第一篇：對我國乘用車銷售量影響因素進行分析的論文

引言

汽車工業(yè)在我國已有五十多年的發(fā)展歷史，尤其從 20 世紀 90 年代開始，我國汽車工業(yè)得到了長足的發(fā)展?，F(xiàn)在汽車工業(yè)在我國經(jīng)濟中已占有非常重要的地位，成了拉動我國經(jīng)濟發(fā)展的火車頭。2010 年 1 月 11 日，中國汽車工業(yè)協(xié)會發(fā)布數(shù)據(jù):2009 年中國汽車累計產(chǎn)銷突破 1 300 萬輛，同比增長創(chuàng)歷年最高，中國成為世界第一汽車生產(chǎn)和消費國。到 2013 年，我國汽車銷量已經(jīng)達到2198.41萬輛，其中，乘用車銷售量達到了1792.89萬輛，占汽車總銷量的 81.55%，乘用車增長幅度達到15.71%。乘用車是在其設計和技術特性上主要用于載運乘客及其隨身行李或臨時物品的汽車，包括駕駛員座位在內最多不超過 9 個座位。乘用車細分為基本型乘用車(轎車)、多用途車(MPV)、運動型多用途車(SUV)、專用乘用車和交叉型乘用車。乘用車銷售量的增長，受到許多因素的影響，這些因素有的影響大些，有的影響小些，本文通過灰色關聯(lián)法，來分析影響乘用車銷售量各因素的影響程度。

一、影響乘用車銷售量指標的確定乘用車銷售量的影響因素

主要有幾個方面，一是國家的乘用車的生產(chǎn)能力，二是國家的政策，三是國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，四是人民生活水平，五是乘用車的價格，六是乘用車的使用成本，七是乘用車的使用條件。乘用車銷量，會受以供給量的限制，而我國乘用車的供給量主要來源于我國自己生產(chǎn)的汽車，進口汽車的數(shù)量比重很小。本文中，乘用車的生產(chǎn)能力用乘用車產(chǎn)量指標來反映。影響乘用車銷量的國家政策因素，主要包括乘用車的購置稅、進口關稅、節(jié)能減排政策、購車限號等。

因為這些政策有的變化不大;有的在執(zhí)行范圍上，全國不統(tǒng)一;有的政策在不同類型乘用車上也不統(tǒng)一;還有的政策屬于國家臨時制定的。這些政策有的是偶然性的，有些影響不是連續(xù)的，有些政策對汽車銷量變化的影響不大，所以本文沒有選取這方面的指標。影響乘用車銷量的國家的經(jīng)濟發(fā)展水平因素，本文選取了人均 GDP 這個指標。人均 GDP 是反映一個國家經(jīng)濟發(fā)展狀況的指標，是最重要的宏觀經(jīng)濟指標之一，它是人們了解和把握一個國家或地區(qū)的宏觀經(jīng)濟運行狀況的有效工具，也是衡量各國人民生活水平的一個標準。影響乘用車銷量的人民生活水平因素，本文選取了城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、居民消費價格指數(shù)三個指標。城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入以及農(nóng)村居民家庭人均純收入兩個指標，直接反映了居民的購買力。

居民消費價格指數(shù)從另一個角度來反映人民生活水平，如果居民消費價格指數(shù)過高，客觀上也降低了人們的消費水平。乘用車的價格是影響其銷量的重要因素之一，但因為乘用車種類繁多，無法計算一個統(tǒng)一的價格。原材料成本是構成乘用車價格的重要因素，乘用車的成本主要有鋼材、橡膠等，因此，本文選取影響乘用車價格的主要成本因素之一，鋼材的原材料的價格指數(shù)來反映，具體我們選取了黑色金屬材料類生產(chǎn)者購進價格指數(shù)。

二、結論

從計算結果上來看，乘用車的銷售量與其產(chǎn)量關系最為密切，這無論從理論上，還是從數(shù)據(jù)上看，都是可以理解和接受的。影響乘用車銷量指標中，農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入分別占第二、三位，這兩個指標都是體現(xiàn)人們生活水平的，說明人們生活水平的變化，對乘用車銷量有著明顯的影響，近些年來，隨著人們的收入水平的不斷提高，也促使乘用車的銷量有了快速的增長。在乘用車銷量影響因素中，公路里程占第四位，說明人們在購買乘用車時，非常看重出行的條件。人均 GDP 對乘用車銷量的影響居第五位，表明國家經(jīng)濟的發(fā)展，對乘用車銷量影響也是非常大的。對乘用車銷量影響因素中，燃油價格居第六位，說明人們在購買乘用車時，也非常關注乘用車的使用成本。

