2014年 3月
第 2期 (总 200期)
牢 固社 会 科 掌 院研 究 生院 学报
j( AI OFGRADUATE SCHOOLOFCHINESEACAFEMYOF SOCIA1 SCIENG~S
Mar．2014
NO．2
基于预防性储蓄理论的中国保险
消费外部性研究
周 灿
【提 要】中国消费内需市场潜力巨大，启动的关键在于增强人们对未来经济生活稳
定的预期和降低国民的预防性储蓄动机。从经济外部性的视角，在预防性储蓄理论分析
的基础上，研究社会消费与居民财富、收入水平、保险消费之间的联动关系，运用VAR
模型对 1980年~2010年间全 国层面的年度时序数据进行实证分析，显示社会消费与国
民收入、储蓄存款、保险消费之间存在长期稳定的关系，保险消费能有效地推动社会 总
消费支出的增长和提升储蓄向投资转化的效率，从而对我国经济的持续增长起到明显
的促进作用，保险消费的外部性效应正 日益显现。
【关键词】预防性储蓄理论 保险消费 外部性 VAR模型 社会总消费支出
(中图分类号)F842．6；F832．22(文献标识码)A(文章编号)1000--2952(2014)o2一O040—11
一
、 问题的提 出
从宏观经济层面来说，任何一个经济体内
部的总需求主要是由投资与消费两部分组成。
从经济社会发展的规律来看，一个 国家在经济
发展的初期主要是由高储蓄率促进增长，以投
资驱动为主，当经济发展到一定阶段，将由供
给经济转向需求经济，此时消费所起的促进与
拉动效应往往具有决定性，消费成为一国经济
可持续健康发展的最为持久和最为有效的驱动
力。据世界银行数据，中国和美国过去 30年
(1982年～2011年)的最终消费开支年增长率
变化如图 1所示，由于美国是最典型的消费拉
动型经济体，最终消费开支在 GDP中的比重已
超过80 9／6，其年增长率波动较低，经济整体保
持稳步增长势头，基本上左右了美国经济的增
速；而中国经济近 30年来整体而言是出口和投
4O
资拉动型，最终消费开支不具决定性作用，其
年增长率的波动较高，振幅也较大，与长期保
持高速稳定增长的中国经济并不同步或合拍。①
2000年至 2011年中国投资率从 35．3 9／6增长到
49．2 ，② 大大超过 了 22．7 的世界 平均水
平，③最终消费率则从 1978年的 62．1 降至
2012年的 51．8 。④⑤ 在 2011年初，央行公布
① 新浪财经 ·图文：“中美 3O年最终消费年增长率”，新浪财
经，http：／／finance．sina．corn．cn／stock／usstock／shsj／2Ol3
0522／1713l555l095．shtm1．
② 中华人民共和国 国家统计局：《中国统计 年鉴 (2001～
2012)》，中国统计出版社 2O12年版，第 9页。
③ 乔榛：《代际公平视角下的中国高投资率解读》，《光明 日
报》2012年 2月 3日。
④ 迟明霞：《房价挤 占居民其他消费 最终消费率 10年下降
1O 》，《中华工商时报》2007年 1月 10日。
⑤ 谢鸿光：《稳中有进壬辰龙—— (2012年统计公报)评读》，
国家 统计 局 网站，http：／／www．stats．gov．cn／tjfx／ztfx／
tjgbjd／t2O13O222 402874532．htm，2013--02 22．
周 灿：基于预防性储蓄理论的中国保险消费外部性研究
的储户问卷调查报告显示有高达 85．8 的城镇
居民倾向于储蓄，只有 14．2 的居民倾向于更
多消费，这是 自 1999年以来 问卷调查的最低
值。①中国消费需求对经济增长的贡献率正在不
断降低，而最终消费率过低必然使得经济结构
失衡不断加剧，国民经济增长的稳定性较差。
图 1 中国和美国 (1982年~2011年)
最终消费开支年增长率变化图
最终消费支出 (年增长率)
2 5
l982 1988 1994 200o 2006
十八大以来，中国加快经济转型与产业结构
调整步伐，强调 “要牢牢把握扩大内需这一战略
基点，加快建立扩大消费需求长效机制，释放居
民消费潜力，保持投资合理增长，扩大国内市场
规模”。②与此相对应的是，截至 2012年 12月，
我国居民金融机构个人存款余额已达 41．6万亿
元，其中储蓄存款达 40．4万亿元，③ 而当年社会
消费品零售总额仅为 21．0万亿元，以 2012年末
大陆总人口为 13．5亿人来计，④ 人均储蓄存款余
额已达 3．0万元，这显示出中国消费内需市场潜
力巨大，而启动关键在于消除人们对未来经济不
确定性的担忧和降低国民的预防性储蓄动机，从
而有效释放居民消费潜力、拉动内需扩张。这在
当前 “三驾马车”中的投资和出口面临困境的形
势下，显得尤为迫切。在此背景下，本文基于预
防性储蓄理论，从经济外部性的视角，通过构建
VAR模型，实证分析保险消费与社会消费、国民
收入、居民储蓄之间的联动关系，探讨如何营造
良好的消费环境、改善居民的消费预期、增强居
民的消费能力、建立扩大消费需求的长效机制和
促进消费结构升级。
理论 分析与文献综述
保险作为一种重要的经济活动，经济外部
性效应显著。在经济发展过程中，保险可促进
金融稳定、推动贸易和商务、激活储蓄、推进
资本有效配置，⑤从而提高经济效率、推动科技
创新、扩大产品市场、创造稳定的社会环境和
促进国民经济增长。⑥从国内外的实践来看，保
险消费者通过购买保险产品，实现了用确定的
少量保险费支出达到转移未来不确定性经济风
险的目的，显著改善了对未来经济担忧的心理
预期，从而有效释放预防性储蓄，促进消费能
力提升；在这个过程中，还会产生一系列的保
