中国人身保险保费收入的实证分析与预测研究①

                                  尹成远1赵桂玲2周稳海３

（1.河北大学，河北 保定 071002；2.河北金融学院，河北 保定 071051；3.河北农业大学；河北 保定 071001）

    ［摘要］影响我国人身保险保费收入的相关因素，主要有国内生产总值、存款余额、基尼系数、人口数量、国家财政用于抚恤和社会福利的支出等5个方面。利用1982年~2005年相关数据进行了实证分析，结果表明：人均GDP的增长是导致我国人身保险保费收入增长的主要原因；存款余额对人身保险保费收入表现出一种很强的抑制作用；基尼系数对我国人身保险保费收入的影响很显著，并且呈负相关；人口数量和人身保险保费收入呈正相关；国家财政用于抚恤和社会福利的支出增加对人身保险的保费收入是一个正向的促进作用。预测在未来5年时间里，我国人身保险保费收入增长速度较前几年有所放缓，但仍将保持快速增长的势头，增幅比较平稳。
    ［关键词］人身保险；保费收入；国内生产总值；存款余额；基尼系数；人口数量；社会保障
    ［中图分类号］F840.62［文献标识码］A［文章编号］1004-3306（2008）01-0048-05
    Abstract：Factors affecting personal insurance premium income in China are mainly GDP, national deposit balance, Gini coefficient, population, and state expenditure for social relief and welfare. An analysis of the data between 19822005 indicated that GDP per capita growth is the major factor driving the growth of personal insurance premium income in China; national deposit balance had a very strong restricting effect on the premium income; Gini coefficient had significant impact on China′s personal insurance premium income, and they were adversely related; the number of population and  personal insurance premium income were positively related; and national expenditure on social relief and welfare was a strong driving force for premium income. It was forecasted that in the next 5 years, the growth of China′s personal insurance premium income would slow down from the high growth of previous years, but the level of growth would still be fairly strong and stabilized.
    Key words：personal insurance; premium income; GDP; deposit balance; Gini coefficient; number of population; social security

    一、实证研究文献综述

    我国自1982年恢复人身保险业务至今，人身保险市场得到了长足发展，保费收入迅速增长。1982年人身保险保费收入仅有159万元，2006年人身保险保费收入高达4 132亿元，在25年间，保费收入增长2.6万倍，截至2007年6月人身保险保费收入高达2 634亿元，比2006年同期增长15%。

    人身保险保费收入是一国人身保险业发展水平的重要指标，表示该国人身保险市场总体规模及发展状况。从国外保险市场发展的规律来看，一个国家或地区的人身保险保费收入的大小通常与该地区的人均国民生产总值、存款余额、社会总收入的分配状况、人口数量、社会保障程度、社会习俗、文化结构、保险产品数量等因素相关联。国内外有许多学者都曾对保费收入的影响因素作了大量的实证研究。

   （一）国外研究文献

    人身保险的理论研究是实证研究的基础，它为实证研究提供指导思想。Yaari［1］（1965）从理论上研究了保险的需求，尤其是人寿保险的需求，他的研究表明，由于未来寿命的不确定，人们更倾向于现在消费而不是选择以后消费，保险的作用在于消除了这种寿命不确定性带来的影响。Yaari的研究成为很多寿险需求理论研究的起点。在此基础上，Hakansson［2］（1969）、Fischer［3］（1973）、Karni和Zilcha［4］（1986）进行了扩展。他们的研究表明，风险资产的存在不会改变人们对保险的需求或消费，人寿保险的需求主要是为了消除由于寿命的不确定带来的收入风险，而不是为了消除资产的风险。这个结论说明，寿险的作用主要是储蓄和保障，而不是投资。在寿险需求的理论研究的基础上，Dale B.Truett和Lila.J.Truett［5］（1990）以美国和墨西哥的相关资料对人均保险需求与人均国民生产总值的关系进行了研究，结果表明：两者呈正相关关系。并且用延后3期的人均国民生产总值作为解释变量结果更好。通过研究还发现，国民生产总值较低的国家相对于较高的国家，其对人寿保险需求有较高的收入弹性。Browne Mark J和Kihong Kim［6］（1993）对人寿保险需求的国际分析结果显示：国民收入与人寿保险需求正相关。

