第一節(jié) 責(zé)任保險發(fā)展的影響因素

一 責(zé)任保險發(fā)展影響因素的理論分析

（一）經(jīng)濟金融因素

經(jīng)濟發(fā)展提高了責(zé)任險的供給能力和需求水平。根據(jù)1980～2002年發(fā)達國家的情況，美國及加拿大的責(zé)任險索賠的GDP彈性大約是1.5，歐洲經(jīng)濟體為1.2～1.4，日本為2.2（Sigma, 2004）。在2014年之前的幾年中，由于經(jīng)濟增長疲軟和通貨膨脹、工資增長放緩，責(zé)任險理賠額只保持了溫和的增長。在新興經(jīng)濟體中，隨著經(jīng)濟發(fā)展，中等收入群體的崛起、產(chǎn)權(quán)意識的覺醒以及消費者保護程度的提高正在迅速加大對責(zé)任險的社會需求（Sigma, 2005）。隨著資本市場的發(fā)展，股票價值也對某些險種（如董事高管責(zé)任險）的潛在責(zé)任賠付額有直接的影響（Sigma, 2014）。總之，責(zé)任險索賠和需求隨著經(jīng)濟的發(fā)展及個人財富的增長而增加。

通貨膨脹、醫(yī)療費用價格、利率也會影響責(zé)任保險發(fā)展。美國責(zé)任險的索賠在美國責(zé)任危機（20世紀(jì)90年代后期）達到最高值，當(dāng)時由于通脹上升，石棉索賠以及超級基金（Superfund）立法，賠償金額大增（Sigma, 2004）。表1-1展示了主要發(fā)達國家責(zé)任險索賠的長期增長趨勢，表1-2和表1-3分別顯示，基于美國等七個發(fā)達國家的責(zé)任險發(fā)展歷程，在主要的宏觀經(jīng)濟變量中，醫(yī)療費用通脹與總的醫(yī)療保健費支出是與責(zé)任索賠最為密切相關(guān)的。從長期的彈性系數(shù)來看，醫(yī)療保健費支出與責(zé)任索賠是以一種相似的路徑成長（Sigma, 2004）；而表1-4顯示，西方七國在被分析的時期中，相對于與CPI通脹或工資通脹（工資指數(shù)增長率度量的通貨膨脹）的關(guān)系，責(zé)任險索賠與醫(yī)療總支出的關(guān)聯(lián)更密切，尤其是在考察多年平均增長率時更為明顯（Sigma, 2009）。而根據(jù)美國、加拿大、英國、德國、法國、意大利以及日本的綜合責(zé)任賠償統(tǒng)計回歸分析顯示，只有綜合性的消費物價通脹及其他解釋經(jīng)濟周期性波動的因素才有統(tǒng)計意義（Sigma, 2004）。

在全球化的過程中，國際貿(mào)易與國際商務(wù)的發(fā)展也刺激了責(zé)任險的需求。如，新興市場的外部采辦公司不得不依賴當(dāng)?shù)芈浜蟮幕A(chǔ)設(shè)施和支持性服務(wù)，因此將產(chǎn)生更高的經(jīng)營參數(shù)的不穩(wěn)定性，從簡單的服務(wù)中斷到安全破壞，都可能導(dǎo)致法律糾紛，這將引起對于責(zé)任險新的需求（Sigma, 2005）。

