中国人身保险保费收入影响因素的计量分析
商业人身保险业务保费收入影响因素的实证分析
新产品开发与创新
新产品的开发与创新可以吸引客户，提高保 费收入。
市场推广与营销策略
有效的市场推广与营销策略可以提高品牌知 名度和市场份额，增加保费收入。
04
保费收入影响因素的实证分析
模型构建与变量选择
模型构建
基于多元线性回归模型，分析影响商业人身保险业务保费收入的主要因素。
变量选择
选取保费收入、保险产品种类、销售渠道、市场竞争状况、宏观经济环境等作 为主要解释变量。
起步阶段
20世纪80年代，我国商业人身保险业务开始起步，主要以外资保 险公司为主导。
快速发展阶段
20世纪90年代，随着我国经济的快速发展和人民生活水平的提高 ，商业人身保险业务进入快速发展阶段。
成熟阶段
进入21世纪，我国商业人身保险业务逐渐成熟，市场竞争日益激 烈。
商业人身保险业务的市场现状
市场格局
目前，我国商业人身保险市场主 要由中资保险公司和外资保险公 司构成，其中中资保险公司市场 份额较大。
产品创新
随着市场的竞争加剧，各保险公 司不断推出新型的人身保险产品 ，以满足消费者多样化的需求。
互联网保险兴起
近年来，互联网保险的兴起为商 业人身保险业务带来了新的发展 机遇和挑战。
03
保费收入影响因素的理论分析
保费收入与市场竞争状况负相关
保费收入与宏观经济环境正相关
随着市场竞争加剧，保费收入呈现下降趋 势。
在宏观经济环境较好的情况下，保费收入 呈现上升趋势。
05
保费收入影响因素的结论与建 议
研究结论
01
保费收入与经济增长呈正相关关系：当经济增长较快时，保费收入的 增长也较快。
02
保费收入与利率水平呈负相关关系：当利率水平较高时，保费收入的 增长较慢。
影响人身保险保费收入的重要因素及其实证分析
影响人身保险保费收入的重要因素及其实证分析学校:xxx系别:xxx班级:xxx姓名:xxx学号:xxx目录一、摘要 (1)二、关键词 (1)三、模型设定 (1)(一) 影响因素分析 (1)(二) 模型形式设计 (2)(三) 数据的收集 (2)(四) 模型的估计 (4)(五) 模型的检验与修正 (4)四、模型检验 (9)(一) 经济意义的检验 (9)(二) 统计检验 (9)五、结论 (10)六、政策建议 (10)七、参考文献 (10)影响人身保险保费收入的重要因素及其实证分析一、摘要中国保险业自1979年恢复经营以来，取得了迅猛的发展。
其中，1982年中国恢复了人身保险业务，当期人身险保费收入为159万元，而2012年已增长为10157.0025亿元。
人身保险收入在1997年市场份额超过财产险以后，一直占据保险市场的大壁江山，并一直保持高速发展。
人身保险对于稳定社会，提高人们的福利水平以及促进地区的经济发展，都起着重要作用。
针对这一现象，根据影响人身保险保费收入因素的观点，收集了1982—2011年相关数据并加以实证分析。
本文主要通过我国居民可支配收入、物价指数、人口总数对我国人身保险的保费收入的影响进行实证分析。
通过建立理论模型，利用Eviews 软件对计量模型进行参数估计和检验并加以修正，最后对所得结果做出经济意义的分析，以揭示人身保险保费收入迅猛发展的重要因素，并从中总结经验继续开创辉煌业绩。
二、关键词人身险保费收入居民可支配收入物价指数人口总量计量经济学三、模型设定研究影响人身保险保费收入的重要因素，需要考虑以下方面:(一) 影响因素分析1.居民可支配收入：可支配收入反映了人均消费水平的高低。
可支配收入越大，用于购买消费品的支出越多，而保险是一种商品，收入增加会刺激保险的需求。
2.物价指数：物价指数在一定程度上反映我国商品价格的基本水平。
而保险商品的价格是保险费率，保险费率与保险需求一般成反比关系。
中国保费收入主要影响因素分析
中国保费收入主要影响因素分析一、研究的目的要求保险作为金融行业的四大支柱之一，同时也是国民经济的重要组成部分，其成长壮大对与国民经济的健康发展有重要意义。
近年来，我国保费收入快速增长。
但是我国的保险深度和保险密度还处于世界的低水平。
同时，我国保险市场结构严重不均衡，区域化差异非常大。
因此研究保费收入的影响因素，有利于研究保险业的发展空间，对保险业的发展以及宏观经济的发展有重大的意义。
二、 模型设定及其估计通过分析，影响中国保费收入的主要因素有：1、总人口（gross population ）.用P 表示，包括城镇人口和农村人口，将其引入模型用来反映人口数量对保费收入的影响。