险知识、防灾防损技术、风险管理技能等的扩
散效应，间接促进相关产业的发展，对非保险
部门的溢出效应明显。④ 对此，国外学者从不同
角度论证了保险可以降低人们的预防性储蓄动
机并促进消费：Feldstein(1974)认为，⑧养老
① 周小苑：《中国居民储蓄率有点高 储蓄余额破 18万亿人均
储蓄过万》，《人民日报 (海外版)》2012年 l1月 21日。
② 胡锦涛：《坚定不移沿着中国特色社会主义道路前进 为全
面建成小康社会而奋斗——在 中国共产党第十八次全国代
表大会上的报告》，http：／／ xj．xinhuanet．com／2012—
11／19／c
一
113722546．htm．
③ 中国人民银行 “金融机构本外币信贷收支表”，http：／／
、】lnvw．pbc．gov．m／publish／htn~／kuangjia．htm? id一 2012s01．
htm， 2O13一O1．
④ 中华人民共和国国家统计局：“中华人民共和国2012年国
民经济和社会发展统计 公报 ”，http：／／www．stats．gov．
~n／tjgb／ndtjgb／qgndtjgb／t2o13o221
—
402874525．htm， 2013—
02— 22．
⑤ [美]小哈罗德 ·斯凯博等：《国际风险与保险：环境——
管理分析》，荆涛等译，机械工业出版社 1999年版，第 4o～
48页。
⑥ 孙祁祥等：《体制转轨时期的中国保险业》，中国财政经济
出版社 1999年版，第 195～197页。
⑦ 刘茂山：《从保险消费观视角分析我国保险业的发展》，《保
险研究》2010年第 8期。
⑧ Feldstein M．．Social security，induced retirement，and ag—
gregate capital accumulation．Journal of Political Economy，
1974，Vo1．82 (51)：905—926．
4]
《中国社会科学院研究生院学报》 2014年第 2期
保险、医疗保险等可通过降低未来收入及医疗
支出的不确定性来减少家庭的储蓄、促进居民
的消费；Munnell(1976)发现参与社会保障的
项目会导致储蓄水平的降低，从而促进消费；①
Wilcox(1989)通过分析 1956年～1985年间美
国养老金给付水平的变化与总消费的变化得出
两者 之 间存在 显 著 的正相 关关 系；② Zeldes
(1989)认为在个人收入不确定的情况下，预防
性动机起着重要的作用，并解释了美国的储蓄
率会随着失业保险的上升而持续下降的现象，⑧
Zeldes和 Hubbard、Skinner(1995)运用美国
的数据分析了社会保障对预防性储蓄的影响，
认为社会保障能通过降低居民不确定性而影响
居民的预防性储蓄；④Chou et a1．(2003)的研
究指出台湾地区普及医疗保险之后，居民储蓄
率 降 低 了 约 2．5 9／6；⑤ Wagstaff和 Pradhan
(2005)则对越南引入医疗保险进行研究，指出
医疗保险增加了非医疗类的消费支出。⑥
在我国，近年来对于居 民储蓄、消费与保
险方面的关联研究不断深入。对于我国高储蓄
率的原因，一个常见的解释就是传统社会保障
体系的瓦解导致了更多的预防性储蓄，即人们
因为潜在的收入或支出风险而进行额外的储蓄
(Meng，2003)，⑦而大量学者的研究也证实 了
我国居民储蓄动机主要是预防性储蓄动机的推
论：孙风 (2001)运用收入的方差作为不确定
性的指标研究发现我国城镇居民的确存在着显
著的预防性动机；⑧万广华等 (2001)运用收人
增长的预测误差值的平方作为不确定性的指标
研究得出流动性约束和不确定性对我国消费有
显著 的负面影 响；⑨．刘 金全 等 (2003)采 取
ARCH模型对我国居民在耐用品和非耐用品上
的消费进行分析得出我国居民储蓄增加当中大
约 20 是出自预防性动机的结论；⑩杭斌、申春
兰 (2004)的研究得出了与万广华相似 的结
论；⑩周建 (2005)的研究显示了我国农户储蓄
行为显著存在预防性动机；@ 杜海韬 (2005)的
研究表明自上世纪 1990年代中期以来持续走低
的收入增长率直接抑制了消费需求的增长，仍
然偏紧的流动性约束和 日益增强的不确定性提
高了居民的预防性动机。⑩许多学者也对我国居
42
民的预防性储蓄动机强弱进行了测度：龙志和、
周浩明 (2000)利用基于 Dynan模型发现我国
城镇居民的预防性动机强度约为 5．1；@施建淮、
朱海婷 (2004)通过对 1999年~2003年问我国
35个大中城市的数据研究表明城市居民的预防
性动机强度约为0．9；@杜宇玮、刘东皇 (2011)
通过运用状态空间模型，得出无论是从全国总
体还是分城镇和农村来看，1979年～2009年问
的预防性动机的值都介于 8～14之间，我国居
① Alicia H．Munnel1．Private Pensions and Savings：New Evi
dence．Journal ofPolitical Economy，1976，84 (5)：1013—
1032．
② Wilcox．Social Security Benefits，Consumption Expenditure，
and the Life Cycle Hypothesis．Journal of Political Economy，
1989， 97 (2)：288— 304．
③ Zelders，S．P．．Consumption and Liquidity Constraint：An
