“一带一路”倡议带动了沿线经济体保险业的发展吗？

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“一带一路”倡议带动了沿线经济体保险业的发展吗？
——基于PSM-DID方法的实证分析

摘 要： 基于“一带一路”倡议对沿线经济体保险业“促进效应”和“拖累效应”的逻辑框架，结合1998—2018年全球75个经济体的面板数据，运用双重差分倾向得分匹配(PSM-DID)方法检验了“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的最终效应。研究结果表明：共建“一带一路”倡议提出后保险业发展的速度加快，但主要受沿线经济体经济发展水平和保险业发展水平滞后等因素的“拖累”，共建“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的最终效应并不显著；共建“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的动态作用也不显著但“促进效应”逐步增强；共建“一带一路”倡议对沿线经济体的经济发展水平、政府效率和控制腐败能力有显著正向影响，对城镇化水平、抚养比、话语权与问责制等变量的影响不显著或有负向影响，说明共建“一带一路”倡议带动市场力量及民间交流促进沿线经济体保险业发展的机制还有待进一步开发。最后，从加强政策沟通、组建行业联盟、具体项目带动等方面提出了政策建议。
关键词： “一带一路”倡议； 保险业； 拖累效应； 双重差分倾向得分匹配
一、引言
党的十九大报告指出，“一带一路”是推动我国形成全面开放新格局和建设开放性世界经济的重大倡议。不过，“一带一路”沿线国家人口众多、文化差异明显、宗教关系和地缘政治经济关系复杂，需要有效应对政治、经济、法律、社会文化等多元风险[1-2]。中国保监会印发的《保监会关于保险业服务“一带一路”建设的指导意见》(保监发〔2017〕38号)指出，作为风险管理特殊行业的自身特点决定了保险业服务“一带一路”建设具有天然优势。当然，保险资金具有来源稳定、金额巨大、长期保值增值等特点，这恰好与共建“一带一路”倡议中基础设施建设资金需求的特征相契合[3-5]。鉴于保险业支持“一带一路”倡议的现实必要性和重要意义，加之在决策层对共建“一带一路”倡议是“交响乐”而不是“独奏曲”的基本定位，中国等26国财政部所共同核准的《“一带一路”融资指导原则》(1)“一带一路”融资指导原则[EB/OL].“一带一路”网(https://www.yidaiyilu.gov.cn/zchj/qwfb/13767.htm.)。中特别强调扩大保险等金融机构的市场准入，“期待”保险等金融机构为“一带一路”建设提供资金及其他金融服务。除此之外，共建“一带一路”倡议提出至今已有六年，随着有关界定的不断清晰和可利用数据的不断增加，有关经济效应与经济影响评估的研究逐步增多，那么共建“一带一路”倡议是否如理论界和政策层面预期那般带动沿线经济体保险业的发展呢？准确回答该问题，对未来强化、制定甚至调整共建“一带一路”倡议的政策沟通重点具有重要意义。
现有研究针对共建“一带一路”倡议经济效应的评估展开了大量研究，根据研究对象不同，这些文献可以区分为以我国和沿线经济体为对象的研究两类。以我国为对象的相关文献，实证检验了“一带一路”倡议对固定资产投资、对外直接投资效率[6]、公司投资水平[7-8]、企业投资风险[9]和企业融资约束[10]等方面所产生的经济效应。另外，少量文献以沿线经济体为研究对象，检验了“一带一路”倡议对贸易往来和实际收入[11-12]、整体福利水平[13-14]、贸易成本与效率[15-16]、基础设施水平[17]等方面的经济效应。这些文献中，部分发现共建“一带一路”倡议的经济效应不显著[6-7]，其余研究则发现了“一带一路”倡议的显著正向经济效应。值得注意的是，该领域的文献相对缺乏从开放视角检验共建“一带一路”倡议的经济效应，明显缺乏检验“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的经济效应。
除此之外，还有部分文献关注了共建“一带一路”倡议与沿线经济体保险业的发展。这些文献中部分研究认为，未来相当长一段时期内“一带一路”沿线国家较高的风险状态将是常态，因而需要有效运用保险这一现代化的风险管理工具[18-20]。鉴于保险业支持“一带一路”建设的重要意义，有大量研究关注了“一带一路”倡议对我国保险业发展所提供的机遇与影响[3,4,21]，还有实证检验发现，“一带一路”倡议对我国沿线省(市、区)保费收入增长的影响显著[5]。除此之外，极少文献将视角从中国转向了“一带一路”沿线经济体，并结合相关面板数据检验了沿线经济体保险业发展的影响因素[22]。
