耦合還是離散經(jīng)濟新常態(tài)下的區(qū)域保險財經(jīng)

喆,2005)。目前區(qū)域消費的不均衡發(fā)展已經(jīng)成為制約我國業(yè)更好地服務(wù)于經(jīng)濟社會發(fā)展的瓶頸之一,應(yīng)當(dāng)引起足夠重視（趙進文等，2010）。，本文試圖基于空間視角在我國區(qū)域耦合性的同時挖掘?qū)е挛覈鴧^(qū)域發(fā)展不平衡的因素。在經(jīng)濟新常態(tài)的背景下，我國區(qū)域的發(fā)展態(tài)勢如何？是耦合還是分離？哪些因素會對區(qū)域發(fā)展產(chǎn)生影響呢？顯然，對于這些問題的研究與解答是富有理現(xiàn)有研究主要集中在三個方面。一、區(qū)域發(fā)展的效應(yīng)。一些學(xué)者認(rèn)為，區(qū)域中、西三大經(jīng)濟區(qū)域發(fā)展水平呈現(xiàn)出明顯的東高西低的梯度性差異,中、西部地區(qū)保（2009）選用業(yè)績指來衡量區(qū)域發(fā)展水平，并市業(yè)績指數(shù)之間的差地區(qū)間業(yè)發(fā)展不平衡的原因是多方面的,其中主要原因是經(jīng)濟發(fā)展水平的差距、經(jīng)濟開放程度的差距、社會保障水平的差距以及人們風(fēng)險意識上的差距。大量的結(jié)果表明發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展成正相關(guān)關(guān)系（BeckandWebb,2003；Eshoetal,2004)。區(qū)域經(jīng)濟對區(qū)域同樣有著明顯的促進作用，那么這是否意味著區(qū)域的發(fā)展水平會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的趨同而趨同呢？學(xué)者們觀點不一。吳祥佑（2009）認(rèn)為是如此，但(2007)則認(rèn)為，區(qū)域市場發(fā)展水平不會由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的趨同而必然出現(xiàn)趨同，同樣蔣才芳（2009）也認(rèn)為區(qū)域發(fā)展水平差異與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異不盡一致。三、區(qū)域與法律制度及文化因素。有效的會影響到業(yè)的發(fā)展，因為al.,2000，新興發(fā)展中國家的業(yè)增長則主要依靠制度要素的推動，也就是說，屬于“系統(tǒng)性制度”可能會對業(yè)的增長產(chǎn)生較為明確的系統(tǒng)性影響。張偉等(2005）也指出是影響這種特殊商品的重要因一。與此同時，經(jīng)濟效益的實現(xiàn)是以國家、經(jīng)濟體系及文化氛圍為條件（WardandZurbruegg，2000。Hofstede（1995），在一個經(jīng)濟體內(nèi)業(yè)的發(fā)展水平區(qū)取決于民族的文化及個人是否愿意使用合同作為處理風(fēng)險的式。Eshoetal.(2004)也包括了Hofstede(1995)中的文化變量，作為風(fēng)險厭惡程度的度量，發(fā)現(xiàn)存在著邊際正效應(yīng)。在分析地區(qū)間市場發(fā)展，2007盡管研究區(qū)域發(fā)展文獻已有不少，但這些研究也存在一些不足之處。一方面忽視了區(qū)域的獨特性，即相互之間的內(nèi)在影響，這不同于研究；另一方面，過于強調(diào)部Moran’sI指數(shù)Moran散點圖和LISA圖以及空間向量自回歸模型省際密對發(fā)展有著顯著的正效應(yīng)而且處于相同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)在發(fā)展方面具有相互二、研究模型與數(shù)據(jù)來源（一）體作者文章）的做法，采用Moran'sI度量變量的空間相關(guān)性。Moran'sI統(tǒng)計量分為全局GlobalMoran'sI)(LocalMoran'sI)，前者用于驗證在整個研究區(qū)域，2009)（2）Moran’sI的計算為 jWijj

Y

YIi1j n 1n

S2i1j1S

YiYni1

ni

,Yi表示第

密度n為地區(qū)數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，通常取行標(biāo)準(zhǔn)化后的權(quán)重矩陣。全Moran’sI1I1Moran’sI化統(tǒng)計量Z來檢驗，Z的計算為

