計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文 壽險(xiǎn)保費(fèi)收入影響因素分析

1、影響人身保險(xiǎn)保費(fèi)收入的因素分析影響人身保險(xiǎn)保費(fèi)收入的因素分析摘 要根據(jù)影響人身保險(xiǎn)保費(fèi)收入因素的理論觀點(diǎn)，本文旨在通過(guò)1990年至2011年我國(guó)物價(jià)指數(shù)，城鎮(zhèn)居民可支配收入，儲(chǔ)蓄水平，國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)我國(guó)人身保險(xiǎn)保費(fèi)收入的影響進(jìn)行實(shí)證分析。通過(guò)建立理論模型，并收集相關(guān)數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)并加以修正，去除物價(jià)指數(shù)，城鎮(zhèn)居民可支配收入，國(guó)民生產(chǎn)總值三種存在多重共線性的因素，得到影響人身保險(xiǎn)保費(fèi)收入的最重要因素為儲(chǔ)蓄水平。最后，對(duì)所得結(jié)果作出經(jīng)濟(jì)意義分析。關(guān)鍵詞：人身保險(xiǎn) 保費(fèi)收入 多元線性回歸 Eviews引 言中國(guó)保監(jiān)會(huì)最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2011年全國(guó)實(shí)現(xiàn)保費(fèi)收入

2、1.43萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)10.4%。其中，財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)保費(fèi)收入4617.9億元，同比增長(zhǎng)18.5%。而人身險(xiǎn)保費(fèi)收入9560億元，同比下降8.96%，自1990年以來(lái)首次出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。在傳統(tǒng)的理論中，影響人身保費(fèi)的因素有：居民可支配收入，國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，利率水平，儲(chǔ)蓄，物價(jià)水平，國(guó)民保險(xiǎn)意識(shí)等。此種傳統(tǒng)理論僅做了定性的分析，每種因素的影響力有多少均未作出一個(gè)定量的模型分析。本文參照傳統(tǒng)理論中的定性分析，結(jié)合我國(guó)19902011年間的數(shù)據(jù)，利用多元線性回歸模型進(jìn)行分析并對(duì)多重共線性、異方差性及自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)且作出相關(guān)的修正。一、 中國(guó)人身保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀及其理論影響因素（一） 人身保險(xiǎn)的基本理論概念人身

3、保險(xiǎn)是以人的生命或身體為保險(xiǎn)標(biāo)的的保險(xiǎn)。它是區(qū)別財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的一類業(yè)務(wù)的總稱。在人身保險(xiǎn)中，投保人根據(jù)合同約定向保險(xiǎn)人支付一定數(shù)量的保費(fèi)，當(dāng)被保險(xiǎn)人在保險(xiǎn)的有效期內(nèi)發(fā)生死亡、殘疾、疾病等保險(xiǎn)事故或被保險(xiǎn)人生存到保險(xiǎn)期滿時(shí)，保險(xiǎn)人向被保險(xiǎn)人或其受益人給付約定數(shù)量的保險(xiǎn)金。長(zhǎng)期以來(lái)人身保險(xiǎn)被視為個(gè)人或者家庭財(cái)務(wù)規(guī)劃中必要和基本因素。在個(gè)人或家庭的財(cái)務(wù)規(guī)劃中，人身保險(xiǎn)是有價(jià)值和彈性的財(cái)務(wù)工具。它主要包括人壽保險(xiǎn)，人身意外傷害險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)。（二） 我國(guó)人身保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷提高，我國(guó)的保險(xiǎn)業(yè)有著迅猛的發(fā)展。而在人身保險(xiǎn)與財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)中，我國(guó)人身保險(xiǎn)保費(fèi)收入的增長(zhǎng)快于財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入的增長(zhǎng)。1982

