中国非寿险市场现状及对策研究文档格式.docx

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同时也应该看到，非寿险虽然保持了较高的发展速度，但在绝对量上仍与寿险业务量存在差距，而且非寿险保费收入占总保费的比重不断下降。

　　2、保险相关比率 

（1）保险密度 

　　保险密度是指按照一个国家的全国人口计算的人均保费收入，它反映了一个国家保险的普及程度和保险业的发展水平。

　　1999年到2008年10年间，我国的非寿险密度即人均保费从1999年的41.43元增长到2008年的184.2元，平均增长了16.1%。

这说明，近十年来，非寿险业在我国的普及率以及发展水平不断提高。

（2）保险深度 

　　保险深度是一个国家或地区一年中直接保险费收入与国内生产总值的比。

它表明了保险业在同一国家经济中的重要性，且不受币值波动的影响。

虽然它忽视了保险价格水平，忽视了不同国家保险产品组合和其他一些市场可变因素的不同，因而不能完全反映一国保险业的发展状况，但却能反映一国的保险需求状况。

　　非寿险保险深度=（地区非寿险保费总收入）/（地区国内生产总值） 

　　1999年到2008年，我国的非寿险保险深度总体趋势是上涨的，但是上涨速度缓慢，且2008年的0.7789%与2007年的0.8361%相比有所下降。

这说明非寿险市场的发展虽然总体趋势上是与整体经济同步的，但是增长的速度远低于经济发展的速度。

由此可见，我国的非寿险市场发展不够健全，但是从另一方面看，这也说明了我国非寿险市场具有巨大的需求潜力。

　　3、市场情况 

（1）市场供给主体 

　　随着保险市场的日益发展，经营保险业务的主体不断增加。

目前，我国已经取消了外资非寿险公司的营业地域限制，可以说，我国的非寿险市场已经完全开放。

截止2009年底，全国经营非寿险业务的公司共有52家。

其中，中资非寿险公司34家，外资、合资非寿险公司18家。

经营主体呈现组织形式多样化、专业化、经营多元化、分布广泛化的特点。

全国所有省市直辖市均已经打破独家垄断的经营局面，市场竞争规模逐渐形成。

非寿险公司数量越多，营业网点也越来越多，消费者购买保险产品也越来越便利。

同时，保险公司间的竞争越来越激烈，同类险种在不同非寿险公司之间的差异化程度越大，越能刺激非寿险的消费。

从非寿险供给角度来说，经营主体的数量不断增加有利于促进市场竞争，提高保险消费者的福利水平，从而有利于促进潜在非寿险需求向有效非寿险需求的转化。

（2）市场产品种类 

　　改革开放以来，我国科学技术的进步和新体制、新规则的再造以前所未有的速度发展，由此导致的风险也在逐渐增大，且风险种类日益繁多。

然而，我国非寿险公司所提供的险种十分有限，不能很好地满足投保人多方面的需要。

　　各大公司的竞争主要集中在企业财产、车辆、货物运输等少数几个大险种上，险种单一状况带来的保险产品同构现象十分严重。

我国是一个农业大国，农业保险所占比例过小，仅为4.74%，但其增长速度远高于其他几种非寿险品种，这说明我国农村的非寿险市场需求潜力巨大。

　　由此可以看出，一方面，尽管自上世纪八十年代恢复国内保险业务以来，我国非寿险业务发展迅速，但无论是保费收入，还是保险深度与保险密度，我国都仍然处于较低的发展水平上。

