寿险业助力生态产业发展实现乡村生态振兴

郑 军 伍安琪

安徽财经大学金融学院 安徽蚌埠 233030

2021 年4 月，第十三届全国人民代表大会常务委员会第二十八次会议表决通过了《中华人民共和国乡村振兴促进法》，进一步强化了中国特色社会主义乡村振兴道路的顶层设计[1]。在习近平总书记提出的“五个振兴”科学论断中，生态振兴是实现乡村振兴的重要基础和有力抓手[2]。实现乡村生态振兴，首先要进行生态环境保护和建设，《乡村振兴促进法》明确规定要健全乡村生态保护机制，建设美丽乡村。其次，要加大对乡村生态制度、生态设施、生态文化等相关建设的投资力度[3]，多层次推动乡村生态振兴全面发展。此外，还要在追求生态效益和社会效益的同时保证发展的经济效益，结合产业振兴，以绿色生态为产业发展方向，推动产业和生态协同发展[4]。当前我国乡村在生态环境上普遍存在生态破坏、资源浪费、环境污染等问题，亟需通过扶持生态产业发展解决当下面临的生态问题，助力乡村振兴。

2021 年4 月，银保监会办公厅发布《银行业保险业高质量服务乡村振兴的通知》，对充分发挥保险的保障作用做出了明确的规定，要求寿险业要以高质量创新发展推动乡村生态振兴。寿险资金周期长、规模大的特性与生态产业对资金的需求一致，以寿险资金支持乡村生态产业稳定发展具有很好的适配性。目前保险资金余额主要配置于银行存款和债券，从其他投资的占比来看，保险资金余额还有较大的创新空间[5]。在可持续发展和保护生态环境的全新发展理念下，寿险业资源配置创新要突出绿色发展理念[6]，将有限的保险资金余额运用到更能促进生态产业发展的资金运用途径当中，提高其作为金融部门的资金融通和资金创造效率，为生态产业发展提供创新金融支持[7]。但由于我国寿险业绿色金融创新和绿色保险的概念提出时间较短，目前对于该部分的研究较少，寿险业对于绿色金融创新助推生态产品供给的经验不足，因此寿险业是否可以通过资源配置制度创新，充分发挥资金投资效率以促进乡村生态产业发展？寿险业通过哪种资金投资途径配置保险资金余额，才能更有效地助推生态产业发展？政府通过政策引导能否提高寿险业资金投资为生态产业创造资本的效率？这些问题都有待进一步研究。本文从上述问题出发，在整理相关文献的基础上，提出了3 个研究假设，然后通过理论模型对研究假设进行推导分析，并建立计量模型开展实证分析，最后根据分析结果提出政策建议。

一、文献综述

乡村振兴战略是解决我国三农问题的重要政策理论，生态振兴是实现乡村振兴的关键，目前对于乡村生态振兴发展途径的研究，主要集中在三个方面。一是从宏观政策发展视角，基于宏观政策延续，结合脱贫攻坚工作研究，在巩固脱贫成果的基础上，总结乡村发展经验，继续探索实现乡村振兴的发展途径[8-10]。二是从政府部门和市场中观层次入手，研究多元化主体推进生态发展的体制机制，认为政府具有基础性稳定作用，同时市场是进一步提高发展活力的保障，政府与市场共同发挥作用可以更好地为生态产业服务[11-13]。三是从产业微观层次出发，将生态振兴与产业振兴相结合，研究生态和产业协调发展及其作用效率[14][15]，基于生态产业化和产业生态化视角，强调要同时注重生态振兴的经济性和社会性[16-18]。