Empirical Investigation．Journal of Political Economy，1989，
97： 305— 346．
④ R．Glenn Hubbard，Jonathan Skinner and Stephen P．Zelde—
rs．Precautionary Saving and Social Insurance．Journal of Po—
litical Economy，1995，103 (2)：360—399．
⑤ Chou S ，J．Liu，J．K．Hammitt．National Health Insurance
and Precautionary Saving：Evidence from Taiwan．Journal of
Public Economics，2003，Vo1．87 (9— 10)：l873— 1894．
⑥ Wagstaff A．， M．Pradhan．Health Insurance Impacts on
Health and Nonmedical Consumption in a Developing Coun—
try．W orld Bank Policy Research W orking Paper 3563．April
2005．
⑦ Meng，X．．Unemployment，Consumption Smoothing，and
Precautionary Saving in Urban China．Journal of Co mparative
Economics，2003，Vo1．31 (3)：465— 485．
⑧ 孙凤：《预防性储蓄理论与中国居民消费行为》，《南开经济
研究》2001年第 1期。
⑨ 万广华等：《流动性约束、不确定性与中国居民消费》，《经
济研究》2001年第 11期。
⑩ 刘金全等：《“预防性储蓄”动机的实证检验》，《数量经济
技术经济研究》2003年第 1期。
⑩ 杭斌、申春兰：《经济转型期中国城镇居民消费敏感度的变
参数分析》，《数量经济技术经济研究》2004年第 9期。
⑩ 周建：《经济转轨期中国农村居民预防性储蓄研究——l978～
2003年实证研究》，《财经研究》2005年第 8期。
⑩ 杜海韬、邓翔：《流动性约束和不确定性状态下的预防性储
蓄研究——中国城乡居民的消费特征分析》，《经济学 (季
刊)》2005年第 2期。
⑩ 龙志和、周浩明： 《中国城镇居民预防性储蓄实证研究》，
《经济研究》2000年第 11期。
⑩ 施建淮、朱海婷：《中国城市居民预防性储蓄及预防性动机
强度：1999~2003》，《经济研究》2004年第 1O期。
周 灿：基于预防性储蓄理论的中国保险消费外部性研究
民存在着较强的预防性动机。①上述研究均得出
了我国居民的预防性动机 占了主要地位，是我
国居民储蓄行为的主要考虑因素。
由于预防性储蓄是基于人们对未来的不确
定性风险而采取的理性的自我化解和财务准备
的手段，因此作为将未来不确定性风险转为现
期确定性费用支出的重要风险转嫁工具——保
险，就与释放预防性储蓄、促进消费之间存在
必然的因果关系链条，对此，国内外学者近年
来从不同角度展开了深入研究：马双、臧文斌、
甘犁 (2010)考察了新农合对农村居民食品消
费的影响，得出 2004年新型农村合作医疗保险
将使居民食品消费支出人均增加约 81元，相当
于 2004年人均财政投入的 3．06倍；②刘 国恩、
臧文斌、徐飞、熊新定 (2010)研究了城镇居
民医疗保险的引入对城市居民消费的影响；⑨高
梦滔 (2010)利用 8个省的农户微观面板数据，
采用工具变量法研究得出新农合减少了储蓄近
12 ～15 9／6，大约为 552元；④都 阳等 (2009)
则通过安徽和江苏的农户数据，采用倾 向分匹
配法研究得出新农合有助于减少食品支出的比
例，对提高农户的非医疗类消费和总消费有一
定 的促进作 用；⑧ 白重恩、李 宏彬、吴 斌珍
(2012)使用双差法就农村引入新型农村合作医
疗保险对农村居民消费影响进行了研究，结果
显示 新农 合增 加 了非 医疗 支 出类家庭 消 费
5．6O，大约 149元，新农合医疗保险推动的消
费增加幅度远远超过了包括政府补贴在内的参
合费，其原因主要源于预防性储蓄下降，农户
在县级医疗机构看病支出的补偿程度越高，对
消费的影响也越强；⑥杨河清和陈汪茫 (2010)
运用全国2000年~2007年的面板数据研究社会
保障支出对居民消费的影响，发现社会保障投
入对消费水平有较大的乘数效应，基本养老保
险基金平均每增加 1亿元可增加当年消费水平
3．81亿元，而城镇居民的医疗保险带动居民消
费的乘数为 1．33；(Z)姚晓垒和虞斌 (2012)运用
1989年~2009年时间序列数据分析我国养老保
险对居民消费的影响，得出两者之间存在明显
的正向协整关系，通过完善养老保险可以稳定
居民对未来的预期从而提高消费水平；⑧潘小军
和蒲成毅 (2013)的研究表明，我国嵌入保险
消费的广义资本投入与经济增长间存在协整关
系，保险消费对经济增长的影响存在，持续时
间较长，嵌入保险消费的活劳动对经济增长的
贡献 (1．743)要大于嵌入保险消费的物化劳动
(1．222)，在生产领域和生活领域，保险消费数
量不大但作用很大，其作用类似化学催化剂；⑨
李香雨 (2012)的研究认为预防性储蓄倾向强
烈是消费低迷的主要原因，并发现保险对消费
有长期促进作用，保障了个人及家庭长期消费
的稳定。⑩
上述学者的研究，为分析与评估中国保险
消费外部性效应提供了思路与依据，通过保险
消费将未来的不确定性转化为确定的保险费用
