摘要：本文從壽險市場需求影響因素的現(xiàn)有研究文獻出發(fā)，對影響壽險需求的經(jīng)濟因素、社會和文化因素、政策因素等進行理論分析，對浙江省壽險需求的影響因素進行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)居民人均可支配收入是影響浙江省壽險需求的重要因素；我國老年贍養(yǎng)率的提高，也會拉動浙江省壽險需求；家庭人口規(guī)模變動盡管對壽險需求拉動作用最強，隨著單獨二胎計劃生育政策的逐步放開、家庭人口數(shù)的增加，未來一定時期內(nèi)對壽險需求有較強拉動作用。

關鍵詞：壽險理論；壽險需求；影響因素；多元回歸分析

一個國家人身保險業(yè)務的發(fā)展與國家經(jīng)濟發(fā)展關系密切，一個國家經(jīng)濟越發(fā)達，這個國家的GDP中人身保險費用所占的比重就越高。在我國，人身保險保費收入中約90%來自于壽險保費收入，壽險保費是人身保險公司主要收入來源，壽險業(yè)務的發(fā)展決定和影響著人身保險業(yè)務的發(fā)展程度和地位。浙江是我國經(jīng)濟大省，也是經(jīng)濟強省，經(jīng)濟總量和人均經(jīng)濟量均位于全國前列。2013年全省壽險保費收入513.26億元，比上年增長了9.09%。越來越多的個人、家庭和企業(yè)開始把壽險作為解決養(yǎng)老、醫(yī)療等問題的有效手段，浙江省壽險業(yè)發(fā)展已經(jīng)進入改革發(fā)展新的重要戰(zhàn)略機遇期。

1.國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

國外對壽險需求的研究起步較早。理論研究方面，貢獻最大的是以色列經(jīng)濟學家Yaari。Yaari（1965）首次在消費決策的最優(yōu)分析中引入壽命的不確定，開創(chuàng)性地對傳統(tǒng)的確定性生命周期模型進行了修正?？紤]到是否具有遺產(chǎn)動機，Yarri同時分別構造了效用函數(shù)，并分析了兩種情況下的壽險消費最優(yōu)解及其存在的差異性。很多學者在Yaari建立的模型基礎上，不斷豐富完善壽險需求理論的框架[1]。Zhu（2007），Pliska和Ye（2007）將家庭購買壽險與家庭其他金融投資行為同時納入決策模型，推導出在壽命不確定情況下投資與消費的最優(yōu)組合，他們的研究成果是有關壽險需求理論的最新成果 [2][3]。在上述理論研究基礎上，很多學者基于國家和地區(qū)的宏觀數(shù)據(jù)，對特定國家進行了實證研究，也有多多國進行比較實證研究。

與國外相比，我國學者關于壽險需求的研究起步晚、成果少。當前，“保險業(yè)發(fā)展研究”課題組的研究成果《中國保險業(yè)發(fā)展》是具有代表性的，該研究將保險需求分為物質(zhì)需求與精神需求兩種，認為影響我國保險需求的因素主要有經(jīng)濟發(fā)展水平、資本利息率、科學發(fā)展水平、文化水平、價格和風險等 [4]。楚軍紅（1998）認為衡量我國壽險需求應該使用壽險保費收入，且影響壽險需求的因素分直接因素與間接因素兩類，壽險價格變動和居民收入水平是影響壽險需求的直接因素，國家的財政金融政策、社會保障制度建設、收入分配政策、通貨膨脹率、利率、人文社會環(huán)境等均是影響壽險需求的間接因素，并將通貨膨脹對壽險需求的影響分為價格效應、收入效應和替代效應 [5]。肖文、謝文武（2000）從我國1980-1998年宏觀數(shù)據(jù)出發(fā)，分析發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值對保費收入影響顯著，且國家降息政策和加大市場開放程度對壽險需求存在顯著正向影響[6]。閻建軍、王志超（2002）從我國1985-1997年人身險數(shù)據(jù)出發(fā)，通過時間序列模型研究發(fā)現(xiàn)，我國壽險需求與居民收入水平正相關，不受國家利率變動影響 [7]。陳之楚和劉曉敬（2004）從我國1990-2001年的宏觀數(shù)據(jù)出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)壽險需求與居民個人可支配收入、社會保障正相關，與恩格爾系數(shù)和利率負相關，儲蓄對壽險需求同時具有收入效應和替代效應[8]。舒高勇和石穎（2007）從中國1982-2005年的人身保險數(shù)據(jù)出發(fā)，分析發(fā)現(xiàn)首先需求與人均收入水平、城市化水平顯著正相關，與人口死亡率顯著負相關，與教育水平、通貨膨脹率、名義利率和社會制度關系不顯著[9]。國內(nèi)壽險需求的實證研究多集中在北京、上海等發(fā)達城市或地區(qū)，針對經(jīng)濟發(fā)展迅速的浙江省壽險市場的研究文獻少。

