保險發(fā)展與實體經(jīng)濟增長的聯(lián)動性研究
——基于中日兩國的對比分析

梁風波，郭雪萌，陳洛霏

(1.北京交通大學 中國產(chǎn)業(yè)安全研究中心博士后科研工作站，北京100044；2.北京交通大學 經(jīng)濟管理學院，北京100044; 3.中國保險資產(chǎn)管理業(yè)協(xié)會，北京 100033)

一、引 言

作為風險補償者，保險業(yè)是社會治理的穩(wěn)定器和經(jīng)濟增長的助推器。隨著市場經(jīng)濟的深入發(fā)展，保險業(yè)在風險管理、經(jīng)濟補償和資本運營等領域發(fā)揮著越來越重要的作用，逐漸成為經(jīng)濟提質(zhì)增效升級的有效手段。截至2016年底，我國保險業(yè)資產(chǎn)總量達到15.12萬億元，提供的風險保障金額為2372.78萬億元，在服務實體經(jīng)濟、惠民生能力方面發(fā)揮了顯著作用，成為經(jīng)濟新常態(tài)下服務供給側結構性改革和脫貧攻堅戰(zhàn)略的主要抓手。

然而，與發(fā)達國家相比，我國保險行業(yè)發(fā)展仍存在顯著差距，保險深度和保險密度偏低、資產(chǎn)結構失衡、法律法規(guī)不健全、監(jiān)管滯后等問題逐漸凸顯，非理性舉牌、跨境跨領域并購、多層嵌套、監(jiān)管套利等一系列問題亦被廣泛關注。

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，保險是現(xiàn)代金融體系的三大支柱之一，在拉動經(jīng)濟增長方面既是引擎更是后盾。但在保險業(yè)的不同發(fā)展階段，其與經(jīng)濟增長的聯(lián)動性究竟如何，現(xiàn)有文獻缺乏深入的研究。基于此，本文在測度保險發(fā)展水平的基礎上，精準刻畫和檢驗其與經(jīng)濟增長的聯(lián)動性。

二、文獻綜述

保險發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的影響路徑較為復雜，現(xiàn)有研究主要圍繞保險發(fā)展與經(jīng)濟增長之間是否存在關聯(lián)關系、孰因孰果等方面展開。

經(jīng)濟增長對保險行業(yè)的促進作用備受學術界關注。Hakansson(1969)[1]、Campbell(1980)[2]、Truett Dale 和Truett Lila(1990)[3]以及Browne 和 Kim(1993)[4]的研究結論均表明經(jīng)濟增長對保險發(fā)展有積極的正向影響。Outreville(1990)[5]在全球55個發(fā)展中國家及地區(qū)數(shù)據(jù)的基礎上，對相關橫截面數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)，GDP每增長1%，會帶來超過1%的非壽險需求增長，非壽險需求與經(jīng)濟增長之間存在正相關關系。Skipper(2009)[6]詳細總結了經(jīng)濟增長與保險需求關系的文獻，認為經(jīng)濟增長是保險需求最重要的影響因素。

到了20世紀90年代初，西方學者圍繞保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用展開了相關研究。Pagano(1993)[7]從保險市場發(fā)展可以更好地推動金融市場功能的完善與效率的提升角度切入，發(fā)現(xiàn)保險發(fā)展對經(jīng)濟增長有積極的促進作用。Skipper(1998)[8]從保險業(yè)與金融體系的整體穩(wěn)定性、風險管理的效率性、對經(jīng)濟損失的對沖效應、資源的配置效率等幾個方面入手，論證結果表明保險發(fā)展對經(jīng)濟增長有積極的促進作用。Maurice Kugler 和Reza Ofroghi(2005)[9]認為，對不同細分市場的保費數(shù)據(jù)簡單加總會導致數(shù)據(jù)聚合，實證結果無法真實反映變量之間的關系，因此他們對英國保險市場進行了細分，并通過對分割處理后的相關數(shù)據(jù)進一步實證研究后發(fā)現(xiàn)，英國保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長起到了重要的促進作用。對保險發(fā)展與經(jīng)濟增長的相互影響研究多以實證研究為主。Beenstock、Dickinson 和Khajuria(1988)[10]以1970～1981年12個國家的數(shù)據(jù)為基礎，通過橫截面數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，保費與人均GDP呈非線性關系。Ward 和 Zurbruegg(2000)[11]對9個OECD成員國的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結果表明保險發(fā)展與經(jīng)濟增長間并無顯著的長期穩(wěn)定關系，保險市場發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系在不同國家樣本中并無顯著一致性，即便是保險市場高度發(fā)達的國家也是如此。Arena(2008)[12]則以面板數(shù)據(jù)為基礎，通過對56個國家1976～2004年間的樣本進行實證分析后發(fā)現(xiàn)，壽險對發(fā)達經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長有顯著的正向影響，非壽險對發(fā)達和發(fā)展中經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長均有顯著正向影響，保險發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在因果關系。