   （二）国内研究文献

    林宝清［7］（1996）的实证结果表明：在外部条件基本相近的情况下，各省保费收入与各省国民生产总值、人均保费收入与人均国民生产总值都具有高度的正相关关系。孙祁祥和贲奔［8］（1997）选取储蓄余额研究我国保险需求量，建立了保费收入与银行存款总量线性回归模型,分析了影响我国保险需求规模的因素。卓志［9］（2001）以1986年～1995年保险业发展数据，采用线性回归拟合方程，研究了我国寿险业的影响因素，得出了经济发展是影响我国寿险需求的重要因素的结论。肖文和谢文武［10］（2000）以1980年～1998年的GDP数据和保费收入数据，并引入两个虚拟变量D1和D2来代表政策因素影响，建立了一个简单的计量模型，得出的结论是：除了GDP对保费收入增长的影响，政府的政策也是一个非常重要的因素。阎建军和王治超［11］（2002）选取1985年～1997年的数据，以国民生产总值和名义利率作为解释变量，各种寿险产品的总保费作为被解释变量，运用保险学原理和计量经济学分析方法，建立双对数计量模型估计我国寿险需求函数，得出的实证结论是GNP的变动是导致我国寿险需求总量变动的主要原因，银行利率对寿险需求量的影响不显著。陈之楚,刘晓敬［12］（2004）研究发现：中国寿险业高速发展的过程中，经济发展水平扮演了主要的角色，但从短期来看，经济体制改革的影响更为显著。张浩［13］（2005）以国内生产总值、基尼系数等作为解释变量，建立线性模型，研究表明：GDP的增长是导致我国寿险总量增长的主要原因，基尼系数与我国寿险保费成正相关系且影响显著。李良［14］（2006）选取全国30个省市1998年～2003年的数据，采取面板数据模型，就总的可支配收入、社会保障、银行利率等寿险需求影响因素与保费收入相关性作了Granger因果性检验分析，得出的结论是：个人可支配收入的增长将导致寿险需求的增长，社会保障促进了保费收入的增长，银行利率的提高将导致寿险需求的下滑。

    以上学者从不同角度对保费收入的影响因素进行了大量的研究，并取得了突出成果，为我们进一步研究奠定了基础。但限于当时历史数据、研究工具以及研究角度差异，研究结果在某些方面还存在争议。因此，本文拟在以上各位专家研究成果的基础上，对该问题作进一步的探索：第一，选取多个重要的解释变量，减小模型残值，进一步提高模型的精度；第二，尽量使相关数据统计口径统一，保持时间序列的平稳性；第三，引进虚拟变量，代表保险市场模式的变化对保费收入的影响；第四，对各解释变量进行合理假设，预测未来人身保险保费收入，验证模型的合理性。

    二、影响人身保险保费收入的因素假设

   （一）人均国内生产总值（GDP）

    人均GDP是影响人身保险市场发展的重要因素。人均GDP代表居民可支配收入的水平，当人均GDP很低的时候，人们有限的收入仅能维持必要的日常生活支出，作为较高消费层次的保险产品大多数人无缘问津；当社会经济处于较高的发展阶段，人均GDP较高，人们经过必要的消费后还有部分剩余，于是保险产品就必然成为较高收入人群的消费对象。因此，从理论上讲，人均GDP越高，对保险的需求就越大，二者之间应呈正相关关系。例如：Dale B.Truett和Lila.J.Truett［5］（1990）、Browne Mark J和Kihong Kim［6］、林宝清［7］（1996）、卓志［9］（2001）等均证明了它们之间的相关性。

