孔祥璇　郭冉冉　王立平

【摘要】本問依據(jù)健康保險需求理論，運(yùn)用VAR模型，采用2005～2014年季度數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)人均可支配收入對健康險需求的影響進(jìn)行實(shí)證分析，得出城鎮(zhèn)人均可支配收入對健康險需求有抑制作用。據(jù)此，提出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、強(qiáng)化保險意識、積極開發(fā)保險新品種的對策建議，以供參考。

【關(guān)鍵詞】健康險 城鎮(zhèn)人均可支配收入 VAR模型

一、引言

我國健康保險業(yè)近幾年的發(fā)展更是迅猛，2013年、2014年和2015年我國商業(yè)健康保費(fèi)的增長速度分別達(dá)到了30%、41%和52%。

同時，為了讓健康險更好的為人民基本生活提供保障，我國在2009年和2014年相繼明確提出鼓勵鼓勵商業(yè)保險機(jī)構(gòu)開發(fā)適應(yīng)不同需要的健康保險產(chǎn)品，鼓勵支持具備條件的保險公司通過重組、并購等方式發(fā)展成為具有國際競爭力的保險控股（集團(tuán)）公司，為我國商業(yè)健康險的發(fā)展提供了有力條件。

但是，我國目前的長期健康保險仍以附加險形式為主，行業(yè)的發(fā)展仍然存在著發(fā)展深度低，覆蓋面窄等問題。為了解決這些問題，探究影響健康保險發(fā)展的因素顯得尤為重要。而在影響健康保險發(fā)展的因素中，收入因素是一個主要因素，對我國健康保險業(yè)的發(fā)展有著重要的影響。因此有必要對健康保險與收入之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步探究，以期可以促進(jìn)我國健康保險業(yè)的發(fā)展和更好的保障人民生活。

二、文獻(xiàn)綜述

健康保險需求理論的發(fā)展分為三個階段。傳統(tǒng)的健康保險需求理論模型建立在預(yù)期效用理論基礎(chǔ)之上。該理論認(rèn)為人們購買保險的欲望來自對財務(wù)風(fēng)險的規(guī)避。第二階段理論認(rèn)為健康保險需求會產(chǎn)生道德風(fēng)險。Feldstein經(jīng)過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，任何提高共付比例的措施都會降低過度保險需求。第三階段認(rèn)為，購買商業(yè)健康保險是因?yàn)楂@得收入轉(zhuǎn)移的動機(jī)，并不一定是為了規(guī)避風(fēng)險。

以健康保險需求理論為基礎(chǔ)，國內(nèi)外學(xué)者針對收入對健康保險需求的影響進(jìn)行了大量的研究。

國外主要觀點(diǎn)有：H.HollyWang and Robert Rosenman（2007）基于中國農(nóng)村居民，運(yùn)用Logit模型，得出收入水平對健康保險需求有直接影響；JonnekeBolhaar、Maarten Lindeboom and Bas van der Klaauw（2008）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)表明居民收入水平顯著影響健康保險需求[1]。

國內(nèi)觀點(diǎn)主要有：李瓊認(rèn)為收入水平與健康保險保費(fèi)之間的關(guān)系分為三種：低收入階段，收入水平與健康保險保費(fèi)之間關(guān)系不大；中等收入階段，收入水平與健康保險保費(fèi)之間成正比，高收入階段，收入水平與健康保險保費(fèi)之間成反比[2]。

劉芳芳、夏嬌等都通過實(shí)證分析得出健康保險保費(fèi)與城鎮(zhèn)人均可支配收入高顯著相關(guān)[3][4]。

三、變量設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及處理

本文采用VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析。選取2005至2014年各季度健康險保險保費(fèi)記為Y，選取2005年至2014年各季度城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入作為收入水平，記為X（Y和X均以1985年價格為基準(zhǔn)，剔除了價格因素的影響）。將原始數(shù)據(jù)通過移動平均法剔除出季節(jié)因素后取對數(shù)，取對數(shù)是為了減少異方差。得到處理后的LNYSA和LNXSA兩個時間序列。

數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)和中國證監(jiān)會官網(wǎng)。

四、VAR模型計量分析

（一）單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)。為了避免偽回歸的問題。首先使用EVIEWS7.0對城鎮(zhèn)人均可支配收入與健康險保費(fèi)的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對于城鎮(zhèn)人均可支配收入與健康險保費(fèi)的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，兩個變量的一階差分序列均平穩(wěn)，兩序列均為一階單整序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。對于變量的協(xié)整檢驗(yàn)一般采用Engle-Granger檢驗(yàn)方法。結(jié)果如下：

LN（YSA）=2.030455+1.569112LN（XSA）

（0.0045） （0.0000）

接著對協(xié)整回歸結(jié)果的殘差序列U進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下可拒絕ADF的原假設(shè)（表2），殘差序列是平穩(wěn)的。說明兩變量的對數(shù)序列存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整回歸的結(jié)果表明城鎮(zhèn)人均可支配收入每增加1%，會帶來健康險保費(fèi)增加1.57%。

（二）VAR模型實(shí)證檢驗(yàn)

對In（YSA）和In（XSA）建立非限制性向量自回歸模型，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解探究當(dāng)城鎮(zhèn)人均可支配收入發(fā)生變化時對于健康險保費(fèi)的影響和沖擊。

1.建立非限制險、AR模型及確定滯后的階數(shù)。對于城鎮(zhèn)人均可支配收入和健康險保費(fèi)建立的非限制性向量自回歸模型為：

LNYSA=0.506566200557*LNYSA（-1）+ 0.0978623343529*L NYSA （-2）-0.128612816232*LNXSA（-1）+0.759982610601*LNX SA（-2）+0.785139109678