生态产业发展离不开金融服务的支持，绿色金融的发展对生态产业的协同作用正不断显现[19]。目前对于绿色金融支持生态振兴的研究主要从制度、资金配置和技术等角度出发，为生态产业发展提供支持。一是绿色金融制度创新，主要包括绿色信贷、绿色证券以及绿色保险制度创新，强调制度顶层设计的引领作用[20-22]。二是从绿色金融发展多途径提供资金的角度出发，研究提高保险资金配置效率的途径及其影响因素，其中对保险业发挥绿色金融作用的研究主要从支持农业的视角出发，强调农业保险在生态农业发展中的作用[23-25]。三是从绿色金融技术创新发展的角度，研究保险业创新绿色保险产品，进而为乡村各生态产业提供绿色金融产品[26-28]。学界的研究成果都认可保险对生态产业发展的支持和促进作用，目前较多的研究集中在农业保险的作用上，较少研究寿险业对生态产业发展的影响。寿险业作为保险行业的重要组成部分，对发挥保险业资源配置作用具有重要影响。

本文从乡村生态产业发展资金需求角度，分析了寿险业保险资金余额对生态产业的影响，为乡村生态振兴研究提供一个新的视角。文章首先基于柯布道格拉斯生产函数构建包含实体部门和金融部门的生态产业体系理论模型，通过推导均衡结果提出研究假设；其次通过主成分分析构造乡村生态产业发展综合评价指数，并利用相关数据和构造的指标体系对研究假设进行实证检验；最后基于实证分析结果得出结论，提出政策建议。

二、理论模型和研究假设

2005 年习近平总书记在湖州安吉考察时，首次提出“绿水青山就是金山银山”。“两山”理论是绿色生态和经济发展的经典结合。然而，生态产业作为具有准公共物品性质的产业，相较于普通产业其发展更需要政策性支持[29]。对于保险业而言，保险资金参与绿色投资、支持生态产业发展同时具有经济效益和社会效益，在可持续发展战略的支持下，我国生态产业必将获得长足发展，随着生态产业发展水平的提高，保险业投资生态产业使得其在获取利润的同时可以通过改善生态环境，整体提高企业可持续发展的生存空间，从而降低其他生态保险的赔付，因此保险业创新发展与支持生态产业发展间高度契合[30]。

(一)寿险业资金余额投资规模对生态产业发展的促进作用

柯布道格拉斯生产函数是研究经济学问题中最常用的一种生产函数形式，能够充分反映企业在生产过程中的要素投入和产出，以及各要素的生产效率、企业的规模特点等，因此在此处使用产出的一般形式—柯布道格拉斯生产函数来描述生态产业的产出形式。假设生态产业的生产函数为

其中K为生态产业投入的资本，L为劳动力投入，E为生态产业生产过程中其他要素投入的产出作用。产业追求T时期内产出的最大化

由于生产离不开资金资源支持，生态产业在发展过程中存在约束条件

其中A为 生态产业的资产水平，A˙为 资产水平的动态变化，等于产业营业收入减去资金成本加上资产的投资利息r·A。 在企业获得收入之前，资产为负，r代表企业获取资产的融资利率；企业开始获得收入时，r为资产的投资收益率[31]。R为生态产业的收入水平，由于生态产业生产具有生产周期长、投入成本高的特征，其成本回收需要其产出产品进入市场后才能实现[16]。因此生态产业在生产的初期除获取的外部金融支持C（即各金融部门为生态产业提供的资金，如贷款等）以外，初期资产A(t=0)=0，且其初期营业收入R=0。 直到整个生产的后期，t≥T*时 才会有营业收入Rˆ， 假设T*和Rˆ外生，即有

T为整个生产周期。如在生态农业的生产过程中，只有当农产品收获并进入市场销售阶段时，生态农业产业才会获得收入。

在企业生产的初始阶段，收入为0，因此此时资产不断减少，直到达到最小值，初期A会达到负值，有-A≤C（初期资产水平不能超过融资的最大值），进一步推导得到约束条件

C即为生态产业面临的融资约束，企业的最大融资本息合计不超过融资上限[31]。在该融资约束下，得到生态产业的产出最大化问题的最优解。第一种情况：当 0 ≤t≤T*时，