   （二）存款余额（Deposit）

    保险产品是一种金融资产，在收入一定的情况下，和其他金融资产是一种互相替代的关系。存款余额作为另一种金融资产，和银行利率密切相关。在一般情况下，当利率水平较高时，把资金存入银行比购买投资型人身保险产品更有利可图，于是人们倾向于储蓄来获得利息收入，结果使存款余额增加，保险需求减少；反之，当利率水平较低时，人们就倾向于购买保险，存款余额减少，保险需求增加。由此可见，保险需求与存款余额呈此升彼长的负相关关系。孙祁祥和贲奔［8］（1997）曾在模型中以该指标作为解释变量。

   （三）基尼系数（GN）

    基尼系数（Gini Coefficient）是用来定量测定收入分配差异程度，是国际上综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标。基尼系数反映了居民贫富差距大小，居民的贫富差距是影响保险需求的重要因素之一。由于低收入者的收入只能满足购买必需品的需求，根本谈不上购买保险产品，这部分人有保险需求但没有购买能力。高收入者自己有经济实力来解决养老和医疗问题，这部分人有购买力但是没有人身保险需求。从而高收入者不需要人身保险，低收入者买不起保险。基尼系数增大，表明居民的贫富差距增大，这两种类型的人数增多，保险需求减小；反之，基尼系数减小，保险需求增大。因此保险需求与基尼系数呈负相关关系。张浩［13］（2005）曾在模型中引入该变量，但得出的结论却与理论相反。

   （四）人口数量（Population quantity）

    人身保险的保险标的是人的生命和身体，因此人口数量与保险需求是密切相关的。从保险需求的角度看，人口数量增加，身患疾病，遇到意外伤害或者死亡的人口数量增加，导致人身保险的总需求量增加。从保险供给的角度看，人口数量越多，从事保险的人员越多，一方面，有利于人身保险产品的品种及数量的增加，从而满足不同人群的保险需求；另一方面，有利于保险宣传，使人们能够增强风险意识，进一步促进保险需求的增长，因此，人身保险需求和人口数量呈正相关关系。

   （五）国家财政用于抚恤和社会福利的支出（Welfare）

    国家财政用于抚恤和社会福利的支出是一种社会保险，是指国家采用强制手段对国民收入进行的再分配，对劳动者
①本文为河北省科技厅软科学研究指导计划项目“河北省新农村建设中的农业保险问题研究（课题编号074572323）”的成果之一。因为年老、疾病、伤残、死亡等原因丧失劳动能力或因失业而终止劳动时，由国家和社会提供基本生活保障。国家财政用于抚恤和社会福利的支出的增加，一方面使发生疾病、伤残、失业等不幸事件的家庭或个人获得财政支持的水平增加，从而减小对人身保险的需求，另一方面，获得财政支持的家庭或个人能迅速恢复正常的生产、生活，提高收入水平，从而增加对人身保险的需求。总之，人身保险的保费收入和国家财政用于抚恤和社会福利的关系应视二者力量大小而定。李良［14］（2006）曾以与该指标非常相似的社会保障为解释变量，结论是社会保障促进了保费收入的增长。

    三、模型建立

    模型建立采取多元回归模型，以人身保险保费收入（Premium）为模型的被解释变量，代表人身保险市场的发展规模；人均国民生产总值、存款余额、基尼系数、人口数量、国家财政用于抚恤和社会福利的支出等5个影响人身保险保费收入的变量作为模型的解释变量。另外，由于1987年交通银行保险部（太平洋保险公司前身）成立，开展保险业务。1988年3月，经中国人民银行批准，由深圳蛇口工业区招商局等单位合资创办了我国第一家股份制保险公司——平安保险公司。这两家股份制保险公司成立后，在全国范围内开展业务，同中国人民保险公司展开了竞争，中国人保险公司退出垄断地位,该时期为我国人身保险市场的转折点，因此，在模型中引入虚拟变量D1，1988年前D1的值取“0”，在1988年及以后年份D1的值取“1”。再者，由于解释变量存款余额的数据样本在1994年前指的是国家银行各项存款和，1994年及以后指的是金融机构（银行、邮政储蓄、住房储蓄银行、城市信用合作银行、农村信用社、城市信用社、金融信托投资机构、财务公司等）各项存款之和，统计口径发生了较大变化，为了消除该因素对模型的影响，在模型中引入虚拟变量D2，1994年前D2的值取“0”，在1994年及以后年份D2的值取“1”。ln(Premium)=C0+C1ln(GDP)+C2ln(Deposit)+C3GN+C4ln(population)+C5ln(welfare)+C6D1+C7D2+μ模型中，Premium：人身保险保费收入；GDP：人均国民生产总值；Deposit：存款余额；GN：基尼系数；Population：人口数量；Welfare：国家财政用于抚恤和社会福利的支出；D1：虚拟变量，（1988年前D1的值取“0”，在1988年及以后年份D1的值取“1”）；D2：虚拟变量，（1994年前D2的值取“0”，在1994年及以后年份D2的值取“1”）；μ：随机误差项。

