全国人身保费收入影响因素实证分析.docx
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全国人身保费收入影响因素实证分析
大学
计量经济学课程论文
论文题目:
全国人身保险保费收入影响因素实证分析
院系:
商学院
专业:
金融学
小组成员:
静娴
顾汉青
艳婷
马冰爽
许璐璐
周翠翠
海伦
全国人身保险保费收入影响因素实证分析
【摘要】根据2013年全国31个省,直辖市,自治区的相关数据,运用Eviews软件对于影响人身保险保费收入的因素进展了计量分析,了解到影响我国人身保险保费收入的相关因素,主要有各地区的常住人口数量,GDP,CPI,储蓄存款,受教育情况等几个方面。
【关键词】人身保险保费收入,影响因素,计量模型,政策建议,未来预测
一:
选题背景与研究意义
保险业是金融领域中开放力度最大、开放领域最广的行业,保险业是国民经济中开展最快的行业之一,而保费收入是保险业规模和开展状况的直观展示。
1980年以来,中国的保险保费收入年均增长28.3%,2013年,保费收入到达1.72万亿元,居世界第四位,同比增长11.2%。
中国作为一个潜力无比巨大的对外完全开放的市场,对国际保险资本有着非同一般的吸引力,中国保险行业也已步入高速开展期,保险行业的经营模式也向着多元化开展,未来中国的保险业开展前景看好。
作为全世界人口最多的国家,我国拥有广阔的人身保险市场。
随着人们生活水平的提高,风险意识的不断加强,人身保险也面临着前所未有的机遇。
2013寿险业务原保险保费收入9425.14亿元,同比增长5.8%;安康险业务原保险保费收入1123.5亿元,同比增长30.22%;意外险业务原保险保费收入461.34亿元,同比增长19.46%。
但是由于开展的时间短,人身保险业的开展仍与一些兴旺国家存在不小的差距,面临着保险主体粗放开展、覆盖面窄、有效产品供应缺乏、参保意识不强、地区差异大等障碍性因素。
保险深度和保险密度也难与兴旺国家相比。
而人身保险保费收入作为人身保险开展概况最直观的指标,研究GDP、CPI等因素与之关系,对理论上影响人身保险收入因素进展计量经济学层次的分析,有助于我们来正确对待这些因素对人身保险收入的影响深度和广度,确立它们与进一步采取鼓励措施加快开展,也有助于我们正确认识和解决保险业开展中的根源问题,从而找到对策去解决进一步推动保险业在全国金融体制改革的浪潮下抓住机遇,加快保险产业的优化与开展。
二:
课题分析
(一)人身保险的概念和根本容
为了防止和补偿风险造成的损失,人们总结出了各种形式的后备基金和处理风险的方法,保险是其中最为有效的的方法之一。
人生保险是保险学的重要组成局部,它是以人体的安康、身体完整及寿命长短做为保险所要保障的客体,将生病、死亡/存活、受伤害作为要防的风险。
当人们遭受不幸事故或因疾病、年老以致丧失工作能力、伤残、死亡或年老退休时,根据保险合同的约定,保险人对被保险人或受益人给付保险金,以解决以此造成的经济困难。
长期以来人身保险被视为个人或者家庭财务规划中必要的手段。
传统人身保险的产品种类繁多,在种类上大致可分为人寿保险、安康保险、伤害保险。
(二)人身保险功能
l保障功能。
这是保险的根本功能,是由保险的本质特征所决定的。
该功能主要表达在以下方面:
在现实生恬中,风险的发生是不确定的。
保险是一种有效的风险转移机制。
通过保险这一经济制度能将人们面临的各种经薪风险转嫁出去,变由专门经营风险的保险公司承当。
并且在约定的风险事件发生后,人们能够从保险公司那里获得一定的经济补偿,从而摆脱因风险事件造成的经济困境。
在风险发生时,保险人在约定的责任围,按照约定的保险金额精于赔付,从而保障社会再生产过程得以连续进展。
2.金融融资和投资功能。
首先,寿险保单的储蓄性使之具有投赍工具的特征。
人寿保险合同绝大多是长期的。
在费率计算中,利率因素十分重要,它往往影响保费的上下或给付水平的上下;人身保险所收的均衡保费,在保险期间的前一阶段多收的局部要按一定的方式积存至合同后一段时间。
而且目前多敬保单都有明显的积累期和清偿期,有明显的储蓄特征。
(三)文献综述与分析评价
国际上将保险业划分为寿险和非寿险两类,因此国外涉及人身保险需求的研究主要是针对人寿保险需求的研究,并且主要从两个方面入手:
一方面是对人寿保险需求的理论研究,另一方面是针对人寿保险需求的实证研究。
在人寿保险需求的理论研究上,奉献最大的是以色列经济学家梅纳赫姆·雅瑞,他于1965年在?