第二种情况：当T*≤t≤T时，

由公式（7）的均衡结果可得：

C

由公式（8）得出生态产业资产与产业后期收入大小成反比，生态产业后期收入越多，前期资产水平越低，即生态产业发展规模越大，前期需要的资产越多，其面临的融资压力越大。由公式（9）得出生态产业资产与融资上限 成正向相关，即生态产业融资上限值越大，融资约束程度越小，产业后期可获得的资产产值越大。因此，要使生态产业不断发展、扩大规模，前期要给予生态产业充分的资金支持，减少可获资金不足对生态产业发展的约束。

通过上述分析可以得出研究假设1：寿险业资金余额投资生态产业的数量越多，生态产业产出规模越大，要提高生态产业发展规模，需要给予生态产业融资支持，提高其融资上限。其经济含义是，保险金融部门提高保险资金余额对产业的投资和支持总量，可以促进生态产业发展，增加生态产业资金投资规模有利于提高产业产出水平和发展规模。

(二)寿险业资源配置制度创新对生态产业融资的促进作用

为充分研究保险业资源配置制度创新与生态产业发展的相关关系，假设在一个只有实体生产部门和金融部门存在的封闭生态产业体系中，假设不存在折旧，为精确研究保险的作用，将金融部门分为保险部门和非保险部门[31]。依据凯恩斯宏观经济理论，金融部门通过转储蓄为投资为生产部门提供投资资金，生态生产部门产出Y(t)构 成消费Con和 储蓄S。使用柯布道格拉斯生产函数描述生态产业的产出过程，公式为

其中M为技术生产率，K(t)为生态产业自有资本投入，即金融部门融资以外的私有资本，该资本的增长率为(t)，且有

保险业资本积累的动态公式反映了：保险行业响应国家政策支持乡村生态产业发展，对其掌握的保险资金进行充分配置，通过增加资金余额对生态产业的使用提高金融效率τ，可以为乡村产业创造资本积累效应。 ω为保险资金占储蓄的比例， τ为保险金融部门的保险余额占保费收入的比，表示储蓄转化为投资的效率。以Lucas 效用函数模型求模型中生态产业体系产出效用最大化

其中c(t)为 人均生态消费， ρ为 贴现率， σ为消费边际效用弹性的绝对值。依据内生经济增长模型得动态优化问题为

结合资本积累增长率公式（4）、生态产业私有资本增长率公式（2）以及储蓄转化资本的增长率公式（3）得到公式组：由公式组（7）的系列反应过程可得出保险金融部门通过各种途径进行保险资金余额投资，提高资金积累效率对生态产业的支持作用机制：随着经济水平的不断发展，储蓄水平S(t)不断提高，保险金融部门通过资源配置制度创新，改善保险资金余额在银行存款投资、债券投资和基金等投资中的配置比例，使得储蓄水平转化为投资的效率 τ提高，且针对生态产业进行精准资本投入，保险金融资源配置创新带来的投资的增加在具有积累效应的同时（R(t) 增 加），提高了生态产业的产出水平Y，生态产业产出水平的提高进一步推动经济增长，从而实现储蓄水平提高的良性循环[31]。

进一步，通过构造Hamilto n 模型求解上述最优化问题

利用最优化条件的欧拉方程

其中x分别代入内生变量，得到：

求解得动态均衡

由公式（7）变形可得

代入均衡式（15）可得：

δ

通过上述分析可以得出研究假设2：生态产业产出水平的增长与保险资金配置中直接促进生态产业资本水平提高的金融效率 成正相关。其经济含义是，保险金融部门通过提高可以形成直接投资效应的银行存款等途径的投资资金配置水平，直接提高生态产业资本资金K，进而提高生态产业产出水平。