    四、数据收集与整理

    选取1982年～2005年各指标的时间序列数据作为样本值。原始数据来源于各年《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国统计摘要》以及中国保监会、中国人民银行网站，并经计算整理而得（详见表1）。1982年～2005年各指标的时间序列数据表1
年份[]Premium（万元）[]GDP（元）[]Deposit（亿元）[]GN[]Population（万人）[]Welfare（亿元）[]D1[]D21982[]159[]527.780 4[]2 369.9[]0.3[]100 072[]21.43[]0[]01983[]1 044[]582.682 8[]2 788.6[]0.284[]101 654[]24.04[]0[]01984[]7 492[]695.200 9[]3 583.9[]0.24[]103 008[]25.16[]0[]01985[]41 213[]857.820 5[]4 264.9[]0.285 8[]104 357[]31.15[]0[]01986[]115 772[]963.186 7[]5 354.7[]0.282 2[]105 851[]35.68[]0[]01987[]234 085[]1 112.377[]6 517[]0.295 9[]107 507[]37.4[]0[]01988[]342 481[]1 365.506[]7 425.8[]0.329[]109 300[]41.77[]1[]01989[]399 879[]1 519.002[]9 013.9[]0.313[]111 026[]49.6[]1[]01990[]490 797[]1 644.467[]11 644.9[]0.3289[]112 704[]55.04[]1[]01991[]631 704[]1 892.76[]14 864.1[]0.3493[]114 333[]67.32[]1[]01992[]938 647[]2 311.088[]18 891.1[]0.352 3[]115 823[]66.45[]1[]01993[]859 545[]2 998.364[]23 230.3[]0.374 2[]117 171[]75.27[]1[]01994[]1 431 326[]4 044.004[]40 502.5[]0.3875[]118 517[]95.14[]1[]11995[]1 609 049[]5 045.73[]53 882.1[]0.379 4[]119 850[]115.46[]1[]11996[]3 247 700[]5 845.887[]68 595.6[]0.3728[]121 121[]128.03[]1[]11997[]3 904 787[]6 420.18[]82 390.3[]0.359 8[]122 389[]142.14[]1[]11998[]7 502 284[]6 796.03[]95 697.9[]0.391 8[]123 626[]171.26[]1[]11999[]8 789 531[]7 158.502[]108 778.9[]0.404 3[]124 761[]179.88[]1[]12000[]9 900 000[]7 857.676[]123 804.4[]0.4011[]125 786[]213.03[]1[]12001[]14 240 000[]8 621.706[]143 617.17[]0.433 7[]126 743[]266.68[]1[]12002[]22 740 000[]9 398.054[]170 917.4[]0.451 2[]127 627[]372.97[]1[]12003[]30 110 000[]10 541.97[]208 055.6[]0.458[]128 453[]498.82[]1[]12004[]31 940 000[]12 335.58[]241 424.3[]0.470[]129 227[]563.46[]1[]12005[]36 490 000[]14 040[]287 169.5[]0.483[]129 988[]716.39[]1[]1注：①存款余额1994年前指的是国家银行各项存款和，1994年及以后指的是金融机构（银行、邮政储蓄、住房储蓄银行、城市信用合作银行、农村信用社、城市信用社、金融信托投资机构、财务公司等）各项存款之和。
②人身保险保费收入1996年前为中国人民保险公司的养老金险、人身意外伤害险、简易人身险三者之和。③人口数量为每年年初统计值或上年末统计值。模型回归结果表2Variable[]Coefficient[]Std.Error[]t-Statistic[]Prob.C[]-2 303.420[]436.097 1[]-5.281 897[]0.000 1GDP[]8.716 571[]2.573 519[]3.387 024[]0.003 8Deposit[]-17.322 67[]3.501 526[]-4.947 177[]0.000 1GN[]-30.973 92[]8.136 973[]-3.806 566[]0.001 6People[]206.923 0[]39.522 93[]5.235 518[]0.000 1Welfare[]5.062 196[]1.240 134[]4.081 975[]0.000 9D1[]-3.051 605[]0.922 619[]-3.307 546[]0.004 4D2[]3.559 445[]1.467 706[]2.425 175[]0.027 5R-squared[]0.977 951[]Mean dependent var[]13.624 90Adjusted R-squared[]0.968 305[]S.D.dependent var[]3.212 405S.E.of regression[]0.571 909[]Akaike info criterion[]1.981 527Sum squared resid[]5.233 272[]Schwarz criterion[]2.374211Log likelihood[]-15.778 32[]F-statistic[]101.380 5Durbin-Watson stat[]2.191 338[]Prob（F-statistic）[]0.000 000五、实证结果与分析