以上六個對乘用車的影響因素，其關聯(lián)度系數(shù)都在 0.8 以上，表明對乘用車影響的程度非常高。對乘用車銷售量影響占第七位的是黑色金屬材料生產(chǎn)者購進價格指數(shù)，但其影響也不大。影響乘用車銷售量的因素中，居民消費價格指數(shù)占第八位，但其變化對乘用車的銷售量影響也不是很大，說明人們在購買乘用車時，很少考慮物價變化情況。從關聯(lián)系數(shù)上看，后兩個因素，對乘用車的銷售影響比前六個因素的影響小了許多?？傊绊懭藗冑徺I乘用車的主要因素是乘用車的供應量及人們生活水平、出行的便利條件以及乘用車的使用成本，而對于乘用車的價格以及物價的變化情況，目前來看，考慮的不是很多，乘用車目前還是處于一個剛性需要階段。

第二篇：影響直營店銷售量的因素分析（精選）

健康食品直營店市場分析報告

--影響銷售量的因素分析

商品營業(yè)額=人流量×入店率×留店時間×成交率×商品數(shù)×客單價

影響專賣店銷售量的因素主要：

一．客觀因素

1.店鋪整體形象：店鋪整體形象直接影響到進店顧客數(shù)量，入店率，從而影響商品的瀏覽量；

門面：

（1）沒有l(wèi)ogo、店名：logo是產(chǎn)品身份證明，直接影響顧客的第一視線，logo

和店面名稱影響到顧客會不會進店的決定；

（2）產(chǎn)品展示頻處于關機狀態(tài)；

（3）展示臺沒有擺放產(chǎn)品；

（4）展示臺周圍缺少裝飾；

以上幾點綜合起來，使店面看起來不像是處在營業(yè)狀態(tài)。

店內：

（1）店內過于空洞：沒有接待臺，使店面失去了“高檔健康”的氣息；

（2）櫥窗裝飾太單調：給人感覺是，沉悶，沒有生命力；

（3）頂部裝修簡陋灰暗：通過影響光線，使得商品在柜臺沒有視覺效果，降低

了商品的“高檔”形象；

（4）店內空氣不夠新鮮：空氣直接關系到人體的呼吸系統(tǒng)，健康食品店更要注

重，空氣不夠好不利于健康，從企業(yè)角度講，不能給顧客以嗅覺吸引力；

（5）背景音樂：店堂音樂是影響顧客購物感受的一個重要因素，音樂將隨著聲

波的傳遞，直接體現(xiàn)著品牌文化與品牌定位，從而對顧客是否停下腳步進

店選購，對于品牌銷售，起著推動或阻礙作用。

2.貨品分析：

（1）商品結構：目前，店內已有的產(chǎn)品種類單一，以高檔高價的主打產(chǎn)品“吉

備系列”為主，而作為中國健康食品市場上最新出現(xiàn)的酵素，其價格相對

略高，要得到消費者的認可，則需要相對低價的產(chǎn)品加以滲透或點綴，讓

顧客對我們產(chǎn)品進行階梯型購買；

（2）商品詳情：店內所有沒有標價，媫凡希系列產(chǎn)品沒有定價，櫻尚特、陽命

源和幕鋅水還沒有中文標識，這諸多因素都會影響顧客對進口產(chǎn)品及其銷

售商的信任度；

3.促銷活動：采取單一的店內促銷和人員推廣，效果直接，但是推廣范圍過于狹窄。

（1）買三送一活動優(yōu)惠較大，吸引力反而較小。因為我們的產(chǎn)品是消費者從來

沒有接觸過的，一次性購買的數(shù)量過多，也會增加購買風險。

（2）不同產(chǎn)品組合套裝出售，設計見效快、成本低的小禮品作為促銷手段，讓

顧客體驗產(chǎn)品真實效果，對我們品牌推廣是極為有利的。

（3）可參加商場促銷宣傳活動

（4）在商場出示我們產(chǎn)品的相關信息，告知產(chǎn)品的存在主觀因素

1． 銷售人員（我個人）對健康行業(yè)了解較淺

2． 不具備相關的行業(yè)知識

3． 在溝通方面，由于初次接觸高檔消費品，所以

第三篇：我國中小企業(yè)國際化影響因素分析

我國中小企業(yè)國際化影響因素分析

08級政治經(jīng)濟學 王倩 208020101026

