中國壽險市場需求影響因素的測度檢驗

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1、中國壽險市場需求影響因素的測度檢驗（上）2016-06-01壽險業(yè)務(wù)發(fā)展的好壞是探究中國保險市場詢進方向的窗口。對影響我國壽險需求的相關(guān)因素進行深入研究，引導(dǎo)壽險市場健康發(fā)展，可以充分發(fā)揮保險業(yè)對經(jīng)濟社會發(fā)展的“助推器”和“穩(wěn)定器”的作用?，F(xiàn)冇的研究涉及了包括經(jīng)濟、人口、社會等方面的因素，但由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的不一以及研究方法的差別，造成研究的結(jié)論侑所不同，特別是關(guān)于死亡率、受教育程度、撫養(yǎng)率等方面存在的差異最人。本文在國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，運用向量白冋歸模型，考察各變量之間長期的動態(tài)相關(guān)性。一、指標(biāo)選取和樣本數(shù)據(jù)說明1.指標(biāo)的選取本文構(gòu)建的變量系統(tǒng)以我國1985-2013年壽險業(yè)保費收入

2、作為被解釋變量，用來表示市場上對壽險的需求情況，我國歷年的人均GDP、金融發(fā)展深度、撫養(yǎng)比、外貿(mào)出口額、高等院校入學(xué)率和粗死亡率六個指標(biāo)為解釋變量，作為影響我國壽險需求情況的主要因素，相關(guān)變最解釋如表lo表1變量說明表被解釋變量LP壽險保費收入我國壽險需求狀況解釋變量GDP人均國內(nèi)生產(chǎn)總值DFD金融發(fā)展深度M2/GDP,表示金融市場的發(fā)展程度EFT外貿(mào)出口額經(jīng)濟風(fēng)險的替代變量DR撫養(yǎng)比包含少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比CMR粗死亡率一年內(nèi)平均每千人死廣人數(shù)EDU咼等院校入學(xué)率大學(xué)在?？?cè)藬?shù)占中學(xué)之后5年學(xué)齡人口總數(shù)的百分比這一變量系統(tǒng)以加權(quán)平均的形式存在，既包括經(jīng)濟因索，也包扌舌人口和社會的因

3、索，展開后可以得出以下的線性方程:LP-卩沆趴GD片BzDF陜仏EFT+13衛(wèi)趾BKD決e上式部分取對數(shù)以便于彈性分析，可得如下估計方程：LnLP(=鳳+0LnGDP*鳳加Z+B4EF林卩、DR*BQRK仇EDI/&f然而以上方程的數(shù)據(jù)并非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，為避免偽回歸的情況發(fā)生，本文使用協(xié)整理論對上述方程進行檢驗和估計。2.樣本數(shù)據(jù)說明木文研究的相關(guān)變量選擇的樣本區(qū)間是1985-2013年，其中壽險保費收入的數(shù)據(jù)的來源分為兩部分，1999年以前的數(shù)據(jù)來自于《屮國保險業(yè)發(fā)展報告2003》及相關(guān)資料計算整理所得，1999以后的數(shù)據(jù)來源于中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，金融發(fā)展深度、撫養(yǎng)比、粗死亡率以及高等

4、院校入學(xué)率的數(shù)據(jù)出自世界銀行公布的資料所得，外貿(mào)出口額以及GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)則是來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，并口壽險保費收入、人均GDP以及外貿(mào)出口額均以1985年的價格為棊期，采用CPT加權(quán)指數(shù)計算得出。二、模型的構(gòu)建1.變量的平穩(wěn)性檢驗為消除時間序列的異方差性，在進行計量分析時，先對各變量部分取自然對數(shù)，處理后的結(jié)果分別為LnLP、LnGDP、DFD、LnEFT、DR、CMR、EDU。由于VAR模型運用的前提是要求模型屮的變最具有平穩(wěn)性，因此木文采用ADF檢驗法來對相關(guān)變量進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見衣2。根據(jù)表小單位根檢驗結(jié)果可知水平序列均為接受原假設(shè)，即原序列是不平穩(wěn)的，但是其一?階差

5、分序列拒絕了原假設(shè)，所以LnLILnGDIDFD、LnEFT、DR、CMR、EDU都是一階單整序列。表2ADF單位根檢驗結(jié)杲變量檢驗形式(C,T,K)ADF統(tǒng)計量10%臨界值ProbLnLP(C,T,0)-2.4642-3.225303417LnGDP(C,T,1)-2.5620-3.22920.2987DFD(C,T,0)-1.7845-3.22530.6851LnEFT(C,N,0)-1.5137-2.62510.5121DR(C,N,2)-0.8898-2.62990.7752CMR(C,N,1)-0.7832-2.62740.8079EDU(C,N,2)-0.0626-2.

6、62990.9438ALnLP(C,T,0)-5.2712-3.22920.0012△LnGDP(C,T,1)-3.4610-3.23340.0651ADFD(C,T,0)-4.8784-3.22920.0029ALnEFT(C,N,0)-7.4566-2.62740.0000ADR(C,N,1)-2.7825-2.62990.0746ACMR(C,N,0)-3.7345-2.62740.0092AEDU(C,N,1)-3.0044-2.62990.0496注：表中ADF的檢驗結(jié)果釆用的是Eviews7.0計量軟件計算得出,其中檢驗形式（C,T,K）分別代表截距、時間趨勢項和滯后階數(shù)，

7、N則是指不包含截距或時間趨勢，△為差分算子。2.協(xié)整關(guān)系檢驗在上述基礎(chǔ)上，對各和關(guān)變量進行協(xié)整檢驗，本文考慮到Johansen協(xié)整檢驗在多變量方程中檢驗的功效更為穩(wěn)定這優(yōu)勢，因此運用Johansen方法。但是Johansen檢驗是基于向量自回歸模型棊礎(chǔ)上的一種方法，因此選擇最優(yōu)的滯后階數(shù)顯得尤為重要，木文利用Eviews7.0軟件，在比較1?3階滯示期下AIC和SC信息準則得出VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2,所以Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)階數(shù)