2、居民可支配收入（disposable income ）,用I 表示，它等于城镇居民人均可支配收入*城镇人口+农村居民人均纯收入*农村人口。
将其引入模型来反映居民的支付能力以及经济发展的整体水平，将其引入模型可以观察收入对保费收入的影响。
3、城乡居民储蓄存款余额（saving deposit balance of citizen and country inhabitant ）,用S 表示，反映居民的储蓄倾向和金融资源数量，将其引入模型可以观察储蓄对保险的替代和收入效应。
为此设定了如下形式的计量经济学模型t t t t t X X X Y μββββ++++=3423121其中，Y 为保费收入，2X 为城乡居民储蓄存款余额，3X 为总人口，4X 为居民可支配收入二、估计参数利用Eviews 软件，生成Y 、2X 、3X 、4X 等数据，采用这些数据对模型进行OLSt Y ＝24880.21＋0.120732t X 2-0.227536t X 3+0.504623t X 4（6244.769）（0.041591）（0.051949）（0.161022）t ＝ （3.984168）（2.902802）（-4.380013）（3.133877）2R ＝0.990798 2R ＝0.988675 F ＝466.5920 DW=1.206695经济意义检验。
基于计量视角探析影响我国寿险保费收入的因素
金融观察Һ㊀基于计量视角探析影响我国寿险保费收入的因素姜㊀攀ꎬ陈起沅摘㊀要:作为金融四大支柱产业的保险业发展十分迅猛ꎬ寿险作为保险中的一大险种更是受到越来越多消费者的追捧ꎮ选取１９９７~２０１８年我国寿险的保费收入为被解释变量ꎬ利用ＥＶｉｅｗｓ软件对可能影响寿险保费收入的解释变量进行计量分析ꎮ分析结果表明ꎬ寿险公司的原保费收入㊁寿险公司的赔付支出以及人口年龄结构有显著影响ꎮ关键词:寿险保费收入ꎻ寿险赔付支出ꎻ人均可支配收入ꎻ计量分析中图分类号:Ｆ８４２.６２２㊀㊀㊀㊀㊀㊀文献标识码:Ａ㊀㊀㊀㊀㊀㊀文章编号:１００８－４４２８(２０２０)４１－０１６３－０２一㊁引言人寿保险因其具有获得经济补偿和投资理财的双重作用ꎬ在市场的追捧和催化作用下ꎬ逐渐派生出两全保险㊁分红险和年金险等其他品种ꎮ我国人身险自１９８２年恢复ꎬ随后取得了较快的发展ꎮ每年保持较高的速度增长ꎬ发展规模迅速扩大ꎮ已有大量文献从多视角㊁多变量的维度对影响寿险保费收入的因素进行了分析ꎮ以宏观经济㊁区域经济和城乡经济发展为大背景ꎬ依据供给者㊁消费者㊁政府等多个主体ꎬ选取多个多角度㊁多层次的解释变量ꎬ探究影响寿险保费收入的相关因素ꎮ大多数研究结果表明寿险保费收入主要与经济发展水平有关ꎬ寿险的保费收入变化周期和经济发展周期有一定的联系ꎮ除此之外还会受到人们心理预期㊁家庭成员年龄结构㊁对未来经济发展的期望等因素的影响ꎮ二㊁数据收集与模型的建立表１㊀１９９７~２０１８年全国人寿保险保费收入㊁赔付支出㊁城镇居民可支配收入㊁６５岁以上常住人口数据表㊀㊀人寿保险以人的寿命为保险标的ꎬ在转移风险的同时还具有理财的功能ꎮ从理论上分析ꎬ居民可支配收入增加ꎬ对寿险的需求也应当会增加ꎮ寿险需求也和居民的年龄结构有关ꎬ寿险以人的寿命为保险标的ꎬ随着人口老龄化的速度加快ꎬ年轻人生育欲望的下降ꎬ越来越多的老年人倾向于自己解决养老问题ꎮ除此之外ꎬ保险作为转移风险的工具ꎬ保险公司的赔付支出直接关系到居民这一方面的消费信心ꎮ即这三者应当和被解释变量之间呈现正相关关系ꎮ为了具体分析他们之间的数量关系ꎬ选择 人寿保险公司原保险保费收入 为被解释变量(用Ｙ表示)ꎻ选择 人寿保险公司原保险赔付支出 城镇居民人均可支配收入 ６５岁及以上常住人口数 为解释变量(分别用Ｘ２㊁Ｘ３㊁Ｘ４表示)ꎮ运用这些数据进行回归分析ꎬ初步建立回归模型如下:Ｙｔ＝β１＋β２Ｘ２ｔ＋β３Ｘ３ｔ＋β４Ｘ４ｔ＋ｕｔ三㊁模型估计和检验利用ＥＶｉｅｗｓ做回归分析ꎬ可得表２结果ꎮ表２㊀初始模型ＯＬＳ回归分析结果ＤｅｐｅｎｄｅｎｔＶａｒｉａｂｌｅ:ＹＭｅｔｈｏｄ:ＬｅａｓｔＳｑｕａｒｅｓＤａｔｅ:１２/０８/１９㊀Ｔｉｍｅ:１０ʒ１３Ｓａｍｐｌｅ:１９９７~２０１８Ｉｎｃｌｕｄｅｄｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ:２２ＶａｒｉａｂｌｅＣｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔＳｔｄ.Ｅｒｒｏｒｔ－ＳｔａｔｉｓｔｉｃＰｒｏｂ.Ｃ－２５２７７.８４８１８９.４１７－３.０８６６４７０.００６４Ｘ２２.８０２７３４０.５１７６３９５.４１４４６００.