（二）技術(shù)/產(chǎn)業(yè)因素

新的技術(shù)創(chuàng)造了新的產(chǎn)業(yè)和新的產(chǎn)品，這都會改變法律環(huán)境；而產(chǎn)業(yè)發(fā)展（包括產(chǎn)業(yè)政策的實施和產(chǎn)業(yè)競爭結(jié)構(gòu)的變動）同樣會影響業(yè)務(wù)的法律風(fēng)險與責(zé)任險需求（Sigma, 2005）。從歷史上看，責(zé)任保險起始于19世紀(jì)工業(yè)革命時期的歐美國家，當(dāng)時工業(yè)革命及產(chǎn)業(yè)升級導(dǎo)致生產(chǎn)事故增加。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也會影響責(zé)任險的發(fā)展，例如，英國在2004～2013年十年中，職業(yè)責(zé)任險的比例從14%左右提高到32%，顯示出經(jīng)濟向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移趨勢，服務(wù)業(yè)占責(zé)任險理賠的比重增加了（Sigma, 2014）。相對于收入而言，醫(yī)療服務(wù)、交通服務(wù)、建筑、公用事業(yè)、制造業(yè)和化工制藥行業(yè)的超額責(zé)任險成本最高，金融服務(wù)業(yè)和貿(mào)易業(yè)的超額責(zé)任險成本最低（Sigma, 2004）。一些新興高科技領(lǐng)域，如信息和通信技術(shù)、消費者電子以及遺傳工程的高技術(shù)含量等領(lǐng)域均含有未經(jīng)充分檢驗的新風(fēng)險，它們也是容易發(fā)生訴訟的風(fēng)險來源（Sigma, 2005）；而信息以更快的速度傳播也創(chuàng)造了新的訴訟文化（Sigma, 2005）。

（三）法律和社會文化因素

財產(chǎn)損失保險事故發(fā)生的概率以及事故發(fā)生時的損失程度在一個較長時間內(nèi)具有穩(wěn)定性，更多決定于自然與技術(shù)狀況；責(zé)任保險適用于應(yīng)對法律風(fēng)險，而更多地在社會科學(xué)以及法律的基礎(chǔ)上進行評估。因而，責(zé)任保險的發(fā)展受到社會政治環(huán)境、法律法規(guī)環(huán)境發(fā)展變化的影響。2013年世界前十大責(zé)任險市場中，責(zé)任險深度（責(zé)任險保費/GDP）超過平均水平（0.29%）的四個國家（美國0.50%、英國0.36%、澳大利亞0.32%、加拿大0.29%）都是采用了英美法體制（Sigma, 2014）。在絕大多數(shù)主要的經(jīng)濟實體中，綜合責(zé)任賠償?shù)某杀颈日麄€經(jīng)濟活動增長更為快速，對西方七國的長期性評估顯示，責(zé)任險索賠額的增長是GDP增長速度的1.5倍～2倍，這主要反映了社會以及法律的發(fā)展趨勢（Sigma, 2004）。歷史上，侵權(quán)法律制度的發(fā)展、弱者保護的社會政策取向是推動責(zé)任保險發(fā)展的重要原因。2014年之前的幾年中，侵權(quán)法改革和醫(yī)療成本降低也促使責(zé)任險理賠的增長低于預(yù)期（Sigma, 2014）。

政府政策對責(zé)任險發(fā)展有很直接的影響。比如，下文將提到的，我國近幾年地方或全國性政策對于醫(yī)療責(zé)任險等險種發(fā)展的影響。又如，法國有100多種職業(yè)要求強制投保責(zé)任險，所以法國的責(zé)任險保費大多來自職業(yè)責(zé)任險，其中十年建筑責(zé)任險就占到了責(zé)任險保費的1/3（Sigma, 2014）。此外，種族、道德、文化、宗教、社會規(guī)范與標(biāo)準(zhǔn)在塑造法律環(huán)境與風(fēng)險環(huán)境上發(fā)揮著重要作用（Sigma, 2004）。

二 我國責(zé)任保險發(fā)展影響因素的實證分析

（一）中國責(zé)任保險發(fā)展水平及其影響因素的衡量

我們從保費收入和賠付支出兩個角度來衡量一個地區(qū)責(zé)任保險的發(fā)展水平。這是因為以下三點。其一，收入獲取直接衡量保險的風(fēng)險集散作用，成本支出直接衡量保險的經(jīng)濟補償作用。其二，較之其他財產(chǎn)類保險，責(zé)任保險的收入獲取和成本支出之間存在較長的時滯。其三，與以往文獻相比較，以往文獻中衡量保險增長或發(fā)展一般采用基于保費收入的指標(biāo)，而衡量責(zé)任保險增長或發(fā)展趨勢則更多采用了基于賠付支出的指標(biāo)，如Sigma（2004, 2005, 2009, 2014）。