经济研究评论?
上发表了?
寿命不确定性、人寿保险和消费者理论?
一文,文章被看作是人寿保险需求理论研究的开场,之后许多学者在雅瑞研究的根底上,迸一步推动了人寿保险需求理论的开展。
后来人们又对寿险需求进展了大量的实证研究。
在进展寿险需证研究时,不少学者使用国家层面的宏观数据,既有对特定国家的分析,也包括多国的比拟研究。
联合国雇员相互保险社(UnitedNationsStaffMutualInsuranceSociety,UNSMIS)的弗朗克斯·奥特雷维勒(FrancoisOutreville)于1996年在?
风险与保险?
杂志上发表了题为?
开展中国家的寿险市场?
的论文。
他认为,一国寿险业的开展受到收入、实际利率、预期通货膨胀水平、预期寿命、一国金融开展水平和市场构造(用两个虚拟变量分别表示是否为垄断市场以及是否存在外资保险人)的影响。
他使用联合国贸易与开展会议提供的48个开展中国家的1986年寿险业数据,以及国际货币基金组织和联合国手册提供的其它相关数据,分别建立了原数据及对数形式的多元线性回归模型。
结果说明,收入、预期寿命和金融开展对寿险需求存在正面影响;预期通货膨胀率、垄断市场对寿险需求存在负面影响;实际利率和外资保险人的存在对寿险需求的影响不显著【8】。
此外在国已有专门研究人身险〔寿险〕的实证。
近年来一些学者在对寿险需求进展实证研究方面取得了很大的进步,不再仅仅局限于应用传统的多元回归的分析方法,而是采用了一些新的计量模型进展分析。
研究方向归结于以下几个层次:
1.对人身保险需求整体影响因素分析。
如舸、田澎、叶建华在?
我国寿险需求影响因素的实证分析?
(中国软科学,2005)应用自回归分布滞后模型对我国寿险需求进展了实证研究【7】。
2.基于原有理论的实证分析。
如王汝志也对人身保险需求在基于Abraham.h.maslow需求层次理论的实证分析。
Abraham.h.maslow提出的需求层次理论研究说明,人有一系列复杂的需要,按其优先次序可以排成梯式的五个层次:
①生理需求、②平安需求③归属需求④尊重需求⑤自我实现需求。
按照需求层次理论第三点假设,即其有当根底的生理需求得到满足的时候,才能产生上一层次的平安需求。
人身保险需求从风险保障的基奉功能看属于平安需求。
因此收人水平是影响着保险需求的重要因素。
收入水平越高,人身保险需求会增加【5】。
3.从人身保险涉及的群体角度进展分析的。
如扬、桂香对我国农村人身保险需求进展了实证分析。
作者利用对农村居民的入户调查数据,借助典型相关分析方法,对农村人身保险需求与农村居民收入等变量之间的相互关系作分析,从实证的角度验证农村居民人身保险需求的影响因素,讨论居民收入、政府财力等变量对农村人身保险的影响【6】。
4.从某一特定的省市地区进展研究。
如于少晶研究省寿险?
省寿险需求的实证分析?