2.壽險需求理論影響因素分析

2.1 經(jīng)濟影響因素

（1）經(jīng)濟發(fā)展水平及收入水平

2001年以來，浙江省經(jīng)濟一直保持較快增長。從2001年到2013年，浙江省GDP總值從6898.34億元增長至37568.49億元，年均增長率15.17%。人均GDP從15262.35元/人增長至77831.67元/人，年均增長率14.54%。2001年全省壽險保費收入達93.89億元，2013年增加到513.26億元，年均增長率15.21%。13年內(nèi)壽險保費收入增加了419.37億元，增幅達446.66%，浙江省經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展刺激了居民對壽險的需求。

雖然壽險需求與GDP有關，但消費者主要是用其可支配收入購買壽險，收入水平高低直接決定消費者購買壽險商品的能力和意愿。本文采用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入及農(nóng)村家庭人均純收入，乘以各自的人口比例加總而得到城鄉(xiāng)居民人均可支配收入。從2001到2013年，浙江省城鄉(xiāng)居民人均可支配收入由7447.02元/人增長至30022.80元/人，年均增長率12.32%。與經(jīng)濟發(fā)展水平相同，收入水平對浙江壽險需求同樣具有正向促進作用。

（2）利率水平

作為資金的價格，利率的影響波及各經(jīng)濟部門。作為金融業(yè)的組成部分，壽險業(yè)不可避免地要受到利率水平變動的影響。利率水平對壽險需求既有收入效應，又存在替代效應。銀行利率的增加可能會促使保單預定利率的增加，從而正向刺激居民的壽險需求，這稱為利率水平的收入效應。同時，當保單預定利率不變時，其它金融商品收益率會隨利率變動而變動，居民會在壽險商品和其它金融商品之間進行選擇，從而產(chǎn)生替代效應。收入效應和替代效應的大小決定了利率水平對壽險需求的作用方向。

（3）通貨膨脹率

作為影響一個國家或地區(qū)宏觀經(jīng)濟運行的重要指標之一，通貨膨脹的變動會影響整個金融市場價格的變化，從而影響壽險需求。為了量化分析通貨膨脹對浙江壽險需求的影響，建立以下單變量模型：LnBF=α0+α1IN+ε，其中，BF表示浙江省壽險保費收入，IN表示通貨膨脹率，ε為隨機誤差項?；?001-2012年數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件，得到如下結果：LnBF=5.231+0.109IN。由上述模型可得，通貨膨脹率對浙江壽險需求有正向促進作用，通貨膨脹率每增加1%，浙江壽險保費收入增加0.109%。

（4）壽險費率

壽險費率是壽險產(chǎn)品的單位價格。保險學認為，壽險需求與壽險費率負相關，即壽險費率上升，壽險需求將會減少；壽險費率下降，壽險需求將會增加，即需求價格彈性為負數(shù)。