如果I的值為正且顯著，表示地區(qū)間存在正的空間自相關(guān)，如果I的值為負(fù)且顯著表示地區(qū)間存在負(fù)的空間自相關(guān)，如果I的值不顯著，那么就不存在空間自相關(guān)。Moran’sI指數(shù)在能描述我國密度在整體上的空間自相關(guān)，其也存在著不足，它①等于保費收入/人口數(shù)，是在保費收入的基礎(chǔ)增加對人口因素的分析,考慮了人均水平,能夠比較 為了克服此缺點，局部Moran’sI則可以發(fā)揮這一方面的優(yōu)勢，它可以檢驗各地區(qū)與周圍地區(qū)的相依情況。局部指標(biāo)LISA的計算 YY YjYIi

W j 局部指標(biāo)LISA的計算結(jié)果可以采用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量Zi來檢驗，Zi的計 IEIiii如果Ii為正，表示區(qū)域i與周圍地區(qū)具有正相關(guān)的特征，即具有相似 在一起；如果Ii為負(fù)，表示區(qū)域i與周圍地區(qū)具有負(fù)相關(guān)的特征，即具有相 出效應(yīng)是否存在（，2009)。為此，將采用一般形式的空間面板模型設(shè)定如下：

X

Vnt

其中Ynty1t,y2t,,ynt,是n1維 密度兩類。Wn是n 矩陣，Xnt是nk維的外生解釋變量，cn是n1維固定效應(yīng),Vntv1tv2t,vnt,n1的擾動項。將本文所涉及到的有關(guān)變量及其具1。1變指含non-l-壽險密經(jīng)濟增人均法律制文化因金融發(fā)存款占GDP教育水總撫養(yǎng)社會福權(quán)益保（二）《進一步分為非壽險密度和壽險密度，這部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于中國年鑒》及中國行鎮(zhèn)化水平總撫養(yǎng)比③社會福利等原始數(shù)據(jù)來自《中計年鑒《中國金融年鑒《（三）2)，（（縱向值為178.431，這表明平均來看，人均非壽險消費支出為每年178.431元，而且標(biāo)準(zhǔn)差為200.869，411.46，標(biāo)準(zhǔn)差為498.989，度還是險密度同省份間的展差異較大有必要入分析內(nèi)在原因以及是存在著間相關(guān)等有助更好地我國省際消費著良性向發(fā)展2變均Non------①之擇以1999年起，由：方，國31（）的密自年來為實②法律制度主要是法律及與之相適應(yīng)的法律規(guī)范、管理制度、法律組織機構(gòu)、法律設(shè)施所形成的服務(wù)條件、行業(yè)對企業(yè)幫助程度等內(nèi)容，在一定程度上體現(xiàn)了當(dāng)?shù)氐姆森h(huán)境。但由于該指標(biāo)僅到2009面的4③等于兒童負(fù)擔(dān)系數(shù)+老人負(fù)擔(dān)系數(shù)之和，即受撫養(yǎng)人占有撫養(yǎng)能力的人口的。其中，兒童負(fù)擔(dān)系數(shù)，也稱兒童撫養(yǎng)比，等于兒童人口占總?cè)丝诘?；老人?fù)擔(dān)系數(shù)，也稱老年撫養(yǎng)比，等于老年人口占總?cè)丝诘摹?---三、實證結(jié)果分析（一）密度的差異基于已有研究，初步地推測出我國省際密度的差異較大，這很好地揭示了我國保數(shù)這三個方面來改善正如上文所述文所關(guān)注的是1999年至2013年我國31（市）本文是對我國省際密度進行統(tǒng)計分析(圖1)。圖2中國省際密度的均值、標(biāo)準(zhǔn)差與變異系可以看出，首先，密度的均值是明顯的上升趨勢，這在一定程度上表明我國省際2005我國省際密度的波動變大，但該波動地是由于密度的不斷上升引起的。換言之，變異系數(shù)反應(yīng)了單位均值上密度的離散程度，能更好的反應(yīng)出省際密度的差異狀況，說明了自2005年以后我國密度的波動快速下降，而且也展示了我國省際（二）空間相關(guān)性演變趨勢為了運用全局指標(biāo)Moran’sI和局部指標(biāo)LISA檢驗區(qū)域的空間相關(guān)性和（1）（2）（3）（地理距離的倒數(shù)的平方，然后行標(biāo)準(zhǔn)化。據(jù)此得到了1999-2013年我國省際密度空間自相關(guān)性的全局Moran’sI指數(shù)及其統(tǒng)計檢驗（見表3?？