城鎮(zhèn)化、經濟增長與保險業(yè)發(fā)展

王新軍等

摘 要：基于VAR模型討論中國城鎮(zhèn)化、經濟增長與保險業(yè)發(fā)展三者的關系，結果顯示，城鎮(zhèn)化水平和經濟增長對保險業(yè)發(fā)展具有長期的正向效應。從長期看，經濟增長、城鎮(zhèn)化率對保險業(yè)發(fā)展的影響有一個相對滯后效應。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化率；經濟增長；保險密度； Granger檢驗；脈沖響應分析

中圖分類號：F840.3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）01-0039-05

一、引言

黨的十八大明確指出要堅持走中國特色新型城鎮(zhèn)化道路。2012年中央經濟工作會議提出城鎮(zhèn)化是我國現代化建設的歷史任務，是擴大內需的最大潛力所在，要積極穩(wěn)妥推進城鎮(zhèn)化，著力提高城鎮(zhèn)化質量，積極引導城鎮(zhèn)化健康發(fā)展。黨的十八屆三中全會以后，中共中央又根據我國的具體情況提出，要走新型城鎮(zhèn)化道路，出臺實施新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃，落實和完善區(qū)域發(fā)展規(guī)劃和政策。改革開放35年來，我國的城鎮(zhèn)化率由1978年的17.9%上升到2012年的52.57%，城鎮(zhèn)化水平快速提升，城鎮(zhèn)數量大幅增加，城鎮(zhèn)設施和功能不斷完善，城鄉(xiāng)經濟社會結構也發(fā)生了重大變化。中國城鎮(zhèn)化無疑將對整個中國的保險行業(yè)產生重大和深遠的影響。具體來說，這種影響主要體現在兩個方面：一是城鎮(zhèn)化率不斷提高及流動人口市民化將進一步拉動保險需求；二是城鎮(zhèn)建設規(guī)劃的落實將會增加保險資金投資，同時也增加了保險投資收益。

二、城鎮(zhèn)化、經濟增長與保險業(yè)發(fā)展的相關研究

（一）關于城鎮(zhèn)化與經濟增長的關系研究

關于城鎮(zhèn)化與經濟增長的關系問題的研究，就現有的國內外文獻的研究來看，對其研究的成果主要集中在以下三個方面：（1）城鎮(zhèn)化與經濟增長之間是否存在著相關關系和內在規(guī)律。（2）測算城鎮(zhèn)化水平對經濟增長的貢獻率。（3）城鎮(zhèn)化對經濟增長有可能產生障礙或不利因素。比較有代表性的文獻有，王小魯（2002）[1]估算認為，目前中國城鎮(zhèn)化處于加速增長階段，其對經濟增長的凈貢獻可以達到3.6個百分點。Luisit Bertinelli&Ericstrob（2003）[2]分析了城鎮(zhèn)化、城市集中對經濟增長的動態(tài)影響，卻提出了相反的結論：城市集中與經濟增長之間存在倒U型關系，城鎮(zhèn)化與經濟增長之間卻沒有系統(tǒng)聯系。李秀敏、趙曉旭、朱艷艷（2006）[3]認為，城鎮(zhèn)化對經濟增長的貢獻率同經濟發(fā)展水平的順序恰好相反，依次為西部、中部和東部；城鎮(zhèn)化率每提高1%，西部、中部和東部的人均地區(qū)GDP將分別增加0.19%、0.13%和0.07%，這與傳統(tǒng)的經濟理論相違背。Chun-chung.Au，Vernon Henderson.J（2006）[4]認為，中國長期以來限制勞動力流動的政策阻礙了勞動力流動，導致農村勞動力過剩，使城鄉(xiāng)產業(yè)集群發(fā)展不充分，極大影響了城鎮(zhèn)化水平，不利于中國經濟增長。吳福象、劉志彪（2008）[5]認為，城鎮(zhèn)化率與經濟增長之間具有顯著的正相關關系，城市群對經濟增長也正發(fā)揮著越來越重要的新引擎作用。張志勇、李連慶（2012）[6]通過選取1978—2009年山東省城鎮(zhèn)化水平與人均GDP的時間序列數據，運用動態(tài)經濟計量模型，對城鎮(zhèn)化水平與經濟增長的互動效應進行了實證分析。實證結果表明，山東省城鎮(zhèn)化水平與經濟增長之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關系，且兩者變動具有同向性，短期內城鎮(zhèn)化對經濟增長的拉動作用要強于經濟增長對城鎮(zhèn)化的影響，城鎮(zhèn)化對經濟增長的長期影響則更為顯著。