2.2 社會和文化影響因素

（1）人口因素

人口變動是影響壽險需求的一個重要因素。本文分別選用老年贍養(yǎng)率、平均家庭人口數(shù)兩個變量考察年齡結構狀況和家庭結構狀況對浙江壽險需求的影響。老年贍養(yǎng)率指65歲及以上的人口數(shù)與15-64歲間人口數(shù)的比值。隨著老齡化社會的到來，65歲及以上的人口數(shù)占總人口的比重越來越大，2012年浙江省老年贍養(yǎng)率已增長到11.09%。此外，計劃生育以來，浙江省家庭結構發(fā)生了很大變化，趨于小型化。2012年平均家庭人口數(shù)已由2001年的3.12（人/戶）降低到2.97（人/戶）。

為了量化分析老年贍養(yǎng)率、平均家庭人口數(shù)對浙江壽險需求的影響，本文分別建立以下單變量模型：LnBF=β0+β1P+，LnBF=γ0+γ1F+μ。其中，BF表示浙江省壽險保費收入，P表示老年贍養(yǎng)率，F(xiàn)表示平均家庭人口數(shù)，、為為隨機誤差項。采用2001-2010年數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件，得到如下結果：LnBF=8.470-0.220P，LnBF=27.062-7.202F。由上述模型可得，老年贍養(yǎng)率、平均家庭人口數(shù)均與壽險需求負相關。老年贍養(yǎng)率每降低1%，浙江壽險保費收入增加0.220%。平均家庭人口數(shù)每降低1%，壽險保費收入增加7.202%。

（2）居民傳統(tǒng)習慣和風險意識

一個國家或地區(qū)的壽險需求受該國家和地區(qū)的傳統(tǒng)習慣和風險意識影響也很大。中國人自古以來對生、老、病、死等風險事件有所忌諱。同時，中國人喜歡通過勤儉持家、儲蓄等規(guī)避風險，而不喜歡或不習慣購買保險產(chǎn)品，我國居民的這些觀念和行為會一定程度上抑制他們的壽險需求。

（3）文化與教育水平

一般認為，教育水平與壽險需求呈正相關，原因有二：其一，一個人受教育水平越高，他對風險的感知度和預期能力越強，更加重視對風險的管理，更傾向購買保險產(chǎn)品去合理轉移風險；其二，受教育水平更高的人更傾向于獲得高收入，從而對壽險的購買能力也越強。

2.3 政策影響因素

（1）社會保障制度

社會保障對壽險需求的影響與利率影響作用一樣，既具有收入效應又存在替代效應。社會保障在功能上與壽險相似，在一定程度上可減少被保險人對風險的擔憂，降低被保險人對壽險的需求，產(chǎn)生替代效應。另一方面，一般情況下，一個國家或地區(qū)社會保障制度較完善時，該地居民的收入水平也較高，從而大家購買壽險的能力也有所增強，從而產(chǎn)生收入效應。

（2）稅收政策

一個國家或地區(qū)的稅收政策主要通過收入再分配手段，有效調(diào)節(jié)收入在各個分配主體之間的流動，稅收政策會影響壽險業(yè)的發(fā)展。例如，在西方國家，由于遺產(chǎn)稅征收政策規(guī)定遺產(chǎn)受益人所獲保險金免征遺產(chǎn)稅，很多居民選擇購買壽險用以避免高額的遺產(chǎn)稅。類似于此的很多稅收政策在很多西方國家已經(jīng)非常普遍，但在我國還未實施。

3.浙江省壽險需求影響因素的實證分析

本部分將在壽險需求影響因素的理論分析基礎上，選擇指標，建立多元線性回歸模型，找出顯著影響浙江省壽險保費收入的因素。

3.1 指標選取

結合影響因素的理論分析，根據(jù)實際情況，考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇以下變量納入回歸模型中。被解釋變量壽險需求的衡量指標選取人均壽險保費收入（即壽險密度），用Y表示。計算公式為：Y（元/人）=浙江省壽險保費收入/浙江省總人口數(shù)。