支出，从而减少预防性储蓄，促进消费支出的
增长和提升储蓄向投资转化的效率，最终推动
国民经济的增长。基于这种分析思路，在不考
虑知识溢出和技术溢出等难以测度因素的前提
下，可以通过考察保险费用支出、国民收入、
社会消费和储蓄总量之间的联动关系，来对保
险消费外部性效应进行合理评估并提出促进消
① 杜宇玮、刘东皇：《预防性储蓄动机强度的时序变化及影响
因素差异——基于 1979～2009年中国城乡居 民的实证研
究》，《经济科学》2Ol1年第 1期。
② 马双、臧文斌、甘犁：《新型农村合作医疗保险对农村居民
食物消费的影响分析》， 《经济学 (季刊)》2OlO年第 10
期。
③ 刘国恩、臧文斌、徐飞、熊新定：“中国城镇居民基本医疗
保险对家庭消费的影响”，工作论文，2010年。
④ 高梦滔：《新型农村合作医疗与农户储蓄：基于 8省微观面
板数据的经验研究》，《世界经济》2OlO年第 4期。
⑤ 都阳等：《新型农村合作医疗与农户消费行为》，《中国劳动
经济学》20o9年第 2期。
⑥ 白重恩、李宏彬、吴斌珍：《医疗保险与消费：来 自新型农
村合作医疗的证据》，《经济研究》2o12年第 2期。
⑦ 杨河清、陈汪茫：《中国养老保险支出对消费的乘数效应研
究——以城镇居民面板数据为例》，《社会保障研究》2OlO
年第 3期。
⑧ 姚晓垒、虞斌：《我国养老保险影响居民消费的实证研究——
基于养老保险改革前后的对比分析》，《浙江金融》2012年
第 3期。
⑨ 潘小军、蒲成毅：《嵌入保险消费的动态经济增长效应模型
分析》，《财经科学》2013年第 l期。
⑩ 李香雨： 《基于 VEC模型的保险影响消费的机理分析》，
《吉林金融研究》2012年第 4期。
43
《中国社会科学院研究生院学报》 2014年第 2期
费、扩大内需的政策建议。
三 、模型构建与数据来源
1．模型构建
预防性储蓄理论放弃了二次型消费效用假
设，从而把预防性动机纳入分析要素，使不确
定性成为消费函数的重要组成部分。对于消费
效用最大化问题，假设消费者生命周期为 丁，E
是基于t期可获信息的条件期望，u是每一期的
消费效用函数，开始做决策的时期为 t期，该期
获得确定性收入Y ，给定的期初资产为A ，t期
以后各期的劳动收入是随机的，用 Y 表示，由
于消费者的风险厌恶原因，效用函数是跨时可
加和凹的 ( <0)，消费者的时间偏好率和随机
真实利率分别是 和r ，利率因子和时间偏好
因子用R ∈ (0，∞)和 ∈ (0，oo)表示，C
为消费，则：
Et[ (G+ )]一 (G)
i一1，⋯ ，丁一1 (1)
当面临不确定性时，己厂为正使得消费者产
生更为理性和谨慎的消费行为来主动延迟消费，
使消费效用实现最大化，导致当期的预防性储
蓄增加。
消费者消费效用最优化方程如下所示：
T
．
may~t( )+E『∑ (117 ) (c )] (2)
(‘t) 一升1 J=卧1
st．A升1一R +1(A + --C ) (3)
引入价值函数如下：
T
(7A)t)一max Et ∑(II ) (C s)](4)
其中Wt—A +Y 表示 t期消费者能够用于
消费的可自由支配财富值。
根据上述方程可推出跨时分配的欧拉方程：
“( )一 E r 升lR件1“(f件1)] (5)
基于CARA (常绝对谨慎系数的指数化效
用函数)效用，可知：
“(c)===一专exp(一yc)
其中 y为常绝对风险规避系数，
数为：
44
(6)
“ (c)----exp(一yc) (7)
代入式 (4)，根据正态分布下
一
2
E(exp(z))=exp(E(ar)+ 1 (8
其中 为随机变量，E ( )为均值， 为
方差，可得最优消费条件：
cf+】一 + +e (9)
从而可得消费函数显式解，即消费水平如下：
一 (南 )A + 一 (10)
可以看出，消费水平是财富、收入和不确
定性的函数，当财富、收人给定时，不确定性
越高即 越大时，消费水平越低，预防性储蓄
水平越高。①
根据式 (10)，可以建立起消费、财富、收
入和保险之间的关联，保险是与不确定性相关
联的，消费者购买保险越多，相应的未来不确
定性就越低，预防性储蓄需求越少，释放的消
费潜力越大，这在前面的理论分析中已经得到
证实，由于保险是不确定性 的函数：Ins—f
( )，代人式 (1O)得：
C—f (A，Y，Ins) (11)
其中，C为消费支出，Ins为保险支出，A
为财富，y为收入。对上式取全微分可得：
dC= + y+静 (12)
令鲁 ， ， 。
a 、 a 、 a。分别表示财富的边际消费倾向、
收入的边际消费倾向和保险消费的边际消费倾
向，于是得到下述基于预防性储蓄理论的消费、
财富、收入与保险关系理论模型：
dC一口0+d1dA+a2dy+a3dins+e (13)
其中，Ot。为常数项，￡为随机误差项且服从
正态分布。考虑到时间序列对数变换后不会改
变时间序列的平稳性且有利于降低异方差，加
之自变量对因变量的影响可能存在一定的滞后
期，因此，为便于检验各变量之间的关系，设
则一阶导 ① 裴春霞
、 臧旭恒：《中国居民预防性储蓄行为研究》，经济
科学出版社 2009年版，第 1～41、56--83页。
周 灿：基于预防性储蓄理论的中国保险消费外部性研究
定如下回归模型并予以实证分析：
f1
LnC一 + fluLnA + L y +
一 1 = 1
"
flaiLnInsr +et (14)
一 1
2．数据来源
数据来源于 《中国统计年鉴 (1978~2011)》、
中国保险年鉴 (1981～2011)》和 《新中国 55
年统计资料汇编》，数据选取原则如下：消费，