4、年中國(guó)恢復(fù)了人身保險(xiǎn)業(yè)務(wù)，當(dāng)期的保費(fèi)收入為0.016億元，而2011年已增長(zhǎng)為9560億元。（三） 我國(guó)人身保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展因素的理論解釋在傳統(tǒng)的保險(xiǎn)理論中，影響人身保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的理論因素主要有：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、物價(jià)指數(shù)、居民可支配收入水平、儲(chǔ)蓄、商品經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、國(guó)民保險(xiǎn)意識(shí)等。 1.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）保險(xiǎn)是社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展到一定水平的產(chǎn)物，并且隨著生產(chǎn)力的發(fā)展而發(fā)展。一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)保險(xiǎn)需求的增加；另一方面，收入水平的提高也會(huì)帶來(lái)保險(xiǎn)需求總量和結(jié)構(gòu)的變化?？梢哉f(shuō)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是一國(guó)保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。2.物價(jià)指數(shù)物價(jià)指數(shù)在一定程度上反映我國(guó)商品價(jià)格的基本水平。而保險(xiǎn)商品的價(jià)格是保險(xiǎn)

5、費(fèi)率。保險(xiǎn)需求主要取決于可支付保費(fèi)的數(shù)量。保險(xiǎn)費(fèi)率與保險(xiǎn)需求主要取決于可支付保險(xiǎn)費(fèi)的數(shù)量。保險(xiǎn)費(fèi)率與保險(xiǎn)需求一般成反比例關(guān)系，保險(xiǎn)費(fèi)率越高保險(xiǎn)需求越小；反之則越大。而我國(guó)人身保險(xiǎn)的費(fèi)率確定和大一部分取決于利率，而物價(jià)又是對(duì)利率的反應(yīng)，因此物價(jià)指數(shù)是人身保險(xiǎn)商品價(jià)格的影響因素之一。3.居民人均可支配收入人均可支配收入反映了人均消費(fèi)水平的高低，人均可支配收入越大，用于購(gòu)買消費(fèi)品的支出越多，而保險(xiǎn)作為第三產(chǎn)業(yè)中的服務(wù)產(chǎn)品之一，是人們?cè)跐M足基本生存條件后的又一需求，因此居民人均可支配收入中的很大一部分會(huì)用于購(gòu)買保障性服務(wù)產(chǎn)品，如社保，年金及人身保險(xiǎn)中的養(yǎng)老，醫(yī)療等。4.居民儲(chǔ)蓄水平在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，對(duì)于一種

6、商品的需求是由其需求欲望和購(gòu)買能力決定的。保險(xiǎn)作為一種商品也是這樣的，居民的儲(chǔ)蓄水平正能夠體現(xiàn)這種實(shí)際購(gòu)買能力。因此一國(guó)居民的儲(chǔ)蓄水平越高會(huì)刺激保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展。5. 其它因素（1）人口因素人身保險(xiǎn)保障的是人的身體和壽命，涉及到生命表中的多項(xiàng)指標(biāo)，而生命表也是我國(guó)計(jì)算費(fèi)率的重要依據(jù)。生命表的來(lái)源即是對(duì)人口因素的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。 （2）國(guó)家金融監(jiān)管水平一個(gè)國(guó)家的金融監(jiān)管越健全，越能夠促進(jìn)本國(guó)金融保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展，從而促進(jìn)保費(fèi)收入健康穩(wěn)定的增長(zhǎng)。（3）國(guó)民保險(xiǎn)意識(shí)作為一種科學(xué)的風(fēng)險(xiǎn)管理工具，保險(xiǎn)必須首先要為人接受才能發(fā)揮出應(yīng)有的作用，因此一國(guó)國(guó)民風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)尤其是樹立利用保險(xiǎn)機(jī)制來(lái)管理風(fēng)險(xiǎn)的意識(shí)對(duì)于保險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展

