作用會(huì)受到明顯抑制。總之，諸多研究表明金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用可能會(huì)隨著一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或者金融發(fā)展規(guī)模的提升而產(chǎn)生 “結(jié)構(gòu)性影響”。這體現(xiàn)在當(dāng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展跨越某一 “門限”之后，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將會(huì)有明顯不同，也即出現(xiàn)所謂的 “門限效應(yīng)”。

總結(jié)國(guó)內(nèi)外的研究可以看出，盡管學(xué)者們對(duì)保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響已經(jīng)有了比較深入的認(rèn)識(shí)，但是這些研究仍然有值得進(jìn)一步完善的地方。具體來說：第一，從研究對(duì)象來看，現(xiàn)有研究主要是針對(duì)國(guó)別數(shù)據(jù)展開的，而對(duì)一國(guó)內(nèi)不同省份的研究比較有限，因此所得出的結(jié)論并不能反映保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的全貌；第二，從研究方法來看，部分研究在具體門限水平的選擇上存在著較強(qiáng)的主觀性。比如Arena（2008）［8］、 吳洪和趙桂芹（2010）［13］以 33%分位數(shù)、66%分位數(shù)作為依據(jù)將所考察的國(guó)家和省份劃分為 “經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)”、 “經(jīng)濟(jì)中等地區(qū)”和“經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)”，然后在各組內(nèi)分別檢驗(yàn)保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。這種做法當(dāng)然有其合理性，但是由于它先驗(yàn)性地假定每組中保險(xiǎn)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系是一定的，忽略了同組中兩者關(guān)系變化的可能性，因此結(jié)論并不能完全讓人信服?；诖?，本文將以我國(guó)30個(gè)省份的數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)，利用Hansen（1999）［4］的門限效應(yīng)模型檢驗(yàn)保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響。

三、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

本文選擇人均實(shí)際收入為門限值，采用我國(guó)分省份數(shù)據(jù)的面板門限模型進(jìn)行實(shí)證分析，旨在回答兩個(gè)問題：第一，保險(xiǎn)發(fā)展是否會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的門限效應(yīng)，也即在各省份人均實(shí)際收入的不同水平，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否存在顯著區(qū)別；第二，在第一個(gè)問題的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察壽險(xiǎn)業(yè)和財(cái)險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否存在相同的門限效應(yīng)。

本文借鑒了Hansen（1999）［4］提出的門限回歸模型考察保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，該模型采用最小二乘法求解最優(yōu)門限值，并以此為依據(jù)對(duì)某一變量進(jìn)行最優(yōu)分組劃分。

Hansen（1999）［4］門限回歸模型的基本方程可表示為：

同樣，式（1）可以改寫為以下形式：

其中：yit表示被解釋變量；xit表示一系列解釋變量；I（·）為指示函數(shù)；Dit－1為門限變量；γ是門限值；eit是殘差項(xiàng)。根據(jù)門限變量Dit－1小于還是大于門限值γ，觀測(cè)值分為兩個(gè)區(qū)域。

對(duì)于任意門限值γ，可以最小化殘差平方和（SSE）：得到各參數(shù)的估計(jì)值。最優(yōu)門限值應(yīng)該使S1（γ）在所有殘差平方和中最小，即

得出之后，我們計(jì)算殘差和殘差的方差：

沒有門限效應(yīng)的原始假設(shè)設(shè)定如下H0：β1＝β2。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是似然比這里的是假設(shè)原始假設(shè)正確下的殘差方差。由于似然比檢驗(yàn)的分布不是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，Hansen（1999）［4］提出了一階漸進(jìn)分布，并且指出基于模型的自舉法（Bootstrap）是解決小樣本推論的適當(dāng)方法。因此，我們運(yùn)用自舉法（Bootstrap）重復(fù)300次得到準(zhǔn)確的p值。如果F1拒絕沒有門限的原假設(shè)，我們繼續(xù)檢驗(yàn)區(qū)分一個(gè)還是兩個(gè)門限。兩個(gè)門限的似然比統(tǒng)計(jì)量為F2：

