安徽省居民人身保險(xiǎn)投資需求的影響因素探析
——基于ECM模型的實(shí)證分析

王媛，彭愛(ài)群，李瑋瑋

(安徽工商職業(yè)學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，安徽 合肥 231100)

2000年以來(lái)，安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度始終保持上漲態(tài)勢(shì)，其中2000年至2017年人均GDP增長(zhǎng)率達(dá)到14%，而人身險(xiǎn)業(yè)務(wù)并沒(méi)有與經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)出持續(xù)顯著的正相關(guān)關(guān)系，人均人身險(xiǎn)保費(fèi)支出甚至在某些年份出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)。從人均人身險(xiǎn)保費(fèi)支出來(lái)看，2000年至2017年，安徽省人均人身險(xiǎn)保費(fèi)支出增速分別為36%、55%、65%、14%、6%、20%、19%、54%、15%、18%、-10%、-2%、-3%、17%、29%、31%、33%(根據(jù)《中國(guó)保險(xiǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》有關(guān)年份數(shù)據(jù)整理所得)。從增長(zhǎng)率指標(biāo)來(lái)看，安徽省人身險(xiǎn)保費(fèi)收入2011年之后的增長(zhǎng)速度有開(kāi)始放緩的趨勢(shì)，并在2011至2013年出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)。人身險(xiǎn)保費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不一致，從側(cè)面反映出安徽省人身險(xiǎn)業(yè)務(wù)發(fā)展存在一定的問(wèn)題。

1 人身保險(xiǎn)需求的收入彈性模型分析

圖1 不同的彈性需求

需求的收入彈性是指在價(jià)格和其他因素不變的條件下，由于消費(fèi)者收入變化所引起的需求數(shù)量發(fā)生變化的程度大小[1]。通常用收入彈性系數(shù)來(lái)表示需求收入彈性大小。具體到人身險(xiǎn)來(lái)說(shuō)，就是消費(fèi)者收入X的變化，引起人身險(xiǎn)密度Y的變化程度的大小，如圖1所示，由于收入對(duì)人身險(xiǎn)密度的影響是正向的，所以其彈性是一條經(jīng)過(guò)原點(diǎn)O的斜率線(xiàn)。當(dāng)彈性系數(shù)=1時(shí)，斜率線(xiàn)上任意一點(diǎn)到縱軸X和到橫軸Y的距離都是相當(dāng)?shù)?；?dāng)彈性系數(shù)<1時(shí)，斜率線(xiàn)上任意一點(diǎn)到縱軸X的距離都小于到橫軸Y的距離；當(dāng)彈性系數(shù)>1時(shí)，斜率線(xiàn)上任意一點(diǎn)到縱軸X距離都大于到橫軸Y距離。我們希望彈性系數(shù)大一點(diǎn)，但彈性系數(shù)一方面主要由消費(fèi)者收入決定，其次還要受到城鄉(xiāng)居民年末儲(chǔ)蓄余額、平均每戶(hù)家庭人口數(shù)、社會(huì)保障支出等因素制約(參見(jiàn)本文第二部分)；另一方面，從主觀上看，還要受到人身險(xiǎn)行業(yè)的戰(zhàn)略布局、人身險(xiǎn)產(chǎn)品設(shè)計(jì)與宣傳等方面的努力程度制約(參見(jiàn)本文第三部分)。

2 安徽省居民人身保險(xiǎn)需求的實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)選取及處理

基于數(shù)據(jù)前后指標(biāo)一致性及可得性，文章選取2000年至2017年年度數(shù)據(jù)作為實(shí)證研究基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。以安徽省人均人身保險(xiǎn)費(fèi)(即人身險(xiǎn)密度)為被解釋變量y，從家庭屬性、社會(huì)保障兩大維度選取四個(gè)指標(biāo)作為被解釋變量，以此分析安徽省人身險(xiǎn)密度的影響因素及影響路徑。各變量的含義如表1所示。

為了降低數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)及異方差對(duì)于建模的影響，文章分別對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。其中安徽省人身險(xiǎn)密度記為lny，人均可支配收入為lnx1，城鄉(xiāng)居民年末存款余額為lnx2，平均每戶(hù)家庭人口數(shù)為lnx3；社會(huì)保障指標(biāo)中社會(huì)保障支出為lnx4。

2.2 實(shí)證檢驗(yàn)

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于文章采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為避免數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性導(dǎo)致的偽回歸問(wèn)題，在進(jìn)行建模之前，先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF檢驗(yàn)法驗(yàn)證各變量的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表1 變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)

注：數(shù)據(jù)來(lái)源于2001-2017年《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)保險(xiǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表2 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)源于eviews6.0。

從表2檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在10%顯著性水平，安徽省人身保險(xiǎn)密度、人均可支配收入，城鄉(xiāng)居民年末儲(chǔ)蓄存款余額、平均每戶(hù)家庭人口數(shù)及社會(huì)保障支出的原序列均為非平穩(wěn)序列。在5%顯著性水平下，上述數(shù)據(jù)二階差分序列均為平穩(wěn)序列。

2.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

由平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，被解釋變量及解釋變量均為二階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用基于回歸方程的殘差A(yù)DF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，來(lái)說(shuō)明數(shù)據(jù)之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先需建立被解釋變量與解釋變量間的回歸模型，回歸結(jié)果如下：