近年來，國內(nèi)學者也越來越關注保險發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究。饒曉輝、鐘正生(2005)[13]對中國經(jīng)濟增長與保險市場發(fā)展之間的動態(tài)關系進行了實證檢驗，結論表明，經(jīng)濟增長是促進保險市場發(fā)展的原因，但保險市場對經(jīng)濟增長并無顯著促進作用。謝利人(2006)[14]從生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)建立經(jīng)濟增長模型，并對保險發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)人身保險市場的發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向推動作用。周海珍(2008)[15]利用我國的數(shù)據(jù)對保險發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關系進行了實證分析，結果表明，保險業(yè)的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長起到了推動作用。趙尚梅等(2009)[16]以兩部門模型為理論研究起點，通過數(shù)理分析和實證分析表明，保險業(yè)每增長1%，將帶動實際GDP 1.2154%的增長。孫祁祥等(2010)[17]通過對67個國家1995～2007年的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)，一國保險業(yè)發(fā)展水平與其市場經(jīng)濟發(fā)展程度具有顯著的正相關關系。趙進文等(2010)[18]從國家和區(qū)域兩個維度出發(fā)，對我國保險消費的經(jīng)濟增長效應進行了深入研究，運用非線性STR模型和面板數(shù)據(jù)門限效應模型進行實證檢驗，結果表明，當期保險消費對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響。李香雨、程鵬(2012)[19]詳細分析了保險促進投資的機制作用，運用2001～2010年季度數(shù)據(jù)實證分析表明，不論長期還是短期，保險投資都會對經(jīng)濟和投資產(chǎn)生正向影響。

為了精準刻畫保險發(fā)展水平與經(jīng)濟增長的聯(lián)動關系，本文把保險作為新的要素投入引入到衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的生產(chǎn)函數(shù)中，并以此為出發(fā)點，對保險行業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟增長聯(lián)動關系的傳導機制進行理論探討，以進一步完成相關實證檢驗。

三、傳導機制

通常，保險業(yè)發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的促進作用存在三個維度：第一個維度為通過保險要素的投入，對經(jīng)濟體的綜合技術水平產(chǎn)生積極影響；第二個維度為保險產(chǎn)業(yè)化水平的提升直接作用于經(jīng)濟增長速度或水平；第三個維度為保險對優(yōu)化要素投入結構和提高要素生產(chǎn)率的影響。

下面，我們以柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為數(shù)理研究起點：

Y=AKαLβeμ

(1)

式(1)中，產(chǎn)出水平Y與三個要素有關：綜合技術水平A，資本的投入量K，以及勞動力的投入量L。α代表資本的產(chǎn)出彈性，β代表勞動力的產(chǎn)出彈性，μ代表隨機項。

以此為研究起點，此處引入新的要素投入——保險。保險對經(jīng)濟增長促進作用的第一個維度為通過保險要素的投入，對經(jīng)濟體的綜合技術水平產(chǎn)生積極影響，因此我們將綜合技術水平進一步劃分成保險因素和非保險因素，柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可以改寫為以下形式：

Y=(AI+AN)KαLβeμ

(2)