選取的解釋變量為：

（1）城鄉(xiāng)居民人均可支配收入，用X1表示。由于浙江省統(tǒng)計年鑒只有城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入兩項指標，故本文采用城鎮(zhèn)人口比例和農(nóng)村人口比例作為權重，計算城鄉(xiāng)居民人均可支配收入。計算公式為：

X1（元/人）=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入*城鎮(zhèn)人口比例+農(nóng)村居民人均純收入*農(nóng)村人口比例

（2）銀行一年定期存款利率，用X2表示。一年定期存款利率選用加權算數(shù)平均數(shù)。例如2010年11月份之前的利率是2.25%，之后的利率是2.5%，則當年銀行一年定期存款利率的加權算數(shù)平均數(shù)是：2.25%×10/12+2.5%×2/12=2.29%。

（3）老年贍養(yǎng)率，該變量用X3表示。老年贍養(yǎng)率又稱老年撫養(yǎng)比。計算公式為：

X3（%）=65及65歲以上人口數(shù)/15到64歲間人口數(shù)

（4）通貨膨脹率，用X4表示。本文采用居民消費價格指數(shù)CPI（上年=100）作為衡量浙江省通貨膨脹的指標。計算公式為：

X4（%）=（本年CPI-上年CPI）/上年CPI

（5）平均家庭人口數(shù)，該變量用X5表示。計算公式為：

X5（人/戶）=浙江省總人口數(shù)/浙江省總戶數(shù)

3.2 回歸模型估計

參考以往文獻[10][11]，本文采用自然對數(shù)多元線性回歸模型估計壽險需求函數(shù)。根據(jù)計量經(jīng)濟學的慣例，為了消除模型存在異方差，本文對被解釋變量和部分解釋變量取自然對數(shù)，對利率、通貨膨脹率等百分比數(shù)值并未取對數(shù)，建立多元線性回歸模型如下：

InY=β0+β1InX1+β2X2+β3X3+β4X4+β5InX5+ε

其中：β1、β5分別度量浙江人均壽險保費收入對城鄉(xiāng)人均可支配收入、平均家庭人口數(shù)的彈性，β2、β3、β4分別度量浙江人均壽險保費收入對利率、老年贍養(yǎng)率和通貨膨脹率的半彈性，ε為隨機誤差項。

（1）模型的修正

由于除了以上六個解釋變量，上期人均壽險保費收入及解釋變量的滯后期也可能會對人均壽險保費收入存在影響。因此，上期人均保費收入和部分解釋變量滯后項也要作為解釋變量。

為了確定哪些變量滯后期進入回歸模型，本文采用ADF單位根檢驗，檢驗結果如表1：

由表1可得，InY、X4、InX5的ADF檢驗值小于5%臨界值，該變量為平穩(wěn)序列，即零階單整序列。InX1、X2、X3的ADF檢驗值均大于5%臨界值，這五個變量是非平穩(wěn)序列。對它們進行一階差分后，采用ADF檢驗，結果如表2：

由上表可得，ΔInX1、ΔX2、ΔX3為平穩(wěn)序列，說明ΔInX1、ΔX2、ΔX3是一階單整序列。將初始模型修改如下：

InYt=β0+β′1InX1，t-1+β′2X2，t-1+β′3X3，t-1+β4X4，t+β5InX5，t+ε

其中，β′1、β′2、β′3分別度量浙江人均壽險保費收入對上年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的彈性、對上年銀行一年定期存款利率和老年贍養(yǎng)率的半彈性，其它變量系數(shù)含義與上一個模型相同，ε為隨機誤差項。