基于保費收入角度，我們采用了三個代理變量。一是責(zé)任險密度，即一個地區(qū)人均的責(zé)任險保費收入，記為DENSITY。二是責(zé)任險深度，即一個地區(qū)的責(zé)任險保費收入除以該地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值，記為Penetration。三是責(zé)任險業(yè)務(wù)占一個地區(qū)產(chǎn)險市場的份額（簡稱“責(zé)任險份額”），即責(zé)任險保費收入除以所有產(chǎn)險業(yè)保費收入，記為Share。

對于基于賠付支出角度衡量的責(zé)任險發(fā)展水平，我們選擇責(zé)任險賠付密度。它等于一個地區(qū)的責(zé)任險的人均賠付支出，記為DENSITY_PAY。

我們采用一個地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（人均GDP）來度量一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度，記為GDP或gdp。對當(dāng)年價格衡量的GDP通過國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)計算得到不變價格衡量的gdp（平減至2001年），國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)則是通過人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的名義增長率減去實際增長率得到。

我們采用第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占所有行業(yè)從業(yè)人數(shù)的比重來度量一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，記為Services。

我們采用一個地區(qū)的人口密度衡量經(jīng)濟活動的密集程度，記為PopuDen。由于無法獲得近幾年中地級單位城鎮(zhèn)化水平的數(shù)據(jù)，變量PopuDen也在一定程度上用來控制各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的差異。

對于一個地區(qū)的通貨膨脹水平，我們優(yōu)先用消費者價格指數(shù)（CPI）計算得到，記為Inf_cpi。由于沒有地級單位層面CPI的數(shù)據(jù)，我們采用由國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)來計算得到通脹率，記為Inf_gdp。

一個地區(qū)侵權(quán)事故中人身傷亡的賠償程度要基于該地區(qū)的工資水平、醫(yī)療保健支出情況。對此，我們引入三個變量：（1）一個地區(qū)的人均工資指數(shù)的增長率，記為Wage；（2）人均醫(yī)療保健支出的實際值（medical），用以衡量一個地區(qū)醫(yī)療保健支出的數(shù)量變動；（3）醫(yī)療保健服務(wù)價格通脹（Med_Inf），用以衡量醫(yī)療保健服務(wù)的價格變化。

（二）數(shù)據(jù)介紹和描述

實證研究采用2001～2012（或2013）年我國的面板數(shù)據(jù)。在基于保費收入衡量的責(zé)任保險發(fā)展水平的相關(guān)分析和計量分析中，我們采用我國地級單位的數(shù)據(jù)。在基于賠付衡量的責(zé)任保險發(fā)展水平的相關(guān)分析中，我們同時采用地級單位和省級單位的數(shù)據(jù)，這是因為：（1）人均醫(yī)療保健支出和醫(yī)療保健服務(wù)價格的數(shù)據(jù)只公布到省級單位層面；（2）提高結(jié)論的穩(wěn)健性。

保險方面變量（責(zé)任險保費收入、責(zé)任險賠付支出、財產(chǎn)險保費收入）的數(shù)據(jù)來自歷年《中國保險年鑒》。地級單位（及以上）層面的社會經(jīng)濟變量的數(shù)據(jù)主要來自歷年的《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》；人均工資指數(shù)來自《中國城市年鑒》。省級單位層面的社會經(jīng)濟變量的數(shù)據(jù)來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