在具體回歸模型的選擇上，本文借鑒Christopou?los和 Tsionas（2004）［17］等人的分析框架①基于Christopoulos和Tsionas（2004）［17］的分析模型和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的文獻(xiàn)，本文擴(kuò)充了控制變量即市場(chǎng)化程度和教育水平。，建立如下模型：

② 此處模型（4）中只是示意存在一個(gè)門限值的模型構(gòu)造，具體門限值的數(shù)量還需要數(shù)據(jù)回歸得出。

其中：yit是省份實(shí)際 GDP指數(shù)的自然對(duì)數(shù)（1999＝100）；FIXit是固定投資水平，用各省份固定資產(chǎn)投資規(guī)模與該省份GDP的比值衡量；INFit是通貨膨脹水平，用各省份的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的年度數(shù)據(jù)衡量；MKTit是市場(chǎng)化程度，用各省份非國(guó)有經(jīng)濟(jì)總量與該省份GDP的比值衡量；EDUit是教育水平，用各省份不同學(xué)歷從業(yè)人員的受教育年限加權(quán)平均衡量；Rit是衡量保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展水平的變量，這里用保險(xiǎn)深度，即某省份的保費(fèi)收入占GDP的比重表示。另外，考慮到人壽保險(xiǎn)和財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的業(yè)務(wù)性質(zhì)差異，我們用總保險(xiǎn)深度、壽險(xiǎn)深度和財(cái)險(xiǎn)深度分別衡量保險(xiǎn)業(yè)、壽險(xiǎn)業(yè)、財(cái)險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展水平。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文所選擇的樣本區(qū)間為1999—2014年，考察對(duì)象涵蓋了我國(guó)除西藏（數(shù)據(jù)缺乏）之外的30個(gè)省份，包括安徽、北京、重慶、福建、甘肅、廣東、廣西、貴州、海南、河北、黑龍江、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、江蘇、陜西、山西、江西、吉林、遼寧、寧夏、青海、山東、上海、四川、天津、新疆、云南、浙江。各省份在研究區(qū)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)和保險(xiǎn)發(fā)展數(shù)據(jù)如表1所示。數(shù)據(jù)包括各省份GDP增長(zhǎng)率、保險(xiǎn)深度、壽險(xiǎn)深度、財(cái)險(xiǎn)深度、固定資產(chǎn)投資水平、通貨膨脹水平、市場(chǎng)化程度、教育水平以及人均實(shí)際收入。上述數(shù)據(jù)主要來源于各年的 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)保險(xiǎn)年鑒》。

從表1的第2列可以看出，各省份的年度GDP增長(zhǎng)率變化很大，其中內(nèi)蒙古以年均20.25%的GDP增長(zhǎng)率位居第一，而黑龍江的年均GDP增長(zhǎng)率最低，僅有11.91%。通貨膨脹位于1.66%（廣東）和3.24%（青海）之間。市場(chǎng)化水平最高的是山東省（75.56%），甘肅的市場(chǎng)化水平最低，僅達(dá)到42.23%。北京市的受教育程度最高，平均教育年限為11.51年，云南的平均教育年限僅為6.88年，位居最后。各省份的保險(xiǎn)深度也相差較大，北京達(dá)到5.51%，青海和內(nèi)蒙古的保險(xiǎn)深度分別只有1.61%和1.63%。實(shí)際人均收入的省際差異更大，上海的平均實(shí)際人均收入為45698.79元，是貴州平均實(shí)際人均收入5273元的將近9倍。總之，各省份相差甚大的經(jīng)濟(jì)和保險(xiǎn)發(fā)展程度，促使我們進(jìn)一步探究?jī)烧叩姆蔷€性關(guān)系。

表1 省際經(jīng)濟(jì)和保險(xiǎn)發(fā)展數(shù)據(jù)