梢钥闯觯谌齻€空間矩陣下，1999-2013Moran’sI都是正數(shù)，并且在權(quán)重矩陣W1Moran’sI5%的水平下都是顯著的，而權(quán)重矩陣W2和W3Moran’sI2003年以來(2005在權(quán)重矩陣W3外)，均在10%的水平下是顯著的，這足以說明我國 著的正向空間相依機制。換言之，的密度會受到相鄰省份密度的影響，這與3空間自相關(guān)全局Moran’sI年，在全局Moran’sI統(tǒng)計量表明我國的密度有顯著的正向空間相依的基礎(chǔ)上，我們進一步采用局部Moran散點圖和LISA圖來分析各個省的空間相依情況。具體來看，我們首先以1999年的我國省際密度為例，對其進行相關(guān)性分析，主要是通過空間自相關(guān)局部Moran’sI指數(shù)及其統(tǒng)計檢驗(表4）實現(xiàn)的?？梢姡?中進一步將密度的（1H-（2）L-（3）L-（4）H-密度低的地區(qū)，某省和相鄰省份呈現(xiàn)出負(fù)的局部相關(guān)性。其中H-H和LL是典型的空間，而L-H和H-L則是空間離群。在計算某省和其他省份的相關(guān)種類特征時，本文對于 ，4空間自相關(guān)局部Moran’sI指數(shù)及其統(tǒng)計檢驗省I類省I類湖L-廣L-重L-江L-浙L-山L-云L-內(nèi)L-L-遼L-陜L-吉L-L-L-青L-L-L-江L-L-山L--L-河-L-L-福-L-特征，我們繪制圖3，給出了1999年我國省際密度的Moran散點圖和LISA圖，其中Moran散點圖的橫坐標(biāo)、縱坐標(biāo)分別表示某省標(biāo)準(zhǔn)化后的密度和空間鄰居 年Moran散點圖和LISA圖。需要的是，由于海南省沒有相鄰的省份，LISA30個省份。結(jié)合表4和圖3，不難發(fā)現(xiàn)，就1999年密度的空間相關(guān)性而言，22個省份位于第三象限，屬于L-L型，而且大部分為中西部地區(qū)，即位于該區(qū)域的省份本身的密度水平較低周圍省份的密度水平也較低同時僅5個省份位于第一象限屬于H-H型，均為東部地區(qū)，這也表明位于該區(qū)域的省份本身的密度較高周圍省份的密度也較中在東部，東部的業(yè)發(fā)展相應(yīng)較快。公司率先在東部開放城市設(shè)立分支機構(gòu)，開展業(yè)務(wù)，一方面增加了產(chǎn)供給主體的數(shù)量；另一方面也激勵國內(nèi)公司積極開發(fā)新產(chǎn)品、提高服務(wù)質(zhì)量，這就加快了東部業(yè)的發(fā)展步伐等（2005）。當(dāng)然，也有部分省份處在空間離群狀態(tài)，分布在第二和第四象限，如位于H-L空間離群區(qū)域，即廣東省的密度較高但是周邊的密度較低，有著明顯的空間溢出效應(yīng)和較強的正外部性；而河北和福建位于L-H空間離群區(qū)域，他們自身的密度較低，但是周邊省份的圖3Moran散點圖和LISA圖同時，為了探析我國省際密度的空間相關(guān)性的變動趨勢，有必要再次以2013年Moran’sI指數(shù)、MoranLISA圖（54）20L-L型，依然為中西部地區(qū)，這部分地區(qū)的消費水平依舊處于較低水平，相比1999年，重慶從L-L型轉(zhuǎn)變成H-L型，從L-L型轉(zhuǎn)變?yōu)長-H型。較為穩(wěn)定的是，依舊是5個省份位于第一象限，屬于H-H型，與1999年完全相同。正是由于重慶和的轉(zhuǎn)變，相比1999年，H-L空間離群和L-H空間離群的數(shù)量各自增加一個。也就是說，位于第一和第三象限的總數(shù)為25個，這初步表明我國密度的空間特征非常明顯。5空間自相關(guān)局部Moran’sI指數(shù)及其統(tǒng)計檢驗省I類省I類廣L-L-L-江云L-浙L-山L-陜L-內(nèi)L-L-遼L-青L-吉L-L-L-L-江L--山L-重L-河-L-L--L-湖L-福-L-圖4Moran散點圖和LISA圖綜上所述，在權(quán)重矩陣下1999年（2013年）全局Moran’sI=0.189（0.273）在（1%）的水平下顯著，這表明我國省際密度確實存在著空間自相關(guān)性，具有明顯的空間相互作用；同時，也進一步解析了省際密度的空間效應(yīng)的具體表象。簡言之，我國省際密度存在著顯著的空間自相關(guān)性和效應(yīng)，有力地支持了本文假設(shè)1。（三）空間自回歸模型的實證結(jié)果W矩陣。經(jīng)過多種進行充理距離的倒數(shù)，然后標(biāo)準(zhǔn)化）W2；③地理距離的平方（地理距離平方的倒數(shù)，然后標(biāo)準(zhǔn)化 12pgdpi12pgdpi12pgdpi⑥經(jīng)濟距離&邊界因素