摘要 隨著經(jīng)濟全球化進程的加快,中小企業(yè)在世界范圍內的活動劇烈增加，但在其進行國際化的過程中，有很多因素影響著企業(yè)的國際化發(fā)展。本文僅從這些因素出發(fā)，去簡要分析我國中小企業(yè)的國際化發(fā)展影響因素，并提出些微建議，從理論上來對這些因素的影響進行化解，解決我國中小企業(yè)在國際化過程中的沖突，促進我國企業(yè)健康發(fā)展。

關鍵詞 中小企業(yè)國際化 影響因素

隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，各國政府日益關注中小企業(yè)的重要地位。中小企業(yè)國際化程度如何，反映了一個國家或地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展的水平，也在相當程度上體現(xiàn)了一個國家或地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展的水準。因此，如何加快中小企業(yè)的國際化進程，尤其是發(fā)展中國家和地區(qū)的中小企業(yè)，在經(jīng)濟全球化的大背景下如何邁好中小企業(yè)國際化的步伐，是個值得關注和認真研究的問題。我國從20世紀80年代中期開始進行的城市經(jīng)濟體制改革和金融體制改革也使中小企業(yè)有了蓬勃發(fā)展的機遇和空間，尤其是沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的許多中小企業(yè)積極進行國際化。改革開放近30年來，我國中小企業(yè)取得了長足的發(fā)展，對國民經(jīng)濟的作用越來越不容忽視。中國加入世界貿易組織，不僅進一步提高中小企業(yè)的地位，也賦予它們更大的發(fā)展機遇。本文在經(jīng)濟全球化的背景下，利用國際化的相關理論對我國中小企業(yè)國際化的影響因素進行簡要分析。

一、企業(yè)國際化戰(zhàn)略過程中的內外影響因素

(一)國內制約因素

1.中小企業(yè)融資困難

海外直接投資對資金的要求相對較高，然而，目前國內中小企業(yè)的融資渠道不暢，尚無法獲得足夠的資金。國內銀行出于降低風險考慮，再加上中小企業(yè)本身規(guī)模小、信用等級較低等因素，銀行對中小企業(yè)信貸申請條件的要求往往非常嚴格，導致中小企業(yè)難以獲得銀行貸款。即使是在中小企業(yè)發(fā)展較快的上海，占全市企業(yè)總數(shù)97%的中小企業(yè)從銀行獲得的貸款僅有10%左右。另外，中小企業(yè)上市融資渠道也不暢通。目前，資金不足己成為制約中小企業(yè)國際化的主要因素。

2.信息渠道不暢通

除了融資渠道不暢通外，中小企業(yè)還面臨著信息渠道不暢通的問題。目前，絕大多數(shù)中小企業(yè)還無力獨自完成海外投資信息的收集和處理工作，而國家的海外投資信息網(wǎng)絡建設相

對滯后，信息服務不甚完善，且費用太高以至大多數(shù)中小企業(yè)負擔不起。

3.國內政策制約因素

(1)政府相關管理體制尚未理順

目前，中小企業(yè)政府管理體制尚未理順，缺乏統(tǒng)一領導和相互協(xié)調，造成政出多門，使中小企業(yè)無所適從，從而影響中小企業(yè)海外直接投資的順利開展，有的中小企業(yè)管得太死，有的中小企業(yè)卻無人關心。

(2)大企業(yè)與中小企業(yè)的政策待遇不同

由于體制慣性等原因，各級政府仍然比較重視大企業(yè)(集團)的發(fā)展，對大企業(yè)的國際化的扶持力度較大。相比之下，中小企業(yè)的國際化尚未引起政府的足夠重視，政府支持力度也相對較弱。

(3)手續(xù)和審批程序繁瑣

中小企業(yè)的國際化還面臨審批程序繁瑣、審批周期過長的問題，這不僅導致企業(yè)錯過大好投資機會，而且還促使企業(yè)想方設法逃避審批，從而造成統(tǒng)計上和管理上的困難。