同时，由于R˙(t)=ω·τ·µ2(t)R(t)，R˙(t)取 决于保险金融的资金资源占比 ω和保险资金余额投资生态产业的效率τ。由公式

代入公式（15）得：

可进一步得到研究假设3：生态产业产出水平的增长与保险资金资源从储蓄转化为投资生态产业的效率成正比关系。其经济含义是，在政策引导下，保险资金余额投资支持生态发展，可以为生态产业创造资金积累作用R，其中的资金使用效率 τ越高，生态产业的产出水平越高，即保险行业为生态产业带来的直接积累作用中金融效率越高越有利于生态产业成长。

三、变量选择与模型设定

(一)模型设定

根据理论均衡模型推理得出的结论及研究假设，结合数据特征，依据模型推导公式（9）保险资金支持生态产业的规模与生态产业发展资产规模的均衡关系设计基准模型total trend

其中 为用于支持乡村生态产业发展水平的总的保险资金余额， 为时间趋势项。再依据均衡结果公式（26）与公式（27）反映的生态产业产出水平和寿险业发展水平及投资资金效率的关系，设置普通最小二乘法回归的计量模型

基于均衡分析的结果，构造线性函数，研究乡村生态产业产出发展水平与寿险业绿色创新之间的关系。其中，被解释变量Y1和Y2分别为乡村生态产业产出水平的主成分指标F1和F2，F1和F2为对生态产业发展评价指标进行主成分分析，通过计算综合得分所得的第一主成分和第二主成分，X1、X2、X3、X4、X5和X6分 别为寿险业资金运用余额在各个层面的投入，分别为银行存款X1、 国债购买X2、金融债券购买X3、 企业债购买X4、 证券投资基金X5和 其他投资X6，Z2为一系列控制变量， trend为时间趋势项。

(二)变量选择

1. 被解释变量

学界主要依据生态产业发展水平来衡量乡村生态振兴情况。以生态产业分类为基础，通过生态农业、生态工业和生态服务业发展，覆盖乡村生态振兴的多个层面，实现多层次构造乡村生态产业发展综合评价指数[33]。依据乡村生态产业分类，参考生态振兴发展的研究[34]，从生态工业、生态农业、生态服务业三个方面选取相关数据，构造乡村生态产业评价指标，详见表1。其中，生态农业为乡村生态产业发展的重点。对于乡村生态工业，以第一产业就业人数和太阳能使用面积为代表指标，其中第一产业就业人数是生态工业发展水平的间接反映，太阳能使用面积部分反映绿色生产的情况。对于生态农业，以农村农林牧渔总产值、生态工程造林面积、农业化肥使用量以及乡村太阳灶建设台数为代表，其中生态工程造林面积是关键指标，农业化肥使用量和太阳灶建设反映农业生产中生态资源的使用情况，农林牧渔总产值总体上衡量了农业的发展水平；对于生态服务业，选取乡村生态旅游人数为代表，在乡村生态服务业中生态旅游是关键，乡村生态旅游人数直观地反映了生态旅游的发展水平[35]。

表 1 生态产业发展评价指标

确定指标系数后，为了将各类数据统一到同一量纲水平进行主成分分析，需要对数据进行标准化处理

其中Zi为 经过Z-Score 方法标准化处理的数据，Xi为原始数据， µ为 某一类原始数据的均值， σ为标准差。经处理后的数据主成分分析结果见表2。

表 2 主成分分析结果

由表2 可知，前两个的成分贡献率已经达到91.01%，且其特征值均大于1，表明前两个成分已经基本包含了全部指标应该具有的信息，因此选取前两个成分作为基准参量。为进一步发掘各主成分因子的敏感强度，对载荷矩阵进行旋转，得到表3。

表 3 主成分载荷矩阵

续表 3

第一主成分：

第二主成分：

其中两个主成分的C7指标比例系数都较高，表明农林牧渔的总产值可以较好地衡量乡村生态产业发展状况，除C7以 外在第一主成分中太阳能使用面积C2占比较高，因此可以将第一主成分看作是生态工业的反映，同理在第二主成分中，太阳灶建设台数C6的比例系数较高，因此可以将第二主成分看作是对生态农业的 反映。