（二）關于經濟增長與保險業(yè)的關系研究

關于保險發(fā)展與經濟增長相互關系的重要性已經達成了共識，國內外許多學者都圍繞這一主題開展了研究。研究的思路基本可以分為兩大類：一是保險發(fā)展與經濟增長的因果關系，二是保險與經濟增長相互影響的傳導機制。

對于保險發(fā)展與經濟增長的因果關系的研究。早期的研究主要集中在保險消費和收入水平、保險與金融發(fā)展之間的關系上。Ward和Zurbruegg（2000）[7]對英美在內OECD九個成員國的研究則表明，保險發(fā)展同經濟增長之間并沒有長期穩(wěn)定的關系。同時，對影響保險業(yè)發(fā)展因素的討論作為兩者因果關系的延伸也引起了許多學者的注意。Beck and Webb（2003）[8]檢驗了63個國家自1980年到1996年的壽險消費數據，發(fā)現在若干的影響因素中，教育水平、銀行業(yè)發(fā)展、通貨膨脹是影響壽險消費的最主要因素，而收入的影響力較差。饒曉輝和鐘正生（2005）[9]運用中國實際GDP和總保費額的數據考察中國經濟增長與保險市場發(fā)展之間的動態(tài)關系，認為對中國而言，保險市場的發(fā)展并不是經濟增長的原因，經濟增長才是保險市場發(fā)展的原因，并指出現階段中國保險功能的發(fā)揮受到約束條件的限制。龐楷（2009）[10]利用修正的Solow模型檢驗了財產保險和人身保險在中國經濟增長中發(fā)揮的作用，認為財產保險深度對經濟增長具有顯著的正面影響，而人身保險深度的影響卻不顯著。此外，與保險和銀行的獨立影響相比，保險深度和銀行貸款占比對經濟增長的聯合影響更為顯著。

對于保險與經濟增長相互影響的傳導機制的研究。孫祁祥和賁奔（1997）[11]認為在中國保險產業(yè)的發(fā)展過程中，政府的宏觀經濟政策和制度因素，即社會經濟體制的變革在轉變人們的風險意識和風險觀念中，起著非常重要的作用。Rule（2001）[12]認為，保險公司、互助基金和養(yǎng)老基金是股票、債券和房地產市場最大的機構投資者，而且他們對社會經濟發(fā)展中老齡化、收入差距拉大和全球化等重大問題產生越來越重要的影響。保險業(yè)和其他金融部門之間日趨密切的聯系也強化了保險對經濟增長可能發(fā)揮的作用。欒存存（2004）[13]研究表明，保險增長源于保險業(yè)自身的擴張、國民可支配收入增長和市場經濟體制改革。張芳潔（2004）[14]利用1980—2002年的時間序列數據，對影響我國保險業(yè)發(fā)展環(huán)境的經濟因素進行分析和度量，包括經濟發(fā)展水平、市場化程度、國家稅收水平、產業(yè)結構變動、儲蓄存款增長、固定資產投資增長額、通貨膨脹等因素。Peter Haiss和 Kjell（2008）[15]研究了OECD29個國家1992—2004年間的面板數據，分析了保險影響經濟增長的作用機制，認為保險對GDP具有正向推動作用，保險業(yè)對經濟的作用與該國經濟發(fā)展水平密切相關。劉晴輝（2008）[16]認為，在行為人的儲蓄由流動性資產和非流動性資產構成的情況下，保險發(fā)展產生儲蓄結構效應，而儲蓄結構效應導致的非流動性資產投資的相對增加，促進了資本和知識的積累，進而形成內生經濟增長。趙尚梅和李勇（2009）[17]認為保險業(yè)發(fā)展不僅對經濟增長做出貢獻，而且對非保險部門還存在溢出效應，保險業(yè)增速每提高1%，將帶動實際GDP增長率提高1.215 4%；保險業(yè)每增長1%，非保險部門增長0.047 2%。