【4】,连勤从对市人身保险需求进展实证分析,运用自然对数多元线性回归模型估计市人身保险的需求函数,并对市人身保险需求作相关预测分析。
并运用多元统计中的方法对市人身傈险需求水平与国其他地区进分类和比拟,对市人身保险需求水平在国所处的地位进展科学地评价;最后对市人身保险市场供应状况进展分析,并提出促进市人身保险供需均衡的相关建议【8】。
对于该课题的研究,早在2000年肖文、文武(2000)采用1980-1998年的相关数据,用多元线性回归模型分析了国生产总值、市场开放(虚拟变量)和降息(虚拟变量)对寿险需求的影响。
结果说明,国生产总值对保费收入的影响很显著,两个虚拟变量对寿险需求也存在较大的正面影响。
但是时代在不断地开展,这样影响因素也在不断变化着,不仅需要对原有的影响因素进展新的论证,还需要将一些新的因素引入。
〔四〕影响人身保险保费收入的因素
1.各地区常住人口数量。
由于人身保险主要保障的是人的生命和身体,因此数量也是影响保费收入的重要因素。
2.各地区GDP。
保险是社会生产力开展到一定阶段的产物,并且随着社会生产力的开展而开展。
一方面,经济开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构造的变化。
因此各地区GDP的不同,是影响各地区人身保险保费收入不同的最根本的经济因素。
3.储蓄存款。
在经济学中,对于一种商品的需由其需求欲望和购置能力决定的。
保险作为一种商品,也是一样的。
居民的储蓄存款,正是能够表达这种实际购置能力。
因此,不同地区储蓄存款的不同,也会影响该地区人身保险业的开展。
4.受教育程度。
教育可以影响人们的观念,进而影响人们的行为。
教育程度高的地区,人们的风险意识,保险意识强,消费习惯上重消费轻储蓄。
而教育程度差的地区,人们的保险意识,风险意识普遍较弱,消费更倾向于实物消费,储蓄倾向更强烈。
因此,地区教育程度的差异,是影响地区人身保险保费收入不同的重要因素。
〔三〕数据的收集与整理
我们选取从中国保监会〔.circ.gov.〕和中华人民国国家统计局〔.stats.gov.〕收集到的2013年度的全国31个省市自治区的截面数据进展分析,将数据整理如下:
各地区人身保险保费收入Y〔亿元〕
2013年末常住人口X1〔万人〕
各地区GDPX4〔亿元〕
分地区城乡居民人民币储蓄存款X2〔亿元〕
分地区受教育情况X3(以高中毕业人数量化)〔单位:
人〕
市
656.06
2115
19500.56
9155.3
55657
XX市
147.37
1472
14370.16
3083.1
62257
省
507.50
7333
28301.41
8922.4
423748
省
256.86
3630
12602.24
5422.4
285255
自治区
127.91
2498
16832.38
2541.9
161274
省
259.17
4390
27077.65
8071.5
237962
省
154.43
2751
12981.46
3186.8
154289
省
244.90
3835
14382.93
4478.2
206310
市
564.26
2415
21602.12
8745.2
54416
省
860.36
7939
59161.75
13014.9
444765
省
461.65
5498
37568.49
11162.8
297101
省
284.55
6030
19038.87
4546.5
412810
省
251.01
3774
21759.64
4709.7
225581
省
174.22
4522
14338.5
3360.8
233135
省
650.13
9733
54684.33
11438.1
482883
省
645.36
9413
32155.86
7812.2
640137
省
398.06
5799
24668.49
5430.8
412235
省
320.15
6691
24501.67
5321.7
310055
省
874.06
10644
62163.97
22243.4
688461
XX壮族自治区
146.01
4719
14378
3185.3
237474
省
35.12
895
3146.46
863.1
52620
市
235.82
2970
12656.69
3228.2
203616
省
548.02
8107
26260.77
7450.9
478101
省
79.82
3502
8006.79
1790.1
195861
省
147.76
4687
11720.91
3046.4
196248
自治区
3.02
312
807.67
159.6
13286
省
249.55
3764
16045.21
4278.4
317300
省
102.83
2582
6268.01
1915.0
213620
省
16.25
578
2101.05
442.3
35807
回族自治区
36.21
654
2565.06
614.0
47693
XX维吾尔自治区
141.88
2264
