计量经济学课程论文-寿险保费收入的影响因素分析

影响人身保险保费收入的因素分析第1页共16页影响人身保险保费收入的因素分析摘要根据影响人身保险保费收入因素的理论观点，本文旨在通过1990年至2011年我国物价指数，城镇居民可支配收入，储蓄水平，国民生产总值对我国人身保险保费收入的影响进行实证分析。通过建立理论模型，并收集相关数据，利用Eviews软件对计量模型进行参数估计和检验并加以修正，去除物价指数，城镇居民可支配收入，国民生产总值三种存在多重共线性的因素，得到影响人身保险保费收入的最重要因素为储蓄水平。最后，对所得结果作出经济意义分析。关键词：人身保险保费收入多元线性回归Eviews引言中国保监会最新统计数据显示，2011年全国实现保费收入1.43万亿元，同比增长10.4%。其中，财产险保费收入4617.9亿元，同比增长18.5%。而人身险保费收入9560亿元，同比下降8.96%，自1990年以来首次出现负增长。在传统的理论中，影响人身保费的因素有：居民可支配收入，国民经济发展水平，利率水平，储蓄，物价水平，国民保险意识等。此种传统理论仅做了定性的分析，每种因素的影响力有多少均未作出一个定量的模型分析。本文参照传统理论中的定性分析，结合我国1990—2011年间的数据，利用多元线性回归模型进行分析并对多重共线性、异方差性及自相关进行检验且作出相关的修正。一、中国人身保险业发展现状及其理论影响因素（一）人身保险的基本理论概念人身保险是以人的生命或身体为保险标的的保险。它是区别财产保险的一类业务的总称。在人身保险中，投保人根据合同约定向保险人支付一定数量的保费，当被保险人在保险的有效期内发生死亡、残疾、疾病等保险事故或被保险人生存到保险期满时，保险人向被保险人或其受益人给付约定数量的保险金。长期以来人身保险被视为个人或者家庭财务规划中必要和基本因素。在个人或家庭的财务规划中，人身保险是有价值和弹性的财务工具。它主要包括人寿保险，人身意外伤害险和健康保险。影响人身保险保费收入的因素分析第2页共16页（二）我国人身保险业的发展现状随着我国经济的不断提高，我国的保险业有着迅猛的发展。而在人身保险与财产保险中，我国人身保险保费收入的增长快于财险保费收入的增长。1982年中国恢复了人身保险业务，当期的保费收入为0.016亿元，而2011年已增长为9560亿元。（三）我国人身保险业的发展因素的理论解释在传统的保险理论中，影响人身保险业发展的理论因素主要有：国内生产总值、物价指数、居民可支配收入水平、储蓄、商品经济发展程度、国民保险意识等。1.国内生产总值（GDP）保险是社会生产力发展到一定水平的产物，并且随着生产力的发展而发展。一方面，经济发展带来保险需求的增加；另一方面，收入水平的提高也会带来保险需求总量和结构的变化。可以说国内生产总值（GDP）是一国保险业发展的经济基础。2.物价指数物价指数在一定程度上反映我国商品价格的基本水平。而保险商品的价格是保险费率。保险需求主要取决于可支付保费的数量。保险费率与保险需求主要取决于可支付保险费的数量。保险费率与保险需求一般成反比例关系，保险费率越高保险需求越小；反之则越大。而我国人身保险的费率确定和大一部分取决于利率，而物价又是对利率的反应，因此物价指数是人身保险商品价格的影响因素之一。3.居民人均可支配收入人均可支配收入反映了人均消费水平的高低，人均可支配收入越大，用于购买消费品的支出越多，而保险作为第三产业中的服务产品之一，是人们在满足基本生存条件后的又一需求，因此居民人均可支配收入中的很大一部分会用于购买保障性服务产品，如社保，年金及人身保险中的养老，医疗等。4.居民储蓄水平在经济学中，对于一种商品的需求是由其需求欲望和购买能力决定的。保险作为一种商品也是这样的，居民的储蓄水平正能够体现这种实际购买能力。因此一国居民的储蓄水平越高会刺激保险业的发展。影响人身保险保费收入的因素分析第3页共16页5.其它因素（1）人口因素人身保险保障的是人的身体和寿命，涉及到生命表中的多项指标，而生命表也是我国计算费率的重要依据。生命表的来源即是对人口因素的相关统计数据。（2）国家金融监管水平一个国家的金融监管越健全，越能够促进本国金融保险业的发展，从而促进保费收入健康稳定的增长。（3）国民保险意识作为一种科学的风险管理工具，保险必须首先要为人接受才能发挥出应有的作用，因此一国国民风险意识尤其是树立利用保险机制来管理风险的意识对于保险业的发展起着重要作用。（4）市场经济的发展程度市场经济的发展程度与保险需求成正比，市场经济越发达，则对保险的需求越大，反之越小。二、对我国人身保费收入的数据选取及分析以下我们选用GDP，物价指数，城镇居民可支配收入，储蓄水平四因素，通过“逐一法”选取并建立模型。（一）模型的设定根据上述分析，选取了GDP即国内生产总值、物价指数、城镇居民可支配收入、储蓄四个因素作为解释变量，将模型设定为：11223344YCCXCXCXCX其中：1X代表GDP即国内生产总值（亿元）；2X代表物价指数；3X代表城镇居民人均可支配收入（元）；4X代表储蓄（亿元）。（二）数据的收集本文获取了1990——2011年22年的时间序列数据如表2.1所示。