2. 解释变量

为了衡量寿险业制度创新对乡村生态产业发展的助推作用，依据理论模型的推导结果和做出的模型研究假设，参考张国志等[36]、段国圣等[37]的研究，从寿险业资金运用余额的配置结构中选取代表数据作为解释变量，反映保险资金的投资路径，衡量寿险业资金配置情况，具体解释变量详见表4。其中，寿险业保险资金运用余额主要投资于银行存款、债券投资、证券投资基金以及其他投资，其中债券投资包括国债购买、金融债购买和企业债购买。

表 4 解释变量

3. 控制变量

本文为控制保险行业发展水平，参考李心愉等[38]的实证研究，选取寿险业保险深度 shendu和保险密度 midu为控制变量。在生态产业层面，为控制乡村农业及经济发展水平，选取的控制变量包括国家GDP 发展水平 gdp； 为控制人口发展因素，选取乡村人口数量为控制变量 people；为控制生态环境和生态资源水平，选取农业受灾面积 destroy； 为控制寿险业及金融业发展水平，选取利率水平 rate和寿险业员工人数为控制变量。

(三)内生性问题

考虑到模型可能存在的内生性问题，从工具变量的根本属性出发，参考在做内生性问题研究的各学者的思路[39][40]，选取乡村地区生态产业的早期发展水平为工具变量。2015 年，中共十八届五中全会审议通过了“十三五”规划，绿色发展与创新、协调、开放、共享等发展理念共同构成五大发展理念。在绿色发展理念引领下，生态产业迎来新的发展机遇，政策出台必然对产业发展方向产生一定影响，因此本文选取绿色发展政策出台前的生态产业产出水平作为现阶段生态产业产出的工具变量，以控制内生性问题。

工具变量的选取主要考虑两个因素：从外生性来看，早期乡村生态产业发展水平与当期的政策和经济发展状况相关，而与目前寿险业资源配置制度创新呈弱相关；从相关性来看，早期乡村生态产业发展水平是目前生态产业发展的基础。由此可见，利用早期乡村地区生态产业产出水平基本可以作为研究寿险业资源配置制度创新与生态产业发展相关研究的工具变量。

(四)数据来源和统计特征

本文寿险业制度创新相关数据来源于《中国保险统计年鉴》，农村生态产业发展相关数据来源于《中国农村统计年鉴》，其余数据来源于国家统计部门公开发布的权威数据以及《中国统计年鉴》。考虑到数据的可获得性，选取了国家层面的2004 至2019 年的16 年数据，具体数据的统计特征详见表5。

表 5 变量和统计特征

四、模型估计与结果分析

根据理论模型推导结果，得到在寿险业资源配置制度创新中，寿险业保险产品创新有助于推动乡村生态产业发展，寿险业资金运用配置创新有利于促进生态产业发展，为进一步验证理论推导结果，代入数据进行验证。

(一)寿险业资源配置制度创新有利于提高乡村生态产业发展水平

1. 模型结果描述

依据理论模型推导所得的研究假设1，寿险业资金余额扩大生态产业投资规模有利于乡村生态产业发展，将数据代入到基准计量模型中得到回归结果，详见表6。

表 6 基础模型回归结果

F1F2

F2F2F1

从表6 的基础模型回归结果来看，寿险业资金余额与生态产业的发展存在正向相关关系，这与理论推导中的研究假设1 相符合，即资金投资于生态产业越多越可以促进生态产业发展，进而得到更大规模的生态产业产出。从 和 两个主成分的不同回归结果来看，寿险业资金资源配置的促进作用系数分别为1.107 53、1.491 672、2.112 053 和1.975 44，通过比较可得寿险业资金对于主成分 的回归作用系数更大，表明由 代表的生态农业发展相较于 代表的生态工业更容易受到保险资金余额配置的影响。寿险业资金促进生态产出提高的作用对于生态农业的作用效果更明显。从时间趋势项来看，生态产出具有逐渐增加的趋势。从表6 豪斯曼检验结果来看，基础模型回归豪斯曼检验均无法拒绝原假设，因此该回归不存在内生性问题。