采用社会消费品零售总额 (SHXF)数据，它是
反映国内零售市场变动情况和经济景气程度的
重要指标；财富，采用城乡居民储蓄存款余额
(CXCK)数据，能较好地反映城乡居民的即期
消费能力与财富水平；收入，采用国民总收入
(GMSR)数据，能较准确地反映国民的收入状
况；保险消费，采用全国原保险保费收入 (BF—
SR)数据，最能体现总体保险费用支出。根据
数据的获得性，选取 1980年到 2010年间全国层
面的年度时序数据，以 2010年为基准作现价处
理，所有数据均以官方公布数据为准，所得 四
个变量共计 31组 124个样本数据，相关描述性
统计分析如表 1所示，数据分析与处理运用
Eviews5．1软件来进行。
表 1 样本数据统计分析表
GMSR CXCK SHXF BFSR
平均值 95727．13 65072．05 34409．51 2439．368
中位数 5981O．5O 29662．3O 20598．00 683．0000
最大值 403260．0 303302．5 154554．0 14528．O0
最小值 4545．600 399．5000 2140．000 4．600000
标准差 10961O．2 82881．89 39465．09 3691．631
样本数 31 31 31 31
四 、实证分析
消费支出与收入、财富、保费之间是相互
依赖、相互影响、相互作用的关系，而分析经
济变量联合变动的方式之一就是根据这些变量
的理论关系构造出一个结构模型。此处采用向
量自回归 (VAR)模型来研究上述变量之间的
关系，为确保VAR模型的平稳和可靠，在建立
VAR模型之前，先对数据进行单位根检验和协
整检验以确定数据的平稳性与是否存在长期协
整关系，在此基础上采用的主要研究方法包括
协整分析、脉冲响应函数和方差分解等。首先
通过协整分析研究各变量之间是否存在长期稳
定的均衡关系，其次通过脉冲响应函数分析各
变量对消费支出冲击的动态变化与影响，最后
通过方差分解找出各影响因素对这种冲击变化
的影响程度。在分析时对采用的数据进行 自然
对数处理，目的在于：一是有利于降低异方差，
二是有利于计算各变量之间的弹性系数。
1．ADF检验
由于时间序列数据通常是不平稳的，为了
避免由于单位根问题而产生虚假回归，在做回
归分析之前，首先进行平稳性检验，采用 ADF
方法，最优滞后阶数根据 AIC和SC准则共同确
定，t检验采用 MacKinnon单边临界值伴随概
率，对各变量取自然对数，易见各序列有大体
一 致的趋势，如图 2，并对选取的各个变量的自
然对数值进行单位根检验，结果见表 2。
表 2 ADF单位根检验结果
变量 ADF值 1 临界值 概率值 结果
LNGMSR 2．754246 ——2．650145 O．9977 非平稳
LNCXCK． 0．907503 ——2．647120 0．8981 非平稳
LNSHXF 3．064250 —2．656915 0．9989 非平稳
IJNB]1sR． 0．955344 ——2．660720 0．9047 非平稳
D (LNGMSR~) ——0．657902 ——2．647120 0．4234 非平稳
D(LNCXCK ) ——0．992540 —2．64712O 0．2802 非平稳
D (LNSHXF ) ——0．896723 ——2．647120 0．3192 非平稳
D (LNBFSR,) ——1．390223 ——2．660720 0．1488 非平稳
D(I NGMSR．，2) 一4．563254 —2．650145 0．0001 平稳
D (LNCXCK ，2) 一6．213070 ——2．650145 0．0000 平稳
D (LNSHXF．2) ——5．941446 ——2．653401 0．0000 平稳
D (LNBFSR．2) 一4．578301 ——2．660720 0．0001 平稳
注 ：LN表不上述变 量的 自然 对数值 ，D (．)表不 一 阶差
分序列，D (．，2)表示二阶差分序列。
可见：In gmsrt～f(2)；1n cxck ～ J(2)；
In shxfi～J(2)；in 6 ～I(2)；上述二阶差
分序列 d (In gmsr，2)、d (in cxck，2)、d
(in shxf，2)、d (in bfsr，2)均为平稳序列。
45
《中国社会科学院研究生院学报》 2014年第 2期
在二阶差分的情况下，都在 1 显著性水平拒绝
原 假 设， 因 此 LNGMSR、LNCXCK、LN—
SHXF、LNBFSR都是二阶单整序列，有可能存
在协整关系。
图2 各序列趋势图
L二：：：：：： 二：=：： I
2．协整关系检验
在构建 VAR模型之前，先进行协整关系的
检验，采用 Johansen协整检验即通过建立基于
表4 滞后期选择评价统计量
最大特征值的似然比统计量来检验上述变量之
间是否存在长期稳定的均衡关系，采取滞后期
为 3，结果见表 3。
表 3 协整关系检验
假设协整 特征值 迹统计量 临界值
方程个数 (5 ) 概率
没有 0．87959O 99．35480 47．85613 0．0000
最多一个 0．547881 40．08284 29．79707 0．0023
最多两个 0．399i93 17．85617 l5．49471 0．O2l6
最多三个 3 0．120357 3．590708 3．841466 0．0581
注：Trace检验显不存在 3个协整关系；*表不在 5 的显
著性水平下拒绝零假设。
可见，上述四个经济变量之间存在协整关
