中国人身保险保费收入影响因素的计量分析

影响人身保险保费收入的重要因素及其实证分析学校:xxx系别:xxx班级:xxx姓名:xxx学号:xxx目录一、摘要 (1)二、关键词 (1)三、模型设定 (1)(一) 影响因素分析 (1)(二) 模型形式设计 (2)(三) 数据的收集 (2)(四) 模型的估计 (4)(五) 模型的检验与修正 (4)四、模型检验 (9)(一) 经济意义的检验 (9)(二) 统计检验 (9)五、结论 (10)六、政策建议 (10)七、参考文献 (10)影响人身保险保费收入的重要因素及其实证分析一、摘要中国保险业自1979年恢复经营以来，取得了迅猛的发展。

其中，1982年中国恢复了人身保险业务，当期人身险保费收入为159万元，而2012年已增长为10157.0025亿元。

人身保险收入在1997年市场份额超过财产险以后，一直占据保险市场的大壁江山，并一直保持高速发展。

人身保险对于稳定社会，提高人们的福利水平以及促进地区的经济发展，都起着重要作用。

针对这一现象，根据影响人身保险保费收入因素的观点，收集了1982—2011年相关数据并加以实证分析。

本文主要通过我国居民可支配收入、物价指数、人口总数对我国人身保险的保费收入的影响进行实证分析。

通过建立理论模型，利用Eviews 软件对计量模型进行参数估计和检验并加以修正，最后对所得结果做出经济意义的分析，以揭示人身保险保费收入迅猛发展的重要因素，并从中总结经验继续开创辉煌业绩。

二、关键词人身险保费收入居民可支配收入物价指数人口总量计量经济学三、模型设定研究影响人身保险保费收入的重要因素，需要考虑以下方面:(一) 影响因素分析1.居民可支配收入：可支配收入反映了人均消费水平的高低。

可支配收入越大，用于购买消费品的支出越多，而保险是一种商品，收入增加会刺激保险的需求。

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，保险费率与保险需求一般成反比关系。

中国保费收入主要影响因素分析一、研究的目的要求保险作为金融行业的四大支柱之一，同时也是国民经济的重要组成部分，其成长壮大对与国民经济的健康发展有重要意义。

近年来，我国保费收入快速增长。

但是我国的保险深度和保险密度还处于世界的低水平。

同时，我国保险市场结构严重不均衡，区域化差异非常大。

因此研究保费收入的影响因素，有利于研究保险业的发展空间，对保险业的发展以及宏观经济的发展有重大的意义。

二、 模型设定及其估计通过分析，影响中国保费收入的主要因素有：1、总人口（gross population ）.用P 表示，包括城镇人口和农村人口，将其引入模型用来反映人口数量对保费收入的影响。

2、居民可支配收入（disposable income ）,用I 表示，它等于城镇居民人均可支配收入*城镇人口+农村居民人均纯收入*农村人口。

将其引入模型来反映居民的支付能力以及经济发展的整体水平，将其引入模型可以观察收入对保费收入的影响。

3、城乡居民储蓄存款余额（saving deposit balance of citizen and country inhabitant ）,用S 表示，反映居民的储蓄倾向和金融资源数量，将其引入模型可以观察储蓄对保险的替代和收入效应。

为此设定了如下形式的计量经济学模型t t t t t X X X Y μββββ++++=3423121其中，Y 为保费收入，2X 为城乡居民储蓄存款余额，3X 为总人口，4X 为居民可支配收入二、估计参数利用Eviews 软件，生成Y 、2X 、3X 、4X 等数据，采用这些数据对模型进行OLSt Y ＝24880.21＋0.120732t X 2-0.227536t X 3+0.504623t X 4（6244.769）（0.041591）（0.051949）（0.161022）t ＝ （3.984168）（2.902802）（-4.380013）（3.133877）2R ＝0.990798 2R ＝0.988675 F ＝466.5920 DW=1.206695经济意义检验。