００００Ｘ３－０.５２１５７４０.２５７３７２－２.０２６５３７０.０５７８Ｘ４３.３０６８２１１.０８８１４２３.０３８９６１０.００７１Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ０.９８１１５０Ｍｅａｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔｖａｒ８３７６.９５０ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ－ｓｑｕａｒｅｄ０.９７８００８Ｓ.Ｄ.ｄｅｐｅｎｅｄｅｎｔｖａｒ７９３９.８７７Ｓ.Ｅ.ｏｆｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ１１７７.４６４Ａｋａｉｋｅｉｎｆｏｃｒｉｔｅｒｉｏｎ１７.１４３０８Ｓｕｍｓｑｕａｒｅｄｒｅｓｉｄ２４９５５５７４Ｓｃｈｗａｒｚｃｒｉｔｅｒｉｏｎ１７.３４１４５Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ－１８４.５７３９Ｈａｎｎａｎ－Ｑｕｉｎｎｃｒｉｔｅｒ１７.１８９８１Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ３１２.２９５６Ｄｕｒｂｉｎ－ｗａｔｓｏｎｓｔａｔ０.９９４５７４Ｐｒｏｂ(Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ)０.００００００３６１㊀㊀从回归结果可以看出ꎬ该模型Ｒ２＝０.９８１１５０ꎬＲ－２＝０.９７８００８ꎮ可决系数和修正的可决系数都很高ꎬＦ检验值３１２.１９５６ꎬ明显显著ꎮ当α＝０.０５时ꎬｔ(α/２)(ｎ－ｋ)＝ｔ０.０２５(２２－４)＝２.１０１ꎬ其中ꎬ解释变量 城镇居民人均可支配收入 (Ｘ３)的ｔ检验不显著ꎬ从经济意义上看ꎬ 城镇居民人均可支配收入 回归结果的符号与预期相反ꎬ表明城镇居民人均可支配收入增加ꎬ人寿保险公司原保险保费收入减少ꎬ这显然是不合理的ꎮ这表明模型很可能存在严重的多重共线性ꎮ为证实是否存在多重共线性ꎬ计算各解释变量相互之间的关系ꎬ通过ＥＶｉｅｗｓ可得相关系数矩阵ꎬ各解释变量相互之间的相关系数较高ꎬ证实可能存在一定的多重共线性ꎮ为进一步了解多重共线性的性质ꎬ做辅助回归ꎬ即将每一个Ｘ变量分别作为被解释变量对其余的Ｘ变量进行回归ꎬ计算可决系数和方差扩大因子(ＶＩＦ)ꎬ经验表明ꎬ如果方差扩大因子ＶＩＦｊȡ１０ꎬ通常说明解释变量与被解释变量之间有严重的多重共线性ꎬ这里的解释变量 人寿保险公司原保险赔付支出 城镇居民人均可支配收入 ６５岁及以上常住人口数 的方差扩大因子分别为１４.８１６０２㊁１２２.９０４２和１１３.８３５６ꎬ均大于１０ꎬ表明该模型存在严重的多重共线性问题ꎮ继续采用逐步回归的方法ꎬ分别做Ｙ对Ｘ２㊁Ｘ３㊁Ｘ４的一元回归ꎬ从回归结果可以看出加入Ｘ２的方程的Ｒ－２最大ꎬ且ｔ值很显著ꎮ所以Ｘ２为基础ꎬ依次加入其他变量做逐步回归ꎬ从回归结果来看ꎬ新加入变量Ｘ３后ꎬ经济意义均符合要求ꎬ但是Ｘ３的ｔ检验不通过ꎮ再加入新变量Ｘ４之后ꎬＸ２㊁Ｘ４不仅经济意义符合要求ꎬｔ检验也都显著ꎬ而且加入新变量Ｘ４之后的Ｒ－２也大于加入变量Ｘ３时的Ｒ－２ꎬ所以应当剔除变量Ｘ３ꎬ保留Ｘ２㊁Ｘ４ꎮ剔除变量Ｘ３之后可得回归结果如下所示:Ｙ︵ｔ＝－１０２３９.７８＋２.５１１４１０Ｘ２ｔ＋１.２３８３３３Ｘ４ｔ由于所用序列为时间序列ꎬ所以要进行平稳性检验ꎬ利用剔除变量Ｘ３之后的回归结果中的残差做平稳性检验ꎬ从检验结果来看ꎬ在１％㊁５％㊁１０％三个显著性水平下ꎬ单位根检验的ＭａｃＫｉｎｎｏｎ临界值分别为－２.６７９７３５㊁－１.９５８０８８㊁－１.６０７８３０ꎬｔ检验统计值为－２.４０１０７２ꎬ在５％和１０％的显著性水平下ꎬ小于相应的临界值ꎬＰ值为０.０１９１ꎬ小于０.０５ꎬ从而有理由拒绝原假设ꎬ表明该残差序列是平稳的ꎬ不存在单位根ꎮ说明 人寿保险公司原保险保费收入 和 人寿保险公司原保险赔付支出 ６５岁及以上常住人口数量 之间是协整关系ꎬ不是伪回归ꎮ四㊁模型检验(一)经济意义检验模型估计的结果表明ꎬ在假定其他变量不变的情况下ꎬ 人寿保险公司原保险赔付支出 每增加１亿元ꎬ 人寿保险公司原保费收入 平均增加２.０４０４０５亿元ꎮ ６５岁及以上常住人口 每增加１万人ꎬ 人寿保险公司原保费收入 平均增加１.７０７４０１亿元ꎮ这与理论分析及经验判断一致ꎮ(二)统计检验拟合优度:由广义差分之后的回归结果可知所估计参数的Ｒ－２＝０.