系，且有 3个协整关系。
3．VAR模型滞后期选择
选择滞后期为 3时，5个评价统计量的值见
表 4。
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
O l0．89619 NA 7．18e—O6 ——0．492585 ——0．302270 ——0．434404
1 187．1674 289．5885 7．78e— l1 — 11．94053 ——10．98896 一 l1．64962
2 212．5762 34．48328 4．3Oe一 11 — 12．6l258 — 1O．89975 12．08895
3 242．4302 31．98643* 1．98e一 11 一 13．60215 一 U．12806 一 12．84580
-
~．6 4 1．2 5 0．43-- 0．0
0．25 -- 1．8 4 -- 0．4 4 0．12
。
-
I]*
羹
鼢圈
周 灿：基于预防性储蓄理论的中国保险消费外部性研究
与经典经济理论和日常现象完全符合。
上述模型也可以看 出：社会消费的增加，
会对滞后期 的国民收入起到较大的促进作用，
原因是当期消费促进 了消费品的销售与生产，
而生产需要一个过程，会产生时滞效应，这个
滞后期在 1个生产周期后会显现出来；当期国
民收入的增加，会导致后续国民收入的较强增
长，可见投资拉动效应还比较明显，但持续效
应会快速递减；当期储蓄存款的增加，必然会
影响当期消费和当期投资的减少，所以在时滞
效应下，会直接影响到后期的国民产出与国民
收入。可见，以投资和消费来拉动经济与收入
的增长是有效的经济调控手段，储蓄率过高不
利于经济的长期稳定增长。
上述模型较好地反映了保险消费的经济外
溢效应：当期保险消费的增加，必然会对当期
的其他消费支出产生一定的 “挤出效应”，但 由
于保险是将未来的风险支出不确定性转移给了
保险公司，从而保证了未来经济收入的稳定性，
因此当期保险消费的增加，会增加人们 的未来
经济预期，从而挤出效应并不明显，挤出的边
际消费倾向系数仅为 0．02，而到滞后 2期时，
保险消费会大幅拉动人们的消费支出，增加的
滞后 2期边际消费倾向系数达到 0．12，远高于
滞后 1、3期带来的消费减少幅度。因此，从中
长期来看，出于未来经济不确定性得到消除和
未来保险赔付确保了经济收人稳定的的心理预
期，保险消费将有力地促进消费水平的提高，
综合 3期的总影响，保险消费将带来边际消费
倾向同比增加 9 。同时可以看到，当期的保险
消费支出，会明显地对国民收人起到一个正向
促进作用，一方面，人们 出于对未来的稳定预
期，会敢于增加以后各期的消费与投资，从而促
进经济的增长和投资的增加；另一方面，保费收
入的增加，也带来保险公司保险投资的增加，保
险消费者也能从中分享到投资收益，从而促进国
民收入的持续增长。由此可见，鼓励保险消费非
常有利于经济的良性循环与持续增长，保险消费
对国民收入的带动效应系数达到 0．24。从保险消
费支出和城乡居民储蓄存款余额的关系可以看出，
保险消费的增加，会从整体上减少储蓄存款，这
说明保险保障的提高，会减轻人们由于灾害事故
带来的经济损失和收入减少，3期总的促进效应
系数可达0．30，这对社会的投资资金和后备基金
的增长起到了较好的推动作用。
综上所述，保险消费的经济外溢效应较为
显著，当期的保险消费支出，对社会消费零售
品总额、国民收人均在整体上体现出积极的正
向促进作用，表 明随着保 险消费水平的提高，
会提高人们的消费水平、收入水平，同时，保
险消费也会对 自身产生较强的正向促进效应。
可见，保险消费的增加，有利于提高人们收人、
稳定生活水平、促进居民消费，从而起到扩大
内需市场、促进经济持续稳定增长的积极作用，
保险消费的外部性 日益增强，对我国经济社会
的发展产生了较大的正向促进作用。
5．脉冲响应分析
我们分析一个标准差新息的冲击会对 LN—
SHXF带来怎样的影响。如图3所示，横轴表示
作用的滞后期间数 (年度)，纵轴表示 LNSHXF
受到其自身和其他变量一个标准差变动所产生
的冲击效果。可 以看出，总体上，LNSHXF、
LNGMSR、LNCXCK、LNBFSR变动一个标准
差都会对 LNSHXF产生正向的冲击作用，但各
变量的冲击具体幅度和效果不尽相同。L，NSHXF
对自身的标准差新息冲击反应很强，且时间越久，
促进作用越明显，可见以扩大消费来带动内需市
场增长是有效而且作用显著的。对于 LNBFSR带
来的冲击，LNSHXF先是稍有下降，到第 2期才
开始缓慢上升直到第 6期达到高点，然后趋于短
期稳定。上述冲击效果与前面的分析结果相吻合，
即当期保险消费的增加，会对当期消费总支出产
生轻微的 “挤出效应”，但从长期看，由于保险消
费可以保障居民未来收人的稳定和增强对未来经
济稳定的预期，因此会增加居民消费的信心和消
费的力度，所以从第 2期起，保险消费的增加会
持续带来社会总消费的增加，并且时间越久，促
进作用越大，直到第 6期后促进作用趋于稳定，
保持在 0．3左右的水平。由此可见，保险对社会
消费水平的提升是一种持续地稳定地提升，通过
给予人们对未来经济稳定的积极心理预期，来带
动消费的持续增长，时间越久，效应越大越稳定。
47
《中国社会科学院研究生院学报》 2014年第 2期
保险消费对于释放储蓄存款、增加国民收入、降
低预防性储蓄水平有非常积极的正向促进效应，
其外溢效应明显而且持久。
图3 社会消费零售总额对一个
标准差新息冲击的响应
Response of LNSHXF to Cholesky
One S．D．Innovations