LNXSA=0.00882195615104*LNYSA（-1）+0.0228840216306* LNYSA（-2）+0.617426003706*LNXSA（-1）+0.316098257831*LNXSA （-2）+0.0764324314204

VAR模型中需要確定最優(yōu)滯后階數(shù)，如表3所示。評價的5個信息準(zhǔn)則中有3將最優(yōu)滯后階數(shù)確定為5階，因此，該模型確定為非限制性VAR（5）模型。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解前需要先對VAR模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。在上述分析的基礎(chǔ)之上，對人均GDP與環(huán)境污染各指標(biāo)進(jìn)行了VAR模型估計，并采用AR根估計的方法對VAR模型估計的結(jié)果進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。得到結(jié)果如圖1所示，可以看出所有的特征根倒數(shù)均落在單位圓內(nèi)，即說明VAR模型是具有穩(wěn)定性的，得出所有的特征根均小于1，也可以說明VAR模型是具有穩(wěn)定性的。接下來對基本養(yǎng)老保險基金支出是否有助于對農(nóng)村居民消費(fèi)解釋進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是包含了變量LNYSA、LNXSA的過去信息的條件下，就使用LNXSA對變量LNTSA的預(yù)側(cè)效果是否優(yōu)于僅僅利用LNYSA的過去信息對LNYSA的預(yù)側(cè)效果進(jìn)行檢驗(yàn)。

這里滯后階數(shù)的取值仍然為非限制性向量自回歸模型的最優(yōu)滯后階數(shù)5，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明LNXSA是LNYSA的格蘭杰原因，拒絕了LNXSA不是LNYSA的格蘭杰原因的原假設(shè)，即城鎮(zhèn)人均可支配收入對健康險保費(fèi)具有單向影響。

4.脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果如圖2所示。其中，實(shí)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線為±2倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離。圖2可以看出健康險保費(fèi)的變動會對自身產(chǎn)生一定影響，這反映了健康險保費(fèi)作為一種經(jīng)濟(jì)變量具有一定的慣性。圖2還可以看出健康險保費(fèi)對自身誤差項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊響應(yīng)在第5期達(dá)到低谷，接著開始回升，在第7期時達(dá)到一個峰值，之后開始進(jìn)入長期衰減階段，中間僅僅有一些非常小的波動，到了第16期基本平穩(wěn)，此時標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊影響基本消失。這表明健康險保費(fèi)具有比較持久的慣性，當(dāng)健康險保費(fèi)發(fā)生一單位的改變，在16期后（在這里一期代表一季度，16期即4年）該一單位健康險保費(fèi)產(chǎn)生的影響才會消除。

同時，圖2可以直觀地展現(xiàn)城鎮(zhèn)人均可支配收入對于健康險保費(fèi)的影響。當(dāng)城鎮(zhèn)人均可支配收入對健康險保費(fèi)出現(xiàn)一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，健康險保費(fèi)下降，前24期不斷波動，在第3期到達(dá)低谷。從24期開始進(jìn)入長期衰退階段。直到第114期才基本平穩(wěn)（即28.5年）。證明城鎮(zhèn)人均可支配收入對具有健康險保費(fèi)具有負(fù)相關(guān)影響，城鎮(zhèn)人均可支配收入的增加反而減少了健康險保費(fèi)的支出。同時，可以看出城鎮(zhèn)人均可支配收入對健康險保費(fèi)的影響時限比健康險本身的優(yōu)化調(diào)整影響還要長。

五、對策及建議

（一）加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展

作為世界上最大的發(fā)展中國家，我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與發(fā)達(dá)國家相比還有較大差距，供給結(jié)構(gòu)與需求結(jié)構(gòu)之間不完全匹配。根據(jù)本研究中的城鎮(zhèn)人均可支配收入對健康險保費(fèi)的影響時限比健康險本身的優(yōu)化調(diào)整影響還要長這一結(jié)論，加速經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展將比優(yōu)化保險產(chǎn)品更有利于我國保險產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。由此，要想更好的發(fā)展保險業(yè)，就要加速經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，促進(jìn)整個國民經(jīng)濟(jì)的良好發(fā)展。

（二）加強(qiáng)宣傳，強(qiáng)化國民保險意識

僅僅有較高的人均可支配收入是不夠的，國民還應(yīng)具有較為成熟的保險意識?，F(xiàn)階段，我國國民的保險意識還比較低，仍有很大一部分處于保險都是白交錢的觀念里。事實(shí)上，保險是我們用現(xiàn)在的余錢為我們的未來降低風(fēng)險的選擇，是為保障我們未來生活不被病災(zāi)擊垮的選擇。加強(qiáng)國民保險意識不僅是為促進(jìn)我國健康險業(yè)的發(fā)展，更是為了保障人們的安穩(wěn)生活。加強(qiáng)健康險是未來必走之路。

（三）加快保險產(chǎn)品的創(chuàng)新

我國是一個發(fā)展中國家，在保險產(chǎn)品的創(chuàng)新方面遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及發(fā)達(dá)國家那么成熟，這不但導(dǎo)致國民對保險意識的缺乏，而且造成國民想?yún)⒓颖ｋU還無處可去的現(xiàn)象。這既不利于我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，更加不利于保障我國國民的健康。而且根據(jù)本研究中的城鎮(zhèn)人均可支配收入對健康險需求有抑制作用這一結(jié)論可以看出，我國的保險產(chǎn)品是不成熟的。因?yàn)樵谡Ｇ闆r下，隨著收入上升，人們將更有保障自身健康的需求，但是我國卻相反，這從側(cè)面表明，我國的保險產(chǎn)品種類太少，不足以滿足市場需求。因此，發(fā)展保險業(yè)就要加快保險產(chǎn)品的創(chuàng)新。

參考文獻(xiàn)

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