９３５８２３ꎬ这说明样本数据拟合较好ꎬ即解释变量 人寿保险公司原保险赔付支出 和 ６５岁及以上常住人口 对被解释变量 人寿保险公司原保费收入 ９３.５８２３％的差异作出了解释ꎮ五㊁结论分析通过ＥＶｉｅｗｓ对以上数据进行回归分析ꎬ可以得到各个解释变量与被解释变量之间的关系ꎮ首先ꎬ人寿保险公司原保险赔付支出增加会导致人寿保险公司原保费收入增加ꎮ其次ꎬ６５岁及以上常住人口数量增加会导致人寿保险公司原保费收入增加ꎮ最后ꎬ在建立模型时ꎬ选择了 人寿保险公司原保险赔付支出 城镇居民可支配收入 ６５岁及以上常住人口数量 三个变量ꎬ但是在回归过程中由于存在多重共线性ꎬ剔除了解释变量 城镇居民可支配收入 ꎬ从理论上讲 城镇居民可支配收入 和寿险的消费支出是有相关关系的ꎬ在本模型中没有体现但并不能说明这二者不相关ꎬ这也反映出最终模型不存在多重共线性㊁异方差㊁自相关等问题ꎬ较好地解释了 人寿保险公司原保险赔付支出 ６５岁及以上常住人口数量 和 人寿保险公司原保费收入 之间的关系ꎬ但仍然存在一定的局限性ꎮ六㊁政策建议(一)优化赔付流程ꎬ提升服务品质由以上的数据分析可以知道ꎬ人寿保险公司的保费收入受赔付支出直接影响ꎮ而在实际生活中保险的赔付流程一直都比较烦琐ꎬ受到各方面的限制ꎬ这些限制一方面不利于提高保险公司的工作效率ꎬ另一方面会使消费者产生畏惧心理ꎬ从而影响保险公司的收入ꎮ(二)分析市场结构ꎬ加大宣传力度从理论上分析ꎬ人口自然增长率越高人寿保险的保费收入越少ꎮ如今独生子女的家庭越来越多ꎬ居民生育欲望下降ꎬ同时ꎬ我国人口老龄化的趋势日益明显ꎬ因此ꎬ中老年人对子女赡养的期望变小ꎬ对寿险的需求增大ꎮ寿险公司要加大宣传力度ꎬ提高自身效益ꎮ(三)创新寿险品种ꎬ简化险种说明人寿保险既可以转移风险ꎬ又能获得收入ꎬ具有理财的功能ꎮ寿险公司可以加大理财这方面的研发力度ꎬ推出具有抵抗利率风险的险种ꎬ让险种说明通俗易懂ꎬ使更多的中老年人看得懂ꎬ并愿意买ꎮ(四)加强保险教育ꎬ规范保险市场我国的保险业起步较晚ꎬ由于早期的保险行业发展并不规范ꎬ导致很多人对保险有误解ꎬ政府应该主动引导ꎬ联合保险公司加强对公众保险知识的教育ꎮ同时ꎬ大力发展经济ꎬ提高居民收入ꎬ只有这样才能让老百姓既懂保险ꎬ又愿意买保险ꎬ让寿险在养老事业中发挥更大的作用ꎮ参考文献:[１]王海霞.我国寿险保费收入的影响因素分析[Ｊ].经济视角ꎬ２０１１(５):１７１－１７２.[２]辛雪娇ꎬ邹璐ꎬ赵攀.人口老龄化背景下六安市人寿保险需求分析[Ｊ].山西能源学院学报ꎬ２０１９ꎬ３２(３):８７－９０.[３]宋文俊.寿险公司创新能力评估及其对经营效率的影响研究[Ｄ].南昌:江西财经大学ꎬ２０１９.作者简介:姜攀ꎬ男ꎬ湖北黄冈人ꎬ海南师范大学学生ꎬ研究方向:金融市场学ꎻ陈起沅ꎬ男ꎬ云南镇沅人ꎬ海南师范大学学生ꎬ研究方向:财务会计与财务管理ꎮ４６１。
中国人身保险保费收入影响因素的计量分析
中国人身保险保费收入影响因素的计量分析一、人口结构和需求变化人口结构和需求变化是影响人身保险保费收入的重要因素之一、随着中国经济的快速发展和人民生活水平的提高，人口老龄化和城市化程度逐渐加深，人们对于人身保险产品的需求也在不断增加。
同时，社会中发生的灾害事故、突发事件等也使得人们对于风险的认识逐渐加深，进而提高了购买人身保险产品的意愿。
因此，人口结构和需求变化对人身保险保费收入有着显著的影响。
二、经济发展水平和风险意识经济发展水平和风险意识是影响人身保险保费收入的另一个重要因素。
随着中国经济的不断发展和国民收入水平的提高，人们的风险意识也在逐渐增强，愿意购买各类人身保险产品来规避未来可能面临的风险。
同时，随着社会的进步和发展，人们的生活方式和消费习惯也在发生改变，对于保险产品的需求也日益增长。
因此，经济发展水平和风险意识是影响人身保险保费收入的重要因素。
三、法律法规环境和市场竞争法律法规环境和市场竞争也是影响人身保险保费收入的重要因素之一、随着我国保险监管体制不断完善和相关法律法规的不断出台，保险市场逐渐趋于规范和透明，为人身保险产品的销售提供了有力的保障。
同时，市场竞争也在不断加剧，保险公司之间为了争夺市场份额竞相推出各类创新产品和服务，也在一定程度上推动了人身保险保费收入的增长。
因此，法律法规环境和市场竞争对人身保险保费收入有着不可忽视的影响。
综上所述，人口结构和需求变化、经济发展水平和风险意识、法律法规环境和市场竞争是影响中国人身保险保费收入的重要因素。