6．方差分解分析
为了考察系统预测均方差分解成系统中各
个变量冲击所作的贡献，可以采用方差分解的
方法，如表 5所示。
表 5 各变量方差分解结果
社会消费零售总额的预测方差分解
期限 预测误差 LNSHXF LNGMSR LNCXCK I BFSR
l 0．050113 10O．0000 0．000000 0．000000 0．000000
2 0．O93517 77．74918 21．27492 0．967279 0．008620
3 O．127028 57．61580 37．97124 3．364593 1．048370
4 0．159950 48．79759 43．O3194 5．247022 2．923439
5 0．199881 45．90774 43．18682 6．696127 4．209313
6 0．238123 46．24654 40．66095 8．185937 4．906571
7 0．268919 48．77948 36．53l29 9．270591 5．418637
8 0．299576 52．38022 32．40951 9．625573 5．584699
9 0．336015 55．84689 29．40659 9．368280 5．378235
1O 0．378284 58．71266 27．531OO 8．773859 4．982474
国民收入的预测方差分解
Period S E I NSHXF I NGMSR LNCXCK I NBFSR
1 0．044116 37．27224 62．72776 0．000000 0．000000
48
续表
国民收入的预测方差分解
Period S E． I NSHXF I』NGMSR I NCXCK I NI SR
2 0．O95958 22．74208 76．29363 0．861596 0．102688
3 0．128864 l8．88624 76．78713 2．972774 1．353853
4 0．153698 l9．36542 70．52385 6．256072 3．854657
5 O．181215 21．48586 62．54019 9．873329 6．100629
6 O．2O5979 24．53441 55．77384 12．53277 7．158992
7 0．224006 29．O162O 49．65138 13．85058 7．481844
8 0．241341 34．88530 43．72728 14．O6l69 7．325730
9 0．263041 41．20098 38．34582 13．585O1 6．868186
1O 0．290620 46．70326 34．35158 12．68151 6．263640
居民储蓄存款余额的预测方差分解
Period S E I NSHXF I NGMSR I NCXCK I NBFSR
1 0．024046 0．060883 0．008672 99．93095 0．000000
2 0．034854 11．77443 5．O72957 74．63688 8．515725
3 0．0667l8 4．369166 60．20560 31．59327 3．831966
4 0．094296 4．243348 65．76524 25．31388 4．677534
5 0．108377 6．520582 56．76273 3O．23249 6．484l95
6 O．121211 8．719406 45．87882 35．91784 9．48393O
7 0．136131 12．50621 37．13995 39．43213 1O．92171
8 0．149441 17．60489 31．43l46 40．05857 l0．90507
9 O．16l53l 24．56405 26．9l734 38．44908 10．06952
10 O．175703 32．74210 22．75045 35．43073 9．076722
从保险消费对社会消费的影响来看，其最
大促进效应在第 8期，最终将稳定在 5 左右。
从保险消费对国民收入的影响来看，其促进效
应在第 7期达到最高，达 7．5 ，lO期时仍在
6 以上。从保险消费对储蓄存款的影响来看，
长期内能解释 10 左右的储蓄存款来源。上述
各变量之间的影响关系，也可从方差分解图清
晰地反映出来，见图 4。可以看出，剔除社会消
费自身的影响后，对社会消费影响效果依次递
减的变量分别是国民收入、储蓄存款和保险消
费，三者的影响都在第 8期后趋于平稳，这也
说明社会消费与国民收入、储蓄存款、保险消
费之间的关系是长期均衡的，印证了基于预防
性储蓄理论所建立的模型是合理的，表明了保
险消费可以有效释放预防性储蓄，促进消费水
周 灿：基于预防性储蓄理论的中国保险消费外部性研究
平的提高，扩大内需消费市场，并从而促进经
济增长。由此可见，保险消费的正外部性明显，
图 4
Variance Decomposition of LNSHXF
长期内对社会消费的促进效应稳定在 5 左右的
水平。
各变量方差分解图
Variance Decomposition of LNCXCK
五 、结论 与建议
本文基于预防性储蓄理论，运用 VAR模型
对中国保险消费的外部性效应进行了分析，通
过统计检验与估计，得出如下结果：
第一，我国消费内需市场潜力巨大，通过
发展保险产业、扩大保险消费来提升人们对未
来的经济预期、降低预防性储蓄 比例、释放城
乡居民消费潜力，是一条合理可行的途径。
第二，人们通过保险消费行为，将未来 的
