吳望春 李春華

一、引言

2013年9月和10月，習(xí)近平總書記在訪問哈薩克斯坦和印度尼西亞時先后提出共建 “絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和 “21世紀(jì)海上絲綢之路”的重大倡議，這兩個倡議合稱為 “一帶一路”。 “一帶一路”倡議的主旨是使古絲綢之路煥發(fā)新的生機(jī)活力，以新的形式使亞歐非各國聯(lián)系更加緊密，達(dá)到互利共贏的歷史高度。

“一帶一路”倡議提出以后，我國保險(xiǎn)業(yè)迎來了前所未有的發(fā)展機(jī)遇。首先是我國眾多企業(yè)走出國門進(jìn)行海外投資或合作，而海外投資的主要風(fēng)險(xiǎn)是國家風(fēng)險(xiǎn)、匯率風(fēng)險(xiǎn)和法律風(fēng)險(xiǎn)等，保險(xiǎn)公司可以在風(fēng)險(xiǎn)評估、跨境工程保險(xiǎn)、雇主責(zé)任保險(xiǎn)、境外員工的意外傷害保險(xiǎn)、境外緊急救援等方面發(fā)揮經(jīng)濟(jì)保障的功能。其次是在對外貿(mào)易、農(nóng)產(chǎn)品出口和旅游等方面的發(fā)展中，保險(xiǎn)公司可以在貨物運(yùn)輸保險(xiǎn)、機(jī)動車輛保險(xiǎn)和旅游保險(xiǎn)等方面為企業(yè)和個人提供一定的風(fēng)險(xiǎn)控制。最后是保險(xiǎn)業(yè)可以發(fā)揮資金融通機(jī)制，將大量的保險(xiǎn)資金投向一些風(fēng)險(xiǎn)較低但收益較高的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等項(xiàng)目，可以得到較好的投資回報(bào)。為此，我國2014年頒布了 《國務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險(xiǎn)服務(wù)業(yè)的若干意見》，旨在發(fā)揮保險(xiǎn)為 “一帶一路”的保駕護(hù)航作用。不僅如此，據(jù)2017年5月召開的“一帶一路”國際合作高峰論壇成果顯示，由于在今后的時間里世界政治經(jīng)濟(jì)局勢變得更加嚴(yán)峻，我國企業(yè) “走出去”將面臨更復(fù)雜的風(fēng)險(xiǎn)，保險(xiǎn)需求將成倍增加，為此中國出口信用保險(xiǎn)公司已經(jīng)與多國金融機(jī)構(gòu)簽署了合作協(xié)議，為我國企業(yè) “走出去”保駕護(hù)航。

“一帶一路”倡議提出以后，我國保費(fèi)收入取得了長足的發(fā)展。據(jù)中國保監(jiān)會的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)揭示，在“一帶一路”提出前，2012年我國原保險(xiǎn)保費(fèi)收入為15 487.93億元人民幣，而到了2016年該數(shù)額達(dá)到30 959.10億元人民幣①原數(shù)據(jù)分別為154 879 298.09萬元人民幣和309 591 008.90萬元人民幣，這里折算成以億元人民幣為單位。參見中國保險(xiǎn)監(jiān)督管理委員會官網(wǎng) http： ／／www.circ.gov.cn／web／site0／tab5201／info234401.htm。，4年增長了97%，跑贏相應(yīng)年份我國生產(chǎn)總值增長率的兩倍多。除此之外，冷翠華 （2017）［1］指出，“一帶一路” 國際合作高峰論壇的相關(guān)研究報(bào)告認(rèn)為，從2015年至2030年我國商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)收入將增長230億美元。因此總體上看，借 “一帶一路”東風(fēng)，我國保險(xiǎn)業(yè)迎來了發(fā)展的春天。

從數(shù)據(jù)上看，“一帶一路”倡議的提出對我國保費(fèi)收入產(chǎn)生了重要的影響，但影響我國保費(fèi)收入的因素眾多，例如宏觀經(jīng)濟(jì)因素、政策因素、人口數(shù)量和質(zhì)量等。那么在考慮各種影響因素的前提下，“一帶一路”倡議所起到的單獨(dú) （凈）作用有多大？在倡議實(shí)施后的幾年期間是否都表現(xiàn)出相同的規(guī)律？其影響的作用方向和幅度又是怎樣的？等等，將是本文研究的主要問題。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）制度／政策因素對保險(xiǎn)發(fā)展的研究