金融观察Һ㊀基于计量视角探析影响我国寿险保费收入的因素姜㊀攀ꎬ陈起沅摘㊀要:作为金融四大支柱产业的保险业发展十分迅猛ꎬ寿险作为保险中的一大险种更是受到越来越多消费者的追捧ꎮ选取１９９７~２０１８年我国寿险的保费收入为被解释变量ꎬ利用ＥＶｉｅｗｓ软件对可能影响寿险保费收入的解释变量进行计量分析ꎮ分析结果表明ꎬ寿险公司的原保费收入㊁寿险公司的赔付支出以及人口年龄结构有显著影响ꎮ关键词:寿险保费收入ꎻ寿险赔付支出ꎻ人均可支配收入ꎻ计量分析中图分类号:Ｆ８４２.６２２㊀㊀㊀㊀㊀㊀文献标识码:Ａ㊀㊀㊀㊀㊀㊀文章编号:１００８－４４２８(２０２０)４１－０１６３－０２一㊁引言人寿保险因其具有获得经济补偿和投资理财的双重作用ꎬ在市场的追捧和催化作用下ꎬ逐渐派生出两全保险㊁分红险和年金险等其他品种ꎮ我国人身险自１９８２年恢复ꎬ随后取得了较快的发展ꎮ每年保持较高的速度增长ꎬ发展规模迅速扩大ꎮ已有大量文献从多视角㊁多变量的维度对影响寿险保费收入的因素进行了分析ꎮ以宏观经济㊁区域经济和城乡经济发展为大背景ꎬ依据供给者㊁消费者㊁政府等多个主体ꎬ选取多个多角度㊁多层次的解释变量ꎬ探究影响寿险保费收入的相关因素ꎮ大多数研究结果表明寿险保费收入主要与经济发展水平有关ꎬ寿险的保费收入变化周期和经济发展周期有一定的联系ꎮ除此之外还会受到人们心理预期㊁家庭成员年龄结构㊁对未来经济发展的期望等因素的影响ꎮ二㊁数据收集与模型的建立表１㊀１９９７~２０１８年全国人寿保险保费收入㊁赔付支出㊁城镇居民可支配收入㊁６５岁以上常住人口数据表㊀㊀人寿保险以人的寿命为保险标的ꎬ在转移风险的同时还具有理财的功能ꎮ从理论上分析ꎬ居民可支配收入增加ꎬ对寿险的需求也应当会增加ꎮ寿险需求也和居民的年龄结构有关ꎬ寿险以人的寿命为保险标的ꎬ随着人口老龄化的速度加快ꎬ年轻人生育欲望的下降ꎬ越来越多的老年人倾向于自己解决养老问题ꎮ除此之外ꎬ保险作为转移风险的工具ꎬ保险公司的赔付支出直接关系到居民这一方面的消费信心ꎮ即这三者应当和被解释变量之间呈现正相关关系ꎮ为了具体分析他们之间的数量关系ꎬ选择 人寿保险公司原保险保费收入 为被解释变量(用Ｙ表示)ꎻ选择 人寿保险公司原保险赔付支出 城镇居民人均可支配收入 ６５岁及以上常住人口数 为解释变量(分别用Ｘ２㊁Ｘ３㊁Ｘ４表示)ꎮ运用这些数据进行回归分析ꎬ初步建立回归模型如下:Ｙｔ＝β１＋β２Ｘ２ｔ＋β３Ｘ３ｔ＋β４Ｘ４ｔ＋ｕｔ三㊁模型估计和检验利用ＥＶｉｅｗｓ做回归分析ꎬ可得表２结果ꎮ表２㊀初始模型ＯＬＳ回归分析结果ＤｅｐｅｎｄｅｎｔＶａｒｉａｂｌｅ:ＹＭｅｔｈｏｄ:ＬｅａｓｔＳｑｕａｒｅｓＤａｔｅ:１２/０８/１９㊀Ｔｉｍｅ:１０ʒ１３Ｓａｍｐｌｅ:１９９７~２０１８Ｉｎｃｌｕｄｅｄｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ:２２ＶａｒｉａｂｌｅＣｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔＳｔｄ.Ｅｒｒｏｒｔ－ＳｔａｔｉｓｔｉｃＰｒｏｂ.Ｃ－２５２７７.８４８１８９.４１７－３.０８６６４７０.００６４Ｘ２２.８０２７３４０.５１７６３９５.４１４４６００.００００Ｘ３－０.５２１５７４０.２５７３７２－２.０２６５３７０.０５７８Ｘ４３.３０６８２１１.０８８１４２３.０３８９６１０.００７１Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ０.９８１１５０Ｍｅａｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔｖａｒ８３７６.９５０ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ－ｓｑｕａｒｅｄ０.９７８００８Ｓ.Ｄ.ｄｅｐｅｎｅｄｅｎｔｖａｒ７９３９.８７７Ｓ.Ｅ.ｏｆｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ１１７７.４６４Ａｋａｉｋｅｉｎｆｏｃｒｉｔｅｒｉｏｎ１７.１４３０８Ｓｕｍｓｑｕａｒｅｄｒｅｓｉｄ２４９５５５７４Ｓｃｈｗａｒｚｃｒｉｔｅｒｉｏｎ１７.３４１４５Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ－１８４.５７３９Ｈａｎｎａｎ－Ｑｕｉｎｎｃｒｉｔｅｒ１７.１８９８１Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ３１２.２９５６Ｄｕｒｂｉｎ－ｗａｔｓｏｎｓｔａｔ０.９９４５７４Ｐｒｏｂ(Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ)０.００００００３６１㊀㊀从回归结果可以看出ꎬ该模型Ｒ２＝０.９８１１５０ꎬＲ－２＝０.９７８００８ꎮ可决系数和修正的可决系数都很高ꎬＦ检验值３１２.１９５６ꎬ明显显著ꎮ当α＝０.０５时ꎬｔ(α/２)(ｎ－ｋ)＝ｔ０.０２５(２２－４)＝２.