在实际分析中，可以采用计量经济学方法，如面板数据模型、时间序列模型等，来深入研究这些因素对人身保险保费收入的影响程度和机制，为保险公司提供合理的经营策略和政府监管部门提供科学的政策建议，促进人身保险市场的健康发展和保险公司的长期稳健经营。
中国人身保险市场发展影响因素的分析
销售渠道拓展
保险公司积极拓展银行、 邮政等兼业代理机构以及 专业中介机构等销售渠道 ，提高市场覆盖率。
公司经营策略与竞争格局
公司经营策略调整
保险公司根据市场变化和自身发展需求 ，不断调整经营策略，加大投入，拓展 市场份额。
VS
市场竞争格局变化
人身保险市场竞争日益激烈，中小公司面 临较大压力，大型公司则通过并购重组等 方式扩大市场份额。
消费升级趋势
消费者对高品质、个性化 的人身保险产品需求增加 ，推动保险公司不断创新 和优化产品供给。
产品创新与销售渠道拓展
互联网保险发展
互联网保险的兴起为消费 者提供了更加便捷、丰富 的购买渠道，推动人身保 险市场不断扩大。
保险产品创新
保险公司不断推出创新型 人身保险产品，如定制化 、场景化产品等，满足消 费者多元化需求。
利率的上升或下降会影响人身保险产品的定价，进而影响消 费者的购买意愿。
金融市场发展推动保险创新
金融市场的不断完善和创新为人身保险市场提供了更多的投 资渠道和产品形态，推动人身保险市场的发展。
政策法规与监管环境
保险法规完善促进市场规 范发展
政府对保险市场的监管和法规的完善有助于 规范市场秩序，保护消费者权益，推动人身 保险市场的健康发展。
政策支持推动保险市场创 新
政府对保险业的政策支持，如税收优惠、鼓 励创新等，有助于推动人身保险市场的创新
和发展。
04
微观经济因素对人身保险 市场的影响
消费者需求与偏好变化
01
02
03
收入水平提高
随着居民收入水平的提高 ，消费者对人身保险的需 求逐渐增加，购买力和购 买意愿提升。
风险意识增强
消费者对风险的认识和规 避意识不断提高，对人身 保险的重视程度增加，推 动市场发展。
影响我国人身险发展的因素分析
影响我国人身险发展的因素分析摘要：本文利用1995年至2009年相关数据对我国经济增长与人身保险保费收入的关系进行了实证分析关键字：人身险保费收入、城镇居民人均可支配收入、国内生产总值(GDP)、受教育程度一、问题的提出我国寿险市场走过一条曲折的道路,从不成熟逐步走向成熟规范。
,随着中国经济水平的提高,人均收入的增加,人民普遍的保险意识加强,人身保险需求有了迅猛的上升,而且中国保险市场是拥有世界第一人口数的大市场,人身保险需求应当是巨大的。
但是从相对指标保险深度跟保险密度上来看,中国的保险业还是表现出需求增长不足的问题。
本文从影响我国人身保险发展的因素入手,建立人身保险需求的计量模型,并进行相关分析二、模型设定1、影响因素分析首先，国内生产总值（GDP）。
随着中国经济水平的提高，人均收入的增加,人民普遍的保险意识加强,人身保险需求快速发展。
其次，城镇居民人均可支配收入。
由于保险需求属于第二层次的需要，因而人们只有在满足了基本消费需求之后才能产生对保险的需求。
我国人身险保费收入主要来自于城镇居民。
最后，受教育程度。
受教育程度越高，人们保险意识越强，对保险的接受程度就越高，人身保险发展就越快。
2、模型形式的设计经分析，影响我国人身保险发展的因素，主要有城镇居民人均可支配收入X1，国内生产总值(GDP) X2，受教育程度X3。
Y t=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+µt其中，Yt为人身保险保费收入（亿元）；X1为城镇居民人均可支配收入（元）；X2为国内生产总值（亿元）；X3为受教育程度（万人）。
三、数据收集表1 1995~~2009年我国寿险保费收入及相关系数数据来自：中国统计网《中国统计年鉴》四、模型参数估计与调整（一）多元线性回归模型1、运用eview3.1软件，采用最小二乘法，对表一中的数据进行线性回归，对所建模型进行估计，估计结果见下图。