（三）研究評述與啟示

縱觀國內外城鎮(zhèn)化、經濟增長與保險關系問題的實證研究，我們不難發(fā)現，實證分析結論所得差異較大，甚至得出相反的結論，而且有些結論也會隨著時間的推移逐步發(fā)生變化。主要可能是在實證分析中兩個方面的顯著差異造成的，一方面顯示保險發(fā)展指標變量的選擇存在差異，另一方面在實證分析方法中數據選取、模型設定、解釋角度等不同，包括模型中采用了不同的解釋變量和控制變量。此外，從目前的相關文獻來看，將城鎮(zhèn)化、經濟增長和保險業(yè)發(fā)展放到一起進行的研究十分少見，本文通過對三者的協(xié)整關系研究，來考察三者之間的長期聯動關系。

三、城鎮(zhèn)化、經濟增長與保險業(yè)發(fā)展的長期關系測度

（一）數據來源與整理

本文以城鎮(zhèn)化率（RU）表示城鎮(zhèn)化水平，以人均GDP（AGDP）表示國民經濟發(fā)展水平，以保險密度（ID）表示保險發(fā)展水平。樣本范圍為1980—2012年的33個年度數據，數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2012）》與和訊保險網。

為了消除異方差，對各變量分別取自然對數，取對數后的變量分別為LID、RU和LAGDP。變化趨勢如圖1所示。

從圖1可以看出，各變量具有相同的增長變化趨勢，方向比較一致，并且均表現出非平穩(wěn)的特征。其中，保險密度明顯增加更快，這與我國保險行業(yè)在中國的快速發(fā)展的現實相符合。對各變量分別進行一次差分，差分后變量的時間序列變得相對平穩(wěn)（圖2所示），但仍然表現出一定的趨勢性，究竟差分之后是否為平穩(wěn)序列，需進一步進行平穩(wěn)性檢驗。

（二）實證分析

1. 序列平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。本文采用ADF和PP檢驗方法對變量序列進行了單位根檢驗。對滯后項的選擇和模型優(yōu)劣的識別主要運用了AIC和SBC信息標準。檢驗結果（見表1）顯示，在5%的顯著性水平上，LID、LRU和LAGDP是非平穩(wěn)變量，而一階差分DLID、DLRU和LAGDP均是平穩(wěn)變量。所以LID～I（1）、LRU～I（1）、LAGDP～I（1）。LID、LRU和LAGDP之間符合存在協(xié)整關系的條件，即同階單整，可能存在協(xié)整關系，因此我們可以對三者進行協(xié)整關系的檢驗。

下面對3個變量進行協(xié)整關系檢驗，利用Johansen極大似然法進行協(xié)整檢驗，結果見表2。

由表2可知，在5%顯著性水平下，最大特征值統(tǒng)計量和跡統(tǒng)計量相互驗證，拒絕了無協(xié)整關系的原假設，說明LRU和LID之間存在協(xié)整關系，即從長期看變量間存在長期穩(wěn)定的關系。

2. VEC模型的構建。只要變量之間存在協(xié)整關系，就可以由ARDL模型導出VEC模型。Sims（1980）[18]認為對非平穩(wěn)變量進行差分后再將其納入VAR模型將會丟失數據中的互動信息，因此他們建議即使在變量存在單位根的情況下，仍然可以將非平穩(wěn)的序列放入VAR模型中。為了減少互動信息的丟失，且變量之間存在協(xié)整關系，故本文將變量的水平值直接納入VAR系統(tǒng)中。

首先確定VAR的最佳滯后期。根據信息準則評價指標來確定最佳滯后期。從表3可以看出，應該建立VAR（1）模型。

接下來，我們給出VAR（1）的解析表達式：

LID=0.954 2*LID（-1）-0.230 8*LAGDP（-1）+0.716 7*LRU（-1）-0.6643（1）

LAGDP=0.000 7*LID（-1）+0.962 5*LAGDP（-1）+0.124 3*LRU（-1）- 0.118 9（2）

LRU=-0.015 7*LID（-1）+0.107 2*LAGDP（-1）+0.825 4*LRU（-1）+0.046 8（3）

對個方程的各階系數的顯著性檢驗結果顯示，兩個方程的擬合度R2都較高，說明方程擬合較好，而且各個方程的P值顯示，各階系數均高度顯著，如表4所示。

要根據VAR模型來判斷變量之間的動態(tài)影響關系，需要借助于Granger因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解來實現，但這需要以VAR的穩(wěn)定為前提。根據VAR模型的單位根檢驗結果，發(fā)現所有的特征值均在單位圓內，故此VAR（1）系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