7、起著重要作用。（4）市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度與保險(xiǎn)需求成正比，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，則對(duì)保險(xiǎn)的需求越大，反之越小。二、 對(duì)我國(guó)人身保費(fèi)收入的數(shù)據(jù)選取及分析以下我們選用GDP，物價(jià)指數(shù)，城鎮(zhèn)居民可支配收入，儲(chǔ)蓄水平四因素，通過(guò)“逐一法”選取并建立模型。（一） 模型的設(shè)定根據(jù)上述分析，選取了GDP即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、物價(jià)指數(shù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入、儲(chǔ)蓄四個(gè)因素作為解釋變量，將模型設(shè)定為：其中：代表GDP即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （億元）； 代表物價(jià)指數(shù)；代表城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）； 代表儲(chǔ)蓄（億元）。（二） 數(shù)據(jù)的收集本文獲取了19902011年22年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)如表2.1所示。表2.1 19902

8、011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)：年份保費(fèi)收入Y(億元)GDP X1（億元）物價(jià)指數(shù)X2城鎮(zhèn)居民人均可支配收入X3（元）儲(chǔ)蓄X4（億元）199028.4118547.9103.11510.277119.8199141.4121617.8103.41700.69241.6199264.2926638.1106.42026.611759.41993144.0734634.4114.72577.415203.5199416246759.4124.13496.221518.81995194.258478.1117.1428329662.31996332.8567884.6108.34838.938520.819

9、97616.7374472.6102.85160.346279.81998768.4678345.299.25425.153407.51999872.182067.598.6585459621.82000981.3289468.1100.4628064332.420011424.0497314.8100.76859.673762.420022274.64105172.399.27702.886910.620033011117251.9101.28472.2103617.720043193.58136875.9103.99421.6119555.420053646.22184937101.310

10、493141050.9920064061.09209407101.511759.5161587.320074948.96265810103.813785.8172534.220087337.56314045105.915780.8217885.420098144.18340902.8199.317175260771.7201010500.88401512.79103.119109.44303302.520119560472881.56104.921809.78343635.89數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012 （三）模型的估計(jì)對(duì)上述模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，EViews的最小二乘計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表2.2。表2

11、.2 EViews的最小二乘計(jì)算結(jié)果得到估計(jì)方程：(2349.125) (0.009524) (21.45301) (0.190401) (0.014813)t = (-0.660020) (-0.037678) (0.599548) (-1.199421) (3. 181177) （四）模型的檢驗(yàn)與修正1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)從上表中可以看出，指標(biāo)符號(hào)與先驗(yàn)信息不相符，所估計(jì)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)原理相悖，指標(biāo)符號(hào)與先驗(yàn)信息相符，所估計(jì)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)原理不相悖2統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)從回歸結(jié)果可以看出，模型的擬和優(yōu)度非常好（），修正的擬合優(yōu)度也很好。表明模型從整體上看壽險(xiǎn)保費(fèi)收入與解釋變量間線形關(guān)系顯著。但的t統(tǒng)計(jì)值不顯著（的

12、t統(tǒng)計(jì)量的值的絕對(duì)值均小于2），說(shuō)明這三個(gè)變量對(duì)Y的影響不顯著，或者變量之間存在多重共線的影響使其t值不顯著。3計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)及修正(1)時(shí)間序列的平穩(wěn)性及協(xié)整性檢驗(yàn)通過(guò)以上步驟，我們得到了保費(fèi)與儲(chǔ)蓄的線性關(guān)系，但是這種線性回歸是不是偽回歸，還有待檢驗(yàn)。如果序列為非平穩(wěn)序列，我們?nèi)孕柽M(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)、的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下列各表所示。表2.1 保費(fèi)的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果 從檢驗(yàn)結(jié)果看，1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-3.831511、-3.29970、-2.655194，t統(tǒng)計(jì)量值0.264308大于相應(yīng)臨界值，從而