式(2)中，AI代表保險因素的技術進步，AN代表非保險因素的技術進步。保險可以為技術的研發(fā)、推廣提供風險保障，同時保險資金直接投資于相關技術改進，或者通過間接投資等多種方式，為技術進步提供融資支持。

接下來，我們引入保險促進經(jīng)濟增長的第二個維度，保險產(chǎn)業(yè)化對經(jīng)濟增長的直接影響，新的生產(chǎn)函數(shù)可以表述為：

Y=(AI+AN)IγKαLβeμ

(3)

式(3)中，I代表保險要素的投入水平，γ為保險要素的產(chǎn)出彈性。*此處有個隱含假設，即在其它變量不變的前提下，保險要素投入量對產(chǎn)出水平有正向影響，即γ>0。

最后，引入保險促進經(jīng)濟增長的第三個維度，即保險要素對優(yōu)化要素投入結構和提高要素生產(chǎn)率的影響。保險要素的引進可以改變要素投入結構，改變企業(yè)的投融資模式，甚至產(chǎn)生新的生產(chǎn)方式。體現(xiàn)在生產(chǎn)函數(shù)中，因保險要素的引入，資本和勞動力的產(chǎn)出彈性會產(chǎn)生變化，生產(chǎn)函數(shù)可以改寫為：

Y=(AI+AN)IγKα+γdKLβ+γdLeμ

(4)

其中，dK=dα/dγ，代表資本產(chǎn)出彈性對保險產(chǎn)出彈性變化的敏感程度；dL= dβ/dγ，代表勞動力產(chǎn)出彈性對保險產(chǎn)出彈性變化的敏感程度。保險要素的引入可以改變不同要素的投入結構、進一步優(yōu)化資源配置，從而提高資本和勞動力的邊際產(chǎn)出水平。因此，dK>0，dL>0。

對方程(4)兩邊分別取自然對數(shù)，生產(chǎn)函數(shù)方程可以表述如下：

lnY=ln(AI+AN)+ γlnI+(α+γdK)lnK+(β+γdL)lnL+μ

(5)

假定保險因素技術進步AI、非保險因素技術進步AN、保險要素投入量I、資本要素投入量K、勞動力要素投入量L不變，系數(shù)變量α、β、γ之間即為一階齊次函數(shù)關系。

將方程(5)兩邊求保險產(chǎn)出彈性γ的偏導，可以得到如下方程：

dY/dγ=lnI+2(dα/dγ)lnK+2(dβ/dγ)lnL

(6)

根據(jù)上述假設，lnI,lnK,lnL, dα/dγ,dβ/dγ均大于零，因此dY/dγ>0。只考量保險因素對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，生產(chǎn)函數(shù)可以表述為f=f(AI,I, γ)，保險因素的技術進步、保險要素投入量、保險要素產(chǎn)出彈性是影響產(chǎn)出水平的三個因素。數(shù)理分析的結論表明，保險要素的投入對產(chǎn)出水平產(chǎn)生了積極的正向影響。然而，如何判斷保險發(fā)展水平是否超前或滯后于所處的經(jīng)濟發(fā)展水平？并因此對經(jīng)濟發(fā)展可能產(chǎn)生怎樣的影響？保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用是否是一個有界函數(shù)？保險投入對其他要素投入的擠出效應能否被新增產(chǎn)出覆蓋？下文我們將對以上理論假想進行實證檢驗。

四、實證檢驗

(一)保險發(fā)展水平的測度

西方經(jīng)濟學理論普遍認為，金融增長(Financial Growth)可以用金融資產(chǎn)規(guī)模與國民財富的比值來刻畫。麥金農(nóng)(1973)[20]主張用M2/GDP來衡量經(jīng)濟體的金融增長水平，并以此對一國金融抑制的實際效果進行判斷。戈德史密斯(1969)[21]對金融制度績效進行了詳細的分析，指出金融資產(chǎn)的數(shù)量毋庸置疑是測算金融制度績效最主要的指標*戈德史密斯通過詳細推導計算出某一時點上存量金融資產(chǎn)與存量國民財富之比，即著名的金融相關比率(FIR)的基本公式，他認為此種算法適應于任何時期、任何國家金融相關比率的計算。，至今這一方法仍被學術界視為分析金融績效的權威方法。戈德史密斯通過對幾十個國家近100年的數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，金融相關比率與經(jīng)濟發(fā)展增長存在正相關關系，發(fā)達國家的金融相關比率一般在1～1.5之間，發(fā)展中國家的金融相關比率一般在0.6～1之間。本文借鑒戈德史密斯的計算方法，使用保險資產(chǎn)的數(shù)量來分析保險制度與有關經(jīng)濟變量之間的關系。