综上所述，在保险业支持“一带一路”建设有着重大现实需求和共建“一带一路”倡议经济效应逐步显现的现实背景下，本文试图回答“共建‘一带一路’倡议是否带动了沿线经济体保险业的发展”的核心问题。本文的边际贡献主要有以下三方面：第一，本文首次采用1998—2018年34个沿线经济体和41个非沿线经济体的面板数据，检验共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的经济效应，显然是将研究视角从我国拓展到了沿线经济体，符合决策层对共建“一带一路”倡议是“交响乐”而不是“独奏曲”的基本定位。第二，本文将政府作用与市场作用结合起来梳理“一带一路”倡议对沿线经济体保险业“促进效应”与“拖累效应”的理论机制与理论框架，总体上能够较好刻画政府推动与市场跟进共同成为共建“一带一路”倡议动力机制的实际。第三，本文运用PSM-DID方法检验共建“一带一路”倡议的整体经济效应，通过动态作用检验识别了共建“一带一路”倡议影响沿线经济体保险业发展的时序变迁情况，通过机制甄别识别了“拖累”沿线经济体保险业发展的关键因素，有助于提出具有针对性的推动沿线经济体保险业发展和“一带一路”倡议行稳致远的政策建议。
二、理论机制与逻辑架构
基于共建“一带一路”倡议的现实进展，结合相关文献中对共建“一带一路”倡议与保险业发展关系的探讨，总体上可将共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的理论机制与经济效应区分为“促进效应”和“拖累效应”两种。不过，“促进效应”与“拖累效应”的作用方向相反，仍需进一步的定性定量分析才能准确辨析最终效应的作用方向。
(一)促进效应
本文将“一带一路”倡议正向作用于沿线经济体保险业的发展定义为“促进效应”。“促进效应”形成的可能逻辑主要有以下几方面。
第一，有力政策的推动。《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》《共建“一带一路”倡议：进展、贡献与展望》等标志性资料中多次强调，政策沟通不仅是“一带一路”建设的重要工作机制和关键保障，也取得了显著成效。在保险领域，部分沿线国家所共同核准的《“一带一路”融资指导原则》(2)资料来源：“一带一路”融资指导原则[EB/OL].中国“一带一路”网. (https://www.yidaiyilu.gov.cn/zchj/qwfb/13767.htm)。中，特别强调“期待”保险机构为“一带一路”建设提供资金及其他金融服务，也明确提出了扩大保险市场准入等具体路径。那么，沿线经济体有关发挥保险作用的共识、加强保险合作的政策沟通，势必成为促进沿线经济体保险业发展的重要推动力。
第二，基本属性的驱动。“一带一路”建设中所面临的风险多元且复杂，需要作为风险管理特殊行业的保险业提供全方位的保障与服务。另外，目前共建“一带一路”倡议以基础设施建设为主要领域，需要大额度和长期稳定的资金来源，而保险资金恰好具有来源稳定、金额巨大、长期保值增值等特点，从而“一带一路”倡议下的基础设施建设资金需求特征与保险资金供给特征相吻合[3-4]。因此，保险业的基本属性和资金特征契合“一带一路”建设需要，也成为“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的内生驱动力。
第三，联合支持的撬动。以“亚投行”为例，相关资料显示(3)资料来源：“亚投行”官网(https://www.aiib.org/en/projects/proposed/index.html)。，截至2018年底，亚投行共支持建设了34个项目，其中，亚投行独立支持的项目仅有3个，而协同世界银行、项目所在国金融机构和项目公司等机构联合支持具体项目成为主要工作机制。多机构协同支持具体项目的工作机制，一则有利于撬动国际知名保险机构和项目所在国保险机构等服务“一带一路”建设；再则有利于建立风险共担、收益共享的合作机制；三则有利于为各经济体、各机构之间的交流、学习和共享搭建平台，进而有助于撬动保险市场、推动沿线经济体保险业的发展[4，23]。
第四，显著进展的带动。第二届“一带一路”国际合作高峰论坛(2019年)前夕所发布的《共建“一带一路”倡议：进展、贡献与展望》中，系统梳理了“一带一路”倡议提出以来在各领域所取得的明显进展；另外，相关研究也表明，“一带一路”倡议对促进公司投资、降低跨国投资风险、缓解企业融资约束等具有显著作用[8-10]。这些宏观与微观层面显著经济效应的取得，离不开保险业的重要支撑作用，离不开保险业对一些风险状况异常复杂大型项目所提供的保障，离不开个性化保险产品所提供的专业化风险咨询服务，离不开沿线经济体本土和国际保险机构的支持[3,24]。
(二)拖累效应
“一带一路”倡议推进中不可避免地会受到一些现实因素的拖累，本文将制约“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的因素定义为“拖累效应”。总体来看，“拖累效应”的主要来源有以下几方面。
第一，风险复杂性的约束。“一带一路”沿线主要是发展中经济体和新兴经济体，并且人口众多、文化差异明显、宗教关系和地缘政治经济关系复杂，因而“一带一路”建设中需要面对来自政治、经济、法律、社会文化等多方面的风险[1]。另外，中国社会科学院发布的《中国海外投资国家风险评级报告(2019)》(4)资料来源：2019年度中国海外投资国家风险评级发布[EB/OL].中国社会科学院世界经济与政治研究所.(http://www.iwep.org.cn/xsjl/xsjl ... 0111_4810159.shtml.)。中所分析的35个沿线经济体中，仅有1个为低风险级别，27个为中等风险级别，而高风险级别的数量达到了7个。因此，“一带一路”沿线经济体多元化、复杂化和高等级的风险，对保险业的参与和保险机构的经营能力提出了考验，也成为“促进效应”形成和显现的系统性制约因素。