表1-5展示了因變量的描述性統(tǒng)計情況。對于保費收入角度的代理變量來說：第一，2001～2012年我國地級單位的責(zé)任險密度（DENSITY）的均值為5.13元/人，中位數(shù)為3.08元/人，均值和中位數(shù)從2001年的2.80元/人、1.62元/人上升到2012年的10.14元/人、7.26元/人。第二，2001～2012年我國地級單位的責(zé)任險深度（Penetration）的均值為0.0245%，中位數(shù)為0.0209%，均值和中位數(shù)從2001年的0.0274%、0.0247%變?yōu)?012年的0.0276%、0.0236%，變化很小。第三，2001～2012年我國地級單位的責(zé)任險保費收入占產(chǎn)險市場份額（Share）的均值為3.61%，中位數(shù)為3.22%，均值和中位數(shù)從2001年的4.75%、4.39%變?yōu)?012年的3.36%、2.95%，有所下降。對于賠付支出角度的責(zé)任險賠付密度（DENSITY_PAY）來說：第一，在地級單位層面，2001～2012年我國責(zé)任險賠付密度的均值為2.30元/人，中位數(shù)為1.37元/人，均值和中位數(shù)從2001年的1.33元/人、0.72元/人上升到2012年的4.38元/人、2.95元/人。第二，在省級單位層面，2001～2012年我國責(zé)任險賠付密度的均值為2.94元/人，中位數(shù)為1.99元/人，均值和中位數(shù)從2001年的1.20元/人、0.88元/人上升到2012年的6.19元/人、4.51元/人。

表1-6展示了自變量的描述性統(tǒng)計情況。（1）人均名義GDP在地級單位樣本的均值和中位數(shù)分別從2001年的9108元、6791元提高到2012年的37894元、32709元，在省級單位樣本的均值和中位數(shù)分別從2001年的9593元、6799元提高到2012年的43387元、36394元。（2）人均實際GDP增長率對于2001～2012年地級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為12.59%、12.60%；對于2001～2012年省級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為11.45%、11.50%。（3）服務(wù)業(yè)發(fā)展程度指標(biāo)在地級單位樣本的均值和中位數(shù)分別從2001年的36.27%、35.83%變化到2012年的35.46%、34.74%，變化微小。（4）地級單位樣本的人口密度的均值和中位數(shù)分別從2001年的352.34人/平方公里、281.96人/平方公里提高到2012年的376.14人/平方公里、301.09人/平方公里。（5）GDP平減指數(shù)度量的通貨膨脹水平于2001～2012年地級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為2.58%、2.47%。（6）CPI度量的通貨膨脹水平于2001～2012年省級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為2.58%、2.47%。（7）人均工資的增長率對于2003～2012年地級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為14.50%、13.84%；對于2007～2012年省級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為13.97%、13.46%。（8）人均實際醫(yī)療保健支出增長率對于2002～2012年省級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為9.85%、8.99%。（9）醫(yī)療保健服務(wù)價格通脹水平于2001～2012年省級單位樣本的均值和中位數(shù)分別為1.11%、1.23%。

（三）基于保費收入衡量的責(zé)任保險發(fā)展水平的相關(guān)和計量分析

第一，兩變量相關(guān)性分析

圖1-1、圖1-2展示了2001～2012年、2012年單年度中國地級及以上單位的責(zé)任險密度（lnDENSITY）與若干自變量的散點圖。可以發(fā)現(xiàn)，其一，責(zé)任險密度（對數(shù)）與人均GDP（對數(shù)）呈高度正相關(guān)，二者的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年達0.780（P值＜0.000），在2012年單年度達0.5460（P值＜0.000）。不過，責(zé)任險保費的GDP彈性小于1，這個比例低于對一些國家的研究結(jié)果，如，綜合責(zé)任險索賠的GDP彈性在美國及加拿大約為1.5，而在歐共體為1.2～1.4。因而，我國責(zé)任險尚未處于緩慢發(fā)展的階段。其二，責(zé)任險密度（對數(shù)）與第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（Services）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為0.140（P值＜0.00），在2012年單年為0.210（P值＜0.000），故服務(wù)業(yè)的發(fā)展可能帶動責(zé)任險發(fā)展。其三，責(zé)任險密度（對數(shù)）與人口密度（PopuDen）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為0.099（P值＜0.000），但在2012年當(dāng)年僅為-0.011（P值=0.843），因而責(zé)任險密度（對數(shù)）與人口密度的關(guān)系很可能來自于各單位的固定效應(yīng)。其四，責(zé)任險密度（對數(shù)）與通貨膨脹（GDP平減指數(shù)度量）（Inf_gdp）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為0.047（P值=0.006），但在2012年當(dāng)年僅為-0.055（P值=0.335）。