１０１ꎬ其中ꎬ解释变量 城镇居民人均可支配收入 (Ｘ３)的ｔ检验不显著ꎬ从经济意义上看ꎬ 城镇居民人均可支配收入 回归结果的符号与预期相反ꎬ表明城镇居民人均可支配收入增加ꎬ人寿保险公司原保险保费收入减少ꎬ这显然是不合理的ꎮ这表明模型很可能存在严重的多重共线性ꎮ为证实是否存在多重共线性ꎬ计算各解释变量相互之间的关系ꎬ通过ＥＶｉｅｗｓ可得相关系数矩阵ꎬ各解释变量相互之间的相关系数较高ꎬ证实可能存在一定的多重共线性ꎮ为进一步了解多重共线性的性质ꎬ做辅助回归ꎬ即将每一个Ｘ变量分别作为被解释变量对其余的Ｘ变量进行回归ꎬ计算可决系数和方差扩大因子(ＶＩＦ)ꎬ经验表明ꎬ如果方差扩大因子ＶＩＦｊȡ１０ꎬ通常说明解释变量与被解释变量之间有严重的多重共线性ꎬ这里的解释变量 人寿保险公司原保险赔付支出 城镇居民人均可支配收入 ６５岁及以上常住人口数 的方差扩大因子分别为１４.８１６０２㊁１２２.９０４２和１１３.８３５６ꎬ均大于１０ꎬ表明该模型存在严重的多重共线性问题ꎮ继续采用逐步回归的方法ꎬ分别做Ｙ对Ｘ２㊁Ｘ３㊁Ｘ４的一元回归ꎬ从回归结果可以看出加入Ｘ２的方程的Ｒ－２最大ꎬ且ｔ值很显著ꎮ所以Ｘ２为基础ꎬ依次加入其他变量做逐步回归ꎬ从回归结果来看ꎬ新加入变量Ｘ３后ꎬ经济意义均符合要求ꎬ但是Ｘ３的ｔ检验不通过ꎮ再加入新变量Ｘ４之后ꎬＸ２㊁Ｘ４不仅经济意义符合要求ꎬｔ检验也都显著ꎬ而且加入新变量Ｘ４之后的Ｒ－２也大于加入变量Ｘ３时的Ｒ－２ꎬ所以应当剔除变量Ｘ３ꎬ保留Ｘ２㊁Ｘ４ꎮ剔除变量Ｘ３之后可得回归结果如下所示:Ｙ︵ｔ＝－１０２３９.７８＋２.５１１４１０Ｘ２ｔ＋１.２３８３３３Ｘ４ｔ由于所用序列为时间序列ꎬ所以要进行平稳性检验ꎬ利用剔除变量Ｘ３之后的回归结果中的残差做平稳性检验ꎬ从检验结果来看ꎬ在１％㊁５％㊁１０％三个显著性水平下ꎬ单位根检验的ＭａｃＫｉｎｎｏｎ临界值分别为－２.６７９７３５㊁－１.９５８０８８㊁－１.６０７８３０ꎬｔ检验统计值为－２.４０１０７２ꎬ在５％和１０％的显著性水平下ꎬ小于相应的临界值ꎬＰ值为０.０１９１ꎬ小于０.０５ꎬ从而有理由拒绝原假设ꎬ表明该残差序列是平稳的ꎬ不存在单位根ꎮ说明 人寿保险公司原保险保费收入 和 人寿保险公司原保险赔付支出 ６５岁及以上常住人口数量 之间是协整关系ꎬ不是伪回归ꎮ四㊁模型检验(一)经济意义检验模型估计的结果表明ꎬ在假定其他变量不变的情况下ꎬ 人寿保险公司原保险赔付支出 每增加１亿元ꎬ 人寿保险公司原保费收入 平均增加２.０４０４０５亿元ꎮ ６５岁及以上常住人口 每增加１万人ꎬ 人寿保险公司原保费收入 平均增加１.７０７４０１亿元ꎮ这与理论分析及经验判断一致ꎮ(二)统计检验拟合优度:由广义差分之后的回归结果可知所估计参数的Ｒ－２＝０.９３５８２３ꎬ这说明样本数据拟合较好ꎬ即解释变量 人寿保险公司原保险赔付支出 和 ６５岁及以上常住人口 对被解释变量 人寿保险公司原保费收入 ９３.５８２３％的差异作出了解释ꎮ五㊁结论分析通过ＥＶｉｅｗｓ对以上数据进行回归分析ꎬ可以得到各个解释变量与被解释变量之间的关系ꎮ首先ꎬ人寿保险公司原保险赔付支出增加会导致人寿保险公司原保费收入增加ꎮ其次ꎬ６５岁及以上常住人口数量增加会导致人寿保险公司原保费收入增加ꎮ最后ꎬ在建立模型时ꎬ选择了 人寿保险公司原保险赔付支出 城镇居民可支配收入 ６５岁及以上常住人口数量 三个变量ꎬ但是在回归过程中由于存在多重共线性ꎬ剔除了解释变量 城镇居民可支配收入 ꎬ从理论上讲 城镇居民可支配收入 和寿险的消费支出是有相关关系的ꎬ在本模型中没有体现但并不能说明这二者不相关ꎬ这也反映出最终模型不存在多重共线性㊁异方差㊁自相关等问题ꎬ较好地解释了 人寿保险公司原保险赔付支出 ６５岁及以上常住人口数量 和 人寿保险公司原保费收入 之间的关系ꎬ但仍然存在一定的局限性ꎮ六㊁政策建议(一)优化赔付流程ꎬ提升服务品质由以上的数据分析可以知道ꎬ人寿保险公司的保费收入受赔付支出直接影响ꎮ而在实际生活中保险的赔付流程一直都比较烦琐ꎬ受到各方面的限制ꎬ这些限制一方面不利于提高保险公司的工作效率ꎬ另一方面会使消费者产生畏惧心理ꎬ从而影响保险公司的收入ꎮ(二)分析市场结构ꎬ加大宣传力度从理论上分析ꎬ人口自然增长率越高人寿保险的保费收入越少ꎮ如今独生子女的家庭越来越多ꎬ居民生育欲望下降ꎬ同时ꎬ我国人口老龄化的趋势日益明显ꎬ因此ꎬ中老年人对子女赡养的期望变小ꎬ对寿险的需求增大ꎮ寿险公司要加大宣传力度ꎬ提高自身效益ꎮ(三)创新寿险品种ꎬ简化险种说明人寿保险既可以转移风险ꎬ又能获得收入ꎬ具有理财的功能ꎮ寿险公司可以加大理财这方面的研发力度ꎬ推出具有抵抗利率风险的险种ꎬ让险种说明通俗易懂ꎬ使更多的中老年人看得懂ꎬ并愿意买ꎮ(四)加强保险教育ꎬ规范保险市场我国的保险业起步较晚ꎬ由于早期的保险行业发展并不规范ꎬ导致很多人对保险有误解ꎬ政府应该主动引导ꎬ联合保险公司加强对公众保险知识的教育ꎮ同时ꎬ大力发展经济ꎬ提高居民收入ꎬ只有这样才能让老百姓既懂保险ꎬ又愿意买保险ꎬ让寿险在养老事业中发挥更大的作用ꎮ参考文献:[１]王海霞.我国寿险保费收入的影响因素分析[Ｊ].经济视角ꎬ２０１１(５):１７１－１７２.[２]辛雪娇ꎬ邹璐ꎬ赵攀.人口老龄化背景下六安市人寿保险需求分析[Ｊ].山西能源学院学报ꎬ２０１９ꎬ３２(３):８７－９０.[３]宋文俊.寿险公司创新能力评估及其对经营效率的影响研究[Ｄ].南昌:江西财经大学ꎬ２０１９.作者简介:姜攀ꎬ男ꎬ湖北黄冈人ꎬ海南师范大学学生ꎬ研究方向:金融市场学ꎻ陈起沅ꎬ男ꎬ云南镇沅人ꎬ海南师范大学学生ꎬ研究方向:财务会计与财务管理ꎮ４６１。