影响人身保险保费收入的因素分析第4页共16页表2.11990——2011年的时间序列数据：年份保费收入Y(亿元)GDPX1（亿元）物价指数X2城镇居民人均可支配收入X3（元）储蓄X4（亿元）199028.4118547.9103.11510.277119.8199141.4121617.8103.41700.69241.6199264.2926638.1106.42026.611759.41993144.0734634.4114.72577.415203.5199416246759.4124.13496.221518.81995194.258478.1117.1428329662.31996332.8567884.6108.34838.938520.81997616.7374472.6102.85160.346279.81998768.4678345.299.25425.153407.51999872.182067.598.6585459621.82000981.3289468.1100.4628064332.420011424.0497314.8100.76859.673762.420022274.64105172.399.27702.886910.620033011117251.9101.28472.2103617.720043193.58136875.9103.99421.6119555.420053646.22184937101.310493141050.9920064061.09209407101.511759.5161587.320074948.96265810103.813785.8172534.220087337.56314045105.915780.8217885.420098144.18340902.8199.317175260771.7201010500.88401512.79103.119109.44303302.520119560472881.56104.921809.78343635.89数据来源：《中国统计年鉴2012》（三）模型的估计对上述模型11223344YCCXCXCXCX进行参数估计，EViews的最小二乘计算结果见表2.2。影响人身保险保费收入的因素分析第5页共16页表2.2EViews的最小二乘计算结果得到估计方程：1234ˆY=-1550.470-0.000359X+12.86210X-0.228372X+0.047124X(2349.125)(0.009524)(21.45301)(0.190401)(0.014813)t=(-0.660020)(-0.037678)(0.599548)(-1.199421)(3.181177)20.979583R20.974778RF203.9054（四）模型的检验与修正1．经济意义检验从上表中可以看出，13XX、指标符号与先验信息不相符，所估计结果与经济原理相悖，24XX、指标符号与先验信息相符，所估计结果与经济原理不相悖2．统计推断检验从回归结果可以看出，模型的拟和优度非常好（20.979583R），修正的拟合优度20.974778R也很好。0.05F203.9054F4,18)2.93（表明模型从整体上看寿险保费收入与解释变量间线形关系显著。但123XXX、、的t统计值不显著（123XXX、、的t统计量的值的绝对值均小于2），说明这三个变量对Y的影响不显著，或者变量之间存在多重共线的影响使其t值不显著。影响人身保险保费收入的因素分析第6页共16页3．计量经济学检验及修正(1)时间序列的平稳性及协整性检验通过以上步骤，我们得到了保费与储蓄的线性关系，但是这种线性回归是不是伪回归，还有待检验。如果序列为非平稳序列，我们仍需进行协整性检验。①平稳性检验对Y、123XXX、、、4X的时间序列进行平稳性检验。检验结果如下列各表所示。表2.1保费Y的时间序列平稳性检验结果从检验结果看，1%、5%、10%三个显著性水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.831511、-3.29970、-2.655194，t统计量值0.264308大于相应临界值，从而接受原假设，表明保费Y序列存在单位根，是非平稳序列。表2.2GDP1X的时间序列平稳性检验结果影响人身保险保费收入的因素分析第7页共16页表2.3物价指数2X的时间序列平稳性检验结果表2.4居民人均收入3X的时间序列平稳性检验结果表2.5储蓄4X的时间序列平稳性检验结果从以上各表的检验结果看，1%、5%、10%三个显著性水平下，，t统计量值大于其相应临界值，从而接受原假设，表明123XXX、、、4X序列存在单位根，是非平稳序列。②协整性检验a.一阶和二阶差分序列的单位根检验（ADF检验）影响人身保险保费收入的因素分析第8页共16页为了得到各个序列的单整阶数，对其一阶和二阶差分序列作单位根检验，发现它们都是二阶单整的。结果如下列各表所示。表2.6保费Y的二阶差分序列单位根检验结果从检验结果看，1%、5%、10%三个显著性水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.886571、-3.052169、-2.666593，t统计量值-3.348440小于5%、10%显著性水平下的临界值，从而拒绝原假设，表明保费Y序列不存在单位根，是平稳序列。即保费Y序列是二阶单整的。表2.7GDP1X的二阶差分序列单位根检验结果表2.8物价指数2X的二阶差分序列单位根检验结果影响人身保险保费收入的因素分析第9页共16页表2.9居民人均收入3X的二阶差分序列单位根检验结果表2.10储蓄4X的二阶差分序列单位根检验结果从检验结果看，1%、5%、10%三个显著性水平下，t统计量值小于相应的临界值，从而拒绝原假设，表明储蓄123XXX、、、4X序列不存在单位根，是平稳序列。即123XXX、、、4X序列是二阶单整的。b.回归残差Ut的单位根检验（DF检验）表2.11回归残差U序列的单位根检验结果从检验结果看，1%、5%、10%三个显著性水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为-2..728252、-1.966270、-1.605026，t统计量值-5.787037小于影响人身保险保费收入的因素分析第10页共16页相应的临界值，从而拒绝原假设，表明残差U序列不存在单位根，是平稳序列。从而说明保费Y和123XXX、、、4X之间存在协整关系。进而得知保费Y和123XXX、、、4X之间有长期的均衡关系，这种长期均衡关系是固有经济规律的结果，它们之间的回归是有意义的，而不是伪回归。（2）多重共线性检验及修正①检验