2. 稳健性检验

为进一步验证寿险业资源配置制度创新对生态产业的促进作用，从寿险业发展水平多角度衡量寿险业资源创新水平，并使用构成乡村生态产业发展水平指标的分项指标，如选取农林牧渔总产值和太阳能使用面积为被解释变量分别进行回归，对比基准回归结果，验证基准回归结果的稳定性。

通过将被解释变量与不同的控制变量进行回归，检验基准模型回归结果的稳健性详见表7。不难看出各个回归结果都与基准回归有相同的系数符号，即基准回归较为稳健。

表 7 稳健性回归结果

续表 7

3. 异质性分析

在解释变量中加入政策性虚拟变量，进行回归。在乡村生态产业发展过程中，保险等金融部门对生态产业的支持受政策性指向的影响。2010 年保监会发布保险资金投资的暂行办法，随后2012 年、2014 年针对保险资金运用颁布了各项政策，2018 年经过不断修改和完善后正式颁布《保险资金运用管理办法》。由此，将是否颁布保险资金运用相关政策规定作为虚拟变量，设定颁布的年份为1，未颁布为0，将政策虚拟变量代入模型进行回归，得到回归结果如表8 所示。

表 8 分指标回归结果

从表8 可以看出，加入政策虚拟变量后，保险资金余额对生态产业发展的促进作用仍然显著为正，且政策作用有正向影响。但在该资金管理办法颁布之前的回归中，选取2004 至2009 年的6 年数据，得到回归结果显示，寿险资金余额对生态产业没有显著的促进作用。因此可以得到，相关政策的发布有利于引导保险资金进入生态产业，进而支持生态产业的发展。

4. 模型结果分析

综合基准模型的回归结果、稳健性检验和异质性分析，可以得到两个结论。

第一，保险业资金余额运用规模与生态产业资产水平呈正相关，即保险资金余额投资规模越大，生态产业可获资本水平越高、发展规模越大。首先，从目前我国生态产业的行业特点来看，我国生态产业发展目前还处在初步发展水平，经济效益并不明显。生态产业的发展需要较长周期，要推动生态产业发展需要长期稳定的资金支持。寿险业在我国保险体系中占据较大的市场份额，其资金周期长、规模大，在长期内能够较为稳定地给予生态产业发展的资金保障，因此，寿险业对于我国生态产业发展具有明显的资源适配性[30]。其次，从杜莉等[41]的实证研究结果来看，如绿色保险、绿色信贷，碳排放交易等政策下我国绿色金融体系不断完善，绿色金融越来越能充分发挥促进绿色经济效益发展的作用。绿色金融创新为生态产业提供更多的融资机会，从而推进生态产业发展，提高了绿色GDP 水平。

第二，保险资金余额相关政策的颁布有利于推动生态产业产出水平的提高，即保险资金余额相关政策法规越完善，生态产业越能得到良好的发展。首先，从经济效益来看，生态产业发展是一个投资期限长、成本高、投资回报较低的产业，因此将资本配置于生态产业具有一定的公益性质，因此需要政府开展积极的政策引导。其次，保险资金运用政策法规的颁布有利于合理约束和规划保险资金余额，保障资金的运用效率，从而最大化发挥保险资金余额的作用和优势，支持我国生态、环保等公共服务的发展，推动生态可持续发展，全面实现乡村振兴的发展目标，推动农业农村现代化建设。