   （一）实证结果及显著性检验

    根据表1所提供的有关指标数据，运用Eviews统计软件对模型进行回归分析，其结果见表2。
从回归结果看，R2=0.977 327，R2=0.967 407，模型拟合程度良好；F=98.525 63，大于临界值F0.01（7，16）=4.03方程总体已通过检验，在1%水平上显著；常数项C和GDP、Deposit、GN、People、Welfare、D1等变量的t检验值分别为-5.281 897、3.387 024、-4.947 177、-3.80 656、5.235 518、4.081 975、-3.307 546，绝对值均大于临界值t0.005=2.921，以上变量在1%水平上显著；D2的t检验值为2.425 175，绝对值大于临界值t0.025=2.120，在5%水平上显著；模型D.W.检验值为2.191 338，该值略大于2，模型不存在序列相关性。因此，模型设定合理，回归方程可投入使用。最终回归方程为：
ln(Premium)=-230 3.420+8.717ln(GDP)
-17.323ln(Deposit)-30.974GN
+206.923ln(population)+5.062ln
(Welfare)（T<1988年）
ln(Premium)=-230 6.472+8.717ln(GDP)
-17.323ln(Deposit)-30.974GN
+206.923ln(population)+5.062ln
(Welfare)（1988年≤T<1994年）
ln(Premium)=-230 2.912+8.717ln(GDP)
-17.323ln(Deposit)-30.974GN
+206.923ln(population)+5.062ln
(Welfare)（T≥1994年）

   （二）结果分析

    根据以上的实证结果，进行如下分析：

    1.人均GDP

    当人均GDP每增加1个百分点，人身保险保费收入平均增长8.717个百分点。这是由于人均GDP的增长，不仅促进了居民可支配收入的增加，提高了购买能力，而且促进了人们消费观念和消费结构的变化，增强了人们的风险意识，提高了人身保险需求。

    2.存款余额

    当存款余额每增加1个百分点，人身保险保费收入平均降低17.323个百分点，存款余额对人身保险保费收入表现出一种很强的抑制作用。这是由于两种金融资产间相互替代关系，在收入一定的前提下，储蓄即存款余额的增加，势必在一定程度上会影响人身保险产品的消费，所以存款余额对人身保险保费收入具有较强的负面影响。