中国人身保险保费收入影响因素的计量分析一、人口结构和需求变化人口结构和需求变化是影响人身保险保费收入的重要因素之一、随着中国经济的快速发展和人民生活水平的提高，人口老龄化和城市化程度逐渐加深，人们对于人身保险产品的需求也在不断增加。

同时，社会中发生的灾害事故、突发事件等也使得人们对于风险的认识逐渐加深，进而提高了购买人身保险产品的意愿。

因此，人口结构和需求变化对人身保险保费收入有着显著的影响。

二、经济发展水平和风险意识经济发展水平和风险意识是影响人身保险保费收入的另一个重要因素。

随着中国经济的不断发展和国民收入水平的提高，人们的风险意识也在逐渐增强，愿意购买各类人身保险产品来规避未来可能面临的风险。

同时，随着社会的进步和发展，人们的生活方式和消费习惯也在发生改变，对于保险产品的需求也日益增长。

因此，经济发展水平和风险意识是影响人身保险保费收入的重要因素。

三、法律法规环境和市场竞争法律法规环境和市场竞争也是影响人身保险保费收入的重要因素之一、随着我国保险监管体制不断完善和相关法律法规的不断出台，保险市场逐渐趋于规范和透明，为人身保险产品的销售提供了有力的保障。

同时，市场竞争也在不断加剧，保险公司之间为了争夺市场份额竞相推出各类创新产品和服务，也在一定程度上推动了人身保险保费收入的增长。

因此，法律法规环境和市场竞争对人身保险保费收入有着不可忽视的影响。

综上所述，人口结构和需求变化、经济发展水平和风险意识、法律法规环境和市场竞争是影响中国人身保险保费收入的重要因素。

在实际分析中，可以采用计量经济学方法，如面板数据模型、时间序列模型等，来深入研究这些因素对人身保险保费收入的影响程度和机制，为保险公司提供合理的经营策略和政府监管部门提供科学的政策建议，促进人身保险市场的健康发展和保险公司的长期稳健经营。

影响我国人身险发展的因素分析摘要：本文利用1995年至2009年相关数据对我国经济增长与人身保险保费收入的关系进行了实证分析关键字：人身险保费收入、城镇居民人均可支配收入、国内生产总值(GDP)、受教育程度一、问题的提出我国寿险市场走过一条曲折的道路,从不成熟逐步走向成熟规范。

,随着中国经济水平的提高,人均收入的增加,人民普遍的保险意识加强,人身保险需求有了迅猛的上升,而且中国保险市场是拥有世界第一人口数的大市场,人身保险需求应当是巨大的。

但是从相对指标保险深度跟保险密度上来看,中国的保险业还是表现出需求增长不足的问题。

本文从影响我国人身保险发展的因素入手,建立人身保险需求的计量模型,并进行相关分析二、模型设定1、影响因素分析首先，国内生产总值（GDP）。

随着中国经济水平的提高，人均收入的增加,人民普遍的保险意识加强,人身保险需求快速发展。

其次，城镇居民人均可支配收入。

由于保险需求属于第二层次的需要，因而人们只有在满足了基本消费需求之后才能产生对保险的需求。

我国人身险保费收入主要来自于城镇居民。

最后，受教育程度。

受教育程度越高，人们保险意识越强，对保险的接受程度就越高，人身保险发展就越快。

2、模型形式的设计经分析，影响我国人身保险发展的因素，主要有城镇居民人均可支配收入X1，国内生产总值(GDP) X2，受教育程度X3。

Y t=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+µt其中，Yt为人身保险保费收入（亿元）；X1为城镇居民人均可支配收入（元）；X2为国内生产总值（亿元）；X3为受教育程度（万人）。

三、数据收集表1 1995~~2009年我国寿险保费收入及相关系数数据来自：中国统计网《中国统计年鉴》四、模型参数估计与调整（一）多元线性回归模型1、运用eview3.1软件，采用最小二乘法，对表一中的数据进行线性回归，对所建模型进行估计，估计结果见下图。

（图1）Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/22/11 Time: 00:13 Sample: 1995 2009 C -3538.767 609.8911 -5.802293 0.0001 X1 1.006965 0.306810 3.282044 0.0073 X2 -0.024870 0.015062 -1.651196 0.1269 R-squared0.990303 Mean dependent var 2817.941 Adjusted R-squared 0.987658 S.D. dependent var 2538.733 S.E. of regression 282.0384 Akaike info criterion 14.34514 Sum squared resid 875002.1 Schwarz criterion 14.53396 Log likelihood -103.5886 F-statistic 374.4488 根据表2中数据，模型估计的结果为Yt ˆ= -3538.767 + 1.006965X1 - 0.024870X2 + 12.93301X3(609.8911) (0.306810) (0.015062) (4.663536) t=(-5.802293) (3.282044) (-1.651196) (2.773221)R 2 =0.990303 987658.02 R F=374.4488 df=152、模型检验（1）经济意义检验β1=1.006965，说明城镇居民人均可支配收入增加1元，平均来说可导致人身险保费收入提高1.006965亿元。