第二，发展滞后性的约束。经济体经济金融发展水平、市场经济发育程度等对保险业的发展具有显著影响[25]，但“一带一路”沿线主要是发展中和新兴经济体，其市场经济发育程度和经济金融发展水平均比较有限[19,26]，这便综合制约了沿线经济体保险业的整体发展水平。更具体地，有关定量测度表明，沿线经济体保险业的发展处于全球中下水平，部分经济体保险业的功能也尚未得到有效发挥[22]。因此，沿线经济体相对落后的经济发展水平和保险业发展水平，成为“促进效应”形成和显现的关键性制约因素。
第三，协作复杂性的约束。“一带一路”倡议下基础设施建设等项目中，往往既需要项目公司、投融资机构和保险公司等不同职能金融机构之间的对接与协调，还需要直保公司承接风险、再保机构分担直保风险、出口信用保险保障各机构的经营活动等，仅凭单一机构无法有效分散可能面临的多元风险[4]。另外，“一带一路”倡议下往往需要跨国合作支持具体项目，但沿线经济体在语言沟通、文化理念、保险监管制度等方面的差异显然加大了各机构之间的协调成本[21]。总之，不同经济体和不同职能保险机构之间合作的高复杂性，成为“一带一路”倡议带动沿线经济体保险业发展的基础性制约因素。
第四，效应显现期的约束。与缓解企业融资约束、促进公司投资以及推动一国或更小行政单位保险业发展等领域不同，“一带一路”倡议所涉及的沿线经济体较多，对不同经济体保险业发展的影响也存在一定差异，因而整体经济效应的产生也不是一蹴而就的、是一个逐步显现的过程。另外，“一带一路”倡议提出至今仅六年，部分经济体与中国签署共建“一带一路”合作文件的时间还不长，而具体经济效应和保险业发展总体效果的形成往往需要政策沟通、合作项目签署与实施、政策性保险跟进、商业性保险参与、多元合作与全方位撬动等多个阶段，因而在较短的时间内难以形成并显现具体经济效应。
(三)最终效应
在上述“促进效应”和“拖累效应”共同作用下，共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的最终效应及其决定可表示为图1。

图1 共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展经济效应形成机制图示
如图1所示，无论共建“一带一路”倡议是“促进”还是“拖累”沿线经济体保险业的发展均有着比较充分的理论依据和现实基础，那么“促进效应”与“拖累效应”相互作用下的最终效应如何呢？为了获得对该问题的直观判断与启示，本文根据瑞士再保险Sigma杂志所提供的以美元计保费收入数据和世界银行世界发展指标(WDI)数据库所提供的物价指数、人口与GDP数据，整理了1998—2018年全球75个经济体实际保费收入、保险密度和保险深度的动态变化情况，具体结果如图2所示。

图2 “一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展最终效应的统计判断 注： 75个样本经济体、41个沿线经济体、34个非沿线经济体的具体名称，见本文第三部分样本选择与数据描述部分的说明。
从图2可以看出：第一，各指标的数量关系表明，沿线国家的保费收入、保险密度和保险深度均要低于非沿线国家，这说明沿线经济体保险业整体发展水平较之非沿线经济体更为落后。第二，各指标的动态变化表明，相对于非沿线经济体，2014年及之后沿线经济体的保费收入、保险密度和保险深度出现了明显的“拐点”，表现出更快的增长速度，那么更快速的增长在统计上究竟显著不显著？该更快速的增长究竟是不是共建“一带一路”倡议所引起的？为了回答这些问题，需要客观地评价“促进效应”和“拖累效应”作用下所形成的最终效应。
三、研究设计
(一)模型设定
本文视“一带一路”倡议是在沿线经济体所进行的“准自然实验”，拟运用双重差分法(Difference in Difference，DID)来评估这种政策的效果。具体地，构建实验分组(Gi)和实验分期(Dt)两个维度，以“一带一路”沿线经济体为处理组并赋值为Gi=1，以非沿线经济体为控制组并赋值为Gi=0；以“一带一路”倡议提出的2013年为时间节点，将2013年及之前定义为实验前并赋值为Dt=0，2014年及之后定义为实验后并赋值为Dt=1。参考刘瑞明和赵仁杰(2015)、袁航和朱承亮(2018)等相关研究，建立式(1)所示的基准回归模型
yit=β0+β1 Gi,t+β2Di,t+β3Gi,tDi,t+∑βjXit+εit
(1)
式(1)中，下标i和t分别表示第i个经济体和第t年，X表示一系列控制变量，βj为各控制变量的系数，ε为随机扰动项，被解释变量y是度量保险业发展情况的指标。另外，基准回归模型(1)中相关参数的涵义如表1所示。
表1 DID模型各参数的涵义

资料来源：作者整理所得
表1可以看出，“一带一路”倡议提出前后、沿线和非沿线经济体保险业发展的差异为ΔΔy=β3，因此，β3反映了“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的最终效应，若β3>0，表示最终效应与“促进效应”的方向相同；反之则表示最终效应与“拖累效应”的方向相同。