wij

①東部包括：、、河北、、江蘇、浙江、福建、山東、和海南（10省市）；中部包括：山西、、江西、、和湖南（6?。?；西部包括：內(nèi)、廣西、重慶、、、云南、陜西、、青海、和（11省區(qū)市）；東北包括：遼寧、吉林和黑龍江（3省。12pgdpi1⑦經(jīng)濟距離&區(qū)位因素W12pgdpi1否則為0同時WardandZurbruegg（2000）如果把的經(jīng)濟效果看作是風(fēng)險轉(zhuǎn)移、素以及其他控制變量來共同分析其對區(qū)域發(fā)展的影響，回歸結(jié)果見表6。6-A參數(shù)估計結(jié)果(被解釋變量為non-density：非壽險密度---------------------W*1-W*1---------------表6-A和表6-B。不5（W6除外10W2W3W5不顯著但是數(shù)都是正，說明居密度對自己密有一個W1（W2和W3（；W4同區(qū)塊影響相；W5表示經(jīng)距離比如的均gdp近，那么（GDP；W6gpW7（（壽險)（）較（）與L-L類型，足以說明東部地區(qū)的密度都相對較高，而中西部地區(qū)的密度相對較進一步地，經(jīng)濟增長pgdp的回歸系數(shù)始終在1%的水平下顯著為正，支持了以往關(guān)于并結(jié)合空間矩陣W5的回歸系數(shù)，支持了本文假設(shè)2。6-A6-B中l(wèi)egal和culpfis1%文假設(shè)3。deposit在非壽險密度回歸中始終顯著為正，在壽險密度回歸edupop對非壽險密度產(chǎn)生顯著為負(fù)的影響，而對壽險密度產(chǎn)生加通過延長贍養(yǎng)期間來實現(xiàn)對純粹保障的需求，同時也會增加主要掙錢者的人力資，ebb，2003水平不是很高支出用于撫養(yǎng)老人與孩子，降低了壽險消費支出，即撫養(yǎng)支出擠出了壽Beenstocketal.(1986)andTruettandTruett(1990)，國情及經(jīng)濟發(fā)展階段；社會福利socpfis對壽險密度的影響是顯著為正，這與Browneand四、研究結(jié)論與建議部Moran’sI指數(shù)Moran散點圖和LISA圖以及空間向量自回歸模型對我國省際密對其發(fā)展有著顯著的正效應(yīng)而且處于相同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)在發(fā)展方面具有相互促應(yīng)，這進一步表明，完善法制制度和發(fā)揚文化傳統(tǒng)對于發(fā)展乃至經(jīng)濟發(fā)展的重要性。針對我國目前存在著明顯的區(qū)域發(fā)展不平衡及其的諸多不足，并結(jié)合本文得出的結(jié)論出如下點建議首先于在審視自發(fā)現(xiàn)狀同時也發(fā)展水平的同推動（或益于）相省份的展；其次，在濟新常態(tài)大背景下個的性健康展夯實礎(chǔ)最后構(gòu)建套整的進一步快依國的步伐同時不與揚中華族的傳文化強整個社的文化蘊這些都促進整個發(fā)展，有助于使更好地?fù)]應(yīng)有的社功能。參考文獻 初立蘋，劉兵勇.法律環(huán)境差異與區(qū)域不平衡[J].財經(jīng)論叢，2015，(2)：50- ，，朱恒鵬.化指數(shù)[M].：經(jīng)濟科學(xué)何曉夏，芮建鑫，錢振偉.區(qū)域產(chǎn)業(yè)差異化及升級路徑分析[J].財經(jīng)問題研究，2014(9)：58-黃薇.業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異值得重視[J].財經(jīng)科學(xué)，2006,(3)：111-.中國業(yè)組織優(yōu)化研究[M].：中國社會科學(xué).基于業(yè)績指數(shù)的區(qū)域差異探析[J].湖南大學(xué)學(xué)報，2009(4)：45-，.中國需求區(qū)域差異研究[J].江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2008，(4)：45–欒存存.我國業(yè)增長分析[J].經(jīng)濟研究，2004，(1)：25-沈立人，戴園晨.我國“諸侯經(jīng)濟”的形成及其弊端和根源[J].經(jīng)濟研究，1990，(3)：12-.中國區(qū)域差別及其效應(yīng)分析[J].山東經(jīng)濟，2007，(9)：69-.我國密度空間收斂的[J].財經(jīng)研究，2009，(9)：111-.論我國市場區(qū)域均衡發(fā)展[J].金融研究，2007，(6)：181–馮喆.中國市場區(qū)域發(fā)展不均衡性分析[J].航空航天大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版17–，，張許穎等.中國業(yè)發(fā)展的影響因素及地區(qū)差異分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究2005，(7)：108–.].