发展水平低同时也意味着中国非寿险市场有着巨大的市场潜力。

另一方面，近几年来，尤其是1997年以后，非寿险发展速度明显放慢，大大落后于寿险业务发展速度。

因此，非寿险业的潜在市场需求与近年来显现的现实市场需求之间、分析预测的高速度与现实中的低增长之间形成了巨大反差。

　　三、相关政策建议 

　　随着对外开放的进一步扩大，中国非寿险市场必将逐步融入国际市场，成为国际非寿险市场的重要组成部分。

同时，实力雄厚的外资非寿险公司也不断地进入中国，在中国非寿险市场上扮演越来越重要的角色。

因此本文就中国非寿险业的发展，提出以下几点建议：

　　1、加强保险宣传，提高保险意识 

受传统文化和计划经济的影响，人们的保险意识比较淡薄，尤其是对于非寿险这类非必需品的购买更缺乏意识。

因此，要促进我国非寿险需求的增长，需要长期加强保险宣传，普及保险知识，使人们真正树立起风险意识，了解保险的作用，逐步形成我国独特的保险文化。

武汉大学魏华林教授提出，推进保险业的发展，要大力倡导全民风险意识。

主要原因有二：

一是因为风险是人类共同的敌人，客观上需要人类共同的努力才能制服。

大力倡导全民风险意识，既是保险人的责任和义务，也是社会政府的责任和义务。

二是因为目前中国经济生活中缺乏风险意识。

因此，将潜在的非寿险需求转化为现实的需求，需要意识形态的根本转变。

没有风险意识，就不可能有风险经济；

只有风险意识增强了，与风险意识相联系的保险意识才能树立起来，风险意识、保险意识是中国潜在非寿险需求向现实非寿险需求转化的前提条件。

2、推行强制保险 

对于关系到社会公众利益、消费者切身利益、企业员工权益方面的责任保险，以强制保险的方式向社会推行，这既是国际保险业的习惯做法，也是满足我国保险需求的迫切需要。

长此以往，就慢慢形成了一种深入人心的、自觉遵守的保险消费习惯。

这对培养我国居民的非寿险意识具有较好的促进作用。

3、提高居民的教育水平 

提高居民的教育水平，尤其要注重提高一些落后地区居民的教育水平。

居民的受教育水平同时在一定程度上影响着消费者的消费结构，非寿险的购买意识一旦形成，必然增加非寿险市场需求。

　　4、大力发展第三产业 

　　大力发展第三产业，尤其是加快金融业的发展。

第三产业的高速发展，尤其是发达的金融业，为非寿险发展提供了良好的资金运营背景。

　　5、大力发展农业保险。

　　现阶段，我国农业保险发展不足，导致针对“三农”的保险供给滞后于“三农”对保险的需求。

鉴于农村、农民和农业在中国所处的特殊地位，迅速发展农村经济，对我国国民经济的发展和社会进步具有决定性的意义。

保险业应当研究开发适合于农村的保险产品和经营方式，积极推动农业保险的发展。

《上海保险》2010年第9期

从经济因素分析我国寿险需求

中央财经大学李蔬暗

2009-03-06

　　从已有的关于寿险需求的实证分析中看，经济无疑是影响寿险需求的重要因素。

2007年我国寿险业保险深度1.7%，保险密度34美元，与美日等寿险业发达国家相差甚远，表现出了寿险市场的需求不足。

因此从经济上假设影响寿险需求的相关因素，分析我国寿险需求的不足与潜力，对于寿险业的可持续发展，寿险市场的成熟完善至关重要。

　　一、经济发展水平 

　　日前所有关于寿险需求的实证研究都表明，寿险需求与一国经济发展水平正相关，而衡量一国经济的发展水平主要依靠年GDP数额及增长率，即随着国民收入的增加，对寿险的需求也会上升。

2003年到2007年我国GDP总值从116694亿元上升到246619亿元，每年保持着10%以上的增长，居民用于开支部分也随之增加。

寿险市场应有所作为，从数据统计来看，2007年全国实现寿险保费收入5038亿元，同比增长21.9%。

寿险销售额快速增长，需求有所增加，这与我国居民收入结构密切相关。

　　Hammond，Houston&

Melander（1967）发现高收入家庭的寿险需求弹性较低，中等收入家庭弹性最大，低收入家庭对寿险需求并不敏感。

可想而知，寿险产品作为一种奢侈品，只有当人们创造了足够的收入满足了生活必需后才会考虑购买。

由国家统计局的统计资料中得知，我国低收入和最低收入阶层大致占比20%，高收入和最高收入阶层大致占比20%，中等偏下、中等、中等偏上收入阶层则占60%左右，并且这些阶层总体呈现一种纵向的阶梯状。

阎波（2006）利用回归分析指出，人均GDP在向1000～3000美元时寿险需求弹性最大。

我国GDP不断增长，人均GDP有1000～3000美元过渡的趋势，这一中间阶层市场广阔，寿险需求不断增加，目前更应把握住对这一阶层的销售机遇，扩大需求，促进寿险业继续良性发展。

　　二、利率 

　　因为寿险产品的价格是在一定条件下预估，投保人所缴纯保费的收入现值等于将来保险金给付的现值，这个现值是由一定预定利率折算出的，加之产品的长期性，寿险与存款利率密切相关。