运用DID方法评估政策效应最重要的前提是处理组与控制组具有共同趋势，不过现实中受各种复杂因素的影响，该共同趋势假设往往无法完全满足。因此，本文拟使用Heckman等[29-30]所提出的，能够较好处理控制组和处理组在受到政策冲击前不具备共同趋势进而引起估计偏误等问题的双重差分倾向得分匹配法(PSM-DID)，来检验共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的影响。在具体检验中，结合Logit回归与核匹配(Kernel)估计倾向得分，并在基准模型估计的基础上开展一系列检验来分析结果的稳健性。
(二)变量选择
1. 被解释变量
保险业发展。相关研究中，主要使用保费收入(insu)、保险密度(dens)和保险深度(dept)来衡量经济体保险业的发展情况。具体来看，保费收入侧重从总量规模角度衡量保险业的发展状况，保险密度侧重反映居民的风险防范意识和保险消费意识情况，保险深度主要反映保险业在国民经济中的地位和重要程度[31]。考虑到发展是一个包含数量、质量和结构等多维度的概念，本文选择这三个指标为被解释变量。
2. 关键解释变量
“一带一路”倡议对沿线经济体的影响(Gi,t×Di,t)。按照式(1)所示的模型设计，“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的最终效应是实验分组(Di,t)和实验分期(Di,t)两个虚拟变量的交互乘积项。
3. 控制变量
前文逻辑架构的梳理表明，沿线经济体保险业的发展不仅与经济因素相关，同样还受政治稳定性、政府效率等一系列非经济因素的影响，因此本文主要从经济因素和政府治理两方面来控制可能影响经济体保险业发展的因素。在经济因素方面，参考孙祁祥、郑伟等(2010)[25]、袁成、郭杰(2018)[22]的相关研究，拟选择实际人均GDP(pgdp)来衡量经济发展水平，用进出口额占GDP百分比(trad)来衡量对外贸易情况，用城镇人口占总人口的百分比(curban)来衡量城镇化水平，用非劳动年龄人口与劳动年龄人口之比(nowk)来衡量人口年龄分布状况。在政府治理方面，世界银行全球治理指标(WGI)数据库(5)资料来源：世界银行“全球治理指标(WDI)”数据库(http://info.worldbank.org/governance/wgi/index.aspx#doc)。从以下六个维度报告了全球200多个经济体的政府治理情况：第一，政治稳定性(stab)，主要衡量一国政府当局稳定程度和暴力推翻的可能性；第二，政府效率(effc)，反映政府当局政策制定和执行情况、公共服务提供情况；第三，监管质量(regu)，反映政府当局制定和执行有利于市场化和私营部门发展政策的能力；第四，法治规则(rlaw)，衡量经济主体对法律、契约的遵守情况以及对知识产权的保护情况；第五，话语权和问责制(voice)，反映一国公民的话语权和影响力；第六，控制腐败能力(corup)，衡量政府控制为了私利而行使公共权力的程度，控制为了精英和私人利益“俘获”国家的程度；这六个指标均以指数形式体现，从总体上勾勒出了基本的政府治理环境和制度水平。
表2 变量描述性统计结果

资料来源：据STATA 16.0计算所得
(三)样本选择与数据描述
保费收入数据是本文被解释变量的基础数据，在很大程度上决定了本文的时间和样本范围。本文从瑞士再保险的sigma杂志收集了1998-2018年有关经济体以美元计保费收入的数据，剔除时间序列上严重缺失的经济体之后，共获得了全球75个经济体的完整数据。在控制组和处理组的设计上，根据相关研究所明确的沿线经济体名称[10，26]，本文将上述75个经济体进一步区分为34个沿线经济体和41个非沿线经济体两组(6)34个“一带一路”沿线经济体分别是：阿联酋、阿曼、埃及、巴基斯坦、保加利亚、波兰、俄罗斯、菲律宾、哥斯达黎加、捷克共和国、科威特、克罗地亚、黎巴嫩、罗马尼亚、马来西亚、孟加拉国、塞浦路斯、沙特阿拉伯、斯里兰卡、斯洛伐克共和国、斯洛文尼亚、泰国、土耳其、乌克兰、新加坡、匈牙利、伊朗、以色列、印度、印度尼西亚、约旦、越南、中国内地、中国香港。41个非“一带一路”沿线经济体分别是：阿尔及利亚、阿根廷、爱尔兰、奥地利、澳大利亚、巴拿马、巴西、比利时、丹麦、德国、多米尼加、厄瓜多尔、法国、芬兰、哥伦比亚、韩国、荷兰、加拿大、肯尼亚、卢森堡、马耳他、美国、秘鲁、摩洛哥、墨西哥、南非、尼日利亚、挪威、葡萄牙、日本、瑞典、瑞士、突尼斯、乌拉圭、西班牙、希腊、新西兰、牙买加、意大利、英国、智利。，这也分别构成了本文的处理组和控制组。
本文的主要数据来源如下：保费收入数据是从瑞士再保险的sigma杂志手工整理获得，从世界银行世界发展指数(WDI)数据库获得75个经济体的物价指数、人口和GDP数据之后，便可获得3个被解释变量的基本数据。核心解释变量(Gi,t×Di,t)的定义如前文所述。对于控制变量，本文从世界银行WDI数据库中获得了经济因素类控制变量的基本数据，从世界银行WGI数据库中获得了政府治理类控制变量的基本数据。经整理以上各来源的数据之后，确定政府治理控制变量的时间范围均为1998—2017年，其余各变量的时间范围为1998—2018年，进一步使用插值法补充个别缺失值；为了减少异方差的影响，本文对这些数据均取自然对数；由于政府治理变量的取值范围为(-3，3)，本文对相关基本数据统一加上3使之转化为正数，随后对这些正数取自然对数。上述变量的描述性统计结果如表2所示。
