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論文摘要：本文首次以支出法衡量保險業(yè)發(fā)展情況，研究保險業(yè)內(nèi)在發(fā)展規(guī)律，并運用HP濾波技術(shù)測算出我國保險周期約為5年至7年。通過建立向量自回歸模型對保險業(yè)產(chǎn)出與GDP進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，發(fā)現(xiàn)我國保險業(yè)的發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。由此推導(dǎo)出協(xié)整模型與誤差修正模型亦表明保險業(yè)對我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著貢獻(xiàn)。在此基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)得出保險業(yè)的正面沖擊在滯后三期時對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大，滯后四期時達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)的結(jié)論。
論文關(guān)鍵詞：向量自回歸模型,格蘭杰檢驗
　　誤差修正模型脈沖響應(yīng)函數(shù)
　　一、引言
　　縱觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷史，除了傳統(tǒng)工業(yè)、農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長中扮演著重要的角色，越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家注意到金融保險業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著重要作用。眾所周知，國民經(jīng)濟(jì)的增長不是直線式的上升，而是沿著一種螺旋式的軌跡上升的。因此，經(jīng)濟(jì)總量呈現(xiàn)出一種周期性的波動，然而這種波動的周期不是確定的。在一個周期的上升階段各個行業(yè)飛速發(fā)展，物價攀升，貨幣流通速度加快。而在經(jīng)濟(jì)周期的下降階段，各行業(yè)產(chǎn)值逐漸下滑，流動性逐漸降低。在國民經(jīng)濟(jì)周期性的波動中，保險業(yè)的發(fā)展也存在著對應(yīng)的周期波動關(guān)系，但是國外的保險經(jīng)濟(jì)學(xué)者為專門考察承保業(yè)務(wù)的特點，其研究和討論主要集中在財險和責(zé)任險領(lǐng)域，而對于保險周期卻研究甚少。保險周期從技術(shù)層面講，至少應(yīng)該包括承保和投資環(huán)節(jié)，即應(yīng)該涵蓋保險公司全部業(yè)務(wù)的運營過程，形成保險業(yè)的發(fā)展周期。因此本文擬從我國保險周期入手，繼而深入討論我國保險業(yè)與宏觀經(jīng)濟(jì)內(nèi)在聯(lián)系。
　　目前，國內(nèi)外關(guān)于保險業(yè)周期方面的文獻(xiàn)主要集中在承保周期的研究上，由于對保險市場的認(rèn)識不同，在解釋周期現(xiàn)象時主要分為兩類——第一類基于保險市場是非理性的，呈現(xiàn)出明顯的不完善的假設(shè)。第二類則強(qiáng)調(diào)保險市場反映了理性預(yù)期但充斥著制度性。其中Venezian(1985)認(rèn)為，外推預(yù)測的定價技術(shù)是承保周期產(chǎn)生的根本原因。用過去的損失經(jīng)驗來外推未來的損失狀況，從而確定保險費率。這是經(jīng)典非理性流派。而對于理性預(yù)期，制度性干預(yù)假設(shè)，則強(qiáng)調(diào)市場本身的理性。按照Cummins和Outreville(1987)建立的模型認(rèn)為在市場理性下，所有參與者都是信息完全，不應(yīng)該存在周期現(xiàn)象，而現(xiàn)實中存在的承保周期現(xiàn)象只能解釋為制度的沖擊造成。
　　如果將所研究的視角放大到整個宏觀經(jīng)濟(jì)中，保險市場的繁榮昌盛很容易與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展緊密相連，由此經(jīng)濟(jì)周期也可以作為解釋承保周期的原因。保險需求的主要決定因素是可支配收入，這一經(jīng)濟(jì)變量和經(jīng)濟(jì)周期有著密切關(guān)系。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于高漲階段，國民收入達(dá)到高點，對保費收入起到直接的刺激作用，進(jìn)而保險業(yè)快速發(fā)展。相反，當(dāng)經(jīng)濟(jì)步入低谷，同樣使得保險需求降低，保險發(fā)展也進(jìn)入蕭條階段。因此，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家也開始研究保險業(yè)與經(jīng)濟(jì)總量的關(guān)系。
