本文基于1999²013年中國保險市場數據,運用自回歸分布滯后模型和交替條件期望算法,考察了保險業(yè)發(fā)展對經濟增長的影響,檢驗了保險消費是否存在非線性經濟增長效應。研究結果顯示,隨著保險市場的發(fā)展,其對經濟增長的影響顯著增強,在不同的發(fā)展水平下保險市場發(fā)展與經濟增長存在倒U型關系。在進一步細分壽險市場和非壽險市場后發(fā)現,壽險市場對經濟增長的促進作用與整體保險市場類似,而非壽險市場無顯著的經濟增長效應。 

【文章來源】：保險研究. 2014,(12)北大核心CSSCI

【文章頁數】：10 頁

【部分圖文】：

CSSUM檢驗統計量和CSSUMSQ檢驗統計量序列圖

在不同階段其影響存在明顯差異。圖2各原始變量與轉換變量對應散點圖考慮到Ay與y間為標準的單調遞增關系，為了量化保險發(fā)展對經濟增長的影響，可以將式(11)中的被解釋變量替換為y并計算各變量間的長期協整關系，然后使用三次樣條插值的方法得到(yt，Ayt)與(yt+1，Ayt+1)間的擬合函數，根據擬合函數計算出實際保費總收入在不同分位數位置對經濟增長的影響。序列y、Ax1、Ax2、Ax3和Ax4間長期協整關系可以表示為:y=9．368(0．001)＊＊＊+2．418*Ax1(1．473)*+2．148*Ax2(0．973)＊＊+3．047*Ax3(1．391)＊＊+1．761*Ax4(0．001)＊＊＊(17)括號中的數字表示系數的標準差，＊＊＊，＊＊和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。將x3按從小到大排序，對于相鄰兩點(x3t，Ax3t)、(x3t+1，Ax3t+1)可使用三次樣條插值的方法得到一個三次多項式用來表示兩點間的平滑曲線。比如x3的5%分位數為－102．372，它處于［－130．423，－97．422］內，在平面中兩點［－130．423，－0．00136］和［－97．422，－0．00101］①間可使用三次樣條插值得到如下函數:Ax3=2．73*10－9(x3+130．423)3+1．35*10－8(x3+130．423)2+1．09*10－5(x3+130．423)－0．001008(18)將式(18)代入式(17)即可求得在x3=－102．372處x3對y系數為－0．0006，按照類似的方法可以得到x3在不同分位數時對y的系數，結果如表4所示。實際保費總收入對經濟增長影響系數列表表4分位數水平分位數值系數分位數水平分位數值系數5%－102．372－0．001875%85．6490．001810%－51．8470．000385%94．8150．001525%－4．8190．003190%130．7960．001250%50．9560．009395%185．6040．0012說明:“分位數水

【參考文獻】：
期刊論文
[1]我國保險業(yè)發(fā)展的經濟增長效應:基于金融協同的視角[J]. 吳永鋼,李政.  南開經濟研究. 2013(04)
[2]保險消費促進經濟增長的行為金融機理研究[J]. 蒲成毅,潘小軍.  經濟研究. 2012(S1)
[3]保險業(yè)結構、區(qū)域差異與經濟增長[J]. 邵全權.  經濟學(季刊). 2012(02)
[4]非壽險業(yè)對經濟增長的促進——基于修正的人力資本和增長模型[J]. 李心愉,郁智慧.  經濟學動態(tài). 2011(01)
[5]我國保險消費的經濟增長效應[J]. 趙進文,邢天才,熊磊.  經濟研究. 2010(S1)
[6]保險業(yè)順周期性與逆周期監(jiān)管:理論述評、形成機制與應對策略[J]. 劉超,劉志威.  保險研究. 2010(08)
[7]中國保險市場發(fā)展的非線性增長效應研究[J]. 沈坤榮,魏鋒.  金融研究. 2010(07)
[8]中國保險發(fā)展與經濟增長關系檢驗——基于Bootstrap仿真方法的實證分析[J]. 胡宏兵,郭金龍.  宏觀經濟研究. 2010(02)
[9]中國保險機構資金運用效率研究:基于資源型兩階段DEA模型[J]. 黃薇.  經濟研究. 2009(08)
[10]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]. 龐楷.  保險研究. 2009(07)



本文編號：2985784