中国人身保险保费收入影响因素的计量分析人身保险保费收入受多种因素影响，包括宏观经济因素、保险市场竞争因素、产品特征和市场需求等。

首先，宏观经济因素对人身保险保费收入具有显著影响。

经济增长水平是衡量宏观经济的重要指标之一，与人身保险的需求紧密相关。

通常情况下，经济增长越快，人口收入增长越快，保险需求也会相应增加。

此外，失业率、通货膨胀率和利率等也会间接影响人身保险保费收入。

例如，当失业率上升时，需求较低，保费收入可能下降；利率的上升可能对储蓄性较强的传统人身保险需求产生负面影响。

其次，市场竞争因素对人身保险保费收入同样具有重要影响。

市场竞争的强度直接决定了保费收入的大小。

保险公司之间的价格竞争往往导致保费收入下降，但也可能通过吸引更多客户来扩大市场份额。

此外，保险公司的市场占有率和市场份额也会影响保费收入。

市场占有率较高的保险公司通常能够吸引更多的客户和业务，从而增加保费收入。

再次，人身保险产品的特征对保费收入具有直接影响。

保险产品的设计和定价直接决定了保费水平。

例如，一些特殊险种如重大疾病险和长期护理险的需求通常较高，保费收入也较高。

此外，人身保险的条款和条件也会对保费收入产生影响。

保险公司在设计条款时需要平衡保险责任和保费水平，以保证可持续经营和保费收入的稳定增长。

最后，市场需求对人身保险保费收入也产生直接影响。

人口结构、社会福利及消费观念的变化都对人身保险需求产生重要影响。

一方面，随着中国人口老龄化的加剧，养老、医疗等风险保障需求持续增加，相关险种的保费收入也相应增长。

另一方面，保险公司不断创新和推出符合市场需求的产品，也增加了人身保险的需求。

综合以上影响因素，中国人身保险保费收入的计量分析可以采用面板数据模型或时间序列模型。

通过选择适当的变量，对保费收入与各个影响因素之间的关系进行建模和研究，可以得出定量的结果和结论，为保险公司实施有效的经营策略提供决策依据。

例如，可以通过计量分析得出经济增长对保费收入的弹性系数，帮助保险公司预测和调整未来的保费收入目标。

我国保费收入影响因素的实证分析一、经济因素对保费收入的影响1.经济增长：经济的快速增长将带动保费收入的增加。

经济增长会导致国民收入增加，人们的购买力提升，进而购买力对保险产品的需求也将增加。

此外，经济的增长也会带来新的商业机会和风险，也会促使企业在保险方面进行更多的投保，进一步推动保费收入的增加。

2.人口结构变化：人口结构的变化也会对保费收入产生影响。

随着人口老龄化趋势的加剧，老年人的医疗、养老等风险保险需求增加，因此个人和商业机构对于相应的保险产品的需求也会增加,从而提升保费收入。

3.城市化进程：随着城市化不断推进，城市居民的生活方式和消费习惯发生变化。

城市居民更加重视健康、安全等保险需求，对保险产品的购买意愿增强。

因此，城市化进程加快将有助于提升保费收入。

二、社会因素对保费收入的影响1.教育水平：教育水平的提高对保费收入产生积极影响。

具有高学历的人们更加重视风险保障，对保险产品的需求也更加敏感，因此，在教育水平提高的地区，保险公司的保费收入通常较高。

2.社会安全感：社会安全感的提升也会促使人们对保险产品的需求增加。

随着社会矛盾的不断增多，人们对风险和不确定性的恐惧感加深，购买保险产品成为一种规避风险的方式，因而推动了保费收入的增长。

3.健康意识：健康意识的增强也对保费收入产生积极影响。

人们对健康问题的关注度提高，对医疗保险的需求也相应增加。

此外，大规模的传染疾病爆发、大型自然灾害等事件也会加强人们对保险产品的需求。

三、政策因素对保费收入的影响1.监管政策的变化：不同的保险监管政策对于保费收入产生直接的影响。

比如，一些国家或地区对于一些保险产品的销售限制或鼓励可以直接影响保费收入。

政策的放宽和开放促使保险市场竞争加剧，促进保费收入的增长。

2.政府政策的支持：政府对于保险业的支持也对保费收入产生影响。

比如，政府通过实施补贴政策、鼓励保险创新等方式来激励人们购买保险，推动保险业的发展，进而提升保费收入。

影响我国人身保险保费收入的因素分析作者：霍玉杰梁雅欣吕可昕来源：《农村经济与科技》2020年第11期【摘要】利用国民生产总值、人口数量、居民消费价格指数（CPI，令1978=100）、社会保险基金支出这四个因素对人身保险保费收入的影响进行实证分析。

结果表明，人口数量和人身保险保费收入呈正相关关系，影响显著;社会保险基金支出与人身保险保费收入呈负相关关系。

【关键词】人身保险;人口数量;居民消费价格指数;社会保险基金支出【中图分类号】F842.62【文献标识码】A1 问题的提出自我国恢复人身保险业务以来，人身保险行业发展迅速，具有很大发展潜力。