8360.24
2054.9
135089
〔四〕模型设定与检验
一、模型设定
对各变量做线性图形分析如下
由图形可知,变量之间可能存在线性关系,因此,将模型设定为:
Y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+u
回归分析结果:
Y=9.8660+0.0196x1+0.0333x2-1.3643x3+0.0032x4
(33.5107)(0.02796)(0.0104)(3.6765)(0.0039)
T=0.29440.70023.67665-0.37110.8103
R^2=0.8595R^2 ̄=0.8379F=39.7678DW=1.4245
二、模型检验与修正:
1.经济意义检验:
模型估计说明,在假定其他变量不变的情况下,各地区常住人口每增加1个单位,平均说来人身保费收入会增长0.0196个单位;在假定其他变量不变的情况下,各地区城乡居民人民币储蓄存款每增加1个单位,平均说来人身保费收入会增长0.0333个单位;在假定其他变量不变的情况下,各地区受教育情况每增加1个单位,平均说来人身保费收入会减少1.3643个单位;在假定其他变量不变的情况下,各地区GDP每增加1单位,平均说来人身保费收入会增加0.0032个单位。
结果与预期稍有不同,将在后面的误差检验中修正
2.t统计量检验
〔1〕拟合优度检验。
由上表可得R^2=0.8595R^2 ̄=0.8379说明拟合效果很好。
〔2〕t检验。
针对H0:
βj=0(j=1,2,3,4)给定显著性水平α=0.05,查t分布表,自由度为n-k=27的临界值为2.052,从回归结果来看,只有x2的t值最显著,其余解释变量的t值是不显著的。
而可决系数R^2值高,说明模型可能存在多重共线性。
3.F检验
在F分布表中查出自由度为k-1=3,n-k=27的临界值为2.97回归结果中F=39.7678,结果显著。
说明回归方程显著。
4.多重共线性检验及修正:
相关系数矩阵:
X1
X2
X3
X4
X1
1.000000
0.762335
0.956662
0.851501
X2
0.762335
1.000000
0.703500
0.924878
X3
0.956662
0.703500
1.000000
0.775780
X4
0.851501
0.924878
0.775780
1.000000
由相关系数矩阵可以看出,各解释变量之间的相关系数较高,证实确实存在着严重的多重共线性。
下面开场对多重共线性进展修正。
采用逐步回归的方法,去解决多重共线性问题,分别作Y对X1,X2,X3,X4的一元回归,结果如下表所示。
一元回归估计结果
变量
X1
X2
X3
X4
参数估计值
0.068443
0.048518
9.975395
0.014050
t统计量
6.706706
12.25199
5.486479
10.88058
R²
0.608002
0.838089
0.509318
0.803239
R▔²
0.594484
0.832506
0.492398
0.796454
其中X2的修正可决系数最大,所以以X2为根底,顺次参加其他变量逐步回归。
回归结果如下表所示:
参加新变量的回归结果〔一〕
变量
变量
X2
X1
X3
X4
R▔²
X2,X1
0.040623
(6.871749)
0.017153
(1.751904)
0.843661
X2,X3
0.043379
(7.886945)
1.926936
(1.328397)
0.836809
X2,X4
0.031727
(3.163974)
0.005370
(1.810593)
0.844706
经比拟,新参加x3的方程修正可决系数为0.836809,在显著性水平为0.20时,t(31-3)=1.313.X2,X3的t检验显著,且参加x3后,x2的t检验较引入其他变量显著。
因此,将x3参加模型。
再参加其他变量,回归结果如下
参加新变量的回归结果〔二〕
变量
变量
X2
X4
X1
X3
R▔²
X2,X3,X4
0.032073
(3.155216)
0.004455
(1.315628)
0.942802〔0.583559〕
0.840961
X2,X3,X1
0.0401
〔6.6466〕
0.0304
〔1.2456〕
-2.1021
〔-0.5940〕
0.839962
当参加X4时,修正可决系数有所下降,且X3的t检验不显著,并且影响了X3的参数的显著性,所以剔除变量X4。
在显著性水平为0.1时,X1.不显著,所以剔除X1,回归结果为
Yi^=19.6152+0.04338X2i+1.9269X3i
(32.0464)(0.0055)(1.4506)
t=(0.6121)(7.8869)(1.3284)
F=77.9169R^▔2=0.8368DW=1.4376n=31
经济意义检验,当人民币储蓄存款每增加1亿元,人身保险保费收入增加0.04338亿元;当各地区受教育情况〔高中毕业人数〕每增加1万人,人身保险保费收入就增加1.926936亿元。
