计量经济学课程论文 寿险保费收入的影响因素分析

1、影响人身保险保费收入的因素分析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

2、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19902011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

3、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。（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

4、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

5、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

6、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。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

7、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：其中：代表GDP即国内生产总值 （亿元）； 代表物价指数；代表城镇居民人均可支配收入（元）； 代表储蓄（亿元）。（二） 数据的收集本文获取了19902011年22年的时间序列数据如表2.1所示。表2.1 19902

8、011年的时间序列数据：年份保费收入Y(亿元)GDP X1（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）199028.4118547.9103.11510.277119.8199141.4121617.8103.41700.69241.6199264.2926638.1106.42026.611759.41993144.0734634.4114.72577.415203.5199416246759.4124.13496.221518.81995194.258478.1117.1428329662.31996332.8567884.6108.34838.938520.819

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数据来源：中国统计年鉴2012 （三）模型的估计对上述模型进行参数估计，EViews的最小二乘计算结果见表2.2。表2

11、.2 EViews的最小二乘计算结果得到估计方程：(2349.125) (0.009524) (21.45301) (0.190401) (0.014813)t = (-0.660020) (-0.037678) (0.599548) (-1.199421) (3. 181177) （四）模型的检验与修正1经济意义检验从上表中可以看出，指标符号与先验信息不相符，所估计结果与经济原理相悖，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（），修正的拟合优度也很好。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。但的t统计值不显著（的

12、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。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。平稳性检验对、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

13、接受原假设，表明保费序列存在单位根，是非平稳序列。表2.2 GDP的时间序列平稳性检验结果表2.3 物价指数的时间序列平稳性检验结果表2.4 居民人均收入的时间序列平稳性检验结果表2.5 储蓄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、序列存在单位根，是非平稳序列。协整性检验a.一阶和二阶差分序列的单位根检验（ADF检验）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 保费的二阶差分序列单位根检验结果 从检验结果看，1%、5%、10%

14、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，表明保费序列不存在单位根，是平稳序列。即保费序列是二阶单整的。表2.7 GDP的二阶差分序列单位根检验结果 表2.8物价指数的二阶差分序列单位根检验结果表2.9居民人均收入的二阶差分序列单位根检验结果表2.10 储蓄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、序列不存在单位根，是平稳序列。即、序列是二阶单

15、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。从而说明保费和、之间存在协整关系。进而得知保费和、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检验这里采用简单相关系数法对其进行检验，各解释变量间的相关系数见表2.12。表

16、2.12 相关系数矩阵从结果可知具有高度相关性。修正这里采用逐步回归法对其进行补救。分别做对的一元回归，结果如表2.13所示。表2.13 一元回归结果变量X1X2X3X4参数估计值0.024718-136.33900.5497170.032942t统计量23.87180-1.22106121.1615329.244600.9660940.0693770.9572480.9771490.9643990.0228460.9551100.976007根据以上分析，由于的t值和最大，线性关系最强，拟合程度最好，因此把作为基本变量。然后将其余解释变量逐一代入的回归方程，重新回归。以为基础加入其他变量，结

17、果如表2.14所示。表2.14 加入新变量后的回归结果变量，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：括号中为p值。加入X1，拟合优度仅略有变动，但是X1的t统计量不显著，p值较大。因此变量X1引起了多重共线性，应舍去；加入X2进行回归的情况和X1相同，其t=0.12737，不显著，因此也应将变量X2删去。加入X3，拟合优度仅略有变动，但对X3的经济意义与先验信息相悖。因此变量X3引起了多重

18、共线性，应舍去。所以相对较为合理的模型修改为如下形式：新模型估计结果如表2.15所示。表2.15 新模型EViews的最小二乘计算结果得出估计方程： （162.0600） （0.001126）t =（-4.156281）（29.24460） （3）异方差检验及修正首先，用Goldfeld-Quandt法进行检验。将样本按递增顺序排序，去掉中间1/4的样本，即大约6个观测值，余下部分平分得两个样本区间18和15-22，它们的样本个数均为8，即。对于18区间的样本，用OLS方法得到以下结果（表2.16）。表2.16 区间18上异方差的Goldfeld-Quandt检验得出： 对于15-22区间的样

19、本，用OLS方法得到以下结果（表2.17）。表2.17 区间1522上异方差的Goldfeld-Quandt检验 得出：求得：所以不拒绝原假设 ，表明随机误差项不存在异方差。其次，由于数据为时间序列数据，所以用ARCH方法进行检验比较好。具体结果如下表2.18。表2.18 异方差的ARCH检验给定，在自由度为2下查卡方分布表，得。比较临界值与卡方统计量值，即，不拒绝原假设，说明模型中的随机误差项不存在异方差。（4）一阶自相关检验从模型设定来看，没有违背检验的假设条件，因此可以用检验来检验模型是否存在一阶自相关。由表2.15得到，根据，计算出。而在，显著水平为5%时，查统计表可知，,，所以说明不

20、存在自相关。（5）Newey-West异方差-自相关一致方差协方差估计经典线性回归模型OLS估计量在古典假定条件下满足高斯马尔科夫定理，但在现实经济活动中，这些基本假定并非都能满足,导致传统的OLS估计量的标准差不正确，以这些标准差为依据建立起来的传统的t检验也是无效的。所以有必要对估计量的有效性进行改进。下面我们将给出Newey-West异方差-自相关一致方差协方差估计表2.19。表2.19 Newey-West异方差-自相关一致方差协方差估计 （174.7644） （0.001538）t =（-3.854143）（21.41901） 估计结果表明，系数估计值相同与OLS估计结果相同，但系数

21、估计量的标准误差不同，t值也不同。OLS估计结果的t值（29.24460）通常是被夸大的。而Newey-West方法正是给出了估计量方差的真实改进。由于该模型的回归结果、t值以及F统计值均显著，且不存在计量经济学问题，因此最后定型为此。（五）模型的经济解释从以上模型经分析可得出：居民的储蓄水平是影响保费收入的最佳因素。下面定性的分析本文所选的因素对保费影响的经济意义。（1） 国内生产总值其反映的是国内生产总水平，本应与保费收入呈正相关，但由于其包含因素太多，涵盖第一、二、三产业，而保费只是其中很小的一部分，因此国民生产总值不能直接决定保费。另一方面，国内生产总值与可支配收入及储蓄间存在严重多重共线性。（2） 物价指数物价指数会影响人均购买力，但不能直接决定购买力和消费水平，还必须同时与收入和储蓄相结合。因此不能成为最佳选择。（3） 城镇居民人均可支配收入从经济上来讲，可支配收入越大，用于购买消费品的支出越多，但它与储蓄存在较强的线性关系，在选择储蓄的条件下只能舍去。（4） 储蓄最直