圖1-3、圖1-4展示了2001～2012年、2012年單年度中國地級及以上單位的責(zé)任險深度（Penetration）與若干自變量的散點圖。可以發(fā)現(xiàn)，其一，責(zé)任險深度（Penetration）與人均GDP（對數(shù)）呈負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為-0.096（P值＜0.000），在2012年單年度達-0.251（P值＜0.000）。這說明經(jīng)濟越發(fā)達，則責(zé)任保險在國民經(jīng)濟中的比重越少，此結(jié)果與發(fā)達國家責(zé)任保險的發(fā)展?fàn)顩r相反，也與我國保險業(yè)、財產(chǎn)保險業(yè)占國民經(jīng)濟中的狀況相反。這進一步說明，我國責(zé)任險還未處于緩慢發(fā)展的階段。其二，責(zé)任險深度與第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（Services）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為0.207（P值＜0.000），在2012年單年為0.293（P值＜0.000）。其三，責(zé)任險深度與人口密度（PopuDen）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為-0.195（P值＜0.000），但在2012年當(dāng)年僅為-0.123（P值=0.030）。其四，責(zé)任險深度與通貨膨脹（GDP平減指數(shù)度量）（Inf_gdp）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為-0.004（P值=0.831），但在2012年當(dāng)年僅為0.212（P值＜0.000）。

圖1-5、圖1-6展示了2001～2012年、2012年單年度中國地級及以上單位的責(zé)任險保費收入占產(chǎn)險市場份額（Share）與若干自變量的散點圖。可以發(fā)現(xiàn)，其一，責(zé)任險份額（Share）與人均GDP（對數(shù)）呈負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在2001～2012年達-0.318（P值＜0.000），在2012年單年度達-0.247（P值＜0.000）。這說明經(jīng)濟越發(fā)達，則責(zé)任保險在國民經(jīng)濟中的比重越低，此結(jié)果與發(fā)達國家責(zé)任保險的發(fā)展?fàn)顩r相反。其二，責(zé)任險份額與第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（Services）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為0.002（P值＜0.915），在2012年單年為0.050（P值＜0.371），故二者相關(guān)性非常小。其三，責(zé)任險深度與人口密度（PopuDen）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為 -0.129（P值＜0.000），但在2012年當(dāng)年僅為 -0.172（P值=0.002）。其四，責(zé)任險深度與通貨膨脹（GDP平減指數(shù)度量）（Inf_gdp）的相關(guān)系數(shù)在2001～2012年為 -0.069（P值＜0.000），但在2012年當(dāng)年為0.166（P值=0.003），故二者關(guān)系難以確定。

第二，多變量計量經(jīng)濟分析

為了研究責(zé)任保險發(fā)展的影響因素，我們的計量模型如下：

以上三式中，i（i=1, …, I）代表各個個體，共I個個體；t（t=1,…, T）表示各個年度，共T個年度。lndensity、Penetration、Share是我們關(guān)注的三個因變量，Xk是自變量，YearDumt是年度虛擬變量（共T-1個）。諸個α、β、γ分別是三個模型中的待估系數(shù)。υ1it、υ2it、υ3it分別是三個模型中的擾動項。υ1it可分解為個體效應(yīng)μ1i和特異擾動項ε1it, υ2it和υ3it也是如此。