13、接受原假設(shè)，表明保費(fèi)序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。表2.2 GDP的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表2.3 物價(jià)指數(shù)的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表2.4 居民人均收入的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表2.5 儲(chǔ)蓄的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果 從以上各表的檢驗(yàn)結(jié)果看，1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，t統(tǒng)計(jì)量值大于其相應(yīng)臨界值，從而接受原假設(shè)，表明、序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。協(xié)整性檢驗(yàn)a.一階和二階差分序列的單位根檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）為了得到各個(gè)序列的單整階數(shù)，對(duì)其一階和二階差分序列作單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它們都是二階單整的。結(jié)果如下列各表所示。表2.6 保費(fèi)的二階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果 從檢驗(yàn)結(jié)果看，1%、5%、10%

14、三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-3.886571、-3.052169、-2.666593，t統(tǒng)計(jì)量值-3.348440小于5%、10%顯著性水平下的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明保費(fèi)序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即保費(fèi)序列是二階單整的。表2.7 GDP的二階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果 表2.8物價(jià)指數(shù)的二階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果表2.9居民人均收入的二階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果表2.10 儲(chǔ)蓄的二階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果 從檢驗(yàn)結(jié)果看，1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下， t統(tǒng)計(jì)量值小于相應(yīng)的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明儲(chǔ)蓄、序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即、序列是二階單

15、整的。b.回歸殘差Ut的單位根檢驗(yàn)（DF檢驗(yàn)） 表2.11 回歸殘差U序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果 從檢驗(yàn)結(jié)果看，1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-2.728252、-1.966270、-1.605026，t統(tǒng)計(jì)量值-5.787037小于相應(yīng)的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差U序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。從而說(shuō)明保費(fèi)和、之間存在協(xié)整關(guān)系。進(jìn)而得知保費(fèi)和、之間有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系是固有經(jīng)濟(jì)規(guī)律的結(jié)果，它們之間的回歸是有意義的，而不是偽回歸。（2）多重共線性檢驗(yàn)及修正檢驗(yàn)這里采用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，各解釋變量間的相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表2.12。表

16、2.12 相關(guān)系數(shù)矩陣從結(jié)果可知具有高度相關(guān)性。修正這里采用逐步回歸法對(duì)其進(jìn)行補(bǔ)救。分別做對(duì)的一元回歸，結(jié)果如表2.13所示。表2.13 一元回歸結(jié)果變量X1X2X3X4參數(shù)估計(jì)值0.024718-136.33900.5497170.032942t統(tǒng)計(jì)量23.87180-1.22106121.1615329.244600.9660940.0693770.9572480.9771490.9643990.0228460.9551100.976007根據(jù)以上分析，由于的t值和最大，線性關(guān)系最強(qiáng)，擬合程度最好，因此把作為基本變量。然后將其余解釋變量逐一代入的回歸方程，重新回歸。以為基礎(chǔ)加入其他變量，結(jié)

17、果如表2.14所示。表2.14 加入新變量后的回歸結(jié)果變量，0.021140（0.9834）3.30217（0.0069）0.977150，0.693407(0.4964)27.82768（0.0000）0.977713，-1.312681(0.2049)4.446551(0.0003)0.979049注：括號(hào)中為p值。加入X1，擬合優(yōu)度僅略有變動(dòng)，但是X1的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，p值較大。因此變量X1引起了多重共線性，應(yīng)舍去；加入X2進(jìn)行回歸的情況和X1相同，其t=0.12737，不顯著，因此也應(yīng)將變量X2刪去。加入X3，擬合優(yōu)度僅略有變動(dòng)，但對(duì)X3的經(jīng)濟(jì)意義與先驗(yàn)信息相悖。因此變量X3引起了多重

18、共線性，應(yīng)舍去。所以相對(duì)較為合理的模型修改為如下形式：新模型估計(jì)結(jié)果如表2.15所示。表2.15 新模型EViews的最小二乘計(jì)算結(jié)果得出估計(jì)方程： （162.0600） （0.001126）t =（-4.156281）（29.24460） （3）異方差檢驗(yàn)及修正首先，用Goldfeld-Quandt法進(jìn)行檢驗(yàn)。將樣本按遞增順序排序，去掉中間1/4的樣本，即大約6個(gè)觀測(cè)值，余下部分平分得兩個(gè)樣本區(qū)間18和15-22，它們的樣本個(gè)數(shù)均為8，即。對(duì)于18區(qū)間的樣本，用OLS方法得到以下結(jié)果（表2.16）。表2.16 區(qū)間18上異方差的Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)得出： 對(duì)于15-22區(qū)間的樣