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)詳見表2。需要說明的是，為了剔除物價(jià)因素對(duì)各年份數(shù)據(jù)所帶來的影響，我們以1999年為基準(zhǔn)年進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整，從而保證人均實(shí)際收入等指標(biāo)的縱向可比性。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)量

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

關(guān)于門限變量的選取，有關(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)證研究表明通貨膨脹和人均實(shí)際收入可以作為選擇。Rousseau和Wachtel（2002）［18］證實(shí)了通貨膨脹會(huì)在 “金融發(fā)展-經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的關(guān)系上產(chǎn)生門限效應(yīng)。吳洪和趙桂芹（2010）［13］以經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分位數(shù)作為依據(jù)將各省份劃分為 “經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)”、“經(jīng)濟(jì)中等地區(qū)”和“經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)”，發(fā)現(xiàn)各組別保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同影響。同時(shí)，通貨膨脹和人均實(shí)際收入能夠反映經(jīng)濟(jì)環(huán)境和發(fā)展?fàn)顩r。因此，本文將分別檢驗(yàn)通貨膨脹率和人均實(shí)際收入是否會(huì)在保險(xiǎn)發(fā)展-經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系中產(chǎn)生門限效應(yīng)。我們首先假定這兩個(gè)變量均不存在門限效應(yīng)，如果該假定被拒絕，我們?cè)倮霉剑?）依次檢驗(yàn)是否存在一個(gè)、兩個(gè)以及更多的門限。

在檢驗(yàn)通貨膨脹率的門限效應(yīng)時(shí)，我們?cè)?0%的置信水平下無法拒絕 “不存在門限效應(yīng)”的原假設(shè)。這意味著通貨膨脹在我國(guó)保險(xiǎn)發(fā)展－經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系中影響并不明顯。這不同于一些基于國(guó)別數(shù)據(jù)的研究結(jié)論。

表3反映了人均實(shí)際收入在保險(xiǎn)發(fā)展-經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系中的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。從中可以看出，在1%的置信水平下，單門限、雙門限和三門限的F值都非常顯著，對(duì)應(yīng)的p值均為0.00。因此，我們接受存在三門限的原假設(shè)，也就是說，保險(xiǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的確存在非線性關(guān)系。

表3 保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

從表4我們可以看到，在95%的置信區(qū)間，我們所檢驗(yàn)出的三個(gè)門限值分別為7890.7元、14966.8元、27510.9元。據(jù)此我們可以將樣本中的省份分為四組：低收入組（D≤7890.7）、中低收入組（7890.7＜D≤14966.8）、中高收入組（14966.8＜D＜27510.9） 和高收入組（D≥27510.9）。

表4 三個(gè)門限值的估計(jì)結(jié)果 單位：元

表5反映了在1999—2014年各省份人均實(shí)際收入的分布情況?？梢钥吹?，從1999年到2014年，人均收入水平居于 “低收入階段”的省份數(shù)量從21個(gè)降至0個(gè)；居于 “中低收入階段”的省份數(shù)量從6個(gè)降至3個(gè)；居于 “高收入階段”和 “中高收入階段”的省份數(shù)量從3個(gè)增至27個(gè)，占比達(dá)到90%?？傊魇》莸娜司杖胨骄玫斤@著提高。

表5 1999—2014年各省份人均實(shí)際收入的分布情況 單位：元

進(jìn)一步地，我們用保險(xiǎn)深度衡量我國(guó)保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展水平，然后考察在不同人均實(shí)際收入組別中，保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，回歸結(jié)果詳見表6。

表6 三門限模型下各省份保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響

從表6中我們可以看到，當(dāng)人均實(shí)際收入低于7890.73元時(shí)，也即處于低收入階段時(shí)，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著負(fù)向的影響，但是這種影響并不顯著，然而，當(dāng)人均實(shí)際收入超過7890.73元這一門限時(shí)，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)開始有著顯著的促進(jìn)作用。具體而言，在中低收入階段、中高收入階段、高收入階段，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的回歸系數(shù)分別為0.02、0.0442、0.0886，呈遞增趨勢(shì)，并且這種影響均在1%的置信水平下顯著。從控制變量來看，固定投資水平、通貨膨脹、市場(chǎng)化水平、教育水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)均為正，并且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。上述結(jié)果充分說明，當(dāng)某省份人均實(shí)際收入達(dá)到一定門限之后，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用，并且這種促進(jìn)作用會(huì)隨著人均實(shí)際收入水平的提高而增強(qiáng)。