计量经济学检验:
在显著性水平为0.1时,X2,X3参数是显著的,且模型整体是显著的。
5.自相关检验
一.DW检验
对样本量为31,两个解释变量的模型,5%的显著水平,查DW统计表可知,
dL=1.297,dU=1.570,模型中DW=1.437611,dU 二.BG检验 由上图可见,LM=TR^2=1.645288<2(P),故不存在自相关. 6.异方差检验 一、图形法 由上图可以看出,残差平方和对解释变量的散点图主要分布在图型的下局部,大致可以看出残差平方和岁这解释变量的变动呈增大趋势,因此,模型很可能存在异方差。 二、White检验 根据white检验中辅助函数的构建,本例的辅助函数为: E^2=a1+a2X2^2+a3X2X3+a4X2+a5X3^2+a6X3+U 假设H0: a1=a2=a3=a4=a5=a6=0 H1: aj(j=1,2,3,4,5,6)中至少有一个不为0 White检验结果如下; 由上图可以看出: nR^2=25.81732,由white检验知,在α=0.05下,查2 分布表, 得临界值2(5)=11.0705 因为nR^2=25.81732>2(5)=11.0705, 所以拒绝原假设,不拒绝被择假设,说明模型存在异方差 异方差的修正 在运用WLS法估计的过程中,我们分别选用了 权数W1=1/X2^2,W2=1/X2X3,W3=1/X2,W4=1/X3^2,W5=1/X3, 经过估计检验,权数W2的效果最好。 可以看出,运用加权最小二乘法消除了异方差性后,参数的t检验显著,F检验也显著,即估计的结果为: Y=-46.59635+0.034895X2+5.5079X3 T=(-2.665926)(6.4199375)(5.284802) R^2=0.934575F=199.7905 〔五〕结论 总结: 根据影响人身保险保费收入的因素: 各地区常住人口数量,各地区GDP以及储蓄存款和受教育程度四个因素建立线性回归模型,经t检验发现初建的模型存在着严重共线性,利用逐步回归法逐步剔除了人口数量和GDP两个影响模型共线性的变量,得到修正后的模型Yi^=19.6152+0.04338X2i+1.9269X3i (32.0464)(0.0055)(1.4506) t=(0.6121)(7.8869)(1.3284) F=77.9169R^▔2=0.8368DW=1.4376n=31 经济意义为: 当人民币储蓄存款每增加1亿元,人身保险保费收入增加0.04338亿元;当各地区受教育情况〔高中毕业人数〕每增加1万人,人身保险保费收入就增加1.926936亿元。 对修正后的模型进展自相关检验,DW检验和BG检验均发现模型中不存在自相关现象。 然后进展异方差检验,经图示法和White检验发现模型中存在异方差,选取权数为w2=1/x2x3进展加权最小二乘,得最终模型Y=-46.59635+0.034895X2+5.5079X3 T=(-2.665926)(6.4199375)(5.284802) R^2=0.934575F=199.7905 该模型经济意义为: 城乡居民储蓄量每增加1亿元,人身保险保费收入增加0.034895亿元,高中毕业人数每增加1万人,人身保险保费收入增加5.5079亿元。 由此可见,全国人身保费收入与居民储蓄量和受教育程度成正比。 1.储蓄量与保费收入成正比,居民储蓄量提高有利于增加居民可支配收入,人民会乐于拿出储蓄量的一局部进展投保,有利于增加全国的保费收入。 2.居民受教育程度与保费收入成正比,居民受教育水平的提高有利于提高自身风险意识,为提高生活质量,为防止重大灾害带来的危机而将保费支出划入人生投资中的合理围。 有利于增加全国居民保费收入。 综述: 1.全国不同地区不同的经济开展水平,不同储蓄量水平,不同地区居民受教育程度的不同影响全国不同地区的人身保险保费收入。 我国东南沿海以及京津地区的居民储蓄量和居民受教育程度高于西北地,因此人身保费收入高于地地区,为我国的人身保费的增加提供了前景和方向。 有助于进一步采取鼓励措施加快开展,也有助于我们正确认识和解决保险业开展中的根源问题,从而找到对策去解决进一步推动保险业在全国金融体制改革的浪潮下抓住机遇,加快保险产业的优化与开展。 2.近年来,我国保险业在全市国民经济持续快速开展的大环境下,各项业务得到了快速开展,在为社会提供经济补偿、保障人民生活、扩大社会就业、促进金融市场体系完善等方面发挥了越来越重要的作用。 但同时也应看到,我国保险业开展的现状与我国经济总量、居民生活水平相比还很不相称,保险深度〔保费收入占GDP比重〕和保险密度〔人均保费〕还比拟低,社会保险意识还不强,保险功能发挥还不充分。 3.保险业是现代市场经济的重要组成局部,是保持社会稳定和促进经济安康开展的重要力量,加快保险业开展对繁荣经济、促进改革、加快开放、稳定社会、造福人民具有重要的作用。 充分开展财产、人身保险和再保险市场,鼓励有条件的企业建立补充养老、医疗保险,探索建立政策性农业保险制度
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