（图1）Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/22/11 Time: 00:13 Sample: 1995 2009 C -3538.767 609.8911 -5.802293 0.0001 X1 1.006965 0.306810 3.282044 0.0073 X2 -0.024870 0.015062 -1.651196 0.1269 R-squared0.990303 Mean dependent var 2817.941 Adjusted R-squared 0.987658 S.D. dependent var 2538.733 S.E. of regression 282.0384 Akaike info criterion 14.34514 Sum squared resid 875002.1 Schwarz criterion 14.53396 Log likelihood -103.5886 F-statistic 374.4488 根据表2中数据，模型估计的结果为Yt ˆ= -3538.767 + 1.006965X1 - 0.024870X2 + 12.93301X3(609.8911) (0.306810) (0.015062) (4.663536) t=(-5.802293) (3.282044) (-1.651196) (2.773221)R 2 =0.990303 987658.02 R F=374.4488 df=152、模型检验（1）经济意义检验β1=1.006965，说明城镇居民人均可支配收入增加1元，平均来说可导致人身险保费收入提高1.006965亿元。
中国人身保险保费收入影响因素的计量分析
中国人身保险保费收入影响因素的计量分析人身保险保费收入受多种因素影响，包括宏观经济因素、保险市场竞争因素、产品特征和市场需求等。
首先，宏观经济因素对人身保险保费收入具有显著影响。
经济增长水平是衡量宏观经济的重要指标之一，与人身保险的需求紧密相关。
通常情况下，经济增长越快，人口收入增长越快，保险需求也会相应增加。
此外，失业率、通货膨胀率和利率等也会间接影响人身保险保费收入。
例如，当失业率上升时，需求较低，保费收入可能下降；利率的上升可能对储蓄性较强的传统人身保险需求产生负面影响。
其次，市场竞争因素对人身保险保费收入同样具有重要影响。
市场竞争的强度直接决定了保费收入的大小。
保险公司之间的价格竞争往往导致保费收入下降，但也可能通过吸引更多客户来扩大市场份额。
此外，保险公司的市场占有率和市场份额也会影响保费收入。
市场占有率较高的保险公司通常能够吸引更多的客户和业务，从而增加保费收入。
再次，人身保险产品的特征对保费收入具有直接影响。
保险产品的设计和定价直接决定了保费水平。
例如，一些特殊险种如重大疾病险和长期护理险的需求通常较高，保费收入也较高。
此外，人身保险的条款和条件也会对保费收入产生影响。
保险公司在设计条款时需要平衡保险责任和保费水平，以保证可持续经营和保费收入的稳定增长。
最后，市场需求对人身保险保费收入也产生直接影响。
人口结构、社会福利及消费观念的变化都对人身保险需求产生重要影响。
一方面，随着中国人口老龄化的加剧，养老、医疗等风险保障需求持续增加，相关险种的保费收入也相应增长。
另一方面，保险公司不断创新和推出符合市场需求的产品，也增加了人身保险的需求。
综合以上影响因素，中国人身保险保费收入的计量分析可以采用面板数据模型或时间序列模型。
通过选择适当的变量，对保费收入与各个影响因素之间的关系进行建模和研究，可以得出定量的结果和结论，为保险公司实施有效的经营策略提供决策依据。
例如，可以通过计量分析得出经济增长对保费收入的弹性系数，帮助保险公司预测和调整未来的保费收入目标。
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中国人身保险保费收入影响因素的计量分析【摘要】根据1995年——2009年的相关数据，运用Eviews软件对于影响人身保险保费收入增长的因素进行了计量分析，从模型了解到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(GDP)、居民储蓄水平、人口数量和居民消费物价水平（CPI）等几方面。
并预测未来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、影响因素、计量模型、政策建议一、文献综述（一）人身保险的概念和基本内容为了避免和补偿风险造成的损失，人类总结出了各种形式的后备基金和处理风险的办法，保险是其中最为有效也是最为常见的方法之一。
人身保险作为保险学的重要组成部份，是以人的身体或寿命为保险标的，当被保险人发生死亡、伤残、疾病等保险事件或生存到保险期满时，保险人给付保险金的一种保险。
其基本内容是：投保人与保险人通过订立保险合同明确各自的权力和义务，投保人向保险人缴纳一定数量的保费；在保险的有效期内，当被保险人发生死亡、残疾、疾病等保险事故或被保险人生存到保险期满时，保险人向被保险人或其利益人给付约定数量的保险金。