由于上述變量之間有較好的協(xié)整性，可以對變量關系進行Granger因果檢驗，檢驗結果如表5所示。檢驗結果表明，城鎮(zhèn)化是保險業(yè)發(fā)展的Granger原因，但是，保險業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化的Granger原因，這說明城鎮(zhèn)化在長期發(fā)展過程中會促進保險業(yè)的發(fā)展，這同我國目前的保險業(yè)發(fā)展現狀相一致。由此說明我們如此建立變量之間的關系是合理的。但是，要具體了解各經濟變量變動的動態(tài)相互影響，就要通過脈沖響應函數和方差分解來實現。

四、保險資金投資規(guī)模與經濟增長之間的波動關系分析

（一）脈沖響應函數分析

脈沖響應函數是用于衡量來自隨機擾動項（信息）的一個標準差沖擊對變量當前和未來取值的影響軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應。根據模型的AR根圖，如果被估計的VAR模型的所有根模的倒數全部都落在單位圓以內，則模型穩(wěn)定；反之，某些結果將不再有效，比如脈沖響應函數的標準誤差。模型的穩(wěn)定性檢驗結果表明，模型均符合穩(wěn)定性條件，可以進行下面的脈沖響應分析和方差分析。本文基于Cholesky順序的脈沖響應函數做脈沖響應分析（如圖3、圖4所示）。

圖3顯示，LID受到LAGDP的一個正向沖擊后，從第1期開始LID開始下降，并且從第二期開始LID的下降幅度呈現邊際遞增的效應，并且在第3期達到最小值，隨后上升并且一直持續(xù)下去，這說明LID對于LAGDP的正向沖擊的作用在短期表現出負效應，這說明在短期經濟增長會對保險需求表現出較強的替代效應，但是從長期來看，經濟增長必然促進保險需求的增長。

圖4顯示，LID受到城鎮(zhèn)化增長的一個沖擊后，立刻開始上升，并在第6期達到峰值，然后保持穩(wěn)定的正向效應。這說明我國的城鎮(zhèn)化對保險需求的影響是長期的、持續(xù)的。這意味著目前我國的保險需求有長期的發(fā)展空間。

（三）方差分解函數分析

方差分解表示的是當系統(tǒng)的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每一個內生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項（信息）相關聯的各組成部分，以了解各信息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析了各個變量對保費收入的貢獻率。方差分解結果（圖5）表明在第9年以后基本穩(wěn)定。從長期看，保費收入變化中約75%由其自身決定，說明保險行業(yè)具有相當強的自我發(fā)展、自我擴張的內在強化能力，城鎮(zhèn)化增長變化的沖擊從長期來看能解釋保險發(fā)展變化的20%左右。

六、主要研究結論

本文利用VAR模型和脈沖響應函數方法對1980—2012年的城鎮(zhèn)化率、采用通貨膨脹率修正的人均GDP和保險密度三個時序數據進行計量分析，從實證的角度論證了城鎮(zhèn)化、經濟增長、和保險業(yè)發(fā)展之間的關系?？梢缘贸鲆韵聨c結論：

1.城鎮(zhèn)化、經濟增長和保險業(yè)發(fā)展之間存在動態(tài)協(xié)整關系，也就是說幾者之間存在著相互的關聯和影響。

2. 從長期看，經濟增長、城鎮(zhèn)化率對保險業(yè)發(fā)展的影響有一個相對較長時期的滯后，這種滯后效應可能是在經濟狀況良好時，人們的安全感比較高，相對于保險的需求減少。但是經濟增長具有周期性，當經濟經過一個時期發(fā)展開始走向衰退時，人們的憂患意識增強，對保險的需求就會增加。因此經濟發(fā)展對保險業(yè)的影響作用將會產生滯后效應。

3. 從方差分解表也可以看出，保險業(yè)的發(fā)展有75%是依靠保險業(yè)內部的發(fā)展獲得的，外部對保險業(yè)發(fā)展影響只占到20%左右。

4. 研究表明，1980—2012年中國保險業(yè)的快速發(fā)展不僅與保險業(yè)自身的努力增長有關，還與我國城鎮(zhèn)化率、經濟長期快速增長有關，這種關系不斷改變著保險需求者的預期，極大地提升了保險業(yè)的發(fā)展水平。

參考文獻：

[1]王小魯.城市化與經濟增長[J].經濟社會體制比較，2002，（1）：23-32.