在討論宏觀的制度或政策因素對保險(xiǎn)的影響方面，以往的研究主要集中在三個方面。首先是研究單一制度對保險(xiǎn)發(fā)展的作用。在這方面，曹志宏（2008）［2］回顧了1980年我國恢復(fù)保險(xiǎn)業(yè)務(wù)以來保險(xiǎn)業(yè)監(jiān)管制度的變遷，并用詳實(shí)的數(shù)據(jù)說明了從1999年到2007年保費(fèi)收入的增長，表明制度變遷對我國保險(xiǎn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到的決定性影響。孫祁祥等（2010）［3］使用67 個新興國家和發(fā)達(dá)國家1995—2007年的數(shù)據(jù)，用經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)來指征市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，使用廣義最小二乘法模型，得到的研究結(jié)果表明市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，該國的保險(xiǎn)發(fā)展水平就越高。 洪梅等 （2014）［4］使用因子分析法得到的結(jié)論證實(shí)了我國社會保障的發(fā)展對保險(xiǎn)增長具有正向影響力。在這一方面，學(xué)者們所說的制度有不同的含義，有的指保險(xiǎn)監(jiān)管制度，有的指經(jīng)濟(jì)制度，有的指社會保障制度，但其共同點(diǎn)是這些研究都表明制度變遷對保險(xiǎn)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。

其次是同時使用多個指標(biāo)來指征宏觀的制度概念。Beck等 （2003）［5］將法律制度、每年的政變次數(shù)和制度發(fā)展等指標(biāo)納入 “制度”范疇，基于68個國家1961—2000年的數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，得出了制度因素對保險(xiǎn)發(fā)展具有促進(jìn)作用。鄭偉等 （2010）［6］將法律法規(guī)和社會保障制度作為制度概念的主要因素，使用一種用于比較世界保險(xiǎn)業(yè)增長水平的 “基準(zhǔn)深度比”法，對七個典型國家在1980—2007年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得到結(jié)論為：在人均GDP較低階段，制度要素對保險(xiǎn)業(yè)增長產(chǎn)生一定的促進(jìn)作用；而在人均GDP較高階段，制度要素對保險(xiǎn)業(yè)增長產(chǎn)生較為明顯的抑制作用。

最后是使用綜合指標(biāo)來表示制度因素。卓志和朱衡 （2017）［7］使用我國 1982—2015 年的數(shù)據(jù)，將市場化程度、對外開放程度、非國有化率和城鎮(zhèn)化水平共四個變量形成一個綜合的保險(xiǎn)制度變遷變量，并使用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，對宏觀經(jīng)濟(jì)、保險(xiǎn)制度以及保險(xiǎn)業(yè)增長之間的相互影響關(guān)系進(jìn)行探究，其結(jié)果表明保險(xiǎn)制度變遷對保險(xiǎn)業(yè)增長作用明顯。

由此可見，在制度或國家政策對保險(xiǎn)的影響方面，不同學(xué)者對制度或國家政策具有不同的理解，在定量研究的操作化層面以及所使用的方法也有所不同。但無論如何，學(xué)者們眼中的制度或國家政策都被認(rèn)為是影響保險(xiǎn)發(fā)展的宏觀層面的重要影響因素。

“一帶一路”倡議的提出是我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重大舉措，前文的分析也說明了這一舉措對保險(xiǎn)業(yè)帶來的巨大影響，但迄今為止尚未有學(xué)者就這一政策性倡議對保險(xiǎn)的影響做出評估，顯得有所遺憾。