本文參考戈德史密斯金融相關比率FIR的測度方法，首先計算出某一經(jīng)濟體時點上的金融相關比率FIR，之后計算出存量保險金融資產(chǎn)比率IFR，即保險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，那么保險業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度就可以通過IFR與FIR的乘積獲得。當然，這一方法存在著一個隱含的前提假設，即假定包括保險資產(chǎn)在內(nèi)的全部金融資產(chǎn)具有同樣的邊際貢獻率，這一假設適用于統(tǒng)一的經(jīng)濟體，不存在市場分割。

本文的重點在于分析保險發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)動性，此處只給出測算后的中日兩國保險發(fā)展指數(shù)，如圖1所示。

圖1 中日兩國保險發(fā)展指數(shù)測度

數(shù)據(jù)來源：《中國保險年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《GENERAL INSURANCE IN JAPAN》(日本保險行業(yè)年鑒)、國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫(http://www.imfstatistics.org/imf/)和中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站(http://www.stats.gov.cn/)。

(二)保險發(fā)展水平與經(jīng)濟增長聯(lián)動性的實證研究

本文采用VAR方法識別模型中各相關變量之間的協(xié)整關系，同時進一步對其因果關系的方向進行檢驗。通常，Johansen的經(jīng)典方法，可以簡單表述為一個基于VAR(p)的VECM模型，其向量誤差修正基本方程式表示如下：

(7)

其中，矩陣的秩r代表了協(xié)整關系的數(shù)量。α為誤差修正參數(shù)向量，反映了向均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。如果模型相關變量之間存在協(xié)整關系，可以得出，α中各元素的零約束檢驗具有弱外生性(weak exogeneity)。本文目的在于分析各變量之間的關系，屬于結構分析模型范疇，因此只對解釋變量是否具備弱外生性進行檢驗。同時，進一步運用弱外生性檢驗，以判斷模型中各相關變量間是否存在因果關系。考慮到本文模型中數(shù)據(jù)樣本的特點，原假設α=0可以通過似然比檢驗來判斷，通過計算在約束條件下和無約束條件下的參數(shù)估計值，然后再分別計算二者的對數(shù)似然函數(shù)是否足夠接近，在秩的穩(wěn)定性檢驗過程中采用遞歸框架，其LR統(tǒng)計量方程如下所示：

(8)

I和Ij代表觀測樣本數(shù)量，λ代表全樣本矩陣特征值估計，λ1代表遞歸樣本矩陣特征值估計，下標i代表第i大特征值。k代表全樣本協(xié)整向量個數(shù)，k1代表遞歸樣本協(xié)整向量個數(shù)，下標j代表遞歸估計的開始期。似然比檢驗實質(zhì)上包含了協(xié)整向量的全樣本估計，其LR統(tǒng)計量服從卡方分布χ2(2)，通過檢驗遞歸子樣本與全樣本結果是否一致，即可檢驗秩的穩(wěn)定性。

對模型中各相關變量進行ADF單位根檢驗。其中，IC、IJ分別代表我國和日本的保險發(fā)展指數(shù)(1996～2015年)，GC、GJ分別代表我國和日本的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)。*以1996年為基期，用GDP平減指數(shù)將名義GDP轉換為實際GDP。為消除異方差，對全部變量進行取對數(shù)處理，將指數(shù)趨勢變更為線性趨勢，這種變化更易于做彈性分析，并且對模型中各變量間的穩(wěn)定關系并無影響。