国内许多学者都就此做过实证分析。

例如，李良用面板数据模型分析收入、银行利率等影响寿险需求的因素与保费收入之间的相关性。

研究结论发现个人可支配收入的增长将导致寿险需求的增长，银行利率的提高将导致寿险需求的下滑。

陈之楚、刘晓敬通过线性回归计量方法，对各因素进行量化分析，结果表明我国寿险保费的高速增长已成为不断增长的国民经济基础。

李乐认为国民生产总值、人口数量对人身保险需求的影响显著，整体的经济状况越好，对人身保险的需求越强烈。

而社会保障支出越高，人身保险的购买力会减弱。

本文采用1995年到2018年的数据，从国民生产总值、人口数量、居民消费价格指数（CPI，令1978=100）、社会保险基金支出这四个因素对人身保险保费收入的影响进行实证分析，最终试图为人身保险的发展提出对策和建议。

2 因素的分析和模型的建立2.1 因素的分析及选取本文主要选取国民生产总值、人口数量、居民消费价格指数、社会保险基金支出这四个指标进行分析。

经济发展水平是一国保险业的基础，国民生产总值GDP反映一国经济发展状况。

随着人口数量的增多，有保险意识的人也会增多，一般地，人口规模与个人保险费收入呈正相关。

居民的消费水平體现居民的购买力，一国的消费水平越高，保险业发展也会受其影响。

而社会保障水平高意味着社会福利增加，社会保障程度越高，就会有人选择不再购买或少购买人身保险。

影响人身保险保费收入的因素分析摘要：本文采用我国实际经济年度数据，利用Eviews软件对传统理论中对于人身保费收入的影响因素进行多元线性回归分析并进行你拟合优度的检验及修正。

从模型中可看出我国的物价指数，城镇居民可支配收入，储蓄水平，国民生产总值等因素对人身保险的保费收入均有不同程度的影响。

关键词：人身保险保费收入多元线性回归拟合优度异方差修正中国保监会最新统计数据显示，2004年全国保费收入4318.8亿元，同比增长11.3%，保险深度3.4%，保险密度332元，而人身保险业务的保费收入达3228.2亿元，同比增长7.2%，其发展速度与增长趋势尤其迅猛。

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—2003年间的数据，利用多元线性回归模型进行分析并对拟合优度及异方差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保险费，保险人根据合同约定向被保险人疾病伤残死亡或到达约定的年龄、期限是承担给付保险金责任的保险。

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04年已增长为4318.8亿元。

（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。

影响人身保险保费收入的重要因素及其实证分析本文用从1982年到2011年的实际数据作实证研究，通过建立模型，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，去除死亡率、人口总数、医疗消费支出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国民生产总值和消费水平。

随着经济的发展和社会的进步，我国保险业自1979年恢复经营以来所取得的成绩是不容忽视的。

我国保费收入从1980年4.6亿元增加到2011年14339.25亿元，以平均每年29.63%的速度高速增长。

其中，人身保险保费收入在其市场份额首次超过财产保险以后，一直占据保险市场的主导地位，截止到2012年11月，我国人身保险保费收入为9439.54亿元，占总保费收入14244.54亿元的66.27%。

国家对保险业也越来重视，尤其是人身保险，其保费收入占保险业总收入的比例在70%以上。

因此，研究我国人身保险需求的影响因素具有重要的理论意义和实践意义。

一、我国人身保险需求状况分析第一，人身保险需求的总量分析。

1988年后，我国人身保险市场发生了深刻的变化，由中国人民保险公司一家独占市场发展成多家保险公司竞争的市场格局。

尤其是“人推销模式”极大地拉动了我国人身保险的需求。

当“人推销模式”发展到一定程度之后，我国人身保险需求的增长速度逐渐放缓，2000年后由于我国人身保险营销渠道的创新—银行保险的发展以及人身保险产品的创新—新型寿险产品的出现，其增长速度有所恢复。

第二，人身保险需求的分险种分析。

人寿保险。

从我国人身保险需求的发展状况来看，人寿保险一直处于绝对优势的地位。

从2008到2011年，寿险占人身保险保费收入的比重分别为89.41%、90.27%、91.04%和89.45%。

截止到2012年11月，寿险保费收入为8284.33亿元，占人身保险保费收入9439.54的87.76%。

健康保险和人身意外伤害保险。

农村社会保障影响我国人身保险保费收入的因素分析霍玉杰，梁雅欣，吕可昕（河北农业大学，河北 保定 071000）[摘要]利用国民生产总值、人口数量、居民消费价格指数（CPI，令1978=100）、社会保险基金支出这四个因素对人身保险保费收入的影响进行实证分析。

结果表明，人口数量和人身保险保费收入呈正相关关系，影响显著；社会保险基金支出与人身保险保费收入呈负相关关系。

[关键词]人身保险；人口数量；居民消费价格指数；社会保险基金支出[中图分类号]F842.62 [文献标识码]A1 问题的提出自我国恢复人身保险业务以来，人身保险行业发展迅速，具有很大发展潜力。

国内许多学者都就此做过实证分析。

例如，李良用面板数据模型分析收入、银行利率等影响寿险需求的因素与保费收入之间的相关性。

研究结论发现个人可支配收入的增长将导致寿险需求的增长，银行利率的提高将导致寿险需求的下滑。

陈之楚、刘晓敬通过线性回归计量方法，对各因素进行量化分析，结果表明我国寿险保费的高速增长已成为不断增长的国民经济基础。

李乐认为国民生产总值、人口数量对人身保险需求的影响显著，整体的经济状况越好，对人身保险的需求越强烈。

而社会保障支出越高，人身保险的购买力会减弱。

本文采用1995年到2018年的数据，从国民生产总值、人口数量、居民消费价格指数（CPI，令1978=100）、社会保险基金支出这四个因素对人身保险保费收入的影响进行实证分析，最终试图为人身保险的发展提出对策和建议。