（二）“一帶一路”與保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系研究

由于 “一帶一路”倡議是2013年下半年提出的，至今也只有四年多的時間，研究 “一帶一路”對我國保險(xiǎn)業(yè)影響的文獻(xiàn)特別是高質(zhì)量的文獻(xiàn)比較少。在有限的文獻(xiàn)中，學(xué)者們對這一主題的討論主要集中在以下三個方面：一是討論保險(xiǎn)對國內(nèi)企業(yè)走出去的保駕護(hù)航作用。例如，楊建壘和馬琳 （2016）［8］分析了我國保險(xiǎn)業(yè)可以在復(fù)雜的政治風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)、商業(yè)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和法律風(fēng)險(xiǎn)等方面起到分散風(fēng)險(xiǎn)的作用；張冀和郭雪劍 （2016）［9］特別分析了運(yùn)用政策性保險(xiǎn)——出口信用方面的作用。二是研究如何對“一帶一路”機(jī)遇加以利用，包括對保險(xiǎn)業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。例如，王和 （2017）［10］認(rèn)為應(yīng)在海上保險(xiǎn)、基礎(chǔ)設(shè)施保險(xiǎn)、勞務(wù)人員保險(xiǎn)、責(zé)任險(xiǎn)、出口信用保險(xiǎn)和投資保險(xiǎn)等險(xiǎn)種方面加以發(fā)展；凌秀麗 （2015）［11］提到了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，如保險(xiǎn)資產(chǎn)管理行業(yè)和保險(xiǎn)經(jīng)紀(jì)產(chǎn)業(yè)等； 王綏武 （2015）［12］和趙廣會 （2016）［13］等分析了倡議對各省份保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展；沈毅剛（2015）［14］和汪紅萍 （2016）［15］提到了對跨境保險(xiǎn)的啟示等等。三是針對我國當(dāng)前保險(xiǎn)法中一些阻礙“一帶一路”倡議的部分展開討論。例如，王卉青（2016）［16］、魯慧慧和溫靜 （2017）［17］建議對我國相應(yīng)的保險(xiǎn)法加以完善和修改，以促進(jìn) “一帶一路”背景下保險(xiǎn)業(yè)的海外發(fā)展和全球覆蓋面。

總體而言，學(xué)界對于 “一帶一路”與保險(xiǎn)之間的關(guān)系和作用，保險(xiǎn)業(yè)如何借助 “一帶一路”倡議規(guī)范相關(guān)法律體系、調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、嚴(yán)格相關(guān)管理、防范風(fēng)險(xiǎn)等方面進(jìn)行了探討，也達(dá)成了一定的共識，為保險(xiǎn)業(yè)的新發(fā)展做出了巨大的貢獻(xiàn)。然而，目前學(xué)界關(guān)于 “一帶一路”與保險(xiǎn)之間的關(guān)系研究多停留在前因后果的關(guān)系描述，或在 “一帶一路”背景下討論保險(xiǎn)業(yè)應(yīng)該如何做、如何發(fā)展的問題，缺乏對“一帶一路”建設(shè)是否給我國保險(xiǎn)業(yè)帶來了顯著的影響以及影響的程度等進(jìn)行評估分析。

因此，本文將立足于 “一帶一路”建設(shè)前后的保險(xiǎn)數(shù)據(jù)，采用雙重差分的定量研究，考量 “一帶一路”倡議對我國保險(xiǎn)業(yè)的影響作用和機(jī)制。

三、實(shí)證研究

（一）樣本及變量描述

在影響保費(fèi)收入或保費(fèi)增長率的主要因素中，除了上文提到的政策因素以外，還有宏觀的經(jīng)濟(jì)因素和人口因素等。其中，宏觀經(jīng)濟(jì)因素包括人均GDP、國民儲蓄、利率和通貨膨脹等；人口因素包括人口數(shù)量、質(zhì)量和結(jié)構(gòu)等。在宏觀經(jīng)濟(jì)因素方面，Gandolfi（1996）［18］、欒 存 存 （2004）［19］、曹乾和何建敏（2006）［20］的實(shí)證研究結(jié)果表明人均GDP對保費(fèi)收入或保費(fèi)增長具有正向的促進(jìn)作用，但Beck（2003）［5］、周華林和郭金龍 （2012）［21］在儲蓄、利率和通貨膨脹等方面對保險(xiǎn)的影響作用結(jié)論不一致。在人口因素方面，Truett（1990）［22］、郭金龍和張昊（2005）［23］的研究表明人口數(shù)量決定著保險(xiǎn)市場的規(guī)模。張沖 （2013）［24］的研究結(jié)果表明人口受教育程度越高，對投保的需求越大；人口社會結(jié)構(gòu)中的已婚人口比重，第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重對人身保險(xiǎn)市場發(fā)展有顯著的正向影響，等等。

根據(jù)前文的文獻(xiàn)綜述以及數(shù)據(jù)的可得性 （中國保監(jiān)會只有2006年及以后的數(shù)據(jù)，同時國家統(tǒng)計(jì)局尚未公布2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)），本文采用31個省份2006—2016年共11年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。其中保費(fèi)收入數(shù)據(jù)來自中國保監(jiān)會，地區(qū)生產(chǎn)總值、人口數(shù)和進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。