当利率变化，其他金融产品收益高于寿险产品收益时，人们将会减少对寿险产品的购买，或者退保，反之则会增加寿险产品的购买。

由此可见，利率的波动很大程度上影响寿险需求，但考察不同类型的寿险产品，其需求受利率的影响并不完全相同。

　　银行利率变化对寿险储蓄型产品和保障型产品的需求会产生不同影响。

理论上，储蓄型寿险产品需要事先在一定利率条件下积累本息以满足未来给付，对存款利率变化敏感；

保障型寿险产品则并不在于保费积累达何种程度，而是由死亡率和不确定的意外因素决定，受利率波动影响很小或没有。

叶朝晖和谢永林（1997）在关于寿险需求的实证研究得出相同结论。

实际上，上世纪80年代银行存款利率不断上涨，寿险产品的预定利率明显偏低，造成储蓄型寿险产品的大量退保，在寿险方面的需求也大量减少。

90年代末，利率的下调又使储蓄型寿险产品销量大增，需求呈上升状态。

而期间保障型寿险产品随利率波动的影响并不大。

　　我国储蓄一直保持较高水平，居民大多关注于储蓄的本金利息，投资中对寿险储蓄型产品的选择放在次要地位。

我国寿险业一直以储蓄型寿险产品为主要销售产品，至2007年12月央行对银行利率进行了8次上调，由上文可知，储蓄型寿险产品受利率变动敏感，而这种利率的波动势必带来对寿险需求的压力。

　　另一方面，银行利率对寿险传统产品和新型产品的需求也会产生不同影响。

同样，到2007年末央行的8次升息让传统固定利率的寿险产品的吸引力大打折扣，销售遭到重创；

而新型产品因为其非固定预定利率，利率与升息后的存款利率相差无几。

　　新型寿险产品具有保障和投资功能，其投资收益随利率上升而增加，与预定利率的高低无关，因此与银行存款利率的关联并不大。

2007年新型寿险产品销售中投资连接险和万能险保费涨势迅猛，分别增长500%和100%以上，而同期传统寿险产品保费增速缓慢，增幅不到1%。

考虑新型产品对于刺激需求的积极作用，应促进新型寿险产品利率弹性真正有效的转化。

　　三、通货膨胀 

　　国外所有研究都证实通货膨胀与寿险需求的反比关系。

如Cameron（1987）将实际的通货膨胀分为两部分，约占2／3为预期的通货膨胀，剩下1／3为没有预期到的通货膨胀，认为由于信息的不完全，保单持有人从寿险产品中获得的收益率只抵消了通货膨胀的2／9，其余的收益由保险人可能的不合理利用处理掉了，人们从而减少对寿险产品的购买，因此通货膨胀对寿险需求存在负相关关系。

机理上，预期通货膨胀对寿险需求的负作用，主要表现在价格效应、收入效应和替代效应上。

　　价格效应上，寿险保费交纳前于保险金给付，通货膨胀能对二者产生不同的贬值影响。

收入效应上，通货膨胀引起人们对其他商品的支出增加，而人们收入实际增长速度又慢于名义增长速度，甚至出现负增长，这都会对寿险产品的需求减少。

替代效应方面，通货膨胀导致股票、债券等其他金融产品收益率高于寿险产品的收益率，人们就会对寿险特别是传统固定给付型寿险产品的需求减小；

考查新型寿险产品，由于其投资性能抵御通货膨胀带来的资金贬值，人们更容易接受，通货膨胀压力下的退保和抵押情况也会减少。

　　综上，通货膨胀与寿险需求呈负相关，如果通货膨胀极其严重，寿险需求会大幅度减少。

但我国出现的通货膨胀属于温和型，而且我国居民对预期通货膨胀并不敏感，寿险新型投资产品受通货膨胀的影响并不大。

适度的通货膨胀刺激了经济增长，长期中带来居民收入的增长，进而也增加了居民对寿险的需求；

目前人民币的升值使外资更有可能投入国内寿险市场，对寿险需求增加也起到了刺激作用。

我国寿险业需求实证分析

中国人民大学财政金融学院舒高勇中央财经大学信息学院石颖

2007-07-27

　　[摘 

要] 

本文运用传统计量经济学理论，采用多元线性回归作分析，采用几个主要宏观经济、人口统计及社会制度指标，在对历年数据进行ADF单位根检验与多重共线性检验的基础上，实证分析了影响我国寿险需求的各主要因素。

结果表明，人均GDP、城市化水平和人口死亡率对于寿险的需求影响较为显著，而国民受教育水平、通货膨胀率、名义利率和社会制度性因素等对寿险需求影响不显著。

在此基础上具体分析了各影响因素回归系数的具体 

　　[关键词] 