[2]Luisit Bertinelli，Eric Strobl. Urban Concentration and Economic Growth in Developing Countries[J]. Urbanization. Work-ing Paper，CREDIT. 2003.3：145-153.

[3]李秀敏，趙曉旭，朱艷艷.中國東、中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經濟增長貢獻的比較研究[A].中國西部地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展與社會創(chuàng)新國際學術研討會論文集[C].2006，（10）123-126.

[4]Chun Chung A，Vernon Henderson J. Are Chinese Cities Too Small？[J]. Review of Economic Studies，2006，（7）：549-576.

[5]吳福象，劉志彪.城市化群落驅動經濟增長的機制研究——來自長三角16個城市的經驗證據[J].經濟研究，2008，（11）：126-136.

[6]張志勇，李連慶.城鎮(zhèn)化水平與經濟增長互動效應的動態(tài)分析[J].山東財政學院學報，2012，（5）：64-71.

[7]Ward Damian，Zurbruegg Ralf. Does Insurance promote Economic Growth Evidence from OECD Countries[J]. The Journal of Risk and Insurance，2000，67（4）：489-506.

[8]Beck Thorsten ，Webb Ian. Demographic and Institutional Determinants of Life Insurance Consumption across Countries[J]. Economic，2002.

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

[10]龐楷.保險業(yè)對經濟增長影響的實證分析——基于修正的Solow模型[J].保險研究，2009，（7）.

[11]孫祁祥，賁奔.中國保險產業(yè)發(fā)展的供需規(guī)模分析[J].經濟研究，1997，（3）.

[12]Rule David. Risk Transfer between Banks，Insurance Companies and Capital Markets[J].Financial Stability Review，2001，11：127-159.

[13]欒存存.我國保險業(yè)增長分析[J].經濟研究，2004，（1）.

[14]張芳潔.影響我國保險業(yè)發(fā)展的經濟因素的實證分析[J].數量經濟技術經濟研究，2004，（3）.

[15]Peter Haiss，Kjell Sumegi. The relationship between insurance and economic growth in Europe：a theoretical and empirical analysis[J].Empirica，2008，35：405-431.

[16]劉晴輝.保險發(fā)展、儲蓄結構變化與經濟增長[J].當代經濟科學，2008，（6）.

[17]趙尚梅，李勇，龐玉鋒.保險業(yè)對經濟增長貢獻的理論模型與實證檢驗[J].保險研究，2009，（1）.

[18]Sims，C. A. Macroeconomics and Reality[J]. Econometrica，1980，（48）：1-48.

責任編輯、校對：高鐘庭

（三）方差分解函數分析

方差分解表示的是當系統(tǒng)的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每一個內生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項（信息）相關聯的各組成部分，以了解各信息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析了各個變量對保費收入的貢獻率。方差分解結果（圖5）表明在第9年以后基本穩(wěn)定。從長期看，保費收入變化中約75%由其自身決定，說明保險行業(yè)具有相當強的自我發(fā)展、自我擴張的內在強化能力，城鎮(zhèn)化增長變化的沖擊從長期來看能解釋保險發(fā)展變化的20%左右。

六、主要研究結論

本文利用VAR模型和脈沖響應函數方法對1980—2012年的城鎮(zhèn)化率、采用通貨膨脹率修正的人均GDP和保險密度三個時序數據進行計量分析，從實證的角度論證了城鎮(zhèn)化、經濟增長、和保險業(yè)發(fā)展之間的關系?？梢缘贸鲆韵聨c結論：