　　Outreville(1990)運用發(fā)展中國家的截面數(shù)據(jù)，證實了保險業(yè)發(fā)展與金融業(yè)之間存在正相關(guān)關(guān)關(guān)系。Ward和RalfZurbruegg（2000）他們采用面板數(shù)據(jù)分析OECD九個成員國保險業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，并表明在所分析的某些國家，保險市場發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，而在其余國家結(jié)論則是相反的。國內(nèi)近些年也開始對保險業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行相關(guān)性研究。謝立人（2006）通過采用柯布道格拉斯函數(shù)，建立經(jīng)濟(jì)增長模型，發(fā)現(xiàn)財產(chǎn)保險市場對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)向作用，而人身保險市場對經(jīng)濟(jì)增長有正向作用。饒曉輝，鐘正生（2005）采用1999年到2005年的保費總額與GDP的季度數(shù)據(jù)建立向量自回歸模型，通過格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)在中國經(jīng)濟(jì)增長是保險業(yè)發(fā)展的原因。徐曉燕，任艷艷（2008）利用保險密度這一指標(biāo)來對GDP進(jìn)行因果關(guān)系檢驗。他們發(fā)現(xiàn)，中國經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)發(fā)展的推動作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。曹乾，何建敏（2006）分別取兩個階段數(shù)據(jù)，通過建立向量自回歸模型來進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)在名義值下經(jīng)濟(jì)增長是保費增長的格蘭杰原因，但是以實際值進(jìn)行檢驗結(jié)果表明保費增長是經(jīng)濟(jì)增長的原因。
　　然而，現(xiàn)有國內(nèi)文獻(xiàn)在測算保險行業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長時所采用的宏觀變量都是保費和GDP。這種以保費為單一指標(biāo)來衡量保險業(yè)的發(fā)展，會降低對保險業(yè)產(chǎn)值的估算，從而會低估其對GDP的貢獻(xiàn)率。由于保險公司的收入主要來源于兩大部分：一是保費，二是投資收益。隨著市場經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，保險公司為了穩(wěn)定和擴(kuò)大經(jīng)營必須在市場上進(jìn)行大量投資，以此來獲得回報。因此，筆者認(rèn)為僅選取保費作為衡量保險業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)是不太合適的。在本文中，首次采用支出法來對保險業(yè)的產(chǎn)值進(jìn)行核算，其中包括保險公司的賠付與給付、營業(yè)費用以及投資三個指標(biāo)。這更加真實反應(yīng)出保險業(yè)發(fā)展水平，并且可以更加準(zhǔn)確地測算出保險業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。
　　綜上所述，本文首先通過HP濾波技術(shù)對我國保險發(fā)展周期性波動進(jìn)行分析，隨后采用單位根檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法確定了保險業(yè)與GDP的內(nèi)在聯(lián)系關(guān)系，并測算出保險業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)，以及內(nèi)生變量變動的情況。
　　二、保險業(yè)發(fā)展的周期性研究
　　在宏觀經(jīng)濟(jì)中，GDP隨著時間的推移呈螺旋式增長。一個經(jīng)濟(jì)周期中，總產(chǎn)出先后經(jīng)歷峰頂，衰退，谷底，復(fù)蘇四個狀態(tài)。在衰退時期，由于失業(yè)增加，企業(yè)設(shè)備閑置，產(chǎn)量逐漸減少，經(jīng)濟(jì)運行速度放緩，實際產(chǎn)出小于潛在產(chǎn)出；反之，在復(fù)蘇階段，生產(chǎn)要素的利用量增大，居民收入上升，消費需求不斷增強(qiáng)，國民產(chǎn)出不斷增加。然而，外部經(jīng)濟(jì)運行的周期性變化勢必對保險產(chǎn)品的需求產(chǎn)生較大影響，可以推斷保險業(yè)的發(fā)展一定存在著類似的周期性波動。
　　引言中提到，目前大部分文獻(xiàn)中采用保費收入作為衡量保險業(yè)發(fā)展來做實證研究。這種方法筆者認(rèn)為是不太恰當(dāng)?shù)�，因為保費收入體現(xiàn)的是購買方的購買力，僅是需求方的反映，不能均衡的反應(yīng)保險供給與需求所帶來的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。因此為了將保險業(yè)整個行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r表現(xiàn)出來，本文擬從保險公司運作的過程來分析，在這其中起核心地位就是保險資金的運轉(zhuǎn)過程。