四、实证检验及结果分析
(一)基准模型检验
根据研究设计，本文首先运用双重差分法(DID)对模型(1)进行回归，具体结果如表3所示。其中，模型(1)、(3)、(5)中未加入控制变量，模型(2)、(4)、(6)中加入了控制变量；模型(1)和列(2)、(3)和(4)、(5)和(6)的被解释变量分别为保费收入(prem)、保险密度(dens)和保险深度(dept)。
如表2所示的回归结果(7)考虑到加入交互项(G×D)之后，自变量G与D的回归系数不能直接解读，因而本研究对G与D去均值后并引入交互项进行回归，最终符号方向与表2所示的情况均相同、显著性也均不低于表2中的显著性，从而亦可基于表2来解释G与D的作用。为了便于展示本研究所关注的交互项(G×D)及其作用，表2依然展示初始的回归结果。，就“一带一路”倡议是否提出(D)及其作用而言，加入控制变量从而能够较好减少估计偏误的结果列(2)、(4)、(6)中该系数均在1%的水平上显著，说明2014年之后75个样本经济体保险业的发展显著加快，不过也不能将该结论简单归因于共建“一带一路”倡议的作用。就是否为沿线经济体(G)及其作用而言，列(3)、(4)、(5)、(6)结果表明该系数在1%的水平上显著为负，说明沿线经济体的保险密度和保险深度较之非沿线经济体更低；结果(1)、(2)中该系数为负，但加入控制变量的结果(2)不显著；六个回归结果中G的系数为负，说明沿线经济体保险业的综合发展水平要低于非沿线经济体，与前文所述“拖累效应”中沿线经济体主要为新兴经济体、发展水平滞后等约束的预期相符。就本文所关注的交互项(G×D)而言，结果(2)中该项在5%的水平上显著为负，其余五个结果中该项均不显著，说明“一带一路”倡议提出后“拖累效应”对沿线经济体保费收入的显著影响；不过，无论该交互项的系数是不显著还是显著为负，均表明“一带一路”倡议提出后沿线经济体的保费收入、保险深度和保险密度均无显著正向变化。需要说明的是，结果列(2)、(4)、(6)中，G的系数一致为负、D的系数一致在1%的水平上显著为正，因此G×D的系数为负主要是G所引起；也就是说，尽管2014年之后已有力量推动沿线经济体保险业发展滞后的现状逐步改观，但沿线经济体保险业发展水平滞后成为“拖累效应”形成的关键原因；在此情形下，该交互项对实际保费收入的影响能否从目前的显著为负转变为显著为正，对保险密度和保险深度的影响能否从目前的不显著转变为显著为正，均将值得期待。综上，基于DID的实证检验发现：“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的最终效应与“拖累效应”的方向相同，而该最终效应能否与“促进效应”的方向相同仍需进一步期待。
表3 双重差分回归结果

注：(1)表中是作者用STATA16.0的计算结果；(2)括号内为t值；*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；(3)所有回归都采用稳健标准误；(4)无特殊说明，以下各表同。
就控制变量及其作用而言，实际人均GDP对保费收入、保险密度的影响在1%的水平上显著为正。贸易额占GDP比重对保险密度和保险深度的影响在5%的水平上显著为正，但对保费收入有显著负向影响。政府效率对三个被解释变量的影响均在1%的水平上显著为正，公众的话语权和影响力对保险深度和保险密度的影响在1%的水平上显著为正。政府控制腐败能力对三个被解释变量的影响至少在10%的水平上有显著负向影响。
(二)稳健性检验
1. PSM-DID检验

图3 平行趋势检验结果图示
运用双重差分法(DID)检验有关政策效应需满足控制组与处理组具有共同趋势的基本假定，但现实中受不可控因素的干扰，该假定往往难以得到完全满足。有鉴于此，本文参考张国建、佟孟华(2019)[32]的研究，报告被解释变量保费收入、保险密度和保险深度在控制年度固定效应后的残差均值平行趋势检验图，具体如图3所示。
图3中的三幅图形一致反映出，处理组与控制组的保费收入、保险密度、保险深度残差均值的动态变化均呈现一定差异，说明并不完全满足平行趋势假设，若直接进行检验可能导致一定估计偏误，因此本文进一步运用PSM-DID方法对基准模型的估计结果作稳健性检验。在具体检验中，先以经济体是否为“一带一路”沿线经济体的虚拟变量为被解释变量，以前文基准回归模型中的有关控制变量为解释变量，通过估计Logit模型来计算每个样本所对应的倾向得分；随后，从非沿线经济体中，选取一组与沿线经济体在倾向得分上较为接近的经济体作为对照组，按照1∶1的比例作近邻有放回匹配。结果显示，匹配后的沿线经济体与非沿线经济体之间的偏差显著降低，并且这些经济体协变量的均值在5%的水平上均不存在显著性差异，说明匹配效果比较理想。基于新样本，重新检验共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的影响，限于篇幅，本文不再列示控制变量，具体结果如表4所示。
表4 PSM-DID检验结果

