摘要：本文選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入，失業(yè)率等三個(gè)宏觀因素，用健康險(xiǎn)的保費(fèi)收入作為健康險(xiǎn)需求的量化指標(biāo)，采用var模型探究上述宏觀因素對(duì)健康險(xiǎn)需求的影響。通過(guò)分析得出結(jié)論：三個(gè)宏觀因素都會(huì)對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入產(chǎn)生影響，只是影響的程度有所不同。其中城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入的影響最大，其次是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，而失業(yè)率健康險(xiǎn)保費(fèi)收入幾乎沒(méi)有影響。

關(guān)鍵詞：宏觀因素;健康險(xiǎn)

健康險(xiǎn)全稱為商業(yè)健康保險(xiǎn)，作為商業(yè)人身保險(xiǎn)的重要組成部分，對(duì)于豐富和完善社會(huì)保障體系，促進(jìn)和諧社會(huì)的發(fā)展具有重要意義。影響健康險(xiǎn)需求的因素眾多，主要分為宏觀因素和微觀因素。本文主要從宏觀因素的角度入手，探討其對(duì)健康險(xiǎn)需求的影響。這不僅對(duì)保險(xiǎn)公司在健康險(xiǎn)的設(shè)計(jì)開(kāi)發(fā)和營(yíng)銷推廣過(guò)程中具有一定的指導(dǎo)意義，而且有利于政府根據(jù)宏觀因素的變化制定有利于商業(yè)健康保險(xiǎn)發(fā)展的政策。

一、數(shù)據(jù)選擇與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)選擇

健康險(xiǎn)保費(fèi)收入（Pi）選擇RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)的2006年至2020年十五年的數(shù)據(jù)作為被解釋變量，另外國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入（Di），失業(yè)率（Ur）同樣選擇RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)的2006年至2020年十五年的數(shù)據(jù)作為解釋變量。

（二）模型設(shè)定

本文主要考慮上述三個(gè)宏觀因素對(duì)健康險(xiǎn)需求的影響，因此通過(guò)構(gòu)架Var模型來(lái)分析。一個(gè)滯后階數(shù)為p的VAR模型表達(dá)式為yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+Bxt+μt其中，yt為k維內(nèi)生變量向量;xt為d維外生變量向量;μt是k維誤差向量A1，A2，…，Ap，B是待估系數(shù)矩陣。

二、宏觀因素對(duì)健康險(xiǎn)的需求影響的實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)四組數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)觀察所得檢驗(yàn)結(jié)果中ADF值與t統(tǒng)計(jì)量臨界值比較，觀察ADF值是否小于t臨界值，或者觀察P值是否小于0.05，也就是在顯著性水平為5%的情況下是否有95%的概率來(lái)說(shuō)明數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知經(jīng)二階差分后健康險(xiǎn)保費(fèi)收入，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入，失業(yè)率數(shù)據(jù)在1%、5%、10%的置信水平下均為平穩(wěn)時(shí)間序列，因此這四個(gè)時(shí)間序列是二階單整數(shù)據(jù)。

（二）最優(yōu)滯后階數(shù)

了確保構(gòu)建的 VAR 模型為最優(yōu)，需要確定最優(yōu)的滯后階數(shù)。最優(yōu)滯后階數(shù)的確定主要看的是AIC與SC的值。要試不同的階數(shù)，直到AIC與SC的值最小。本文中宏觀因素對(duì)健康險(xiǎn)需求的例子試探到滯后2期時(shí)AIC與SC的值最小。

（三）Var模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

最后確定模型，要進(jìn)行單位元檢驗(yàn)。在滯后2期的var模型中進(jìn)行單位圓檢驗(yàn)，結(jié)果所有根的倒數(shù)值小于1（分布在半徑為1的單位圓內(nèi)），所以可認(rèn)為估計(jì)模型是穩(wěn)定的。

又由于確定最大滯后階數(shù)為2，將常數(shù)項(xiàng)作為外生變量，得到參數(shù)的估計(jì)結(jié)果為：PI = 0.428640986857×PI（-1） + 0.416226810364×PI（-2） + 461.483562608×DI（-1） + 3456.83423053×DI（-2） - 118.165710654×GDP（-1） - 4.28038064472×GDP（-2） - 1400.6559991×UR（-1） - 1204.7517032×UR（-2） + 9263.82210735

（四）脈沖響應(yīng)

在向量自回歸的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步探究健康險(xiǎn)需求和宏觀因素之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)所建立的模型進(jìn)行分析。

分別對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入和失業(yè)率進(jìn)行一個(gè)沖擊，觀察健康險(xiǎn)保費(fèi)收入十期的響應(yīng)。從脈沖響應(yīng)的結(jié)果看，健康險(xiǎn)保費(fèi)收入對(duì)城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入的沖擊響應(yīng)最為強(qiáng)烈，從第一期到第三期，健康險(xiǎn)保費(fèi)收入有一個(gè)正響應(yīng)且持續(xù)上升，在第三期附近達(dá)到最大值，隨后緩慢下降，在第十期附近與坐標(biāo)軸相交降為零。健康險(xiǎn)保費(fèi)收入對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊響應(yīng)稍微弱于對(duì)城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入的響應(yīng)，在給國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值一個(gè)沖擊之后，健康險(xiǎn)保費(fèi)收入有一個(gè)正響應(yīng)且持續(xù)上升，同樣在第三期附近達(dá)到最值，隨后緩慢下降，在第七期之后降為零。而對(duì)失業(yè)率進(jìn)行一個(gè)沖擊之后，健康險(xiǎn)保費(fèi)收入從第一期開(kāi)始始終為負(fù)響應(yīng)，并且響應(yīng)并不強(qiáng)烈，始終在坐標(biāo)橫軸附近游走，說(shuō)明健康險(xiǎn)保費(fèi)收入對(duì)失業(yè)率這一宏觀因素指標(biāo)的變化并不敏感。

（五）方差分解

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入和失業(yè)率對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入的影響均在逐漸增大。其中城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入的方差的相對(duì)貢獻(xiàn)度經(jīng)過(guò)20期從0穩(wěn)定在 21. 202%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入的方差的相對(duì)貢獻(xiàn)度經(jīng)過(guò)20期從0穩(wěn)定在18.043%，而失業(yè)率對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入的變化的解釋力度較小，幾乎可以忽略。

三、結(jié)論與建議

根據(jù)上文實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，三個(gè)宏觀因素都會(huì)對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入產(chǎn)生影響，只是影響的程度有所不同。其中城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入的變化對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入的影響最為強(qiáng)烈，其次是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，但失業(yè)率這一指標(biāo)對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入的影響微乎其微。

所以說(shuō)想要提高健康險(xiǎn)的需求，可以選擇GDP和城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入高的地區(qū)重點(diǎn)進(jìn)行健康險(xiǎn)的營(yíng)銷，由于失業(yè)率這一指標(biāo)對(duì)健康險(xiǎn)保費(fèi)收入的影響不明顯，所以對(duì)于健康險(xiǎn)的營(yíng)銷策略制定幾乎不必考慮失業(yè)率的影響。另一方面來(lái)說(shuō)，在GDP和城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入低的地區(qū)，當(dāng)?shù)卣梢灾贫ㄓ欣谏虡I(yè)健康險(xiǎn)發(fā)展的政策，和保險(xiǎn)公司合作，加大健康險(xiǎn)的宣傳，讓健康險(xiǎn)充分發(fā)揮其保障作用。

作者簡(jiǎn)介：王杉杉（1996-），男，漢族，四川廣元市，碩士，研究方向：金融風(fēng)險(xiǎn)管理