　　所謂保險資金就是轉(zhuǎn)化為保險企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營要素的貨幣表現(xiàn)。從保險資金的來源看，保險資金來源于所有者和債權(quán)人。保險公司的所有者對企業(yè)投入的資本以及形成的資本公積金、盈余公積金、總準(zhǔn)備金和未分配利潤成為保險資金的組成部分。保險公司的主要業(yè)務(wù)活動分為保險經(jīng)營活動和投資活動。保險經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流入的項目主要是保費收入，所產(chǎn)生現(xiàn)金流出的項目主要是各項賠款（）和營業(yè)費用（）。投資活動所產(chǎn)生的現(xiàn)金流入項目主要包括收回投資和取得投資收益時所取得的現(xiàn)金，以及處置固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)所收取的現(xiàn)金。所產(chǎn)生的資金流出項目主要有購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)、債權(quán)投資和股權(quán)投資等等，這一部分統(tǒng)稱為投資支出（）。綜上，本文在衡量保險業(yè)產(chǎn)出時，采用支出法計算，即：
　　
　　其中表示第個時期保險業(yè)產(chǎn)出。利用上式來計算保險業(yè)的產(chǎn)出時避免了以往文獻(xiàn)中僅用保費收入單一指標(biāo)計算時所造成的產(chǎn)出低估。
　　選取以上四個指標(biāo)從1999~2009年季度數(shù)據(jù)，進(jìn)而得到季度保險業(yè)產(chǎn)出序列。為了更好的比較經(jīng)濟(jì)總量，筆者將GDP也畫在下圖中：
　　
　　圖1GDP與保險業(yè)產(chǎn)出單位：億元
　　上圖中可以看出，保險業(yè)產(chǎn)出呈現(xiàn)波動上升階段，因此對保險業(yè)產(chǎn)出采用HP濾波方法進(jìn)行分析。該方法最初于Hodrick和Prescott在1980年提出。模型將時間序列假設(shè)為趨勢成分與周期成分相加構(gòu)成，其權(quán)重有一個特定的優(yōu)化問題確定。采用雙邊加權(quán)移動平均方法，在對趨勢成分的二階差分變動進(jìn)行處罰的條件下，使得周期成分的方差達(dá)到最小。設(shè)時間序列，表示時間序列的趨勢成分，表示周期成分，使得下式達(dá)到最優(yōu)：
　　
　　其中。對于季度數(shù)據(jù)取。
　　由于選取的數(shù)據(jù)時間跨度較大并且是名義變量，首先將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，減少異常波動。通過EVIEWS5.1對進(jìn)行HP濾波分析，如下圖所示：
　　
　　圖2：的HP濾波
　　通過HP濾波可以分離出的趨勢成分與周期成分兩序列，分別以與表示。如下圖：
　　
　　圖3：趨勢成分TI與周期成分CI
　　在對走勢分析上，可以結(jié)合上圖看出穩(wěn)定在的趨勢，但是圍繞呈周期性波動，的周期性將反映到上，從而體現(xiàn)出我國保險業(yè)的發(fā)展變化。對進(jìn)行正態(tài)性檢驗見下圖：
　　
　　圖4：相對周期成分的正態(tài)性檢驗
　　上圖中統(tǒng)計量為0.037724，值為0.981315。偏度為-0.064482，峰度為3.062811。因此序列符合正態(tài)分布，記為。對于HP濾波技術(shù)，有下式：
　　
　　這里假設(shè)以固定的速率增長，可以設(shè)為。上式中只有是隨機(jī)變量，服從正態(tài)分布，上式變?yōu)椋?br> 　　
　　在與獨立的前提下有，。然而由于保險周期的存在，對于某一特定時期，如保險發(fā)展處于低谷期間時，必然位于之下；而相反地，當(dāng)保險業(yè)加速發(fā)展時，卻必然在之上。這樣就不滿足與的獨立性假設(shè)。因此的波動的最大程度應(yīng)該在邊界上，所以有。
　　為了更加清楚地看出相對于的波動幅度與方向，可以計算的相對周期成分，即：周期成分與趨勢成分的比值。得到的序列如下圖所示：
　　
　　圖5：的相對周期成分
　　從上圖中可以清楚地看出，我國保險業(yè)發(fā)展存在近似性周期性波動情況，1999~2009年近似存在兩個周期，平均周期在5~7年左右。1999~2001年主要為下降趨勢，但是在上下波動劇烈，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了0.01378。而2002~2007年處在上升階段，并且2002~2006年間的上升趨勢不太明顯，相對周期成分都處于0軸附近，波動較小，說明保險發(fā)展在該區(qū)間內(nèi)是沿著穩(wěn)步前進(jìn)，該區(qū)間標(biāo)準(zhǔn)差為0.003291。隨后在2007年第三季度時保險發(fā)展水平達(dá)到頂峰，超出了趨勢線，并達(dá)到最高，但是到2009年時出現(xiàn)拐點，發(fā)展水平逐漸降低，靠近趨勢線。