由表4所示的检验结果可以得出以下结论：第一，从G的作用来看，六个回归结果中该系数均为负，并且加入控制变量的列(4)和列(6)结果中该系数在5%水平上显著，从而支持了“拖累效应”对沿线经济体保险密度和保险深度的影响。第二，从D的作用来看，六个模型的估计结果均为正并且均至少在10%的水平上显著，说明2014年之后75个样本经济体保险业更为快速的增长。第三，从本文关注的G×D的作用来看，仅模型(1)中该项在10%的水平上显著为负，其余五个模型中该系数均为负、但不显著。将表3与表4所示的回归结果结合起来看，尽管变量G、D和G×D对三个被解释变量作用的显著性有一定差异，但作用方向总体相同，因而PSM-DID检验依然没有找到“一带一路”倡议显著带动沿线经济体保险业发展的证据，前文基准模型检验的结论依然成立。
2.调整样本时期的检验
前文实证检验的样本时间范围为1998—2018年，以“一带一路”倡议是否提出可将该时间范围划分为1998—2013年和2014—2018年两个阶段，前者主要刻画中长期经济环境而后者仅反映短中期经济环境，较大的时间范围差异难以避免环境差异所引起的估计结果偏误[33]。有鉴于此，本文进一步平衡“一带一路”倡议提出前后的时间范围，取“一带一路”倡议提出前后各五年的样本(2009—2013年，Dt=0；2014-2018年，Dt=1)，运用DID方法进行稳健性检验，具体结果如表5所示。
如表5中调整样本时间范围之后的检验结果所示，可以发现：第一，六个模型中G的估计系数在1%的水平上显著为负，与之前的检验结果相同。第二，六个模型中D的估计系数均不显著，与前文的检验结果有一定差异，可能原因是2008年的全球性“金融海啸”导致2008年之前和2008年之后样本经济体保险业发展趋势存在一定差异。第三，六个模型中G×D的估计系数也均不显著，从而改变时间范围的DID检验依然没有找到“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的经验证据，也印证了前文主要结论的稳健性。
表5 调整样本时期的检验结果

3. 双侧缩尾的检验
考虑到75个样本经济体各领域的发展水平存在一定差异，该差异可能导致对外生政策冲击的过度敏感或过度不敏感，进而使前文检验结果出现偏误。有鉴于此，本文综合考虑样本经济体在保险业规模、人口和经济总量等方面的差异，对三个被解释变量做10分位数和90分位数的双侧缩尾处理以剔除极端样本的影响，对剩余样本的DID检验结果如表6所示。
表6 双侧缩尾的检验结果

表6所示的DID检验结果表明：G依然在1%的水平上显著为负。模型(1)、(2)一致表明，D在1%的水平上对保费收入有显著正向影响；加入控制变量的模型(4)、(6)表明，D对保险密度和保险深度在10%的水平上有显著正向影响。对于本文所关注的G×D，仅模型(4)中该项在10%的水平上显著为负，其余五个模型中均不显著，但该不显著及显著为负均不是“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的经验证据，这也印证了前文相关检验结论的稳健性。
(三)动态作用检验
现实经济中，即使一国所出台的针对国内的政策，因地方政府配套支持、组织协调与项目本身特征等会使政策效应的显现有一定“时滞”。由此类推，对于跨越几大洲、涉及多个经济体的共建“一带一路”倡议，有关经济效应往往需要经历高层政策沟通、沿线经济体响应、配套项目落地等多个环节才能显现，因而“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的经济效应很可能会随着时间推移而逐步显现。有鉴于此，本文进一步检验了“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的动态作用，具体结果如表7所示。
如表7所示的动态作用检验结果，本文重点关注是否为沿线经济体与“一带一路”倡议提出后时间变迁的交互项(g×d1-g×d5)。具体来看，未加入控制变量的模型(1)、(3)中，从2016年开始该项的系数分别在10%、5%和1%的水平上显著为正，这表明不考虑其他因素影响的情形下，“一带一路”倡议对沿线经济体保费收入和保险密度的正向作用逐步显著；不过，在加入控制变量从而能够较好避免因遗漏变量所导致估计偏误，见列(2)、(4)结果中，该项的作用一直不显著。另外，尽管列(1)—(4)结果所反映的动态作用在显著性上有一定差异，但交互项的系数随着时间推移一致表现出逐步增大的态势，同时考虑到沿线经济体保险业发展落后的现状，该逐步增大的趋势在一定程度上说明“促进效应”作用的逐步增强。与相关研究比较来看，对政策效应动态作用的检验结果重点关注“显著性”和“可持续性”两个维度[27-28]，本文动态作用检验结果表明，共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的影响已然具有“姗姗来迟”的特征，那么随着时间的进一步推移和共建“一带一路”倡议的深入推进，表7中模型(1)、(3)中该系数的显著性能不能保持，模型(2)、(4)中该系数能否从负转正、从不显著转为显著，模型(5)、(6)中该系数能否从负转正、从不显著转为显著，从而使共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业具有“显著”和“可持续”的正向影响将值得期待。
表7 动态作用检验结果

注：由于政府治理类六个控制变量相关数据仅更新到2017年、其余变量均为2018年，故模型(2)、(4)、(6)是STATA16.0软件自动剔除了2018年样本并基于1998-2017年数据的估计结果，因而第五年(g×d5)回归系数缺失。