本文關(guān)注的主要變量是 “保費(fèi)增長率”，該變量是以2006年為基期，用2007—2016年各年份的保費(fèi)收入減去2006年的保費(fèi)收入，除以2006年的保費(fèi)收入，再乘以100得到，其計(jì)算公式為：

其中，ratei是以2006年為基期的保費(fèi)增長率；P是保費(fèi)收入；i＝2007，2008，…，2016。

本研究的核心自變量是 “一帶一路”倡議變量。這一變量是二分類變量，“一帶一路”倡議提出的當(dāng)年和此后各年取值為1，否則為0。

其余的控制變量分別為人均GDP、進(jìn)口額、出口額、總?cè)丝跀?shù)、中國-東盟自貿(mào)區(qū)的建立。 “人均GDP”是由各省份的地區(qū)生產(chǎn)總值除以各省份的總?cè)丝诘玫?。由于對外貿(mào)易會對保費(fèi)產(chǎn)生影響，故這里引入進(jìn)出口額這兩個控制變量。此外，2010年1月1日正式成立的中國-東盟自貿(mào)區(qū)可能會對保費(fèi)收入具有政策性的促進(jìn)作用，為厘清 “一帶一路”倡議對保費(fèi)增長的凈影響，也需要引入這一變量加以控制?！爸袊?東盟自貿(mào)區(qū)”變量采取虛擬變量形式，2010年及以后取值為1，2010年以前取值為0。為消除異方差性，對人均GDP、進(jìn)口額、出口額和總?cè)丝跀?shù)這四個控制變量分別取對數(shù)。各主要變量的分布情況如表1所示。

表1 主要變量分布情況

（二）方法和模型

本研究將使用雙重差分法進(jìn)行研究。雙重差分法是這么一種方法：以控制組施加 “實(shí)驗(yàn)”的前測和后測為對照，考察實(shí)驗(yàn)組施加 “實(shí)驗(yàn)”的前測和后測與控制組的差值來得到 “實(shí)驗(yàn)”的真正影響。雙重差分法在國內(nèi)外就公共政策或項(xiàng)目實(shí)施效果評估方面得到了廣泛的應(yīng)用。例如，美國的 Slaughter（2001）［25］使用雙重差分方法厘清了前人對于 “貿(mào)易自由化是否有助于各國的人均收入趨同”議題的討論，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化與融合之間沒有很強(qiáng)的、系統(tǒng)性的聯(lián)系。我國臺灣的Keng和Sheu（2013）［26］使用雙重差分方法考察了國民健康保險(xiǎn)制度對老年人的死亡風(fēng)險(xiǎn)、健康自評和功能受限三個方面的影響作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國民健康保險(xiǎn)制度只對老年人的死亡風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生了顯著的影響，且表現(xiàn)為極大降低了最不健康者的死亡風(fēng)險(xiǎn)。 Weber（2014）［27］使用雙重差分方法，克服了傳統(tǒng)各種計(jì)算方法的不足，得到了應(yīng)稅收入彈性系數(shù)的穩(wěn)定估計(jì)，幾乎是使用傳統(tǒng)方法計(jì)算結(jié)果的兩倍，為稅收政策的制定提供了重要的參考作用。國外學(xué)者Blundell（2005）［28］將雙重差分法應(yīng)用到勞動力市場，Slaughter （1998）［29］、Overesch （2006）［30］應(yīng)用到貿(mào)易和投資方面，Girma 和 G?rg （2007）［31］應(yīng)用到失業(yè)等。

我國一些學(xué)者周黎安和陳燁 （2005）［32］、李成和張玉霞 （2015）［33］也使用雙重差分方法并在各自的研究領(lǐng)域得出了有意義的結(jié)論，但遺憾的是目前在保險(xiǎn)領(lǐng)域鮮有使用該方法評估政策因素對保險(xiǎn)的作用。