长期以来人身保险被视为个人或者家庭财务规划中必要和基本因素。
在个人或家庭的财务规划中，人身保险是有价值和弹性的财务工具。
它主要包括人寿保险，人身意外伤害险和健康保险。
（二）我国人身保险的现状剖析20世纪80年代以来，我国的人身保险业务取得了较大的发展，但在发展中也还存在不少问题，这些问题的存在既有供给方面的原因，也有需求方面的原因。
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3049亿元，在25年间，保费收入增长2.6万倍。
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。
（三）影响人身保险保费收入的因素假设在传统的保险理论中，影响人身保险业发展的理论因素主要有：国内生产总值、物价指数、储蓄水平、人口数量、国民保险意识、国家金融监管水平及市场经济发展程度等。
这里，我主要对以下因素做了计量分析：1.国内生产总值（GDP）保险是社会生产力发展到一定水平的产物，并且随着生产力的发展而发展。
GDP是影响人身保险市场发展的重要因素，一方面，经济发展带来保险需求的增加；另一方面，收入水平的提高也会带来保险需求总量和结构的变化。
可以说国内生产总值（GDP）是一国保险业发展的经济基础。
2.人口数量人身保险是以人的生命和身体为保险标的的一种险种，涉及到生命表中的多项指标，而生命表也是我国计算费率的重要依据。
生命表的来源即是对人口因素的相关统计数据。
因此人口数量对我国人身保险保费收入也是有一定影响的。
3.储蓄水平在经济学中，对于一种商品的需求是由其需求欲望和购买能力决定的。
保险作为一种商品也是这样的，居民的储蓄水平正能够体现这种实际购买能力。
因此一国居民的储蓄水平越高会刺激保险业的发展。
4.物价指数物价指数在一定程度上反映我国商品价格的基本水平。
而保险商品的价格是保险费率。
保险需求主要取决于可支付保费的数量。
保险费率与保险需求主要取决于可支付保险费的数量。
保险费率与保险需求一般成反比例关系，保险费率越高保险需求越小；反之则越大。
而我国人身保险的费率确定和大一部分取决于利率，而物价又是对利率的反应，因此物价指数是人身保险商品价格的影响因素之一。
二、模型的建立人身保险保费收入及相关数据年鉴》（一）模型初步提出为了具体分析各要素对我国人身保险保费的影响的大小，我们选取变量国内生产总值（X2）；人口数量（X3）；储蓄水平（X4）；居民消费价格指数X5。
采用的模型如下：Y=b1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+u我们通过对该模型的回归分析，得出各个变量与我国人身保险保费收入的相互变动关系。
（二）模型的拟合检验用Eviews计量经济学分析软件，我们可以得到如下回归分析结果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/12 Time: 19:13Sample: 1995 2009Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 22048.32 19542.15 1.128245 0.2856X2 -0.029395 0.018897 -1.555589 0.1509X3 -0.209300 0.138038 -1.516245 0.1604X4 0.093912 0.027043 3.472679 0.0060X5 20.86120 48.96345 0.426057 0.6791R-squared 0.973265 Mean dependent var 3274.549Adjusted R-squared 0.962571 S.D. dependent var 3196.237S.E. of regression 618.3617 Akaike info criterion 15.95323Sum squared resid 3823712. Schwarz criterion 16.18924Log likelihood -114.6492 F-statistic 91.01057Y=22048.32-0.0294X2-0.2093X3+0.0939X4+20.861X5+U(19542.2) (0.0189) (0.1380) (0.0270) (48.9635)t=(1.12825)(-1.5556)(-1.516245)(3.4727)(0.426057)R2=0.9733 Adjusted R-squared=0.9626 F=91.01057 由此可见，该模型R2=0.9733,R2=0.9626可决系数很高，F检验值为91.01057，明显显著。