    3.基尼系数

    基尼系数每上升0.01，人身保险保费收入将降低0.309 74个百分点。这是由于随着贫富差距的加大，会出现更多的“穷人”，他们的收入变得更少，只能或者根本不能满足自己对生活必需品的需要，对不是生活必需品的人身保险产品，尤其是具有投资性质的寿险产品的需求必然减少。同时会有更多的“富人”由于自己能承担起养老和医疗等费用，虽然有购买能力，但购买人身保险产品积极性下降，因此，基尼系数的增大，对保费收入是一个反向作用。

    4.人口数量

    人口数量每上升1个百分点，人身保险保费收入将升高206.923个百分点，可见人口数量对我国人身保险保费收入的影响非常显著。这是由于以下原因造成的：首先，人身保险是以人的生命和身体为保险标的的一种险种，人口数量增大，导致对人身保险的总需求增多，保费收入提高；其次，随着人们生活、科技、医疗水平的不断提高，死亡率不断降低，导致人口数量增多，尤其是老年人群的比例不断提高，从而导致了对终身寿险、年金保险等寿险产品需求的大幅度增长；第三，人口数量增多，保险从业人员也会有一定程度的增长，这将有利于保险产品开发和销售，提高保险公司的运行效率，从而使保费收入增加。

    5.国家财政用于抚恤和社会福利的支出

    国家财政用于抚恤和社会福利的支出增加对人身保险的保费收入是一个正向的促进作用，国家财政用于抚恤和社会福利的支出每增加1个百分点，人身保险保费收入平均增长5.062个百分点。这是由于增加国家财政用于抚恤和社会福利的支出对人身保险需求的正面作用大于其负面作用，使保险需求总水平提高。

    六、人身保险保费预测

    2005年～2010年各指标的时间序列数据表3年份[]GDP（元）[]Deposit
（亿元）[]GN[]population
（万人）[]Welfare
（亿元）2005[]14 040[]287 169.5[]0.483[]129 988[]716.392006[]15 584.4[]337 424.2[]0.496[]130 767.9[]895.4882007[]17 298.684[]396 473.4[]0.509[]131 552.5[]1 119.3592008[]19 201.539[]465 856.2[]0.522[]132 341.9[]1 399.1992009[]21 313.709[]547 381.1[]0.535[]133 135.9[]1 748.9992010[]23 658.217[]643 172.8[]0.548[]133 934.7[]2 186.249将表3中的数值代入方程
ln(Premium)=-230 2.912+8.717ln(GDP)
-17.323ln(Deposit)-30.974GN
+206.923(population)+5.062ln(Welfare)
得到预测结果，详见表4。
2006年～2010年人身保险保费收入预测结果
表4（单位：万元；%）
年份[]保费实际值[]保费预测值[]增长率2001[]14 240 000[]15 320 7702002[] 22 740 000[]21 335 865[]39.262003[]30 110 000[]25 831 623[]21.072004 []31 940 000[]34 214 497[]32.452005 []36 490 000[]39 721 831[]   16.102006 []40 610 901[]43 061 602[]8.412007 [][]46 683 865[]   8.412008[][]50 618 149[]   8.412009 [][]548 721 129[]8.412010 [][]594 870 279[]   8.41根据以前的历史数据、宏观经济及国家政策导向，对相关指标作如下假设：第一，假设从2006年～2010年人均GDP保持年均11％的增长率；第二，假设从2006年～2010年存款余额保持年均17.5％的增长率；第三，假设2007年～2010年基尼系数每年增长0.013；第四，假设人口数量从2007年～2010年保持年均0.6%的增长率；第五，假设Welfare从2007年～2010年保持年均25％的增长率，则各指标将来每年的具体数值如表3所示。

    由预测结果可以看出，在未来5年时间里，我国人身保险保费收入增长速度较前几年有所放缓，但仍将保持快速增长的势头，年均增长率在8.41%左右，增幅比较平稳。

［参考文献］
［1］Yaari,M.E..Uncertain Lifetime,Life Insurance,and the Theory of the Consumer ［J］.Renew of Economic Studies 1965 32:137-150.
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［编辑：傅棣晓］