寿险需求，多元线性回归，解释变量，回归系数 

　　我国寿险业自1982年恢复试办以来，经过了20多年的发展，从无到有，发展迅速，取得了良好的经济效益和社会效益，伴随着我国对外开放的进程以及正式加入WTO，保险业加速向国际化的方向发展。

现阶段，我国面临着巨额的银行居民储蓄居高不下，金融行业中，非储蓄类金融机构占比明显偏低，我国进行的诸如就业、医疗、教育等一系列社会经济体制改革，打破了原有的福利保障制度，同时，新的社会保障体系还远远不够完善，尤其是根据国际上的经验，在人均GDP突破1000美元时期，正是寿险业快速发展的时期。

面临着这样的环境，研究寿险业应如何发挥其应有的作用因此成为必然而又紧迫的任务。

　　一、我国寿险需求影响因素的设定 

　　一般而言，影响寿险需求的量化因素表现在两个方面：

一是内生因素，如收入变量；

二是外生因素，一般包括：

经济的结构、发展水平、国民收入水平等。

在对寿险需求进行实证分析时，首先需要确定影响因素。

由于数据量的限制，对我国寿险需求进行实证研究时，选择的因素不宜过多。

参考国内外已有的研究结果，本文将选取以下的因素进行分析：

（一）人均GDP 

　　目前，所有有关寿险需求的实证研究成果都表明收入与寿险需求正相关，即随着收入的增加，对人寿保险的需求也会增加。

但是，随着收入的增加，寿险需求增加的程度却不相同，收入水平低的国家（地区）的寿险需求收入弹性普遍高于收入水平高的国家（地区）。

（二）普通高校毕业生人数 

　　普通高校毕业生人数代表了一国的国民受教育水平。

教育水平与寿险需求预期正相关，主要通过以下三种途径影响寿险需求：

一是通过影响人们的安全保障需要，受过高等教育的人们更加了解寿险的经济保障作用，也较少受到传统观念的影响；

二是通过影响人们购买寿险的欲望，受教育水平越高，人们越厌恶风险，也更加重视转嫁风险的各种机制；

三是通过影响人们支付能力，一般受过高等教育的人们有较高的收入，其保险购买能力较强。

　　（三）城镇人口占总人口比例 

　　这一指标代表城镇化水平，金融发展与城镇化发展蕴含着一种互动机制，金融发展可以通过高比例储蓄转化为投资、提高资本配置效率、优化金融市场结构，从而推动城镇化的进展。

　　（四）利率 

　　寿险商品价格是在预定利率、预定死亡率和费用率的基础上厘定的，因而寿险需求与利率的变化紧密相联。

市场利率的变化将会导致投保人购买寿险的机会成本和相对价格的变化，但是，利率的变化如何影响寿险需求是难以确定的。

寿险产品的预定利率和银行存款利率的相对变化会对寿险需求产生明显影响，若预定利率低于银行存款利率，就会抑制寿险需求；

而一旦预定利率高于银行存款利率，就会导致寿险需求大大增加。

　　（五）通货膨胀率 

　　理性预期假说告诉我们，通货膨胀率与失业率之间的两难选择，会影响经济产出和经济福利。

在其他条件一定时，是否存在通货膨胀将直接影响到厂商和家庭的有效需求能力。

人寿保险一般都具有长期性，未来的通货膨胀将侵蚀保单的价值，使人寿保险的吸引力下降。

　　（六）人口死亡率 

　　死亡率反映了死亡概率的高低，较低的死亡率预示着较长的寿命预期，Fisher（1973）从理论上证明了死亡率与纯保障型的定期保险保费收入正相关；

然而，较长的寿命预期也增加了对老年生活保障的要求，储蓄型寿险产品的需求会增加（Beck&

Webb，2003）。

　　如图1所示，1982年以来，我国死亡率持续呈下降趋势，这也反映出我国人口老龄化的趋势。

根据世界银行预测，到2015和2025年间，中国65岁以上人口占总人口的比例将分别超过8%、12%。

人口老龄化的趋势，对我国的传统家庭养老观念提出了挑战。

单靠社会养老保障难以迎接人口老龄化所带来的冲击。

这也为商业型人寿保险的发展提供了空间，同时，人寿保险公司也在寻找与这一趋势相适应的发展模式。

　　（七）金融发展水平 

　　金融发展水平对寿险需求也有重要的影响。

一方面，寿险业的新业务要与各种形式的投资争夺私人储蓄；

另一方面，高效运行的银行业可能会提高人们对其他金融和保险机构的信任。

此外，金融市场越为有效，保险公司就会因其高效的投资为其保单赢得更加有竞争力的价格。

