財險需求與物價波動間非線性關(guān)系的實證分析
2011-12-31 00:00:00黃榮哲農(nóng)麗娜
海南金融 2011年11期
摘要：本文基于中國財險市場2000—2010年季度數(shù)據(jù)，通過實證分析表明，通貨膨脹率對財險保費收入增長率的影響存在著顯著的非對稱性。當通貨膨脹率介于0.9%和2.7%之間時，投保人的反應(yīng)最強烈，市場需求模式在門限值附近出現(xiàn)較大改變而有可能沖擊財險行業(yè)。基于此，當通貨膨脹率接近門限值時，建議財險業(yè)應(yīng)及時地調(diào)整營銷策略。
關(guān)鍵詞：財險；通貨膨脹；需求模式；心理物理學
中圖分類號：F224 文獻標識碼：Ａ 文章編號:１００３－９０３１(２０11)11－００45－０3DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.11.12
一、引言
財險是保險市場的重要組成部分。2010年，國內(nèi)財險保費收入占所有險種保費收入的近三成。財險在保持快速發(fā)展的同時也出現(xiàn)了隱患。一方面，繳納保費與給付保險金之間存在一定的時間差，通貨膨脹導致貨幣實際購買力下降，不僅削弱了保險經(jīng)濟補償?shù)穆毮埽疫€會通過價格效應(yīng)、收入效應(yīng)和替代效應(yīng)等減少投保人的保險需求，通貨膨脹與保險需求負相關(guān)。另一方面，通貨膨脹導致企業(yè)及個人面臨的財務(wù)風險增大，從而增強投保人的保險意愿，通貨膨脹與保險需求正相關(guān)。物價波動對保費收入的影響取決于以上兩種效應(yīng)在不同市場環(huán)境當中的強弱對比。未來的物價趨勢和通脹預期將如何影響財險行業(yè)發(fā)展已成為人們關(guān)注的課題之一。
二、文獻綜述
關(guān)于通貨膨脹是否沖擊保費收入的爭論由來已久。Houston（1960）、Neumann（1969）等人認為，雖然不能絕對地斷言通貨膨脹對壽險的儲蓄功能毫無影響，但是戰(zhàn)后美國1946—1964年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明這種影響確實很小[1-2]。楊舸等（2005）使用自回歸分布滯后模型對中國壽險需求進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長和壽險業(yè)自身發(fā)展是壽險需求增長的根本原因，預期通貨膨脹率、社會老齡化和不斷提高的教育水平對壽險需求的作用并不顯著[3]。葉明華（2010）著重從極值、波動性及相關(guān)性等三個方面研究通貨膨脹與商業(yè)保險保費收入之間的關(guān)系，并認為1980—2008年間通貨膨脹對商業(yè)保險需求的促進作用與抑制效果大致相當，結(jié)果通貨膨脹的影響不十分明顯[4]。蔡華和葛仁良（2010）在分析了1985—2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)之后發(fā)現(xiàn)，我國CPI指數(shù)與保費增速之間存在協(xié)整關(guān)系。雖然物價波動會對保費增長產(chǎn)生負向沖擊，但是影響程度不大[5]。
相反地，F(xiàn)ortune（1972）則反駁了Neumann的觀點，并指出Neumann（1969）在實證分析當中混淆了預期的物價水平和通貨膨脹率，特別是持續(xù)的物價水平上漲預期將會改變包括壽險在內(nèi)的各層次金融資產(chǎn)的最優(yōu)配置[6]。Babbel（1981）發(fā)現(xiàn)，在利率管制以及利率調(diào)整缺乏通貨膨脹彈性（inflation elasticity）的情況下，即使20世紀60年代末實施了壽險指數(shù)化，預期通貨膨脹率的快速上升仍然使得巴西人均壽險支出減少[7]。