Iny=12.87908-3.454353 lnx1+2.532447 lnx2-3.396019 lnx3+0.501298 lnx4

回歸結(jié)果擬合優(yōu)度R=0.972026，擬合結(jié)果較好。其次得到了殘差結(jié)果resid，在eviews6.0軟件中令ecm=resid，并對(duì)ecm進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表3檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%顯著性水平下，殘差通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即原數(shù)據(jù)序列之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.2.3 基于E-G兩步法的ECM模型

基于上文的協(xié)整檢驗(yàn)可知，原數(shù)據(jù)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并得出殘差項(xiàng)，記為ecm。以上文得到的ecm作為非均衡誤差項(xiàng)加入誤差修正模型，并用OLS法估計(jì)相應(yīng)參數(shù)。建立的誤差修正模型，回歸結(jié)果如下：

Iny=18.09170-5.279653 lnx1+3.729205 lnx2-3.165995 lnx3+0.680226 lnx4+0.362928 ecm(-1)

模型的擬合優(yōu)度為0.967179，擬合效果較為理想。

3 結(jié)論與建議

由實(shí)證結(jié)果可知，安徽省人身險(xiǎn)密度主要受到人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民年末儲(chǔ)蓄余額、平均每戶(hù)家庭人口數(shù)、社會(huì)保障支出等相關(guān)指標(biāo)的影響，每個(gè)指標(biāo)的影響方向及深度各不相同。

第一，在家庭屬性指標(biāo)體系中，人均可支配收入對(duì)人身險(xiǎn)密度產(chǎn)生反向影響，當(dāng)人均可支配收入變動(dòng)1個(gè)單位，人身險(xiǎn)密度將反向變動(dòng)5.279653個(gè)單位。城鄉(xiāng)居民年末儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)人身險(xiǎn)密度產(chǎn)生正向影響，當(dāng)城鄉(xiāng)居民年末儲(chǔ)蓄存款余額變動(dòng)1個(gè)單位，人身險(xiǎn)密度將正向變動(dòng)3.729205個(gè)單位。平均每戶(hù)家庭人口數(shù)對(duì)人身險(xiǎn)密度產(chǎn)生反向影響，當(dāng)平均每戶(hù)家庭人口數(shù)變動(dòng)1個(gè)單位，人身險(xiǎn)密度將反向變動(dòng)3.165995個(gè)單位。

理論上，收入水平的提高是影響人們保險(xiǎn)投資需求的，且是正向影響保險(xiǎn)投資需求。而這里人均可支配收入水平提高，保險(xiǎn)投資需求反而降低，其主要原因?yàn)椋阂皇侨司芍涫杖胼^高的人群多為高收入群體。高收入群體投資渠道廣泛、理財(cái)方式多樣、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的手段也較多，通常個(gè)人資產(chǎn)配置中保險(xiǎn)投資的絕對(duì)額雖然較大，但是占其總資產(chǎn)的比例反而較?。欢菗?jù)有關(guān)統(tǒng)計(jì)，目前家庭可支配收入一半以上是用來(lái)購(gòu)買(mǎi)房產(chǎn)，保險(xiǎn)投資所占比例較少。

城鄉(xiāng)居民年末儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)人身險(xiǎn)密度產(chǎn)生正向影響。這里主要是因?yàn)閮?chǔ)蓄率高的人群絕大多數(shù)為低收入群體，低收入群體投資渠道、理財(cái)方式單一，一旦年末儲(chǔ)蓄存款余額結(jié)余，絕大多數(shù)居民可能會(huì)考慮人身保險(xiǎn)投資，這是一種保障功能較強(qiáng)的投資[2]。

平均每戶(hù)家庭人口數(shù)反映了家庭規(guī)模問(wèn)題，家庭規(guī)模和人身險(xiǎn)密度成反向關(guān)系，家庭規(guī)模越小，意味著家庭保障的功能在弱化，人身保險(xiǎn)的需求就更大。當(dāng)然，其深層次的原因是，家庭規(guī)模小實(shí)際上意味著家庭人口的老齡化，老年人相對(duì)于年輕人購(gòu)買(mǎi)人身保險(xiǎn)的意愿相對(duì)較大。這是老齡化給健康保險(xiǎn)市場(chǎng)帶來(lái)的機(jī)遇，如何抓住市場(chǎng)機(jī)遇，這不僅需要保險(xiǎn)公司推層出新、加大保險(xiǎn)產(chǎn)品的設(shè)計(jì)與宣傳，也要從態(tài)度和認(rèn)知上改變?cè)械睦夏瓯ｋU(xiǎn)風(fēng)險(xiǎn)高不愿意承保的觀念。

第二，社會(huì)保障支出對(duì)人身險(xiǎn)密度產(chǎn)生正向影響，當(dāng)社會(huì)保障支出變動(dòng)1個(gè)單位時(shí)，人身險(xiǎn)密度同向變動(dòng)0.680226個(gè)單位。這主要是由于基本醫(yī)療保險(xiǎn)和基本養(yǎng)老保險(xiǎn)水平的提高對(duì)商業(yè)人身保險(xiǎn)需求增長(zhǎng)有正面影響。主要原因：一是基本醫(yī)療保險(xiǎn)和基本養(yǎng)老保險(xiǎn)水平提高、覆蓋面廣，提高了人們的健康保障意識(shí)[3]；二是基本醫(yī)療保險(xiǎn)和基本養(yǎng)老保險(xiǎn)提供的是基礎(chǔ)保障，保障水平較低，不能滿(mǎn)足人們的保障性需求和多樣化需求，而商業(yè)人身險(xiǎn)公司能夠個(gè)性化定制，滿(mǎn)足不同層次的人身保險(xiǎn)需求。