　　因此，樣本初期相對周期成分波動較大，反映我國當(dāng)時保險市場發(fā)展的不穩(wěn)定，存在宏觀經(jīng)濟(jì)的制約，但是伴隨著我國經(jīng)濟(jì)的日益強(qiáng)盛，政府對保險監(jiān)管制度的不斷健全和保險市場自身的不斷完善，我國保險業(yè)的發(fā)展的穩(wěn)定程度較樣本期初時有明顯改善，異常的波動逐漸減少并隨著自身的發(fā)展周期穩(wěn)定成長。
　　三、保險業(yè)與GDP的內(nèi)在關(guān)系研究
　　我國經(jīng)濟(jì)在樣本期經(jīng)歷了多次的通脹與緊縮，宏觀經(jīng)濟(jì)政策隨之調(diào)整。僅就現(xiàn)階段來看，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了一個飛速發(fā)展的時期。而保險業(yè)作為金融業(yè)的重要組成部分，與我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著十分密切的關(guān)系。保險業(yè)作為一種經(jīng)濟(jì)保障制度，在保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展，穩(wěn)定社會等方面發(fā)揮著重要作用。隨著經(jīng)濟(jì)市場化的不斷加大，人們風(fēng)險意識的不斷提高，保險業(yè)在社會經(jīng)濟(jì)生活起著越來越重要的作用。因此，僅僅將分析保險業(yè)自身的發(fā)展規(guī)律已經(jīng)不能滿足研究的需要，更重要的是分析保險業(yè)發(fā)展與GDP之間的聯(lián)動關(guān)系。這對于適時制定適宜的經(jīng)濟(jì)政策，準(zhǔn)確認(rèn)識保險業(yè)對我國經(jīng)濟(jì)的影響，促進(jìn)保險業(yè)與整個國民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)與持續(xù)發(fā)展，無疑具有重要的現(xiàn)實意義。
　�。ㄒ唬┍ｋU業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的理論分析
　　具體來講，由于經(jīng)濟(jì)增長使得居民可支配收入不斷增加，根據(jù)持久消費理論和馬斯洛的需求層次理論，居民對保險產(chǎn)品的需求必然增加；另一方面企業(yè)會不斷擴(kuò)大規(guī)模，其結(jié)果就是所面對風(fēng)險的不斷增大。從生產(chǎn)經(jīng)營的角度來看，企業(yè)也會提高對保險產(chǎn)品的需求。在這種良好的外部經(jīng)濟(jì)條件和需求的推動下，我國的保險行業(yè)在飛速發(fā)展�？梢哉f，經(jīng)濟(jì)增長對我國保險業(yè)的促進(jìn)是顯而易見的。
　　實際上，保險業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長也起著一定的推動作用，保險對經(jīng)濟(jì)增長有明顯的正外部性。從保險的基本功能來看：一是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償功能，這是保險業(yè)最基本的職能。經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償實際上是財富的轉(zhuǎn)移分配，通過集合大量共同風(fēng)險來補(bǔ)償風(fēng)險造成的個別損失，從而穩(wěn)定了消費與經(jīng)營。二是實現(xiàn)資金融通，起著金融中介的作用。由于保費的收取與保險金的給付之間存在時間差，使得保險行業(yè)在金融領(lǐng)域的不斷深化提供了可能。這也使得金融機(jī)構(gòu)的競爭程度加大，金融企業(yè)不斷地改善服務(wù)質(zhì)量，降低服務(wù)成本，從而有利于資本積累效率的提高。同時，金融中介的多元化有利于投資者投資組合的多樣化，而這提高了投資者投資高風(fēng)險，高效益項目的意愿。第三個功能是社會風(fēng)險管理功能，減少社會經(jīng)濟(jì)運行中的風(fēng)險，降低運行成本。保險對穩(wěn)定社會和保障人民生活起著至關(guān)重要的作用。
　　這樣一來，在保險業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系上面就存在兩種思路，一種是認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長拉動保險業(yè)發(fā)展，另一種是保險業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但我國究竟屬于哪種情況，不同學(xué)者之前都給出了截然不同的答案。本文改變了以往學(xué)者的變量選取，建立向量自回歸模型，通過格蘭杰檢驗再來針對這個問題做一解答。
　�。ǘ�）研究方法及結(jié)論
　　格蘭杰因果關(guān)系檢驗假定了兩變量的預(yù)測信息全部包含在這兩個變量的時間序列之中。檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?br> 　　（1）