麦金农（Mikinnon，1991）使用M2／GDP这一指标分析发展中国家和发达国家在金融发展程度方面的差距，还使用这一指标分析发展中国家的金融深化过程。

他认为发展中国家在金融深化过程中，M2／GDP会不断上升。

本文也将使用这一指标来衡量金融发展水平。

　　（八）其他影响因素 

　　其他影响因素主要是制度方面的因素，主要包括政策环境、社会保障制度、法律制度、政治环境、保险监管制度等对寿险需求有着至关重要的影响。

但由于难以量化以及数据方面的限制，本文使用虚拟变量进行分析。

　　二、数据的检验 

　　考虑到1982年国内恢复人身保险业务，以及数据的可获得性，本文使用人均人身保险（意外险、健康险、寿险）保费收入（实际值，以1982年为基年）作为寿险需求衡量指标。

在前文所述的基础上，选取影响寿险需求因素为人均GDP（实际值，以1982年为基年）、名义利率的加权平均、通货膨胀率（以居民消费价格指数计算）、人口死亡率、城市化率、教育水平、金融发展水平（M2／GDP）和制度性的虚拟变量，考察其对寿险需求影响的显著性（u。

　　研究方法主要是采用最小二乘法对寿险需求进行多元线性回归，为了避免数据的过大波动，先对各个变量取自然对数，考虑到通货膨胀率可能为负值，不予其取对数，模型形式如下：

　　其中，life表示人均人身保险保费收入；

Y为收入变量，以人均GDP（实际值，以1982年为基年）来衡量；

edu为教育水平，用普通高校毕业生人数来衡量。

death是死亡率；

urban是城市化率，用城镇人口占总人口的比例来衡量；

让是名义利率，使用各期调整月份占总月份的比重作为权重进行加权，以保证数据的合理性；

inf是通货膨胀率，以历年居民消费价格指数来衡量；

M2／GDP是金融发展水平；

dd为虚拟变量，用它衡量政府在社会保障方面所作的支出。

（一）ADF单位根检验 

　　时间序列的计量经济学分析要求序列是渐进不相关的，这是大数定律和中心极限定理成立的基础，它保证了t检验和F检验的有效性。

为了确保ODS回归的有效性，避免出现伪回归的问题，对时间序列数据采用扩展的DF检验（ADF检验），对变量进行单位根检验。

通常ADF检验有三种检验形式，即不含截距项和时间趋势项的检验式、只含有截距项的检验式、既含有截距项又含有时间趋势项的检验式。

Dolado，Jenkinson与Sosvilla（1990）建议，当真实的DGP（DataGeneratingProcess）完全未知时，可以从既包含漂移项又包含时间趋势项的检验式开始检验。

根据以上原则，检验结果如表1。

　　从表1看出，ln（life），ln（death）是平稳序列，而ln（Y），ln（ir），ln（urban），inf，ln（M2／GDP）是一阶单整序列，ln（edu）是二阶单整序列，不符合协整关系检验的前提，所以，应对其进行一阶或二阶差分，以获得平稳时间序列进入回归方程。

（二）多重共线性检验 

　　对于多元线性回归模型，其基本的假设是各自变量之间是相互独立的。

如果某两个或多个自变量之间出现了相关性，则成为多重共线性。

而变量之间的多重共线性在实际经济问题中是大量存在的。

如果模型中存在多重共线性，则可能导致：

（1）模型的普通最小二乘参数估计量无法得到；

（2）或者虽然可以得到OLS的参数估计量，但是参数估计值的方差增大，参数估计量失效；

（3）如果模型中存在两个变量具有线性相关性，例如，X：

与X：

，那么它们中的一个变量可以由另一个变量来表征，这样，X，和X：

的系数就无法反映各自与因变量之间的结构关系，而是反映它们对因变量的共同影响。

所以，自变量对应的参数已经失去了应有的经济意义；

（4）由于多重共线性的存在，使得参数估计值的方差增大，导致计算的t值小于临界值，从而错误地做出参数为0的推断，将重要的自变量排除在外。

　　对本文模型中经过单位根检验的平稳变量进行多重共线性检验，首先进行各变量之间的相关系数检验，得到的结果见表2。

　　从各变量的相关系数来看，各变量之间的相关系数最大值是名义利率变量ln（ir）与通货膨胀率变量的一阶差分D（inf）之间的相关系数为0.82，故解释变量之间没有高度的相关性，即不存在变量之间多重共线性的问题，均可以进入模型作为解释变量。

　　三、模型的回归