Browne和Kim（1993）研究了歐美和亞非拉45個國家的壽險發(fā)展情況，其結(jié)論進一步支持Fortune（1972）、Babbel（1981）等人的觀點[8]。徐東煒（2005）發(fā)現(xiàn)，在GDP、人口和通貨膨脹率這三個影響因素當中，湖南、山東、天津、浙江四省財產(chǎn)保險需求對通貨膨脹率的敏感性最高[9]。張承惠等（2008）認為，受全球流動性過剩、通貨膨脹率上升等多種因素的影響，國際保險業(yè)在產(chǎn)品定價、經(jīng)營成本、保險資金運用等方面都面臨新的壓力。從總體上看，通貨膨脹對保險業(yè)的負面影響將大于正面影響[10]。
盡管觀點對立的各方都有足夠的證據(jù)支撐，但是各自研究的對象和樣本卻不盡相同。不同國家或地區(qū)在經(jīng)濟環(huán)境和發(fā)展階段方面存在較大差異，保險需求對通貨膨脹的反應(yīng)當然會有所區(qū)別。更加重要的是，以上文獻并沒有區(qū)分物價波動的方向和幅度。現(xiàn)實市場需求對于物價上漲、下跌以及漲跌幅度的反應(yīng)卻可能存在著差異。使用線性回歸分析保費收入增長率與通貨膨脹率之間的關(guān)系，僅僅使用一個待估參數(shù)來反映兩種不同的沖擊，就有可能將弱效應(yīng)與強效應(yīng)混淆在一起，高估弱效應(yīng)而低估強效應(yīng)。所以，實證研究需要針對通貨膨脹率設(shè)定門限值，不同區(qū)制（regime）對應(yīng)著不同的保險需求函數(shù)。
三、財險需求模型及實證分析
根據(jù)Guo et al（2009）的總結(jié)，財險保費收入增長率（CX）可能會受到通貨膨脹率（P）、實際利率（R）、收入增長率（Y）等多個宏觀經(jīng)濟因素的沖擊[11]，并可以簡記為式1。假設(shè)財險保費收入增長率對較低的通貨膨脹率（低區(qū)制）或者較高通貨膨脹率（高區(qū)制）的反應(yīng)存在差異，那么三區(qū)制門限回歸模型就如式2所示。
筆者根據(jù)中國經(jīng)濟信息網(wǎng)和保監(jiān)會的中國2000-2010年各季度財險市場相關(guān)數(shù)據(jù)資料繪制圖1。為了剔除季節(jié)因素的影響，統(tǒng)計數(shù)據(jù)基本上采用同比增長率。其中，CX是季度末財險保費收入的同比增長率。Y是季度國內(nèi)生產(chǎn)總值的同比增速。由于統(tǒng)計資料只顯示月度物價指數(shù)而沒有季度數(shù)據(jù)，所以令P等于每個季度內(nèi)三個月的同比居民消費價格指數(shù)（上年=100）的幾何平均數(shù)減100。R等于一年期定期存款的名義利率減去P。
根據(jù)Chan（1993）提出的門限值確定方法，如果通貨膨脹率的樣本數(shù)值越接近真實的門限水平P*，那么門限模型的殘差平方和（SSR）、赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）就應(yīng)該越小，同時可決系數(shù)R2越大[12]。
為此，首先將YWXt、Yt、Rt和Pt等多個時間序列全部按照Pt數(shù)值大小進行升序排列，得到一組新的非時間序列YWX's、Y's、R's和P's（s=1，2，…，44），其中P'1≤P'2≤…≤P'44。為了保證門限選取有意義，我們還將P'1、P'2、P'3等3個最小數(shù)值與P'44、P'43、P'42、P'41等4個最大數(shù)值排除在候選門限值之外，它們約占全部樣本的16%。結(jié)果，候選的門限值P's（s=4，5，…，40）只有37個數(shù)值。