　　其中干擾項與是不相關(guān)的。如果兩個變量存在協(xié)整關(guān)系，意味著二者之間長期中存在著某種相同的變動趨勢，卻并不一定表示二者之間存在著因果關(guān)系，因此我們要對保險業(yè)增長和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析。需要指出的是格蘭杰因果關(guān)系和普通語言中的因果關(guān)系還是有一定差別的，格蘭杰因果關(guān)系實際上是一種時間序列變量之間先后變動關(guān)系的問題。如果變量是的格蘭杰原因，那么的變化應(yīng)該先于的變化。因此在做對其他變量（包括的滯后值）的回歸時，如果能把的過去或者滯后值包括進(jìn)來能就顯著地改進(jìn)對預(yù)測，就可以說是的格蘭杰原因。類似的定義是的格蘭杰原因。但是通常在做格蘭杰因果關(guān)系檢驗時，時間序列必須是平穩(wěn)的，或者是存在協(xié)整關(guān)系。
　　數(shù)據(jù)仍采用上文中1999~2009年季度數(shù)據(jù)。
　　1．協(xié)整關(guān)系檢驗
　　在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗前，首先要對序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。通常情況下在運用增廣——迪基富勒（）檢驗經(jīng)濟(jì)變量的單位根時，采用有截距項，無趨勢項模型：
　　
　　為了降低時間序列自相關(guān)性和異方差，分別對與保險業(yè)產(chǎn)出取對數(shù)，進(jìn)行單位根檢驗。結(jié)果見表一：
　　表一：單位根檢驗
　　

檢驗變量	值	5%檢驗水平	結(jié)論
	-0.363679	-2.933158	不平穩(wěn)
	-6.520040	-2.935001	平穩(wěn)
	-0.779914	-2.933158	不平穩(wěn)
	-4.109735	-2.935001	平穩(wěn)

　　表一結(jié)果表明兩個變量與都是一階單整，通過兩步法檢驗二者是否存在協(xié)整關(guān)系。首先將對進(jìn)行回歸，得到：
　　（2）
　　在估計方程（2）中，方程估計系數(shù)的值在5%的顯著性水平上十分顯著，并且統(tǒng)計量，，說明模型估計較好，整體系數(shù)顯著并且殘差項不存在自相關(guān)。接下來對估計式殘差進(jìn)行單位根檢驗，來驗證是否存在偽回歸現(xiàn)象。
　　在運用方法檢驗殘差時，應(yīng)選取沒有截距項，沒有滯后期的檢驗?zāi)Ｐ�。檢驗結(jié)果表明在5%的顯著性水平下，殘差的值為-4.664321，小于接受原假設(shè)的臨界值-2.933158，從而拒絕殘差序列中存在單位根的假設(shè)。因此式（2）估計性質(zhì)良好，變量與存在協(xié)整關(guān)系，而非偽回歸。
　　2．格蘭杰因果關(guān)系檢驗
　　對于兩時間序列，其內(nèi)在聯(lián)系是不清楚的。 即哪個變量影響另一個變量，或者兩者相互影響。對于這種關(guān)系的分析可以建立向量自回歸模型。模型假設(shè)所有變量都是內(nèi)生的，某一個變量的變動會通過方程影響到其余變量，進(jìn)而其余變量的變動又會反映到該變量上。根據(jù)式（1）建立向量自回歸模型如下：
　　（3）
　　通過EVIEWS5.1計算，得到檢驗結(jié)果：
　　表二：格蘭杰因果關(guān)系檢驗
　　

滯后一期	觀測點	值	值
不是的格蘭杰原因	43	40.9612	0
不是的格蘭杰原因	43	0.62671	0.43324
滯后兩期
不是的格蘭杰原因	42	13.3783	0
不是的格蘭杰原因	42	1.02919	0.3673

　　由表二可以看出：無論滯后一期還是兩期時，接受原假設(shè)“保險業(yè)發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因”概率接近于0，但是拒絕假設(shè)“經(jīng)濟(jì)發(fā)展是保險業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因”遠(yuǎn)大于顯著性水平5%。因此，接受保險業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。
　　式（4）反映出與的長期聯(lián)系，其中系數(shù)為0.396196。在雙對數(shù)模型中，解釋變量的系數(shù)可以理解為因變量對解釋變量的彈性系數(shù)，那么從長期看當(dāng)保險業(yè)產(chǎn)值變動1%時可以帶動經(jīng)濟(jì)增長0.396%。
　　通過上面格蘭杰因果關(guān)系檢驗可以認(rèn)為作為自變量，作為因變量是合理的。由于存在協(xié)整關(guān)系，可以通過建立誤差修正模型更好的看出兩者短期的內(nèi)在聯(lián)系，對原有變量進(jìn)行變換后回歸得到：
　　（4）
　�。�5）式變?yōu)椋?br> 　　
　　上式就為建立的誤差修正模型，可以看出保險業(yè)對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)短期彈性為0.521254，長期彈性為0.396196，修正系數(shù)為1.124527。
　　3．脈沖響應(yīng)分析：