我們可以選擇的估計方法包括混合OLS估計、隨機效應(yīng)估計（RE）、固定效應(yīng)估計（FE）三類。其一，如果不存在不隨時間變化的個體效應(yīng)μi，即Var(μ)= 0，那么我們選擇最有效的混合最小二乘估計即可；否則，不應(yīng)直接將樣本混合。對此，我們基于Breusch和Pagan（1980）利用OLS估計殘差構(gòu)造的拉格朗日乘子檢驗來判斷，其原假設(shè)是Var(μ)= 0。其三，我們基于Hausman（1978）檢驗來判斷選擇RE估計還是FE估計，檢驗的原假設(shè)為個體效應(yīng)μi與自變量Xk不相關(guān)。如果拒絕原假設(shè)，應(yīng)采用一致性更強的FE估計；如果不能拒絕原假設(shè)，則應(yīng)采用更有效的RE估計。其三，我們采用Wald檢驗來判斷I-1個μ1i（μ2i、μ3i）是否聯(lián)合顯著，也采用F檢驗來判斷T-1個YearDumt是否聯(lián)合顯著。

估計中還需要考慮序列相關(guān)和異方差問題，特別是，由于本章采用12個年度的長時段數(shù)據(jù)，序列相關(guān)是很重要的問題。我們采取Newey-West的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進行統(tǒng)計推斷。

在下文的計量分析中，為了反映變量之間的彈性關(guān)系和降低異方差、非正態(tài)性等問題，我們對貨幣計量的變量DENSTIY、GDP取了自然對數(shù)，分別記為lnDENSITY、lnGDP。

我們在表1-7中報告了對責(zé)任險密度（lnDensity）的估計結(jié)果，在表1-8中報告了對責(zé)任險深度（Penetration）的估計結(jié)果，在表1-9中報告了對責(zé)任險占產(chǎn)險業(yè)務(wù)比重（Share）的估計結(jié)果。在表1-7、表1-8、表1-9中：第（1）、（2）列采用混合OLS估計，第（3）、（4）采用RE估計；第（5）、（6）列采用FE估計。在表1-7中，第（1）、（3）、（5）列納入了所有自變量，第（2）、（4）、（6）列在納入lnGDP的基礎(chǔ)上加入其他顯著的自變量。在表1-8和表1-9中，第（1）、（3）、（5）列納入了所有自變量，第（2）、（4）、（6）列在納入lnGDP和 (lnGDP)2的基礎(chǔ)上加入其他顯著的自變量。

根據(jù)Breusch和Pagan的LM檢驗、Hausman檢驗結(jié)果，應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)（FE）模型，隨機效應(yīng)模型（RE）次之。具體到各個自變量，第一，lnGDP的影響都正向顯著，系數(shù)估計值都小于1，在FE的估計中（第（5）、（6）列）介于0.44～0.49。因而，我國責(zé)任險對GDP的彈性遠小于1，即我國責(zé)任險沒有隨著GDP的增長而同步增長，我國責(zé)任險的消費尚具有奢侈品的特征。由于圖1-1和圖1-2顯示lnDensity和lnGDP呈高度的線性關(guān)系，我們沒有把lnGDP的高次項納入模型。第二，變量Services的影響都正向顯著，在FE模型中系數(shù)估計值分別為0.0080（第（5）列）、0.0078（第（6）列）。因而，其他條件不變時，平均而言，服務(wù)業(yè)占GDP的比重每提高1個百分點，責(zé)任險密度提高0.008元，影響的絕對數(shù)值很小。第三，人口密度（PopuDen）和通貨膨脹（GDP平減指數(shù)度量）（Inf_gdp）沒有發(fā)現(xiàn)對責(zé)任險密度有顯著影響。

根據(jù)Breusch和Pagan的LM檢驗、Hausman檢驗結(jié)果，應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)（FE）模型，隨機效應(yīng)模型（RE）次之。具體到各個自變量，第一，lnGDP的系數(shù)估計值正向顯著，(lnGDP)2的系數(shù)估計值負向顯著，因而，隨著人均GDP的增長，責(zé)任險深度將“先升后降”。這與對一般保險需求的經(jīng)驗結(jié)論相同，不過，通過lnGDP和 (lnGDP)2的系數(shù)估計值發(fā)現(xiàn)：我國責(zé)任險深度的“向下的拐點”出現(xiàn)得更早。第二，變量Services的影響都正向顯著，在FE模型中的系數(shù)估計值分別為0.008（第（5）列）、0.0078（第（6）列）。因而，平均而言，其他條件不變時，服務(wù)業(yè)占GDP的比重每提高1個百分點，責(zé)任險密度提高約0.008元，影響的絕對數(shù)值很小。第三，根據(jù)FE模型的估計結(jié)果，人口密度（PopuDen）對責(zé)任險深度的影響正向顯著，其他條件不變時，平均而言，人口密度每提高100人平方公里，責(zé)任險深度提高約0.1個百分點。第四，通貨膨脹（GDP平減指數(shù)度量）（Inf_gdp）對責(zé)任險深度的影響仍然不顯著。