不确定性经济风险转化为确定的保险费用支出，
从而减少了预防性储蓄，有效地促进了消费支
出的增长和提升了储蓄向投资转化的效率，进
Variance Decomposition of LNGMSR
Variance Decomposition of LNBFSR
而有效推动我国经济的持续增长，上述保险消
费的外溢途径清晰明了。
第三，根据预防性储蓄理论，我们建立起
消费、财富、收入和保险之间的关联模型，并
通过向量自回归 (VAR)模型来予以实证。
第四，实证表明，扩大消费内需市场并以
此来促进经济持续增长是一条可行的、有效的
途径，而保险将为这一政策提供充分的保障并
能起到显著的促进效应。
基于上述结论，为鼓励保险消费，促进内
需市场扩张，提出下列建议：
第一，当前我国保险消费水平不高的主要
原因，在于社会大众的保险意识不强、保险知
49
《中国社会科学院研究生院学报》 2014年第 2期
识缺乏，从而导致对保险功能的认识不足和在
保险消费中对 自身权益的认识不清，影响保险
的购买意愿。解决之道在于大力普及保险知识、
强化保险教育。政府应 出台相应的扶持政策，
加大资金投入，大力推动保险知识读物的出版
与普及，将保险教育纳入国民教育体系，鼓励
各类新闻机构、社会团体广泛宣传风险与保险
知识，提升全社会的保险意识。
第二，我 国保险业正处于发展转型时期，
保险作为典型的资本和知识密集型产业，需要
高素质的从业人员和精细化的管理模式，以前
的粗放式、“跑马圈地型”发展模式带来的社会
诚信度不高、品牌形象不佳等后遗症严重影响
人们对保险行业 的认知。因此，保险监管部门
有必要提高行业从业门槛，提升保险监管标准，
规范保险市场竞争，强化保险企业管理，树立
保险行业的良好社会形象，促进转型升级与结
构优化，实现保险业的可持续健康发展。
第三，要实现保险行业的持续 良性发展，
离不开好的外部发展环境，政府相关部门与保
险行业机构要共同努力，营造良好的行业外部
政策环境、舆论环境与经济环境，在政策上对
保险行业发展机制进行引导，在舆论上进行正
面形象宣传，在经济上给予税收优惠、资金支
持，达到做强做优保险行业的发展 目标，不断
增强保险消费的经济外溢效应，提升保险产业
为经济社会服务的能力。
基金项目：国家 自然科学基金项目 “商业
银行小企业信贷风险研究”(71173241)。
本文作者：中南大学保险学院副教授，保
险学院保 险 系主任，保 险应 用研 究所
所长
责任编辑：何 辉
A Study on the Externality of Chinese Insurance Consumption Based
on the Theory of Precauti0nary Savings
OU Ca
Abstract：There is a great potential in Chinese domestic consumption market．The key to
trigger it is to enhance people’S expectation of a stable economic life in the future and to re—
duce their motivation for precautionary savings，which can be achieved by promoting in—
surance consumption．Based on the Theory of Precautionary Savings，from the perspective
of economic externality， this paper studies the interrelationship among aggregate con—
sumption， residents’wealth， income and insurance consumption．By using the VAR
model， this paper makes an empirical analysis on the nation—wide yearly time—series data
during the period 1 9 8 0 ～ 2 0 1 0．The results indicate a stable relationship among the ag—
gregate consumption， the national income， savings and insurance consumption．Insurance
consumption can effectively promote the increase of the expenditure of aggregate consump—
tion as well as the transfer from savings to investment， which will facilitate a constant
growth for the country’S economy．The effect of externality of insurance consumption is
becoming increasingly obvious．
Key words：Theory of Precautionary Savings；insurance consumption；externality；VAR
model：the expenditure of socia1 consumption
5O