2　因素的分析和模型的建立2.1　因素的分析及选取本文主要选取国民生产总值、人口数量、居民消费价格指数、社会保险基金支出这四个指标进行分析。

经济发展水平是一国保险业的基础，国民生产总值GDP反映一国经济发展状况。

随着人口数量的增多，有保险意识的人也会增多，一般地，人口规模与个人保险费收入呈正相关。

居民的消费水平体现居民的购买力，一国的消费水平越高，保险业发展也会受其影响。

而社会保障水平高意味着社会福利增加，社会保障程度越高，就会有人选择不再购买或少购买人身保险。

对影响人身保险保费收入诸因素的计量分析本文用计量经济学的方法对影响人身保险保费收入诸因素进行分析，试图通过实证数据考查各因素影响的程度，希望我们的模型及结论能为有关部门的决策提供参考•一，人身保险有关理论简介人身保险是以人的生命或身体为保险标的的保险，兼具保障与储蓄两大功能.影响人身保险保费收入的因素主要有：1,国民经济发展水平•（国民经济发展水平越高，人们的收入越多，有更多的钱购买保险，一般来说保费收入也越多）.2,商品经济发展程度•（商品经济的发展程度与保险需求成正比，商品经济越发达，则保险需求越大，反之，则越小。

在我们的分析中，运用了进口额来反映这一因素。

）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，一国国民风险意识尤其是树立运用保险机制来管理风险的意识对于保险业的发展也起着重要的作用）4,利率（利率的替代效应，保险与银行储蓄一样都是国民的一种投资方式，当银行利率高时人们会选择更为稳健的投资方式将钱存在银行而不会去买保险，从而影响保费收入。

）5,其他•如制度，人口数量和结构二，模型及有关说明1,我们用GDP衡量经济发展水平，模型中用X表示.用进口额衡量商品经济发展水平，模型中用S表示•国民保险意识也可通过S间接反映.用I表示利率•模型中的数据均为实际数据，具体见下表.Y人身保险保费收入（亿元）X GDP （亿元）S进口额（亿元）I 利率（％）1987 24.99300 11962.50 1614. 200 7. 2000001988 37.50000 14928. 30 2055. 100 8.6400001989 19.58000 16909. 20 2199. 900 11. 340001990 28.41000 18547. 90 2574. 3008.OOOOO O1991 41.41000 21617. 80 3398. 700 7. 5600001992 64.29000 26638. 10 4443. 300 7. 5600001993 144.0700 34634. 40 5986. 200 10.980001994 163. 4000 46759. 40 9960. 100 10.980001995 204. 2000 58479. 10 11048.10 10.980001996 324. 6200 67884. 60 11557.40 7. 4700001997 600. 2400 74462. 60 11806.50 5.6700001998 747.7000 78345.20 11626. 10 3. 7800001999 872.1000 82067.50 13736.50 2.2500002000 997.5000 89442. 20 18639.00 2.25000020011424.000 95933. 30 20164.20 2. 250000 2、建立回归方程：Y=C+B1X+B2S+B3I+U用OLS法进行回归,结果见下表：DePe ndent Variable: YMethod： LeaSt SqUareSDate :05/08/05 Time： 20:36Sample： 1987 2001In CIUded ObSerVati Ons： 15VariabIe COeffiCie nt Std・ ErrOr tβStatistic Prob.X -0.001488 0.005070 -0.293479 0. 7746S 0.053351 0. 024051 2.218281 0. 0485I -57. 59692 14.31660 -4・ 023086 0. 0020C 398. 1295 171.7342 2.318289 0. 0407ObSR~squared 0. 938880 AdjUSted R"squared 0. 922212S・ E・ Of regressi OrI 123. 4956 SUm SqUared resid 167762.8 LOg IikelihOOd -91.20100 DUrb in "Watson Stat 1. 950091 Mean depe ndent Var 379.6009 S. D・ dependent Var 442.7860 Akaike info Criteri On 12.69347 SChWarZ Criteri On 12.88228 F-StatiStiC 56.32509 PrOb(F-Statistic) 0. OOOOOIT(Bl)不显著，F显著，可能存在多重共线性•计算相关系数矩阵:X S IXI.OOOOOO 0.973767 -0.705918S 0.973767 I -0.705918 1.OOOOOO -0.667927-0.667927 1.OOOOOO由此看出；X与S之间存在高度线性相关，建立回归方程X=C+BS÷U作辅助回归.用OLS法回归，得下表:DePe ndent Variable： XMethod: LeaSt SqUareSDate: 05/09/05 Time: 22:32Sample: 1987 2001In CIUded ObSerVati ons： 15Variable COeffiCie nt Std・ ErrOr t~Statistic Prob.S 4.853451 0.314552 15. 42972 0. 0000C 6915.605 3306. 560 2.091480 0. 0567R~squared 0.948223 Mean depe ndent Var 49240. 81AdjUSted R"squared 0.944240 S.D・ dependent Var 30281.89S.E・ Of regressi On 7150. 627 Akaike info Criteri On 20.71135 SUm SqUared resid 6.65E+08 SChWarZ Criteri On 20.80576 LOg IikeIihOOd -153.3352 F-Statistic 238. 0763 DUrb in "Watson Stat 0.765323 PrOb (F e StatiStiC) 0. OOOOOOT 与F 均显著，X 与S 存在稳定的关系，与经济意义相符.为考查保费收入与 型：Y 二 C+BX+U 用OLS 回归得DePe ndent Variable ： Y Method: LeaSt SqUareS Date ： 05/08/05 Time ： 21:01 SaInPIe: 1987 2001In CIUded ObSerVati Ons ： 15VariabIe COeffiCie nt Std ・ ErrOr t-StatiStiC Prob.X 0.013338 0.001662 8. 024675 0. 0000 C-277. 158095. 19727-2.9114070. 0121R~squared 0. 832031 Mean depe ndent Var 379.6009 AdjUSted R"squared 0.819111 S.D ・ dependent Var 442.7860 S. E ・ Of regressi OrI 188.3217 Akaike info Criteri On 13. 43775 SUm SqUared resid 461045.8 SChWarZ Criteri On 13.53215 LOg IikeIihOOd -98.78310 F-Statistic 64.39540 DUrb in "Watson Stat0.447415PrOb (F-Stat iStiC)0.000002义相符3,对模型进行修正去掉解释变量X 后模型为：Y 二C+B2S+B3I+U 用OLS 回归得DePe ndent Variable ： Y Method: LeaSt SqUareS Date: 05/08/05 Time ： 21:11 SaInPIe: 1987 2001T 与F 均显著，说明GDP 对保费收入存在显著影响且B>0,与经济意GDP 之间的关系，建立Y 与X 间的回归模In CIUded ObSerVati ons： 15VariabIe COeffiCie nt Std・ ErrOr t-StatiStiC PrOb ・S 0. 046625 0.007016 6.645521 0. 0000I -56.21961 13.00032 -4.324479 0. 0010C 373.6930 144.3660 2.588511 0. 0237R~squared 0.938402 Mean depe ndent Var 379.6009 AdjUSted R-SqUared 0. 928136 S. D・ dependent Var 442.7860 S・ E・ Of regressi On 118.7000 Akaike info Criteri On 12.56793 SUm SqUared resid 169076. 4 SChWarZ Criteri On 12.70954 LOg IikelihOOd -91.25950 F-StdtiStiC 91.40564DUrb in ^Watson Stat 1. 836838 PrOb(F-Stat i st ic) 0.OOOOOOT与F均显著且B2>0, B3<0 与经济意义相符4,异方差检验(1)图示法S:25000 ------------------------------------20000 -'15000 -SIOOOO - ■50000 ----------------0 500 1000 1500IO *8 - ■I6 -'94 -2 --------------------- : ---------------- 1 --------15000 500 1000YI&S12 q -------------------------------------------■:♦∙ -I10 -■8 -« * AI6 -■4 -::2__________ I-0 500 1000(2) ArCh 检验ARCH Test:F"statistic 1.069894 PrObabiIity 0.414622 0bs*R"squared 3.435974 PrObabiIity O.329161TeSt EqUati on：DePe ndent Variable： RESlDEMethod: LeaSt SqUareSDate: 05/08/05 Time： 21:58SamPle(adjusted) : 1990 2001In eluded ObSerVati OnS: 12 after adjusti ng en dpo intsVariabIe COeffiCie nt Std・ ErrOr t~Statistic Prob.C 30056.05 12136. 30 2.476543 0. 0383RESlD A2(-1) -0・ 632575 0. 545678 -1.159245 0. 2798RESlD A2 (-2) -0.905054 0. 537635 -1.683397 0.1308RESlDA2(-3) -0.697171 0. 531926 -1・ 310653 0. 2263R"squared 0.286331 Mean depe ndent Var 11093. 07AdjUSted R-SqUared 0.018705 S. D・ dependent var 16285. 21S. E・ Of regressi On 16132. 18 Akaike info Criteri On 22.47622SUm SqUared resid 2.08E+09 SChWarZ c:Titeri On 22.63786LOg IikeIihOOd -130. 8573 F-StatiStiC 1. 069894DUrb in "Watson Stat 1. 787019 PrOb(F~statistic) 0.414622————在0. 05的显著性水平下，卡房(3) =7.81 ,因为3. 435974 <7.81所以接受Ho ,表明模型中随机误差项异方差不显著。