根據(jù)研究目的，本研究采用雙重差分方法對“一帶一路”倡議對我國保費(fèi)的影響進(jìn)行評估，方程設(shè)定如式 （2）所示。

其中，yit是i省份在t時期的因變量，在本文是保費(fèi)增長率。Gi是實(shí)驗(yàn)組虛擬變量 （Gi＝1，實(shí)驗(yàn)組；Gi＝0，控制組），β2刻畫的是實(shí)驗(yàn)組和控制組本身的差異。Dt是實(shí)驗(yàn)期虛擬變量 （Dt＝1，實(shí)驗(yàn)期；Dt＝0，非實(shí)驗(yàn)期），β3刻畫的是試驗(yàn)前后兩期本身的差異。GiDt是Gi和Dt的交互作用，β1真正度量了實(shí)驗(yàn)組的政策效應(yīng)／凈影響。Xit是隨時間而變化的控制變量，這里是人均GDP對數(shù)、進(jìn)口額對數(shù)、出口額對數(shù)、總?cè)丝跀?shù)對數(shù)以及是否中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立；β4是各控制變量的偏回歸系數(shù)。

本文設(shè)想的雙重差分的模型效果示意圖如圖1所示。

圖1 雙重差分模型估計(jì)效用示意圖

Slaughter （2001）［25］在一篇文章中對雙重差分的邏輯推理和證明進(jìn)行了詳細(xì)的論述。首先，在不處理的情況下，兩個組別的趨勢是一致的，得到相應(yīng)的趨勢回歸方程：

分實(shí)驗(yàn)前和試驗(yàn)后兩期，差分需滿足式 （4）：

其次，由式 （3）和式 （4），可引進(jìn)實(shí)驗(yàn)變量Dt，估計(jì)模型：

再次，考慮到分組，進(jìn)行二次差分，需計(jì)算分組的影響效果，為了便于表達(dá)，引進(jìn)符號Gi，用Gi＝1表示實(shí)驗(yàn)組，Gi＝0表示控制組：

最后，結(jié)合式 （5），引進(jìn)分組變量Gi，我們估計(jì)分組后的模型：

現(xiàn)在可以反過來驗(yàn)證式 （2），對時間差分得：

基于式 （7），結(jié)合式 （6），對分組二次差分，取期望得：

由以上可以證明，基于式 （2）的設(shè)定方程，要估計(jì)的處理效用正好就是交叉項(xiàng)的系數(shù)β1。在做回歸分析中，內(nèi)生性問題是一個值得注意的問題。盡管在評價(jià)政策作用時使用雙重差分模型可以在很大程度上避免內(nèi)生性困擾，因?yàn)檎呦鄬τ谖⒂^經(jīng)濟(jì)主體而言一般是外生的，不存在逆向因果問題。但是很多學(xué)者仍提出需要注意雙重差分模型的內(nèi)生性問題。例如，葉芳和王燕 （2013）［34］指出，在使用雙重差分模型之前，要確保數(shù)據(jù)滿足三個假設(shè)：一是在實(shí)驗(yàn)組項(xiàng)目的開展對控制組的相關(guān)研究變量不產(chǎn)生任何影響，即外生性；二是實(shí)驗(yàn)開展期間，宏觀環(huán)境 （除項(xiàng)目實(shí)施以外的因素）對實(shí)驗(yàn)組和控制組的影響相同；三是實(shí)驗(yàn)組和控制組的某些重要特征分布穩(wěn)定，不隨時間變化，即在整個實(shí)驗(yàn)開展期間保持穩(wěn)定。本文“一帶一路”倡議的提出為國家層面的決策，一旦宣布倡議的提出，隨即劃分為 “一帶一路”沿線省份和非沿線省份，不存在某些省份 “主動申請”進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組或控制組的情形，滿足第一個假設(shè)；“一帶一路”倡議提出之后，就全國而言，國家的其他宏觀經(jīng)濟(jì)政策都是類似的，滿足第二個假設(shè)； “一帶一路”沿線省份和非沿線省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素和人口因素發(fā)展穩(wěn)定，并沒有發(fā)生大的波動，滿足第三個假設(shè)。

在這一方面，陳林和伍海軍 （2015）［35］在回顧有些國內(nèi)學(xué)者濫用雙重差分法時也提到，使用雙重差分法要注意滿足兩個基本假設(shè)：一是隨機(jī)性假設(shè)，二是同質(zhì)性假設(shè)。對于隨機(jī)性假設(shè)，可以使用像周黎安等（2005）［32］所使用的試驗(yàn)前測法加以解決；對于同質(zhì)性假設(shè)，除了使用試驗(yàn)前測法達(dá)到目的以外，一般是通過隨機(jī)抽樣和大樣本進(jìn)行保證。本文采用2006—2016年各省份相關(guān)數(shù)據(jù)，樣本量為310，屬于大樣本。為進(jìn)一步檢驗(yàn)本文數(shù)據(jù)是否滿足這兩個基本假設(shè)，這里使用試驗(yàn)前測法加以驗(yàn)證。