（二）壽險(xiǎn)業(yè)和財(cái)險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

為了反映壽險(xiǎn)業(yè)和財(cái)險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展可能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的門限效應(yīng)，我們用壽險(xiǎn)深度和財(cái)險(xiǎn)深度分別衡量我國(guó)壽險(xiǎn)業(yè)和財(cái)險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展水平，然后采用同樣的方法進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，壽險(xiǎn)業(yè)發(fā)展和財(cái)險(xiǎn)業(yè)發(fā)展均會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生門限效應(yīng)，并且門限的數(shù)量均為三個(gè)，也即壽險(xiǎn)業(yè)和財(cái)險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著非線性關(guān)系?；貧w模型的具體結(jié)果詳見表7。需要說明的是，盡管壽險(xiǎn)業(yè)和產(chǎn)險(xiǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在三門限的非線性關(guān)系，但是各自對(duì)應(yīng)的具體門限水平并不相同，限于篇幅，我們?cè)诒?中并不列出具體的門限水平，用D1、D2、D3進(jìn)行代替。

表7 三門限模型下壽險(xiǎn)業(yè)、財(cái)險(xiǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響

從表7我們可以看到，一方面，當(dāng)某省份居于“低收入階段”時(shí)，壽險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的負(fù)向影響，然而當(dāng)其跨越 “低收入階段”之后，壽險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)開始產(chǎn)生促進(jìn)作用，特別在進(jìn)入“中高收入階段”和 “高收入階段”后，壽險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用，并且這種作用呈遞增趨勢(shì)。另一方面，非壽險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)始終有著正向的影響，特別是當(dāng)某省份跨越 “低收入階段”之后，非壽險(xiǎn)的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用非常顯著，并且這種作用呈遞增趨勢(shì)。表7的總體結(jié)果表明，壽險(xiǎn)業(yè)和產(chǎn)險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展均會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生非線性的促進(jìn)作用，這一結(jié)論與表6是基本一致的。

五、結(jié)論

保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用已經(jīng)為很多經(jīng)驗(yàn)研究所證實(shí)，部分國(guó)別研究還發(fā)現(xiàn)，保險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是非線性的。在已有研究的基礎(chǔ)上，本文探討了在中國(guó)這樣一個(gè)擁有眾多省份的國(guó)家，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在著非線性的影響。與已有研究相比，本文的特色有二：一是在考察對(duì)象上從“國(guó)際”轉(zhuǎn)向 “國(guó)內(nèi)”，分析保險(xiǎn)發(fā)展是否對(duì)我國(guó)不同省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用；二是在研究方法上利用了門限回歸模型，以檢驗(yàn)保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在非線性影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)主要包括：第一，從我國(guó)各省份的經(jīng)驗(yàn)來看，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的促進(jìn)作用。第二，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是非線性的，換句話說，當(dāng)某省份人均收入水平處于較低階段時(shí)，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不顯著，然而，隨著人均收入水平的提升，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)開始產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，并且這種促進(jìn)作用呈遞增趨勢(shì)。第三，壽險(xiǎn)業(yè)和財(cái)險(xiǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有著積極的促進(jìn)作用，特別是隨著某省份人均收入水平進(jìn)入較高階段時(shí)，這種促進(jìn)作用更加明顯。

本文研究的結(jié)論凸顯了保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性，也印證了 “經(jīng)濟(jì)越發(fā)展，保險(xiǎn)越重要”這一論斷。可以預(yù)期，隨著我國(guó)人均收入水平的進(jìn)一步提升，保險(xiǎn)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將進(jìn)一步得到體現(xiàn)。

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