我國(guó)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求影響因素的實(shí)證分析

宋 巍

（大連大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 大連 116622）

0 引言

財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求包括消費(fèi)者是否都有需求和是否有能力兩個(gè)方面，而且缺一不可。然而，隨著國(guó)民收入的快速增長(zhǎng)，財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)保費(fèi)收入的增速逐年趨于平緩，2011 年時(shí)保費(fèi)收入增長(zhǎng)趨勢(shì)達(dá)到了35%，而到了2019 年保費(fèi)收入增長(zhǎng)趨勢(shì)僅高于10%，2018 年與2019 年的保費(fèi)總額幾乎不變，財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)在保險(xiǎn)領(lǐng)域只占三分之一左右份額。想要弄清楚財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)發(fā)展態(tài)勢(shì)疲軟、后繼無(wú)力等問(wèn)題，就需要研究近年來(lái)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的發(fā)展趨勢(shì)和需求影響因素。

李苗苗 等提出實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)保障、總撫養(yǎng)比、教育、死亡率等五個(gè)解釋變量，人壽保險(xiǎn)密度作為被解釋變量，分析我國(guó)人壽保險(xiǎn)需求影響因素［1－2］。徐為山 等利用預(yù)期效用理論分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是影響保險(xiǎn)需求的主要因素，而且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)壽險(xiǎn)的引致效應(yīng)要高于非壽險(xiǎn)［3－4］。王和分析得出導(dǎo)致我國(guó)家財(cái)險(xiǎn)困境的主要原因是供給的主要矛盾，具體表現(xiàn)在產(chǎn)品、營(yíng)銷(xiāo)和經(jīng)營(yíng)三個(gè)方面［5］。劉學(xué)寧發(fā)現(xiàn)財(cái)富水平對(duì)保險(xiǎn)需求的影響取決于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所占比重、損失概率和保險(xiǎn)費(fèi)率等因素［6］。Hussels，Ward 和Zurbruegg 等的研究表明，有關(guān)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的實(shí)證研究數(shù)量和質(zhì)量都遠(yuǎn)低于人身保險(xiǎn)需求［7-8］。國(guó)內(nèi)在影響財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求影響因素方面的實(shí)證研究比較少。因此，對(duì)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)進(jìn)行實(shí)證研究，尋找影響財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的重要因素，以及分析它們的相關(guān)程度，對(duì)于財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)市場(chǎng)的發(fā)展有著重要意義。

1 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選擇

本文以財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)保費(fèi)收入作為模型的被解釋變量來(lái)衡量我國(guó)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的各個(gè)因素對(duì)其需求的影響程度，記為Y。財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的影響因素主要包括經(jīng)濟(jì)因素、人口因素和社會(huì)因素。國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，人民生活富足，才有經(jīng)濟(jì)能力去進(jìn)行保險(xiǎn)消費(fèi)，因此選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、居民人均可支配收入、固定資產(chǎn)投資作為經(jīng)濟(jì)因素解釋變量。人口規(guī)模和增長(zhǎng)速度是保險(xiǎn)市場(chǎng)潛力形成的要素之一，保險(xiǎn)意識(shí)是保險(xiǎn)需求的基礎(chǔ)，與人們的風(fēng)險(xiǎn)掛念和風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)密切相關(guān)。因此，分別選取人口總量和保險(xiǎn)意識(shí)作為人口因素和社會(huì)因素的解釋變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、人口總量、居民人均可支配收入、固定資產(chǎn)投資、保險(xiǎn)意識(shí)5 個(gè)解釋變量，分別記為X1，X2，X3，X4，X5，其中保險(xiǎn)意識(shí)無(wú)法進(jìn)行量化，而用教育經(jīng)費(fèi)作為替代變量。面板數(shù)據(jù)模型的一般形式為，

為了保證實(shí)證研究的統(tǒng)計(jì)意義，對(duì)所有的變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，取對(duì)數(shù)后的各個(gè)變量分別表示為L(zhǎng)nY，LnX1，LnX2，LnX3，LnX4和LnX5，因此相對(duì)應(yīng)的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建的模型為，

式中，C 表示常數(shù)項(xiàng)，ε 表示隨機(jī)項(xiàng)，且ε～N（0，α2）。本文選取2010－2019 年我國(guó)31 個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，樣本容量為310，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。取對(duì)數(shù)后各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