(二)寿险业加强资金配置选择助推乡村生态产业发展

1. 模型结果描述

从理论模型推导结果来看，寿险业创新保险产品有利于提高乡村生态产业发展水平，将数据代入到计量模型中得到回归结果见表9。

表 9 保险资金投资配置回归结果

由表9 的回归结果可得，寿险业保险资金中银行存款有利于促进生态产业发展，回归系数为正，即通过银行存款对生态产业的间接资金支持作用为正，符合研究假设2 的设定。同时，通过债券投资，给予生态产业的直接资金支持作用，而保险资金运用投资于债券对生态产业发展具有抑制作用，系数为负，推断债券投资的数量会降低助推生态产业资本转化的效率，从而导致生态产业规模增长受到抑制，进而验证了研究假设3 的结论：生态产业发展规模受保险资金投资对产业资本积累增加的效率的影响。由倒数第1、2 列中带工具变量的2SLS 回归结果和豪斯曼检验结果可得，保险资金投资配置回归结果不存在内生性。

2. 稳健性检验

为进一步验证寿险业不同途径的资源配置对生态产业的影响和作用，从寿险业发展水平多角度衡量寿险业资源创新水平，并对生态产业发展水平进行回归，验证回归结果的稳定性详见表10。

表 10 稳健性回归结果

续表 10

通过将被解释变量与不同的控制变量进行回归，检验模型回归结果的稳健性。由多个回归结果的系数显著性和正负号的对比得到各个回归结果都与回归模型在表9 中得到的结果有相一致的系数符号和显著性，即回归结果较为稳健。

3. 异质性分析

与上述异质性分析相同，在解释变量中加入政策性虚拟变量，进行回归，得到回归结果如表11 所示。加入政策虚拟变量后，保险资金余额对生态产业发展的促进作用仍然显著为正，且政策作用有正向影响。但在该资金管理办法颁布之前的回归中，选取2004 至2009 年的6 年数据，得到的回归结果如表11后两列所示，即寿险资金余额对生态产业没有显著的促进作用。因此可以得到：制定和实施相关政策有利于引导保险资金进入生态产业，支持生态产业发展；尤其是保险资金运用于银行存款，可以给乡村生态产业创造显著促进作用，即带来资本和产出增长作用。而债券投资对生态产业产出水平具有抑制作用，这在缺少政策引导保险资金分配时也有一定的体现。

表 11 异质性分析相关回归

续表 11

4. 模型结果分析

综合计量模型的回归结果、稳健性检验和异质性分析可以得到三个结论。

第一，银行存款投资水平对生态产业发展具有正向影响作用，即加大寿险资金余额对银行存款的投资力度有利于提高生态产业发展水平，且这种促进作用直接可以反映在产值的产出水平上。首先，从银行存款投资的性质来看，银行通过存贷款业务为生态产业提供间接融资，保险资金余额投资银行存款，由银行存款为生态产业创造资本增长，进而提高生态产业的产出水平。2018 年保监会发布《保险资金运用管理办法》，要求切实推动保险资金服务实体经济，尤其要加强险资直接投资实体经济。其次，出于规避风险的考虑，寿险业资金余额在银行存款中的投资占比一直以来较大[42]，同时，银行的资金配置也会受到政策引导的影响，因此不难理解寿险业资金通过银行存款对生态产业的促进作用。

第二，保险资金余额过度金融化投资不利于生态产业发展。2018 年发布的《保险资金运用管理办法》中强调，要强化保险资金投资运用风险管理，健全监督机制，加强去杠杆等工作。从回归结果来看，寿险资金投资于债券、国债、金融债和企业债券，会降低生态产业发展获取资金的效率。首先，保险资金余额过度金融化会增加资金余额风险，降低保险资金余额利用效率，因此要合理避免保险资金余额过度投资于债券等金融市场。其次，总体而言，我国保险资金余额规模较大，有效利用保险资金余额，减少虚拟经济投入、扩大保险资金余额服务于实体经济的投资规模，有利于推动经济社会发展水平整体提高，从而对保险资金余额产生正向反馈、实现良性循环。生态产业是保障可持续发展的重要基础，因此要减少保险资金余额金融化，加大保险资金余额投资生态产业发展的投资力度。