(四)机制甄别
前文的检验结果一致表明，本文并没有发现共建“一带一路”倡议显著促进沿线经济体保险业发展的经验证据。由此产生的问题自然而然是，既然“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展具有理论依据和现实基础，但计量经济检验却表明“促进效应”并不显著，那么究竟是受何种因素“拖累”进而产生了该结果？为了回答此问题，本文将(G×D)对前文已提出的可能影响经济体保险业发展的所有控制变量进行回归，并以此来甄别“拖累效应”形成的可能机制与渠道，具体检验结果如表8所示。
如表8所示的检验结果，就G及其作用而言，除模型(2)中该系数为正但不显著之外，其余八个结果中该系数至少在10%的水平上显著为负，说明沿线经济体在经济发展和政府治理方面较之非沿线经济体更为落后的现状。就D及其而言，2014年之后75个样本经济体实际人均GDP和城镇化水平均有所提高，而控制腐败能力有所下降。交互项的(G×D)作用方式有作用不显著、显著正向作用和显著负向作用三个基本类别：“一带一路”倡议对沿线经济体经济发展水平、政府效率和控制腐败能力具有显著正向作用，说明“一带一路”建设中设施联通和资金融通等因素对沿线经济体经济发展水平的促进作用，有关政策沟通等机制对沿线经济体政府效率的正向影响，有关建设项目推进中的严格把关和建设“廉洁之路”对沿线经济体控制腐败能力的正向影响，而这些因素共同成为推动沿线经济体保险业发展的关键力量；另外，“一带一路”倡议对沿线经济体贸易情况和城镇化水平的影响不显著，对抚养比的影响在10%的水平上显著为负，说明“一带一路”建设中尚未带动城镇化水平、抚养比等社会化和市场化力量推动沿线经济体保险业发展的良性机制；“一带一路”倡议对沿线经济体政治稳定性和法治化水平的影响不显著，对话语权和问责制的影响在10%的水平上显著为负，说明需要全面评估“一带一路”建设中来自政治、法律等方面的风险，需进一步带动民间交流和往来进而营造带动沿线经济体保险业发展的环境基础。
表8 政策机制甄别检验结果

五、结论与政策建议
本文在构建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展“促进效应”和“拖累效应”理论框架的基础上，结合1998—2018年34个沿线经济体和41个非沿线经济体的面板数据，利用双重差分倾向得分匹配方法(PSM-DID)检验了共建“一带一路”倡议对沿线经济体保险业发展的最终效应，并进行了相关稳健性检验、动态作用检验和机制甄别检验。主要结论为：第一，尽管共建“一带一路”倡议提出后保险业发展的速度加快，但主要受沿线经济体经济发展水平和保险业发展水平滞后等因素的“拖累”，共建“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的经济效应并不显著。第二，共建“一带一路”倡议促进沿线经济体保险业发展的动态作用不显著但作用强度逐步增大。第三，共建“一带一路”倡议带动市场力量、民间交流促进沿线经济体保险业发展的作用机制还有待进一步开发。根据研究结论，提出如下政策建议。
第一，加强政策沟通。中国是“一带一路”倡议的提出者，也是“一带一路”建设的重要推动者，同样是沿线经济体金融合作的引领者，这就决定了中国必须在促进沿线经济体保险业发展中扮演关键角色。因此，应利用“一带一路”国际合作高峰论坛等合作平台，进一步开展推动沿线经济体保险业合作的专题研讨及分论坛，进一步凝聚发挥保险业服务“一带一路”建设功能、促进沿线经济体保险业发展的共识；应在落实与沿线经济体所签署的合作文件时，进一步重视保险业的作用和保险机构功能的发挥；牵头搭建并加强与“一带一路”沿线经济体保险监管部门的沟通与联系，建立双边、多边务实监管合作机制。
第二，组建行业联盟。共建“一带一路”倡议目标宏伟、涉及的经济体众多，这就决定了其动力机制必须由“政府推动”向“市场主动”的方向演进[34]，但本文的实证检验发现共建“一带一路”倡议尚未有效带动市场力量促进沿线经济体保险业的发展。有鉴于此，应发挥我国作为“一带一路”倡议发起国的优势，有机整合中国出口信用保险公司及各商业性保险机构、再保险等机构的资源与优势，共同打造我国面向“一带一路”沿线经济体的保险和投资共同体；在此基础上，探索联合沿线经济体的保险机构建立“一带一路”国际保险共同体和投资共同体，以在提升整体承保和服务能力的同时撬动沿线经济体保险业的发展。
第三，具体项目带动。基于机制甄别检验发现市场化和社会化力量不足的重要“拖累”，同时考虑到具体项目不仅是共建“一带一路”倡议的关键“着力点”，更是与沿线经济体接洽和开展实质性合作的重要平台的现实，因而可适当要求东道国相关部门和保险公司等参与具体项目并适当提高资金投入比重，进而实现缓解信息不对称、分散风险、节约运营成本、撬动沿线经济体保险业发展的多元目的。另外，为“一带一路”沿线经济体提供保险服务的机构较多，其中不乏一些实力雄厚、经验丰富、抵御风险能力强的国际知名保险机构，应适当邀请东道国的保险机构参与有多边保险机构所支持的项目，以提高沿线经济体保险机构的国际化水平。
参考文献
[1]李笑影,李玲芳.互联网背景下应对“一带一路”贸易风险的机制设计研究[J].中国工业经济,2018(12):97-114.