這里引入 “‘一帶一路’沿線省份”變量 （如果該省份日后成為 “一帶一路”沿線省份則取1，否則為0）作為虛擬變量，以研究2013年時所有省份的保費(fèi)收入增長趨勢的特征。需要說明的是，由于“一帶一路”倡議是在2013年的9月份和10月份提出，實(shí)驗(yàn)沖擊效應(yīng)主要從2014年開始體現(xiàn)，因此這里考察 “一帶一路”沿線省份在 “一帶一路”倡議提出之前的保費(fèi)收入增長趨勢是否與非沿線省份有明顯的差異。通過普通線性回歸分析，得到的回歸結(jié)果表明，在沒有加入其他控制變量情形下，“‘一帶一路’沿線省份”變量回歸系數(shù)為8.65，沒有在0.1水平上顯著；而在加入其他控制變量情形下，這一回歸系數(shù)為15.67，也沒有在0.1水平上顯著，這說明“一帶一路”倡議前沿線省份與非沿線省份的保費(fèi)收入增長沒有顯著的差異。

因此，本文數(shù)據(jù)滿足雙重差分法的基本假設(shè)，可以使用雙重差分進(jìn)行相應(yīng)的回歸分析。

本文使用stata12.0統(tǒng)計(jì)軟件完成相關(guān)數(shù)據(jù)和模型的操作。

（三）評估結(jié)果

根據(jù)雙重差分的基本思想，本文分兩大部分刻畫“一帶一路”對沿線省份保費(fèi)收入的影響：第一部分是總體情況刻畫，考察2006—2016年 “一帶一路”對沿線省份保費(fèi)收入的總體影響 （模型1和模型2）。第二部分是設(shè)置虛擬變量，以 “一帶一路”建設(shè)倡議提出的當(dāng)年 （2013年）為參照組，考察倡議提出后第二年 （即2014年）、第三年 （即2015年）和第四年 （即2016年）的相對變化情況，動態(tài)考察倡議提出后的具體影響情況 （模型3）。得到的回歸結(jié)果如表2所示。

表2 “一帶一路”_對我國保費(fèi)收入增長影響的評估

表2中的模型1考察的是在沒有考慮其他控制變量的情形下，2006—2016年 “一帶一路”建設(shè)對沿線省份保費(fèi)收入的總影響，模型2是在模型1的基礎(chǔ)上添加了其他控制變量的情況。模型3在模型2的基礎(chǔ)上，考察倡議提出后的各年與當(dāng)年的比較情況。

模型1的結(jié)果顯示，“一帶一路”因素與實(shí)驗(yàn)組的交互項(xiàng)系數(shù)為正，說明總體而言 “一帶一路”倡議對沿線省份保費(fèi)增長率具有促進(jìn)作用，但沒有在0.1水平上顯著。其原因是沒有考慮到其他一些重要影響因素的作用，該結(jié)論有待商榷。

在加入了一些重要的影響因素后，模型2得到了較大的改善，首先表現(xiàn)在判定系數(shù)提高到0.68，說明納入模型的這些變量共同解釋了因變量變異的68%，具有較高的解釋力。其次，在控制了一些變量之后，交互作用變得在0.1水平上顯著，且系數(shù)為正，說明 “一帶一路”倡議對沿線省份保費(fèi)增長具有顯著的促進(jìn)作用。實(shí)驗(yàn)組變量系數(shù)為負(fù)說明沿線省份的保費(fèi)增長率遠(yuǎn)低于非沿線省份的，但沒有在0.1水平上顯著?！耙粠б宦贰弊兞肯禂?shù)為正且在0.001水平上顯著，說明 “一帶一路”倡議的提出，無論是對沿線省份還是對非沿線省份的保費(fèi)增長都具有顯著的正向作用?？刂谱兞恐校隹陬~對數(shù)和人口對數(shù)不顯著。出口額對數(shù)的系數(shù)為正，說明貨物出口的確帶來了保費(fèi)的增長，但沒有在0.1水平上顯著，說明保險(xiǎn)在貨物出口方面所發(fā)揮的作用仍有待加強(qiáng)。人口對數(shù)不顯著可能的原因是保費(fèi)增長與人口的質(zhì)量以及參保意識而非數(shù)量有關(guān)。人均GDP對數(shù)系數(shù)為正且在0.05水平上顯著，說明人均GDP越高，保費(fèi)增長越大。進(jìn)口額對數(shù)在0.001水平上顯著且系數(shù)為負(fù)，說明進(jìn)口額越大，保額增長率越低，這跟進(jìn)口貨物多由賣方國的保險(xiǎn)公司承保、在一定程度上擠壓了我國的保險(xiǎn)市場有關(guān)。中國-東盟自貿(mào)區(qū)的建立促進(jìn)了沿線省份保費(fèi)收入的顯著增長，這一點(diǎn)可以從其系數(shù)為正且在0.001水平上顯著得到斷論。