第三，从寿险资金不同投资结构对不同主成分的影响系数比较分析可得，生态农业受寿险资金余额投资结构影响较大，即寿险业通过调整资金余额投资结构可以有效促进乡村生态农业产出水平提高。首先，农业发展是我国乡村发展的重要基础，要推动实现乡村振兴需要不断发展农业农村现代化。我国正不断推进国家现代化农业产业园建设，自2017 年以来农业农村部和财政部已批准创建了上百余个国家现代农业产业园，未来还有更多的建设需求，生态农业产出对寿险资金的敏感也进一步体现了生态农业建设对资金和金融服务的迫切需求。其次，从寿险资金对生态农业产出更明显的促进作用也可以得到，寿险业资金余额配置要充分把握对生态农业的促进作用，有针对性地开发生态农业资金支持服务，解决生态产业的风险控制和资金保障需求，更加有效地发挥寿险资金助力生态振兴的作用。对于目前的乡村生态农业发展，仅仅依靠农业保险保障是不足的，还需要寿险业创新巨灾保险、环境责任险等多种绿色保险产品，与时俱进因地制宜地开发新的保险产品才能更好地服务乡村生态产业。《中国金融年鉴2020》数据显示，目前我国保险资金用于绿色投资的存量从2018 年的3 954 亿增加至2020 年的5 615 亿元，年均增长率达19.17%。未来，寿险业还要通过更多的保险产品设计，丰富产品供给，保障生态产业风险控制的多样化需求，进一步推动我国乡村生态产业的发展。

五、结论和政策建议

本文基于实证研究得出，寿险业通过资源配置制度创新，转变资金余额投资结构和投资方式，提高生态产业发展直接获取生产资本的效率、获取资本积累效应的资金效率，提高产业生产和产出规模，促进生态产业发展，实现乡村生态振兴。进一步，通过创新资源配置投资绿色保险产品，积极发展环境污染责任险和巨灾保险等，结合创新绿色金融投资，将保险资金运用于绿色生态生产，可以为乡村生态产业发展提供动力，助推乡村振兴。因此本文从三个方向对寿险业助推乡村生态振兴提出建议。

第一，提高寿险业保险资金余额运用在生态产业的投资比例，扩大投资规模。一是要针对生态发展的最新政策，不断完善保险资金投资制度，及时落实政策要求，通过政策导向引导保险资金向生态建设流动。二是要以寿险业与生态产业的合作为基础，了解市场需求，进一步推动寿险市场扩张，创造更多寿险资金余额，与生态产业发展形成良性互动。三是创新设立生态产业发展专项投资资金，为生态产业提供专项资金投资保障。

第二，丰富和完善寿险业资金余额投资结构，适当提高银行存款投资比例，降低风险、提高资金投资效率。一是要完善寿险业保险资金使用机制和制度规定的顶层设计，与时俱进地对于生态产业、绿色投资等相关内容进行创新，紧跟最新的发展理念。二是要加大与银行等金融机构的合作力度，对寿险业投资内容和投资形式进行多元化交流和创新，最大程度发展和完善寿险资金投资机制。三是要建立新的投资效率评级机制，加大绿色创新理念和思想贯彻力度，与生态产业一起推动我国各项产业可持续发展。

第三，针对生态产业发展创新寿险资金投资途径，实现精准服务和精准补偿，最大程度发挥寿险资金余额投资的促进作用。一是要创新寿险业资金余额投资形式，创造更多的可能性，要充分了解最新绿色产业发展方向，精准定位生态农业风险控制的保险需求，创新寿险资金投资和服务内容。二是要加大寿险业人才储备，针对乡村生态产业有针对性地培养专业化创新人才，为技术创新提供不竭动力。三是要利用寿险财产资源，针对优质生态企业进行精准投资，依据政策要求有方向地进行资金资源配置，帮助解决生态产业资金问题，扶持企业发展。