根據(jù)Breusch和Pagan的LM檢驗、Hausman檢驗結(jié)果，應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)（FE）模型，隨機效應(yīng)模型（RE）次之。具體到各個自變量，第一，lnGDP的系數(shù)估計值正向顯著，(lnGDP)2的系數(shù)估計值負向顯著，因而，隨著人均GDP的增長，責(zé)任險保費收入占產(chǎn)險業(yè)的份額也是“先升后降”的。通過lnGDP和 (lnGDP)2的系數(shù)估計值發(fā)現(xiàn)，對于大多數(shù)樣本，責(zé)任保險的發(fā)展落后于財產(chǎn)保險業(yè)。第二，變量Services的影響都正向顯著，說明服務(wù)業(yè)發(fā)展對責(zé)任險的促進作用大于對產(chǎn)險業(yè)平均的促進作用。在FE模型中，Services的系數(shù)估計值分別為0.0507（第（5）列）、0.0473（第（6）列），故平均而言，其他條件不變時，服務(wù)業(yè)占GDP的比重每提高1個百分點，責(zé)任險業(yè)務(wù)占產(chǎn)險業(yè)的份額將提高0.05個百分點。第三，根據(jù)FE模型的估計結(jié)果，人口密度（PopuDen）對責(zé)任險深度的影響正向顯著，其他條件不變時，平均而言，人口密度每提高100人平方公里，責(zé)任險深度提高0.1～0.2個百分點。第四，通貨膨脹（GDP平減指數(shù)度量）（Inf_gdp）對責(zé)任險份額的影響仍然不顯著。

（四）基于賠付衡量的責(zé)任保險發(fā)展水平的相關(guān)性分析

表1-10報告責(zé)任險賠付密度（DENSITY_PAY）及其影響因素在2002～2012年（或2013年）的增長情況，表1-11報告責(zé)任險賠付密度（DENSITY_PAY）及其影響因素在2002～2012年（或2013年）的相關(guān)關(guān)系。我們采用責(zé)任險賠付密度而非責(zé)任險賠付總量；對名義GDP、實際GDP、名義醫(yī)療保健支出采用人均值，以剔除各地區(qū)人口規(guī)模變動的影響；以國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)和消費者物價指數(shù)度量的通貨膨脹（Inf_gdp、Inf_cpi）、人均工資指數(shù)的增長率（Wage）以及醫(yī)療保健服務(wù)價格指數(shù)（Med_Inf）本身就是“去規(guī)模化”的變量。

在表1-10和表1-11中，“地級”和“省級”分別是指，研究采用的是地級及以上單位、省級單位為樣本。表1-10中的“責(zé)任險賠付密度增長的占比”定義為責(zé)任險賠付密度的年增長率除以某一影響因素的年增長率，可以認為是責(zé)任險賠付密度對該變量的彈性。表1-11中的“與責(zé)任險賠付密度增長的相關(guān)系數(shù)”是指，責(zé)任險賠付密度的年增長率與另一個變量的年增長率的皮爾遜相關(guān)系數(shù)，其中，“單個樣本”“組內(nèi)均值”分別是指計算相關(guān)系數(shù)時采用的是單個樣本或者每個地級單位或省級單位的均值。