從模型3的回歸結(jié)果來看，交互作用仍然為正，且變得更顯著 （在0.05水平上顯著），說明 “一帶一路”倡議的提出對沿線省份的保費(fèi)增長具有顯著的促進(jìn)作用。在其他變量方面，與模型2相比，除了實(shí)驗(yàn)組變得在0.05水平上顯著、人均GDP對數(shù)變得不顯著以外，其余變量的系數(shù)和顯著性水平相差不大，說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。從新加的三個年份虛擬變量回歸結(jié)果來看，與倡議提出當(dāng)年相比，第二年的保費(fèi)增長率明顯地高出很多，第三年和第四年也表現(xiàn)出同樣的規(guī)律，并且從系數(shù)絕對值的大小來看第四年的作用來得更強(qiáng)烈，這說明 “一帶一路”倡議提出后，沿線省份的保費(fèi)增長影響一年更比一年強(qiáng)。與此同時，我們看到，模型的判定系數(shù)為0.83，說明這些變量對因變量的解釋力更強(qiáng)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.控制組變化檢驗(yàn)。

由于 “一帶一路”建設(shè)的沿線省份多為經(jīng)濟(jì)較不發(fā)達(dá)地區(qū)，而非沿線省份多為經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，為了檢驗(yàn) “一帶一路”建設(shè)對沿線省份保費(fèi)增長的影響，這里將原來的控制組 （13個省份）按2006年的GDP排序，刪除GDP最低的1／3的省份 （即4個省份，分別為貴州、天津、江西和山西），剩下的9個省份作為新的參照組，保持實(shí)驗(yàn)組不變，重新做雙重差分模型。由于新參照組的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較原來參照組的高，故回歸結(jié)果更應(yīng)該凸現(xiàn) “一帶一路”建設(shè)倡議對沿線省份保費(fèi)增長的影響。得到的結(jié)果如表3中的模型4～模型6所示。

表3中模型4～模型6顯示，在將新的參照組納入模型之后，交互項(xiàng)系數(shù)的方向與表2中的一樣，都是正的，且其數(shù)值相差不大，其顯著性水平也相同，證明了前文回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。與此同時，表3中模型4～模型6交互項(xiàng)的絕對值較表2中交互項(xiàng)系數(shù)的絕對值要大，說明 “一帶一路”倡議對沿線欠發(fā)達(dá)省份保費(fèi)增長的影響作用更大。

2.反事實(shí)分析。

反事實(shí)分析法的基本思路是根據(jù)推理提出一種反事實(shí)的假設(shè)，以此為出發(fā)點(diǎn)來估量經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中可能發(fā)生的各種變化。這里可以有兩種情況：一是某一事件或事物在歷史上存在過，但假定其不存在，而是根據(jù)這種假定估算可能由此引起的結(jié)果；二是某一事件或事物在歷史上不曾存在，但假定存在過，然后根據(jù)這一假定估算可能由此引起的后果。

本文采取第二種情況的反事實(shí)分析。在 “一帶一路”倡議提出前的2006—2012年中選取某一個年份，假定這一年為倡議提出年，然后分析其對保費(fèi)增長的作用。這里選用中間年份 （2009年）作為虛擬的倡議時間提出年，然后再利用雙重差分法進(jìn)行“虛擬倡議”對保費(fèi)增長的影響評估，如果交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著，說明 “虛擬倡議”對保費(fèi)增長沒有起到顯著的影響作用，反過來則說明真正的 “一帶一路”倡議對沿線省份的保費(fèi)增長起到了顯著的影響作用。有關(guān)回歸結(jié)果如表3的模型7～模型9所示。