（2）實證分析結果

本文采用2001-2012年12年相關數(shù)據(jù)，運用Eviews軟件進行回歸分析，得出的回歸模型如下：

Inyt∧=-14.51+1.457Inx1，t-1+0.013x2，t-1+0.083x3，t-1+0.003x4，t+5.308Inx5，t

（-3.492） （9.124） （0.201） （3.379）

（0.211） （2.009）

（0.017） （0.000） （0.849） （0.020）

（0.841） （0.101）

其中，R2=0.986，R2=0.972，D.W.=2.700，F(xiàn)統(tǒng)計量為70.651，p=0.000。從該模型可得，方程的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)統(tǒng)計量的伴隨概率小于0.05，回歸方程的系數(shù)總體上顯著。但x2，t-1、x4，t、Inx5，t的t檢驗均未通過，故剔出系數(shù)較不顯著的變量x2，t-1、x4，t。再次進行回歸分析，新的回歸模型如下：

Iny′t∧=14.516+1.475Inx1，t-1+0.084x3，t-1+5.179Inx5，t

（-4.115） （12.528） （4.184） （2.367）

（0.005） （0.000） （0.004） （0.050）

其中，R2=0.986，R2=0.980，D.W=2.689，F(xiàn)統(tǒng)計量為163.192，p=0.000。從該模型可得，方程的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)統(tǒng)計量的伴隨概率小于0.05，回歸方程總體上顯著，回歸系數(shù)均顯著。

（3）相關檢驗

（a）多重共線性檢驗。由于以上t檢驗中，個別系數(shù)伴隨概率比較高，本文采用方差擴大因子法檢驗多重共線性。自變量xj的方差擴大因子VIFj數(shù)學定義式如下：

VIFj=1/（1-R2j），j=1，2，4，…6

當存在某變量的VIF值大于10時，即認為自變量間存在比較嚴重的多重共線性。根據(jù)計量經(jīng)濟學，可用自變量VIF值的平均數(shù)檢驗多重共線性。利用EViews軟件進行共線性診斷，得到各變量VIF值如表3：

根據(jù)表3可知，三個解釋變量的VIF均小于10，該模型自變量間不存在多重共線性。

（b） 異方差檢驗。本文采用懷特的一般異方差檢驗。懷特檢驗是做殘差平方e2j對所有原始變量、變量平方（包括更高次冪）及變量交叉乘積的回歸。由于當解釋變量較多時，引進變量的平方（包括更高次冪）及交叉乘積項會迅速消耗自由度，因此本文只引進與殘差項相關系數(shù)較高的自變量Inx1、x2、Inx5，且不考慮交叉項。建立模型如下：

ε2t=β0+β1Inx1，t-1+β2x3，t-1+β3Inx5，t+β4（Inx1，t-1）2+β5（x3，t-1）2+β6（Inx5，t）2

利用Eviews軟件，得到R2=0.620，χ2=n×R2=12*0.620=7.44。該模型服從自由度為3的χ2分布。自由度為3時，χ2的1%臨界值11.34，5%臨界值為7.81。由于兩個臨界值均大于求得的χ2d值7.44，故接受零假設，即不存在異方差。

（c） 自相關檢驗。由于回歸模型中存在滯后項，D.W檢驗失效，本文采用LM檢驗判斷自相關。利用Eviews軟件，得到如表4：

由上表可得，LM統(tǒng)計量的伴隨概率大于0.05，故接受零假設，即不存在自相關。

綜上，第二次回歸后R2值較高，方程整體通過F檢驗，各回歸系數(shù)均較顯著，且多重共線性、異方差及自相關檢驗均通過，故模型回歸的效果比較理想。

4.研究結論與政策建議

4.1 研究結論

城鄉(xiāng)居民人均可支配收入是影響浙江省壽險需求的重要因素，且城鄉(xiāng)人均可支配收入與人均壽險保費之間存在正相關，即人均可支配收入每增加1%，壽險人均保費收入增加1.475% 。