保费收入的影响因素摘要：保险作为一个新兴的产业，它在一定程度上为人民生活提供着保障。

随着我国经济的不断增强，居民消费水平的提高，人们的保险意识也在不断增强，保险业也迎来了新的曙光。

据统计，我国每年的保费收入数额越来越庞大，而影响保费收入的因素主要有总人口数量，国民总收入，社会保障总费用，活期存款利率，城乡居民人民币储蓄存款年底余额，居民消费价格指数。

为研究保费收入的影响因素，本文采用1987-2012年的数据对其建立计量经济模型，并利用E-views软件对收集到的数据进行相关回归分析，排除简单多元回归模型存在的严重多重共线性等问题，建立保费收入影响因素更精确的模型，分析了影响保费收入主要因素及其影响程度，预测我国保费收入增长趋势。

关键词：保费收入国民总收入多重共线性自相关一、问题的提出作为国民经济的重要组成部分、金融行业公认的四大支柱之一的保险业，其自身的成长壮大与国民经济的健康发展息息相关。

人们只有在满足了自身生活需要之余才有可能对保险进行消费。

据保监会统计，我国保费收入自1987年以来呈扶摇直上趋势，由1987年的71亿元到2012的15487亿元，增加了210多倍，这个飞跃无疑是巨大的。

而这无疑使国家经济发展和人民消费水平的真实反映。

作为一个即将步入朝阳的产业，保险也越来越多的受到人们的关注。

而我们作为保险专业的一名学生，了解保险发展的动态及趋势是十分必要的。

为了研究保费收入的影响因素，分析它对国民收入和居民消费水平的依赖程度，需要建立计量经济模型。

二、变量的选取本文选取保费收入作为被解释变量，选取我国总人口、国民总收入、社会保障总费用、活期存款利率、城乡居民储蓄存款年底余额作为解释变量，即影响保费收入的各因素。

(一)保费收入：包括在中国大陆开展业务的所有保险公司的财产险和人身险保费收入，反映保险业的总体发展水平。

(二)总人口：包括城镇人口和农村人口，将其引入模型用来反映人口数量对保险业发展的影响。