ADF單位根檢驗結果如表1所示。原始序列為非平穩(wěn)序列，一階差分后序列平穩(wěn)。

表1 ADF單位根檢驗

注：*、**、***分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設。

數(shù)據(jù)來源：國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫(http://www.imfstatistics.org/imf/)；瑞斯數(shù)據(jù)庫(http://www.resset.cn)；中國經(jīng)濟信息網(wǎng)(http://www.cei.gov.cn)。

如果兩個非平穩(wěn)序列同階單整，并且相互之間存在協(xié)整關系，即表明這兩個序列存在長期穩(wěn)定關系。此處運用Johansen協(xié)整方法對模型進行檢驗，結果如表2所示。日本方程的最大特征值似然比檢驗和跡檢驗都在1%顯著水平下拒絕原假設，表明日本保險發(fā)展指數(shù)與GDP之間存在著長期協(xié)整關系。我國的保險發(fā)展指數(shù)與GDP之間不存在協(xié)整關系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗

注：*表示在1%顯著水平下拒絕原假設。

從Johansen協(xié)整檢驗結果分析，我國的保險發(fā)展指數(shù)和GDP間不存在長期均衡關系，日本的保險發(fā)展指數(shù)與GDP在1%的顯著水平下變量間存在1個協(xié)整關系，均衡方程如下：

lnGJ= 6.863+0.187lnIJ+μJ

(-4.834) (-3.817)

日本在19世紀80年代已經(jīng)是世界壽險業(yè)最發(fā)達的國家，其市場規(guī)模長期占據(jù)世界首位，占世界份額的30%左右*雖然1990年泡沫經(jīng)濟崩潰后出現(xiàn)負增長，被美國超越成為世界第二，但保險已經(jīng)深入到日本國民的基本生活，國民家庭投保率依舊超過90%，年繳保費占年收入的比重超過10%。，日本保險行業(yè)的發(fā)展與GDP之間存在聯(lián)動性具有長期的歷史依據(jù)和扎實的現(xiàn)實基礎。我國保監(jiān)會1998年正式掛牌成立，自此形成了統(tǒng)一監(jiān)管的保險市場。自2000年開始保險行業(yè)高速發(fā)展，中保國際、中國人保、中國人壽、中國平安、中國太保、泛華保險、新華保險等公司先后在國內(nèi)外資本市場上市，保險行業(yè)迎來了統(tǒng)一監(jiān)管后的高速增長期。從數(shù)據(jù)來看，1996～2006年間我國保險發(fā)展水平僅為日本的6%左右，發(fā)展初期由于監(jiān)管的缺失、市場體制機制的不健全，保險發(fā)展與GDP之間無法形成聯(lián)動。鑒于此，對我國在2007～2015年間的數(shù)據(jù)做進一步檢驗。鑒于相關年度數(shù)據(jù)的樣本量有限，為提升論證科學性，這里將年度數(shù)據(jù)進行差分處理，運用估算后的季度數(shù)據(jù)重新進行檢驗，得到我國保險業(yè)發(fā)展指數(shù)與GDP的長期均衡關系如下：

lnGC=2.495+0.037lnIC+μC

(-3.967) (-5.326)

實證結果表明，在保險行業(yè)處于初級階段，保險發(fā)展水平與GDP之間并不存在顯著的聯(lián)動關系；在保險市場較為成熟的經(jīng)濟體中，保險發(fā)展水平與GDP之間存在正向的相關關系；成熟的保險市場，其保險發(fā)展水平與GDP之間的關聯(lián)系數(shù)較大，聯(lián)動效應更強，這與前文理論分析結論一致。根據(jù)實證檢驗結果，此處給出模型相關變量間長期均衡關系的變化路徑，如圖2、圖3所示。協(xié)整誤差路徑結果表明，協(xié)整誤差波動程度呈現(xiàn)逐漸降低趨勢，變量間存在較為穩(wěn)定的相關關系。