我國老年贍養(yǎng)率對浙江壽險需求具有促進作用，（上年度）老年贍養(yǎng)率每增加1%，人均壽險保費收入增加0.084%?；貧w結果中的老年贍養(yǎng)率滯后一期，說明老年贍養(yǎng)率的提升會增加居民今后購買壽險的需求?？梢灶A計，隨著我國老齡化問題的日益嚴重，對今后一段時間浙江壽險需求還會有進一步的拉動作用。

家庭人口規(guī)模對浙江需求具有積極促進作用，家庭平均人口數(shù)每增加1%，人均壽險保費增加5.719%，家庭人口數(shù)的增加使居民更注重長期消費，且更加關注養(yǎng)老問題，對壽險商品的需求也有所擴大。受我國計劃生育政策的影響，家庭人口規(guī)模的變動是極其緩慢的。隨著單獨二胎政策的逐步放開，近期內(nèi)，家庭人口數(shù)會有明顯增加，對壽險需求具有較明顯的拉動作用。

4.2 政策建議

（1）政府要建立完善的社會保障制度，對壽險產(chǎn)業(yè)給予稅收扶持，穩(wěn)步提高浙江省城鄉(xiāng)居民的收入水平

首先，社會保障制度會對壽險需求既產(chǎn)生收入效應，又產(chǎn)生替代作用。政府應建立完善的社會保險體系，將公務員和國有企業(yè)職工等的保險福利完全納入社會保險體系，使政府公務員和大型國企的職工同樣成為商業(yè)保險市場發(fā)展的推動者。

其次，政府應加大對壽險產(chǎn)業(yè)的稅收優(yōu)惠政策，降低壽險公司的企業(yè)所得稅，增加這些公司的經(jīng)營利潤，提高對壽險產(chǎn)業(yè)的扶持力度。對于購買壽險的消費者和企業(yè)，給予個人所得稅和相應的稅收優(yōu)惠及減免，直接刺激消費者的保險需求。

最后，要穩(wěn)步提高浙江省城鄉(xiāng)居民收入水平。居民購買人壽保險的支出直接來源于可支配收入。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，可支配收入的增長有時并不同步于經(jīng)濟總量的增長，有可能出現(xiàn)經(jīng)濟增長而收入水平不增長或負增長。因此，政府要制定相關政策措施切實有效地增加城鄉(xiāng)居民可支配收入。

（2）保險公司應利用自身優(yōu)勢，加強宣傳、提高居民保險意識；提高壽險業(yè)務經(jīng)營效率，多提供滿足居民需要的壽險產(chǎn)品；防范利率對壽險需求的替代作用

首先，保險公司要通過多媒體進行宣傳，對保險的相關知識進行普及，從而提高不同年齡段居民保險意識；加大居民對壽險未來收益推算、保險條款的宣傳，提高老百姓對此的理解；可以適當多推出一些壽險保險理財產(chǎn)品，擴大壽險產(chǎn)品的購買群體。

其次，各壽險公司也要加大技術創(chuàng)新力度，同時學習和借鑒國外先進經(jīng)驗，多制定適應社會經(jīng)濟發(fā)展，特別是老百姓需求的壽險產(chǎn)品，運用于我國保險實踐。如，結合我國老齡化社會的即將到來和單獨二胎政策計劃生育政策的放開，制定適應社會需求的壽險產(chǎn)品。

最后，保險公司要防范利率對壽險需求的替代作用。雖然本文中銀行一年定期存款利率沒有被納入最終模型，但是保險公司仍應對利率的替代效應有所防范，壽險公司可開發(fā)出一些利率敏感性壽險產(chǎn)品，使得這些壽險產(chǎn)品的預定利率隨著銀行一年期存款利率的變化而迅速變化，在一定程度上避免銀行利率下降時造成的利差損失風險及銀行利率上升時保戶的退保風險。

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