保費收入的影響因素計量實驗論文講解

1、 保費收入的影響因素摘要：保險作為一個新興的產(chǎn)業(yè)，它在一定程度上為人民生活提供著保障。隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷增強，居民消費水平的提高，人們的保險意識也在不斷增強，保險業(yè)也迎來了新的曙光。據(jù)統(tǒng)計，我國每年的保費收入數(shù)額越來越龐大，而影響保費收入的因素主要有總?cè)丝跀?shù)量，國民總收入，社會保障總費用，活期存款利率，城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年底余額，居民消費價格指數(shù)。為研究保費收入的影響因素，本文采用1987-2012年的數(shù)據(jù)對其建立計量經(jīng)濟(jì)模型，并利用E-views軟件對收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)回歸分析，排除簡單多元回歸模型存在的嚴(yán)重多重共線性等問題，建立保費收入影響因素更精確的模型，分析了影響保費收入主要因素

2、及其影響程度，預(yù)測我國保費收入增長趨勢。關(guān)鍵詞：保費收入 國民總收入 多重共線性 自相關(guān)一、 問題的提出作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分、金融行業(yè)公認(rèn)的四大支柱之一的保險業(yè)，其自身的成長壯大與國民經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展息息相關(guān)。人們只有在滿足了自身生活需要之余才有可能對保險進(jìn)行消費。據(jù)保監(jiān)會統(tǒng)計，我國保費收入自1987年以來呈扶搖直上趨勢，由1987年的71億元到2012的15487億元，增加了210多倍，這個飛躍無疑是巨大的。而這無疑使國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民消費水平的真實反映。作為一個即將步入朝陽的產(chǎn)業(yè)，保險也越來越多的受到人們的關(guān)注。而我們作為保險專業(yè)的一名學(xué)生，了解保險發(fā)展的動態(tài)及趨勢是十分必要的。為了研

3、究保費收入的影響因素，分析它對國民收入和居民消費水平的依賴程度，需要建立計量經(jīng)濟(jì)模型。二、 變量的選取本文選取保費收入作為被解釋變量，選取我國總?cè)丝?、國民總收入、社會保障總費用、活期存款利率、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額作為解釋變量，即影響保費收入的各因素。(一) 保費收入：包括在中國大陸開展業(yè)務(wù)的所有保險公司的財產(chǎn)險和人身險保費收入，反映保險業(yè)的總體發(fā)展水平。(二) 總?cè)丝冢喊ǔ擎?zhèn)人口和農(nóng)村人口，將其引入模型用來反映人口數(shù)量對保險業(yè)發(fā)展的影響。(三) 國民總收入：即國民生產(chǎn)總值，指一個國家(或地區(qū))所有常住單位在一定時期內(nèi)收入初次分配的最終結(jié)果。它等于國內(nèi)生產(chǎn)總值加上來自國外的凈要素收入，是一

4、個收入概念。(四) 社會保障總費用：包括在職職工的社會保險福利費，離休金、退休金、養(yǎng)老保險金、醫(yī)療保險金、失業(yè)保險金、工傷保險金、生育保險金等，它反映社會保障水平，將其引入模型可以觀察社會保障對商業(yè)保險的替代效應(yīng)。(五) 活期存款利率：采用居民活期存款利率指標(biāo)可以反映政府貨幣政策變化對保險業(yè)的影響。(六) 城鄉(xiāng)居民年度存款余額：城鄉(xiāng)居民在某一時點上在銀行和其他金融機(jī)構(gòu)的人民幣儲蓄存款總額。(七) 居民消費價格指數(shù)：用于對保費收入、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額、社會保障福利費、城鄉(xiāng)居民可支配收入的價格調(diào)整。三、 數(shù)據(jù)及處理本模型數(shù)據(jù)樣本為1987-2012年，具體如下。保費收入（億元）總?cè)丝冢ㄈf人）國民

5、收入（億元）社會保障總費用（億元）活期存款利率 城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年底余額（億元）居民消費價格指數(shù)198771.110930012050.6202.882067.6149.81988109.511102615036.8202.882659.16177.91989142.411270417000.92120.82.885196.4209.91990177.911433318718.32151.82.167119.6216.41991235.611582321826.2176.11.89244.9223.81992367.911717126937.283271.811757.3238.1199

6、3499.611851735260.02482.13.1515203.5273.1199460011985048108.46679.93.1521518.8339199568312112159810.53877.23.1529662.3396.91996777.112238970142.491082.41.9838520.8429.919971087.912362678060.851339.11.7146279.8441.919981261.612476183024.281632.61.4453407.47438.419991393.21812578688479.152108.10.99596

7、21.83432.220001595.85812674398000.452385.50.9964332.3843420012109.354127627108068.22748.10.9973762.4343720023053.139128453119095.73467.60.7286910.65433.920033880.3961292271349774016.40.72103617.7438.720044318.135129988159453.64627.70.7219555.39455.820054927.335130756183617.35400.80.72141051464200656

8、41.444131448215904.46477.40.72161578.347120077035.761321292664227887.90.72172534.2493.620089784.097132802316030.39925.10.36217885.4522.7200911137.313345034032012302.60.36260771.7519201014527.97134091399759.514818.60.36303302.5536.1201114339.25134735468562.418054.70.5343635.9565201215487.931354045168