劉永東鄧一婷.業(yè)增長水平結(jié)構(gòu)與影響要素一個國際比較的視角[J].經(jīng)濟研究AnselinL.LocalIndicatorsofSpatialAssociation—LISA[J]. ysis,1995,27(2):93-Beck,Thorsten,IanWebb.Economic，Demographic,andInstitutionalDeterminantsofLifeConsumptionacrossCountries[J].TheWorldBankEconomicReview,2003,17(1):51-Beenstock,Michael,GerryDickinson,SajayKhajuria.TheDeterminationofLifePremiums:AnInternationalCross-Sectionysis1970-1981[J].Insurance:MathematicsandEconomics,1986,(5):261-270.Browne,MarkJ,KihongKim.AnInternationalysisofLifeInsuranceDemand[J].JournalofRiskandInsurance,1993,(60):616-634.Browne,MarkJ.,JaeWookChung,EdwardW. s.Internationalproperty-liabilityinsuranceconsumption[J].JournalofRiskandInsurance,2000,67(1):73-90.Esho,Neil,AnatolyKirievsky,DamianWard,RalfZurbruegg.LawandtheDeterminantsofProperty-CasualtyInsurance[J].TheJournalofRiskandInsurance,2004,71(2):65-283.Francois-XavierAlbouy,DimitriBlagoutine.Insuranceandtransitioneconomics:theinsurancemarketinRussia[J].TheCenevaPaperonRiskandInsurance,2001,(26):467-479Fukuyama,F.Trust:TheSocialVirtuesandtheCreationofProsperity[M].London:HamishHamilton,Hofstede,G.InsuranceasaProductofNationalValues[J].GenevaPapersonRiskandInsurance,1995,20(4):MoranP.Theinterpretationonstatisticalmaps[J].JournaloftheRoyalStatisticalSociety,1984,10(2):243-SkipperHD.Foreigninsurersinemergingmarkets:Issuesandconcerns[M].InternationalInsuranceFoundation,1997.Syverud,KentD.,RandallR.Bovbjerg,StevenW.Pottier,RobertC.Witt.OntheDemandforLiabilityInsurance:Comments[J].TexasLawReview,1994,72:1629-1702.Truett,DaleB.,LilaJ.Truett.TheDemandforLifeInsuranceinMexicoandtheUnitedStates:AComparativeStudy[J].JournalofRiskandInsurance,1990,(57):321-328.Ward,Damian,RalfZurbruegg.Doesinsurancepromoteeconomicgrowth?evidencefromOECDcountries[J].JournalofRiskandInsurance,2000,67(4):489-506.CouplingordiscreteforregionalinsuranceinthenewnormalofeconomicsTANGXu-mao,GAO(SchoolofEconomics,ShanghaiUniversityofFinanceandEconomics,Shanghai :Inthenewnormalofeconomics,howisthetrendofregionalinsurancein?Couplingordiscrete?Basedonthepaneldataconsistingofprovincialinsurancedensityinfrom1999to2013,usingspatialcorrelation,Moran'sIindex,MoranscatterplotandLISAfigureandspac