1.城鎮(zhèn)化、經濟增長和保險業(yè)發(fā)展之間存在動態(tài)協(xié)整關系，也就是說幾者之間存在著相互的關聯和影響。

2. 從長期看，經濟增長、城鎮(zhèn)化率對保險業(yè)發(fā)展的影響有一個相對較長時期的滯后，這種滯后效應可能是在經濟狀況良好時，人們的安全感比較高，相對于保險的需求減少。但是經濟增長具有周期性，當經濟經過一個時期發(fā)展開始走向衰退時，人們的憂患意識增強，對保險的需求就會增加。因此經濟發(fā)展對保險業(yè)的影響作用將會產生滯后效應。

3. 從方差分解表也可以看出，保險業(yè)的發(fā)展有75%是依靠保險業(yè)內部的發(fā)展獲得的，外部對保險業(yè)發(fā)展影響只占到20%左右。

4. 研究表明，1980—2012年中國保險業(yè)的快速發(fā)展不僅與保險業(yè)自身的努力增長有關，還與我國城鎮(zhèn)化率、經濟長期快速增長有關，這種關系不斷改變著保險需求者的預期，極大地提升了保險業(yè)的發(fā)展水平。

參考文獻：

[1]王小魯.城市化與經濟增長[J].經濟社會體制比較，2002，（1）：23-32.

[2]Luisit Bertinelli，Eric Strobl. Urban Concentration and Economic Growth in Developing Countries[J]. Urbanization. Work-ing Paper，CREDIT. 2003.3：145-153.

[3]李秀敏，趙曉旭，朱艷艷.中國東、中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經濟增長貢獻的比較研究[A].中國西部地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展與社會創(chuàng)新國際學術研討會論文集[C].2006，（10）123-126.

[4]Chun Chung A，Vernon Henderson J. Are Chinese Cities Too Small？[J]. Review of Economic Studies，2006，（7）：549-576.

[5]吳福象，劉志彪.城市化群落驅動經濟增長的機制研究——來自長三角16個城市的經驗證據[J].經濟研究，2008，（11）：126-136.

[6]張志勇，李連慶.城鎮(zhèn)化水平與經濟增長互動效應的動態(tài)分析[J].山東財政學院學報，2012，（5）：64-71.

[7]Ward Damian，Zurbruegg Ralf. Does Insurance promote Economic Growth Evidence from OECD Countries[J]. The Journal of Risk and Insurance，2000，67（4）：489-506.

[8]Beck Thorsten ，Webb Ian. Demographic and Institutional Determinants of Life Insurance Consumption across Countries[J]. Economic，2002.

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

[10]龐楷.保險業(yè)對經濟增長影響的實證分析——基于修正的Solow模型[J].保險研究，2009，（7）.

[11]孫祁祥，賁奔.中國保險產業(yè)發(fā)展的供需規(guī)模分析[J].經濟研究，1997，（3）.

[12]Rule David. Risk Transfer between Banks，Insurance Companies and Capital Markets[J].Financial Stability Review，2001，11：127-159.

[13]欒存存.我國保險業(yè)增長分析[J].經濟研究，2004，（1）.

[14]張芳潔.影響我國保險業(yè)發(fā)展的經濟因素的實證分析[J].數量經濟技術經濟研究，2004，（3）.

[15]Peter Haiss，Kjell Sumegi. The relationship between insurance and economic growth in Europe：a theoretical and empirical analysis[J].Empirica，2008，35：405-431.

[16]劉晴輝.保險發(fā)展、儲蓄結構變化與經濟增長[J].當代經濟科學，2008，（6）.

[17]趙尚梅，李勇，龐玉鋒.保險業(yè)對經濟增長貢獻的理論模型與實證檢驗[J].保險研究，2009，（1）.

[18]Sims，C. A. Macroeconomics and Reality[J]. Econometrica，1980，（48）：1-48.