對于表1-10我們發(fā)現(xiàn)如下一些結(jié)論。第一，責(zé)任險賠付（DENSITY_PAY）的年增長率高于表1-10中的其他變量，均值超過了20%，中位數(shù)在20%左右。第二，人均工資（Wage）增長率低于人均名義GDP（GDP）的增長率，這主要是由于在社會主義初級階段的經(jīng)濟快速發(fā)展時期，初次分配中勞動者報酬的占比較低。第三，人均醫(yī)療保健支出（medical）的增長率低于人均實際GDP（gdp）的增長率，這與通常感受并不相符。第四，醫(yī)療保健服務(wù)價格指數(shù)（Med_Inf）的增長率低于以GDP平減指數(shù)和CPI度量的通貨膨脹水平（Inf_gdp、Inf_cpi），顯示這也與通常感受并符。第五，從“責(zé)任險賠付密度年增長率的占比”上看，責(zé)任險的賠付彈性都大于1，這與表1-4中反映的主要發(fā)達國家的情況相同。

結(jié)合表1-11和圖1-7、圖1-8、圖1-9、圖1-10，我們發(fā)現(xiàn)如下結(jié)論。

第一，整體而言，責(zé)任險賠付與宏觀經(jīng)濟變量呈現(xiàn)弱相關(guān)性。這在其他國家也是成立的，如在1960～2002年中，美國、加拿大、英國、德國、法國、意大利和日本的“綜合責(zé)任險的索賠增長率”與消費價格指數(shù)、醫(yī)療保健服務(wù)價格指數(shù)、名義健康費用增長率、十年期政府債券的回報率、GDP的實際增長率、GDP的名義增長率的相關(guān)系數(shù)都很低，分別僅為0.08、0.18、0.24、0.09、-0.11、0.06（Sigma, 2004）。

第二，采用“組內(nèi)均值”度量的相關(guān)性強于采用“單個樣本”度量的。即使樣本量有大幅減少，“組內(nèi)均值”度量的相關(guān)系數(shù)的顯著性仍然基本上強于“組內(nèi)均值”度量的。采用“單個樣本”研究的相關(guān)系數(shù)沒有統(tǒng)計顯著的，采用“組內(nèi)均值”研究的相關(guān)系數(shù)有3個顯著。

第三，責(zé)任險賠付密度與人均名義GDP、人均工資指數(shù)的增長率顯著正相關(guān)，而與GDP平減指數(shù)度量的通脹顯著呈負相關(guān)。而在發(fā)達市場宏觀經(jīng)濟變量中，與責(zé)任險賠付相關(guān)性最高的是醫(yī)療費用的通脹和名義醫(yī)療費用支出，其次是名義GDP增長、工資漲幅和CPI衡量的通貨膨脹、工資增長；并且，從長期來看，醫(yī)療支出的增長速度與責(zé)任險理賠相同（Sigma, 2014）。而對1962～2002年西方七國（G7）中，CPI衡量的通脹對責(zé)任險賠付的作用最為顯著（Sigma, 2004）。因而，我國在此問題上與西方國家的情況差異非常大。

（五）實證結(jié)果總結(jié)

根據(jù)上述對中國責(zé)任保險發(fā)展的實證研究，結(jié)論主要包括：

第一，我國責(zé)任險處于初級的發(fā)展階段，責(zé)任險保費收入對GDP的彈性遠小于1，責(zé)任險沒有隨著GDP的增長而同步增長。

第二，其他條件不變時，服務(wù)業(yè)越發(fā)達，則責(zé)任險越發(fā)達。

第三，人口聚集有利于提高責(zé)任險深度，并且對責(zé)任險發(fā)展的影響大于產(chǎn)險業(yè)整體。

第四，我國責(zé)任險賠付與宏觀經(jīng)濟社會變量的相關(guān)性較弱，這點與西方主要發(fā)達國家相同。

第五，我國責(zé)任險賠付與醫(yī)療保健服務(wù)的使用、醫(yī)療保健服務(wù)價格指數(shù)、CPI的相關(guān)性還弱于與人均GDP、人均工資水平的相關(guān)性，這點與西方主要發(fā)達國家相反。