圖2 日本保險業(yè)發(fā)展指數(shù)與GDP協(xié)整誤差路徑

圖3 我國保險業(yè)發(fā)展指數(shù)與GDP協(xié)整誤差路徑

接下來我們對保險發(fā)展水平與GDP之間聯(lián)動性的因果關系進行分析，建立保險發(fā)展指數(shù)與GDP之間的VEC模型。鑒于Granger檢驗對滯后期長度具有較高的敏感度，此處我們分別選取滯后期為2和4，滯后期的長度相對于自由度來說是足夠的，最終檢驗結果如表3所示。

表3 Granger因果關系檢驗

檢驗結果表明：(1)在短期內(nèi)，我國保險發(fā)展水平與GDP不存在因果關系；在長期內(nèi)，GDP是保險發(fā)展水平波動的Granger原因。(2)在短期內(nèi)，日本GDP是其保險發(fā)展水平波動的Granger原因；在長期內(nèi)，兩個變量之間互為Granger因果關系。

五、研究結論及政策建議

本文首先對保險發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究進行了理論綜述，然后以生產(chǎn)函數(shù)為起點對二者的傳導機制進行了數(shù)理分析，最后通過運用Johansen協(xié)整分析和Granger因果關系檢驗等相關實證方法，對代表保險成熟市場的日本及代表保險發(fā)展中市場的中國進行了實證檢驗，得出如下基本結論：

第一，保險業(yè)發(fā)展水平處于初期及成長期的經(jīng)濟體，其保險發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)動關系并不顯著。這是因為，盡管對保險行業(yè)的直接投入能夠促進產(chǎn)出的增加，但是在不成熟的保險市場，保險投入并不能顯著促進其他要素的邊際產(chǎn)出，反而會對非保險要素帶來一定的擠出效應。這說明，保險發(fā)展水平應該與經(jīng)濟發(fā)展水平相匹配，超前或者滯后都會對經(jīng)濟增長帶來負面影響，從而保險業(yè)促進經(jīng)濟增長的路徑具有明顯的有界特征。

第二，保險業(yè)發(fā)展水平處于成熟期的經(jīng)濟體，其保險發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間的聯(lián)動性顯著且正相關。首先，對保險行業(yè)的投入能夠直接帶來經(jīng)濟增長，從而新要素的投入會帶來新增的產(chǎn)出；其次，保險發(fā)展可以為技術的研發(fā)、推廣提供風險保障，無論在資本層面還是融資層面，保險資金都能夠直接或間接為技術進步提供支撐；再次，保險發(fā)展可以優(yōu)化存量的要素結構，改變企業(yè)的投融資模式，甚至帶來新的生產(chǎn)方式，進一步提高其他要素的邊際產(chǎn)出水平。

第三，經(jīng)濟增長對保險發(fā)展水平具有積極的正向影響，經(jīng)濟總量的增加會帶來要素需求和投入的增加，直接促進各細分市場的產(chǎn)出水平。保險市場發(fā)達的經(jīng)濟體，其促進作用在較短時間即有顯著效果，保險市場欠發(fā)達經(jīng)濟體這種影響的周期會較長。

綜上所述，本文給出以下四方面政策建議：一是拓寬我國保險服務領域，改變目前不均衡的發(fā)展格局，提高農(nóng)業(yè)險、巨災險、責任險、信用險的比例，為技術進步、優(yōu)化結構、提高效率提供風險保障與資本支撐；二是進一步加快保險業(yè)開放的步伐，不斷提高我國保險公司在國際市場的份額，在全球化競爭格局中把握機遇和迎接挑戰(zhàn)，切實參與全球化的資產(chǎn)配置；三是進一步明確保險行業(yè)服務大局的重要使命，從國家改革發(fā)展穩(wěn)定全局出發(fā)，找準職能定位，堅守保障本位，充分發(fā)揮“經(jīng)濟保障器”的作用；四是在立足我國實際國情的基礎上，充分借鑒國際經(jīng)驗，以辯證思維有所取舍，從國家發(fā)展大局出發(fā)，在“一帶一路”建設、供給側結構性改革和脫貧攻堅等方面充分發(fā)揮穩(wěn)定器和助推器作用。

[參 考 文 獻]

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