19、本，用OLS方法得到以下結(jié)果（表2.17）。表2.17 區(qū)間1522上異方差的Goldfeld-Quandt檢驗(yàn) 得出：求得：所以不拒絕原假設(shè) ，表明隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。其次，由于數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以用ARCH方法進(jìn)行檢驗(yàn)比較好。具體結(jié)果如下表2.18。表2.18 異方差的ARCH檢驗(yàn)給定，在自由度為2下查卡方分布表，得。比較臨界值與卡方統(tǒng)計(jì)量值，即，不拒絕原假設(shè)，說(shuō)明模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。（4）一階自相關(guān)檢驗(yàn)從模型設(shè)定來(lái)看，沒(méi)有違背檢驗(yàn)的假設(shè)條件，因此可以用檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A自相關(guān)。由表2.15得到，根據(jù)，計(jì)算出。而在，顯著水平為5%時(shí)，查統(tǒng)計(jì)表可知，,，所以說(shuō)明不

20、存在自相關(guān)。（5）Newey-West異方差-自相關(guān)一致方差協(xié)方差估計(jì)經(jīng)典線性回歸模型OLS估計(jì)量在古典假定條件下滿足高斯馬爾科夫定理，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，這些基本假定并非都能滿足,導(dǎo)致傳統(tǒng)的OLS估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差不正確，以這些標(biāo)準(zhǔn)差為依據(jù)建立起來(lái)的傳統(tǒng)的t檢驗(yàn)也是無(wú)效的。所以有必要對(duì)估計(jì)量的有效性進(jìn)行改進(jìn)。下面我們將給出Newey-West異方差-自相關(guān)一致方差協(xié)方差估計(jì)表2.19。表2.19 Newey-West異方差-自相關(guān)一致方差協(xié)方差估計(jì) （174.7644） （0.001538）t =（-3.854143）（21.41901） 估計(jì)結(jié)果表明，系數(shù)估計(jì)值相同與OLS估計(jì)結(jié)果相同，但系數(shù)

21、估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤差不同，t值也不同。OLS估計(jì)結(jié)果的t值（29.24460）通常是被夸大的。而Newey-West方法正是給出了估計(jì)量方差的真實(shí)改進(jìn)。由于該模型的回歸結(jié)果、t值以及F統(tǒng)計(jì)值均顯著，且不存在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)問(wèn)題，因此最后定型為此。（五）模型的經(jīng)濟(jì)解釋從以上模型經(jīng)分析可得出：居民的儲(chǔ)蓄水平是影響保費(fèi)收入的最佳因素。下面定性的分析本文所選的因素對(duì)保費(fèi)影響的經(jīng)濟(jì)意義。（1） 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值其反映的是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總水平，本應(yīng)與保費(fèi)收入呈正相關(guān)，但由于其包含因素太多，涵蓋第一、二、三產(chǎn)業(yè)，而保費(fèi)只是其中很小的一部分，因此國(guó)民生產(chǎn)總值不能直接決定保費(fèi)。另一方面，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與可支配收入及儲(chǔ)蓄間存在嚴(yán)重多重共線性。（2） 物價(jià)指數(shù)物價(jià)指數(shù)會(huì)影響人均購(gòu)買力，但不能直接決定購(gòu)買力和消費(fèi)水平，還必須同時(shí)與收入和儲(chǔ)蓄相結(jié)合。因此不能成為最佳選擇。（3） 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從經(jīng)濟(jì)上來(lái)講，可支配收入越大，用于購(gòu)買消費(fèi)品的支出越多，但它與儲(chǔ)蓄存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，在選擇儲(chǔ)蓄的條件下只能舍去。（4） 儲(chǔ)蓄最直