表3 穩(wěn)定性檢驗(yàn)：參照組變化及反事實(shí)分析的回歸結(jié)果

續(xù)前表

表3的結(jié)果表明，將2009年作為虛擬的 “一帶一路”倡議提出年，其交互作用沒有在0.1水平上顯著。這說明在假設(shè)2009年為 “一帶一路”倡議提出年的前提下，“虛擬倡議”對保費(fèi)增長沒有起到顯著的影響作用，反過來證明了前文回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。

四、結(jié)論與討論

綜上，我們的實(shí)證分析結(jié)果顯示，總體上看“一帶一路”倡議的確對沿線省份保費(fèi)增長起到顯著的促進(jìn)作用，并且倡議提出后對保費(fèi)增長的影響作用逐年加大，說明倡議的政策作用在持續(xù)增強(qiáng)。

前文的研究結(jié)果還表明中國-東盟自貿(mào)區(qū)的建立對沿邊省份保費(fèi)增長也起到了顯著的促進(jìn)作用，這也是一項(xiàng)政策性的影響。因此，從頂層設(shè)計(jì)來說，我國有關(guān)政府部門應(yīng)該多根據(jù)形勢出臺一些面向世界、促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方針政策。從保險(xiǎn)公司來說，要及時抓住歷史的發(fā)展機(jī)遇、多應(yīng)用和挖掘政策性因素來促進(jìn)保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展。具體來講，各保險(xiǎn)公司如果能做到如下三點(diǎn)則更能立于不敗之地：一是公司決策部門保持對政策的敏感性，有一定的戰(zhàn)略眼光，能根據(jù)各方面的信號和消息提前預(yù)測政策走向，在需求預(yù)測、業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)調(diào)整、服務(wù)質(zhì)量提升、市場開拓以及人才儲備等方面早早著手做好準(zhǔn)備工作，例如在中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立前提前做好東盟各國的政治風(fēng)險(xiǎn)、宗教文化風(fēng)險(xiǎn)、保險(xiǎn)市場情況等的分析和預(yù)測、提前儲備好面向東盟的小語種人才等等。二是即使不能提前預(yù)測政策走向，也要在政策啟動之時反應(yīng)靈敏，動作要快，迅速占領(lǐng)市場。三是在業(yè)務(wù)和服務(wù)方面做到精益求精，往深的方向發(fā)展，較好的服務(wù)口碑能帶來客戶群的增大；同時利用現(xiàn)代通信技術(shù)加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)保險(xiǎn)的覆蓋面和服務(wù)質(zhì)量，做到跨境經(jīng)營。

另外，研究結(jié)果還揭示了我國沿邊省份保險(xiǎn)公司沒有充分利用貨物的出口貿(mào)易來發(fā)展相關(guān)的保險(xiǎn)產(chǎn)品，反而在貨物的進(jìn)口貿(mào)易方面讓國外的保險(xiǎn)公司侵占了一定的保險(xiǎn)市場份額，這一結(jié)果提醒所有的保險(xiǎn)公司應(yīng)該在相關(guān)的保險(xiǎn)產(chǎn)品方面有所調(diào)整和創(chuàng)新，例如跨境貨物運(yùn)輸險(xiǎn)、航運(yùn)保險(xiǎn)、物流責(zé)任險(xiǎn)和互聯(lián)網(wǎng)保險(xiǎn)等等，讓貨物的出口貿(mào)易帶動保險(xiǎn)的顯著發(fā)展。

限于數(shù)據(jù)的可得性，本文只在保費(fèi)方面進(jìn)行了考察，未能在出口信用保險(xiǎn)和跨境保險(xiǎn)等方面展開研究，而這兩大類保險(xiǎn)恰恰是 “一帶一路”建設(shè)對沿線省份保險(xiǎn)業(yè)起到最大促進(jìn)作用的方面。此外，本文試圖將保險(xiǎn)細(xì)分為財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)、壽險(xiǎn)、健康險(xiǎn)和意外險(xiǎn)等險(xiǎn)種進(jìn)行相關(guān)分析，但由于各險(xiǎn)種的影響因素不盡相同，得到的結(jié)果沒有可比性，同時納入本文又顯得主題過于分散，故本文沒有對這些險(xiǎn)種進(jìn)行具體的分析。這些遺憾將留待日后逐一做深入的分析。