　　考慮到對的沖擊不僅直接影響，并且通過向量自回歸模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)沖擊再次傳導(dǎo)回變量。為了進(jìn)一步分析與的動態(tài)聯(lián)系，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法。
　　脈沖響應(yīng)函數(shù)衡量來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。它可以追蹤模型中的每個變量的誤差項施加一個單位沖擊在一段時期內(nèi)對系統(tǒng)的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以描述各種影響的動態(tài)軌跡，顯示任意一個變量的擾動如何通過模型影響到其余變量，最終又反饋到自身的過程。
　　通過EVIEWS5.1對（1）式進(jìn)行估計，滯后期為一期時方程為：
　　
　　設(shè)置一單位殘差沖擊后，對于兩內(nèi)生變量的動態(tài)影響如下圖所示：
　　
　　圖6：與對新息沖擊的動態(tài)反映
　　從圖6中可以發(fā)現(xiàn)：中國經(jīng)濟(jì)增長的正面沖擊有利于中國保險業(yè)市場的發(fā)展，但是效果不是非常明顯，滯后3期之后，這種正面效應(yīng)達(dá)到穩(wěn)定；而保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正面效應(yīng)在滯后3期后，達(dá)到最大值，隨后開始衰減，并在4期之后開始趨于穩(wěn)定。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果表明保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用大于經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)的促進(jìn)，意味著現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長對促進(jìn)保險業(yè)發(fā)展方面存在一定限制。
　　四、結(jié)語
　　保險業(yè)作為金融中介的功能在如今是具有舉足輕重的作用。保險基金投資于各項基礎(chǔ)建設(shè)，產(chǎn)品研發(fā)等，科技創(chuàng)新等高回報高風(fēng)險項目，對拉動國內(nèi)投資十分重要的作用。根據(jù)乘數(shù)效應(yīng)，保險業(yè)投資一單位的資金將帶動幾倍的產(chǎn)出，同時經(jīng)濟(jì)增長也反過來會對保險業(yè)的發(fā)展提供良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，從而促進(jìn)保險業(yè)的發(fā)展。
　　本文以支出法計算保險業(yè)產(chǎn)出，通過HP濾波技術(shù)，將我國保險業(yè)從1999年至2009年的發(fā)展劃分為三個階段，1999年~2001年保險業(yè)發(fā)展波動性較大，并且處于下降趨勢；2002年~2006年保險業(yè)發(fā)展處在穩(wěn)定上升狀態(tài)，2007年達(dá)到頂峰，隨后逐漸下落，回歸至趨勢線附近�？傮w上看，在樣本期保險周期約為1.5~2個，因此我國保險周期時間為5~7年。為了討論保險業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)實質(zhì)性的貢獻(xiàn)，本文建立向量自回歸模型證實了保險業(yè)產(chǎn)出是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，同時保險業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的短期彈性為0.52，長期彈性為0.396，對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較大。并且，在此基礎(chǔ)之上通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法，對向量自回歸模型進(jìn)行單位殘差沖擊。對比單位殘差對各內(nèi)生變量的影響可以看出在新息沖擊的三期后，保險業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度達(dá)到最大值，隨后逐漸減低，在沖擊四期后穩(wěn)定；而經(jīng)濟(jì)增長對保險業(yè)的發(fā)展的貢獻(xiàn)沒有前者顯著。
　　因此，保險業(yè)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展十分重要，在現(xiàn)階段應(yīng)繼續(xù)完善市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境，促進(jìn)保險業(yè)健康發(fā)展，這樣才能更好的發(fā)揮保險業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)力度，提高經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平。
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