其次，在確保τ1≤τ2的前提下令P'4、P'5、…、P'40等37個數(shù)值分別等于門限值τ1和τ2，并依照不同的門限值組合（P’m，P’n）對模型式3進行多次回歸分析，其中P'm≤P'n。如圖2所示，由于門限值τ1≤τ2、P'm≤P'n，所以搜尋范圍實際上僅限于通過坐標軸原點的45度直線以上的網(wǎng)格，最終得到若干個SSR、AIC、SC、R2值。
第三，在計算得到的若干個SSR、AIC、SC和R2值當中，升序排列第18和29位的通貨膨脹率組合（即P'18和P'29）所對應(yīng)的SSR（18，29）=634.3324、AIC（18，29）=6.051715和SC（18，29）=6.538312為最小，且R2（18，29）=0.806673為最大，所以P'18=-0.9%和P'29=2.7%分別最接近于模型式3的真實門限水平τ1和τ2。
如表1所示，為了判斷系數(shù)是否存在顯著差異，對既定門限值（τ1=0.9%）所對應(yīng)的回歸模型施加約束條件k5=k9、k6=k10、k7=k11、k8=k12，Wald統(tǒng)計量（服從F分布）的置信概率等于0.0053。在1%顯著水平條件下，拒絕原假設(shè)。類似地，對既定門限值（τ2=2.7%）所對應(yīng)的回歸模型施加約束條件k1=k5、k2=k6、k3=k7、k4=k8，然后進行Wald檢驗。結(jié)果，Wald統(tǒng)計量（服從F分布）的置信概率等于0.0000。在1%顯著水平條件下，拒絕原假設(shè)。這些都說明模型的系數(shù)之間確實存在著顯著差異。因此，可以斷定三區(qū)制門限回歸模型能夠被用來研究中國2000—2010年通貨膨脹率對于財險市場宏觀需求的影響。
四、結(jié)論及建議
1.通貨膨脹率對財險保費收入增長率的影響存在著顯著的非對稱性。財險市場能夠依據(jù)通貨膨脹率的數(shù)值高低大致地劃分為三種需求模式（demand pattern），并且這三種需求模式的斜率均不相等地。當Pn≤0.9%或者0.9%
2.需求模式在門限值附近的改變可能會沖擊財險市場。存在多個門限值且不等于零，說明即使收入增長率和實際利率等因素都沒有發(fā)生變化，人們也不會簡單地依據(jù)物價上漲（Pn>0）或者物價下跌（Pn<0）來調(diào)整財險需求。無論是圖3當中從B點向C點移動還是從D點向E點變化，只有當季度通貨膨脹率在圓圈位置跨越0.9%或者2.7%時，財險需求對通貨膨脹率的反應(yīng)模式才會發(fā)生變化。筆者認為，心理物理學能夠?qū)@一現(xiàn)象給出較為合理的解釋。具體地說，投保人對刺激變化的感受性與刺激量的變化之間存在著某種聯(lián)系。投保人心理不僅存在絕對閾限（absolute threshold），而且也存在差別閾限（difference threshold）。后者是恰好能引起差別感覺的刺激之間的最小強度差，又或者說從一種反應(yīng)到另一種反應(yīng)的瞬時轉(zhuǎn)換點。只有在刺激增量大到足以興奮一個附加的神經(jīng)量子（neural quantum）單位時，投保人才能察覺到刺激增量。由于需求模式在閾限附近可能會出現(xiàn)跳躍，所以財險行業(yè)應(yīng)該關(guān)注通貨膨脹率的變動，并及時地調(diào)整營銷策略，以避免財險行業(yè)因為市場需求模式的改變而受到?jīng)_擊。
綜上所述，基于中國財險市場2000—2010年季度數(shù)據(jù)的實證分析表明，門限模型能夠比線性回歸模型更加準確地描述財險保費收入增長率與通貨膨脹率之間的關(guān)系。通貨膨脹率對財險保費收入增長率的影響存在著顯著的非對稱性，當通貨膨脹率介于0.9%和2.7%之間時投保人的反應(yīng)最強烈。由于市場需求模式在門限值附近出現(xiàn)較大改變而有可能沖擊財險行業(yè)，所以當通貨膨脹率接近門限值時財險行業(yè)應(yīng)該及時地調(diào)整營銷策略。
（特約編輯：羅洋）
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