但是当α=0.05时，t0.025(n-k)=t0.025(15-5)=2.228,X2、X3、X5的系数t检验不显著，这表明很有可能存在严重的多重共线性。
1.多重共线性检验（1）由相关系数矩阵可以看出，X2,X3,X4相互之间的相关系数比较高，证实确实存在严重多重共线性。
（2）修正先剔除X2国内生产总值GDP后的模型为：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/12 Time: 17:44Sample: 1995 2009Included observations: 15Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 19472.55 20690.44 0.941138 0.3668X3 -0.160506 0.142840 -1.123677 0.2851X4 0.053268 0.007412 7.186559 0.0000X5 -13.95036 46.27570 -0.301462 0.7687R-squared 0.966796 Mean dependent var 3274.549Adjusted R-squared 0.957740 S.D. dependent var 3196.237S.E. of regression 657.0593 Akaike info criterion 16.03660Sum squared resid 4748996. Schwarz criterion 16.22542Log likelihood -116.2745 F-statistic 106.7604剔除变量人口数量X3后的模型：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/12 Time: 17:46Sample: 1995 2009Included observations: 15Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -3350.203 3988.405 -0.839986 0.4173X4 0.045465 0.002622 17.34198 0.0000 Adjusted R-squared 0.956815 S.D. dependent var 3196.237 S.E. of regression 664.2111 Akaike info criterion 16.01193 Sum squared resid 5294116. Schwarz criterion 16.15354 Log likelihood -117.0895 F-statistic 156.0928剔除变量居民消费物价指数X5后的模型：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/12 Time: 18:03Sample: 1995 2009X4 0.045222 0.002479 18.24429 0.0000 R-squared 0.962412 Mean dependent var 3274.549 Adjusted R-squared 0.959521 S.D. dependent var 3196.237 S.E. of regression 643.0673 Akaike info criterion 15.89394 Sum squared resid 5375963. Schwarz criterion 15.98835 Log likelihood -117.2046 F-statistic 332.8541 回归方程为：Y=-1638.09+0.04522X4+U(18764.53) (182.0321)T=(-5.178145)(18.24429)R2=0.962412 Adjusted R-squared= 0.959521 1.相关性检验3.显著性检验（１）对于ß4，t统计量为18.24429。
给定α=0.05，查t分布表，在自由度为n-2=13下，得临界值t0.025(13)=2.160因为t>t0.025(13)，所以拒绝原假设H0: ß4=0，表明人口数量对人身保险保额有显著性影响。