[2]肖钢.加强软联通、共建软环境建立“一带一路”投融资新体系[J].新金融评论,2019(1):95-121.
[3]姜波.保险业服务“一带一路”战略的初步探索及发展建议[J].清华金融评论,2016(11):29-32.
[4]赵威.保险资产管理助力“一带一路”投资的路径选择[J].清华金融评论,2018(4):41-43.
[5]吴望春,李春华.“一带一路”倡议对沿线省份保费收入增长的影响效果评估——基于双重差分的实证分析[J].中央财经大学学报,2018(10):24-32.
[6]李苍祺,谢识予.“一带一路”倡议对我国固定资产增加的影响——基于PSM-DID方法的研究[J].国际经济合作,2019(2):101-107.
[7]王培志,孙利平.“一带一路”倡议提高中国对外直接投资效率了吗?[J].山东工商学院学报,2019,33(4):14-27.
[8]陈胜蓝, 刘晓玲. 公司投资如何响应“一带一路”倡议?——基于准自然实验的经验研究 [J]. 财经研究, 2018, 44(4): 20-33.
[9]孙焱林,覃飞.“一带一路”倡议降低了企业对外直接投资风险吗[J].国际贸易问题,2018(8):66-79.
[10]徐思,何晓怡,钟凯.“一带一路”倡议与中国企业融资约束[J].中国工业经济,2019(7):155-173.
[11]BANIYA S, ROCHA N, RUTA M. Trade effects of the new silk road: a gravity analysis [M]. [S. l.]: World Bank, 2019.
[12]ANON. Belt and Road economics: opportunities and risks of transport corridors [M]. [S. l.]: The World Bank, 2019.
[13]BIRD J H, LEBRAND M S M, VENABLES A J. The Belt and Road Initiative: reshaping economic geography in central Asia? [M]. [S. l.]: The World Bank, 2019.
[14]TAMBO E, KHAYEKA-WANDABWA C, MUCHIRI G W, et al. China’s Belt and Road Initiative: incorporating public health measures toward global economic growth and shared prosperity [J]. Global Health Journal, 2019, 3(2): 46-49.
[15]DE SOYRES F, MULABDIC A, MURRAY S, et al. How much will the Belt and Road Initiative reduce trade costs? [J]. International Economics, 2019, 159: 151-164.
[16]夏芸,玉琦彤.“一带一路”沿线省份国际贸易效率研究[J].经济与管理,2019,33(1):23-29.
[17]黄亮雄,钱馨蓓,隋广军.中国对外直接投资改善了“一带一路”沿线国家的基础设施水平吗?[J].管理评论,2018,30(3):226-239.
[18]孙祁祥,锁凌燕,郑伟.“一带一路”与新型全球化:风险及应对[J].中共中央党校学报,2017,21(6):100-106.
[19]陈春萍,罗龙林.“一带一路”与保险业发展[J].中国金融,2017(9):64-65.
[20]王军杰,石林.论“一带一路”框架下我国海外投资保险制度的完善与重构[J].财经理论与实践,2019,40(1):156-160.
[21]袁成.“一带一路”倡议下我国保险国际化的形势分析[J].保险理论与实践,2017(12):1-10.
[22]袁成,郭杰.“一带一路”沿线国家保险市场发展差异研究[J].中南财经政法大学学报,2018(2):106-113.
[23]郭聪聪.“一带一路”倡议下出口信用保险经营情况的探究[J].上海保险,2019(5):37-42.
[24]王毅.出口信用保险护航“一带一路”[J].中国金融,2017(9):31-33.
[25]孙祁祥,郑伟,锁凌燕,何小伟.市场经济对保险业发展的影响:理论分析与经验证据[J].金融研究,2010(2):158-172.
[26]巴曙松,王志峰.“一带一路”沿线经济金融环境与我国银行业的国际化发展战略[J].兰州大学学报(社会科学版),2015,43(5):38-49.
[27]刘瑞明,赵仁杰.西部大开发:增长驱动还是政策陷阱——基于PSM-DID方法的研究[J].中国工业经济,2015(6):32-43.
[28]袁航,朱承亮.西部大开发推动产业结构转型升级了吗?——基于PSM-DID方法的检验[J].中国软科学,2018(6):67-81.
[29]HECKMAN J J, ICHIMURA H, TODD P E. Matching as an econometric evaluation estimator: evidence from evaluating a job training programme [J]. Review of Economic Studies, 1997, 64(4): 605-654.
[30]HECHMAN J J, ICHIMURA H, TODD P E. Matching as an econometric evaluation estimator [J]. Review of Economic Studies, 1998, 65(2): 261-294.
[31]卓志,朱衡.宏观经济、保险制度变迁与保险业增长[J].保险研究,2017(4):3-14.
[32]张国建,佟孟华,李慧,陈飞.扶贫改革试验区的经济增长效应及政策有效性评估[J].中国工业经济,2019(8):136-154.
[33]胡咏梅,唐一鹏.公共政策或项目的因果效应评估方法及其应用[J].华中师范大学学报(人文社会科学版),2018,57(3):168-181.
[34]刘艳红.“一带一路”国际产能合作促进包容与可持续的工业化[J].经济与管理,2019,33(4):14-21.