9、10.122181.60.35399551579.7注：數(shù)據(jù)來源：保費收入中國保監(jiān)會其余數(shù)據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫Y：保費收入 X1：總?cè)丝?X2：國民收入 X3：社會保障總費用X4：活期存款利率 X5：城鄉(xiāng)居民儲蓄存款年底余額 X6：居民消費價格指數(shù)四、 模型及處理（1） 最初設(shè)立的模型 基于以上數(shù)據(jù)，建立的模型為：Y=+X1+X2+X3+X4+X5+X6+對Y做回歸，利用e-views軟件做最小二乘法估計，結(jié)果如下：因此，初步得出的模型為 Y=-4003.41+0.046239X1+0.041707X2-0.165429X3-23.30204X4-0.002766X5-8.664624X6（二）

10、進(jìn)行模型的檢驗1、多重共線性的檢驗及修正（1）多重共線性的檢驗 該模型R2=0.988221，=0.984502，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗F=265.6812>F0.05=2.63，明顯顯著，但是當(dāng) =0.05時，t0.025（26-7）=2.093，X1 X3 X4 X5 X6 均不顯著，且X3X5X6 系數(shù)為負(fù)，所以可能存在嚴(yán)重的多重共線性。計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，可得相關(guān)系數(shù)矩陣（如下圖所示），可以看出各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，因此證實存在嚴(yán)重的多重共線性。（2） 多重共線性的修正 采用逐步回歸的方法，來檢驗和解決多重共線性問題，分別作Y對X1 X2 X3 X4 X5 X6的

11、一元回歸。得出下表。 變量X1X2X3X4X5X6參數(shù)估計值0.50220.03330.8080-3551.7630.042129.8167t統(tǒng)計量6.514735.738628.2777-5.130823.57005.7153R20.63880.98160.97090.52310.95860.57640.62370.98080.96960.50320.95680.5588 由上表可知，加入X2后的R2最大，因此以X2為基礎(chǔ)分別加入其它變量逐步回歸。變量X2X1X3X4X5X6X2X10.0364（23.067）-0.0681（-2.311）0.9837X2X30.0261（3.890）0.1

12、75（1.065）0.9808X2X40.0342（24.318）179.415（0.873）0.9805X2X50.02982（5.438）0.0045（0.644）0.9803X2X60.0368（27.193）-5.052（-3.195）0.9861加入各變量后，加入X1和X4后的t值為負(fù)，故舍去。余下的各個變量中，只有加入X3后 才有所改善，但t值只有在=0.5的時候，t值才顯著，但是此時置信區(qū)間較小，估計誤差比較大，故也剔除。因此最后解釋變量只剩了X2。因此，最后修正多重共線性影響后的回歸結(jié)果為 =0.033301X2-949.1893 t=（-4.891374）（35.73860）

13、 R2 =0.981556 =0.980788 F=1277.248 DW=0.974339上式說明，在其它條件不變的情況下，國民收入每增加一億元人民幣，平均來講保費收入將增加333.01萬元。2、 自相關(guān)的檢驗及修正（1） 自相關(guān)的檢驗 由上述多重共線性修正后的回歸模型中可知，（k'=1，n=26）0<DW=0.974339<d L (d L=1.302)（d U=1.461）。所以存在正自相關(guān)（2） 自相關(guān)的修正 生成殘差序列e，（genr e=resid） 對序列e進(jìn)行滯后一期的自回歸，ls e e（-1） ，如下由上得到 et=0.63606 et-1，即 =0.6

14、3606對原模型進(jìn)行廣義差分如下圖所示。由此得到的回歸方程為 Y1=0.032720 X22-376.7825 Se=（0.001763）（177.2657） t=（18.56458）（-2.125523） R2=0.937439 F=344.6436 DW=1.889341（其中Y1=Y-0.63606Yt-1，X22=X2-0.63606X2（t-1）（三）最終結(jié)果1、上述的回歸方程中 d l=1.461<DW=1.889341<4-d u=2.539因此，廣義差分模型中已無自相關(guān)。同時R2、F、t統(tǒng)計量也達(dá)到理想水平。2、由上述的差分方程式得 =-376.7825/(1-0.

15、60366)=-950.654741因此，經(jīng)過修正多重共線性和自相關(guān)問題后，本實驗最終得出的保費模型為Y= -950.654741+0.03272 X2該模型意味著：在其它因素不變的情況下，國民收入每增加一億元，平均來講保費收入增加327.2萬元人民幣。4、 結(jié)論及建議  從以上模型經(jīng)分析可得出：從模型可以看出國民收入水平是影響保費收入的最佳因素。在模型設(shè)定中，由于存在嚴(yán)重的多重共線性，因此采用逐步回歸的方法對總?cè)丝跀?shù)量，社會保障總費用，活期存款利率，城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年底余額，居民消費價格指數(shù)等因素予以剔除，當(dāng)然不可否認(rèn)，這些因素對保費收入是由一定的影響的，但國民收入的影響更為顯著。由最后的模型可知，保費收入與國民收入之間存在著較大的線性關(guān)系，國民收入越多，保費收入就越多，反之，保費收入就越少，保險業(yè)的發(fā)展程度也會在一個低水平狀態(tài)徘徊。我國保險業(yè)的發(fā)展同樣也離不開國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。最近幾十年保險的高速發(fā)展主要得益于改革開放以來，國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展釋放和增長得保險需求，隨著人們生活水平的顯著提高，居民消費的恩格爾系數(shù)也會因此而減少，各種風(fēng)險也會隨