責任編輯、校對：高鐘庭

（三）方差分解函數分析

方差分解表示的是當系統(tǒng)的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每一個內生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項（信息）相關聯的各組成部分，以了解各信息對模型內生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術分析了各個變量對保費收入的貢獻率。方差分解結果（圖5）表明在第9年以后基本穩(wěn)定。從長期看，保費收入變化中約75%由其自身決定，說明保險行業(yè)具有相當強的自我發(fā)展、自我擴張的內在強化能力，城鎮(zhèn)化增長變化的沖擊從長期來看能解釋保險發(fā)展變化的20%左右。

六、主要研究結論

本文利用VAR模型和脈沖響應函數方法對1980—2012年的城鎮(zhèn)化率、采用通貨膨脹率修正的人均GDP和保險密度三個時序數據進行計量分析，從實證的角度論證了城鎮(zhèn)化、經濟增長、和保險業(yè)發(fā)展之間的關系。可以得出以下幾點結論：

1.城鎮(zhèn)化、經濟增長和保險業(yè)發(fā)展之間存在動態(tài)協(xié)整關系，也就是說幾者之間存在著相互的關聯和影響。

2. 從長期看，經濟增長、城鎮(zhèn)化率對保險業(yè)發(fā)展的影響有一個相對較長時期的滯后，這種滯后效應可能是在經濟狀況良好時，人們的安全感比較高，相對于保險的需求減少。但是經濟增長具有周期性，當經濟經過一個時期發(fā)展開始走向衰退時，人們的憂患意識增強，對保險的需求就會增加。因此經濟發(fā)展對保險業(yè)的影響作用將會產生滯后效應。

3. 從方差分解表也可以看出，保險業(yè)的發(fā)展有75%是依靠保險業(yè)內部的發(fā)展獲得的，外部對保險業(yè)發(fā)展影響只占到20%左右。

4. 研究表明，1980—2012年中國保險業(yè)的快速發(fā)展不僅與保險業(yè)自身的努力增長有關，還與我國城鎮(zhèn)化率、經濟長期快速增長有關，這種關系不斷改變著保險需求者的預期，極大地提升了保險業(yè)的發(fā)展水平。

參考文獻：

[1]王小魯.城市化與經濟增長[J].經濟社會體制比較，2002，（1）：23-32.

[2]Luisit Bertinelli，Eric Strobl. Urban Concentration and Economic Growth in Developing Countries[J]. Urbanization. Work-ing Paper，CREDIT. 2003.3：145-153.

[3]李秀敏，趙曉旭，朱艷艷.中國東、中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經濟增長貢獻的比較研究[A].中國西部地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展與社會創(chuàng)新國際學術研討會論文集[C].2006，（10）123-126.

[4]Chun Chung A，Vernon Henderson J. Are Chinese Cities Too Small？[J]. Review of Economic Studies，2006，（7）：549-576.

[5]吳福象，劉志彪.城市化群落驅動經濟增長的機制研究——來自長三角16個城市的經驗證據[J].經濟研究，2008，（11）：126-136.

[6]張志勇，李連慶.城鎮(zhèn)化水平與經濟增長互動效應的動態(tài)分析[J].山東財政學院學報，2012，（5）：64-71.

[7]Ward Damian，Zurbruegg Ralf. Does Insurance promote Economic Growth Evidence from OECD Countries[J]. The Journal of Risk and Insurance，2000，67（4）：489-506.

[8]Beck Thorsten ，Webb Ian. Demographic and Institutional Determinants of Life Insurance Consumption across Countries[J]. Economic，2002.

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

[10]龐楷.保險業(yè)對經濟增長影響的實證分析——基于修正的Solow模型[J].保險研究，2009，（7）.

[11]孫祁祥，賁奔.中國保險產業(yè)發(fā)展的供需規(guī)模分析[J].經濟研究，1997，（3）.

[12]Rule David. Risk Transfer between Banks，Insurance Companies and Capital Markets[J].Financial Stability Review，2001，11：127-159.

[13]欒存存.我國保險業(yè)增長分析[J].經濟研究，2004，（1）.

[14]張芳潔.影響我國保險業(yè)發(fā)展的經濟因素的實證分析[J].數量經濟技術經濟研究，2004，（3）.

[15]Peter Haiss，Kjell Sumegi. The relationship between insurance and economic growth in Europe：a theoretical and empirical analysis[J].Empirica，2008，35：405-431.

[16]劉晴輝.保險發(fā)展、儲蓄結構變化與經濟增長[J].當代經濟科學，2008，（6）.

[17]趙尚梅，李勇，龐玉鋒.保險業(yè)對經濟增長貢獻的理論模型與實證檢驗[J].保險研究，2009，（1）.

[18]Sims，C. A. Macroeconomics and Reality[J]. Econometrica，1980，（48）：1-48.

責任編輯、校對：高鐘庭