表1 各個(gè)變量指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)性描述

2 結(jié)果與分析

經(jīng)濟(jì)模型大多數(shù)是建立在平穩(wěn)序列的基礎(chǔ)上，在實(shí)際的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，時(shí)間序列一般都是不平穩(wěn)的，本文面板數(shù)據(jù)是時(shí)間序列和截面序列的結(jié)合體，為了防止偽回歸的出現(xiàn)，確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和分析的可靠性。利用Eviews 對(duì)各指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF 和LLC 單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果表明LnY，LnX1，LnX3，LnX4和LnX5均拒絕了原假設(shè)，即不存在單位根，因此在95%的置信區(qū)間內(nèi)序列是平穩(wěn)的，只有LnX2是不平穩(wěn)序列。通過(guò)對(duì)變量LnX2進(jìn)行一階差分處理后，兩種單位根檢驗(yàn)P 值均小于0.05，為平穩(wěn)序列。

F 檢驗(yàn)通常用于確定模型應(yīng)該使用混合估計(jì)模型進(jìn)行估計(jì)，還是使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。F 檢驗(yàn)的假設(shè)為：

H0：αi=α 時(shí)，模型中不同個(gè)體的截距相同，真實(shí)模型為混合模型；

H1：αi=αj時(shí)，模型中不同個(gè)體的截距不相同，真實(shí)模型為個(gè)體固定效應(yīng)模型。

F 檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為，

式中，SSEr為混合模型估計(jì)殘差平方和，SSEf為個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)殘差平方和，N 為截面數(shù)，T 是時(shí)間序列數(shù)，k 為解釋變量數(shù)。運(yùn)用Eviews 8.0 對(duì)模型進(jìn)行F 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果F值為58.219，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F0.05（30，274）的數(shù)值1.62，應(yīng)該采用個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，如表2 所示。

Hausman 檢驗(yàn)是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛡€(gè)體效應(yīng)或時(shí)間效應(yīng)與解釋變量是否相關(guān)，從而來(lái)確定模型是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%的顯著水平下，P 值為0，小于0.05，拒絕原假設(shè)，而Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)為個(gè)體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)，因此應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

表3 Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果

本文的截面數(shù)據(jù)為31 個(gè)省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)，各省之間由于發(fā)展不同存在差異。再結(jié)合檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行綜合分析，構(gòu)建變截距固定效應(yīng)模型對(duì)解釋變量和被解釋變量進(jìn)行回歸分析，回歸模型結(jié)果如下：

模型的R2為0.998 413，說(shuō)明該模型的擬合優(yōu)度非常好。F統(tǒng)計(jì)值為3 809.901，P 值為0，小于0.05，說(shuō)明所構(gòu)建模型的擬合效果很好，檢驗(yàn)結(jié)果顯著。模型中五個(gè)解釋變量的系數(shù)值均大于0，說(shuō)明對(duì)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)保費(fèi)收入有著正向促進(jìn)作用。人口總量、居民人均可支配收入、固定資產(chǎn)投資、教育經(jīng)費(fèi)的P 值都很小，在1%的水平上顯著，說(shuō)明對(duì)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的需求起到了明顯的正向促進(jìn)作用，且影響效果顯著。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平這一變量的P 值為0.753 1，說(shuō)明對(duì)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的促進(jìn)作用并不明顯。這主要是因?yàn)槿丝谑秦?cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的基石，人口的增加必然導(dǎo)致財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的增加。居民人均可支配收入代表了居民購(gòu)買(mǎi)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)的能力，有能力購(gòu)買(mǎi)保險(xiǎn)才能夠產(chǎn)生有效保險(xiǎn)需求。固定資產(chǎn)投資的增加會(huì)促進(jìn)居民對(duì)固定資產(chǎn)的保險(xiǎn)需求。教育經(jīng)費(fèi)作為保險(xiǎn)意識(shí)的替代變量，說(shuō)明保險(xiǎn)意識(shí)在很大程度上對(duì)財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求起到正面影響。

3 結(jié)論

本文對(duì)2010－2019 年我國(guó)31 個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)、F 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)，構(gòu)建變截距固定效應(yīng)模型，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口總量、居民人均可支配收入、固定資產(chǎn)投資、保險(xiǎn)意識(shí)等財(cái)險(xiǎn)需求影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不再是影響財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的主要因素，人口增加是財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求增加的基石，居民收入水平和固定資產(chǎn)投資仍然是影響財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求的重要因素，保險(xiǎn)意識(shí)是財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求增長(zhǎng)的內(nèi)源性動(dòng)力。