(二)國外制約因素

1．投資東道國的政策制約

中小企業(yè)在海外投資設廠必然要受投資東道國當?shù)胤煞ㄒ?guī)的制約。然而，目前有些國家(地區(qū))的外資政策中還存在最低出資額、開業(yè)年限等限制。這些規(guī)定給欲到該國(地區(qū))開展海外直接投資的中小企業(yè)造成很大的政策障礙。如相關產(chǎn)品的目標市場國對產(chǎn)品的進出口稅收政策。各個國家都對進口商品征收進口環(huán)節(jié)增值稅、銷售稅等稅收。所有稅賦應計入出口商品的成本中。發(fā)展中國家為保護其國內民族產(chǎn)業(yè)，在進口與其國內生產(chǎn)的同一類商品時，均征收較高的關稅或附加稅。在選擇到其它國家或地區(qū)進行投資建廠時，應選擇那些進口關稅或附加稅較高的商品進行投資，在其國內設廠生產(chǎn)，以避免其高關稅壁壘。此外，相關產(chǎn)品認證和質量要求各個國家對于進口和國內生產(chǎn)的商品都有一個質檢標準和認證要求，這也是市場準入的一個關鍵問題。

2．投資東道國存在不確定因素

投資東道國除了存在政策制約因素以外，還存在其他一些不確定性因素。這些不確定因素主要體現(xiàn)在東道國的文化差異、商業(yè)慣例差異和市場需求差異等方面。中小企業(yè)在海外投資時必須考慮到這些因素，以免造成決策失誤。

(三)企業(yè)決策因素

1.市場調研不審慎

市場調研不審慎是目前制約中小企業(yè)國際化的主要問題之一，中小企業(yè)由于自身投資管理存在漏洞，相關人員經(jīng)驗不足，海外直接投資前的市場調研工作往往做得不細致，導致投資失敗。

2.合作伙伴選擇不當

合資或合作是中小企業(yè)開展海外直接投資的重要方式，然而中小企業(yè)對合作對象的選擇往往比較盲目。合作伙伴選擇不當，或者被外方欺騙造成損失，或者由于外方的經(jīng)濟效益不好，使合資企業(yè)受到牽連，導致投資失敗。

3.缺乏人才，海外企業(yè)管理落后

中小企業(yè)缺乏優(yōu)秀的管理人才，對海外子公司的管理也較落后，要么對海外子公司完全放任不管，要么對海外子公司管得過嚴，從而造成海外子公司的效益不佳，影響到國內總公司的生產(chǎn)經(jīng)營，甚至導致總公司出現(xiàn)經(jīng)營危機。我國大部分中小企業(yè)管理人員缺乏國際化經(jīng)營的經(jīng)驗及相關知識，規(guī)避風險意識較強，主動進取能力較差。公司治理結構和組織設計、以及針對中小企業(yè)的相關法律制度不適應國際化經(jīng)營的需要等一系列的問題，使得企業(yè)決策者和高層管理者在應對國內經(jīng)營之外幾乎難以用戰(zhàn)略的眼光和行動來對待國際化經(jīng)營問題。在我國，中小企業(yè)的決策者和高層管理者所表現(xiàn)出來的國際化經(jīng)營素質普遍較差，難以滿足國際化經(jīng)營的需要。而中小企業(yè)國際化經(jīng)營成功與否很大程度上取決于中小企業(yè)的國際化經(jīng)營戰(zhàn)略管理能力，這種戰(zhàn)略管理能力又是企業(yè)決策者的核心素質，由于企業(yè)決策者是企業(yè)的核心人力資源，因此，中小企業(yè)的企業(yè)家的國際化經(jīng)營素質，將直接影響中小企業(yè)國際化經(jīng)營的成效。

二、對我國中小企業(yè)國際化發(fā)展的建議

（一）政府加強對中小企業(yè)國際化的政策支持

首先，針對中小企業(yè)資金不足問題，政府應加大對中小企業(yè)的扶持力度，特別是資金借貸。由于民間金融是中小企業(yè)資金來源的重要組織，所以應積極鼓勵民間金融的發(fā)展，在法律和制度上使其合理化，這樣也有利于規(guī)范我國金融市場的健康發(fā)展。其次，加強國家的海外投資信息網(wǎng)絡建設，并同時減少中小企業(yè)使用該資源的成本，從而使中小企業(yè)能夠在當今信息發(fā)達的經(jīng)濟中以更大的競爭力參與到經(jīng)濟的發(fā)展中。最后，政府應公平對待各級企業(yè)，不論其大小，并應積極鼓勵支持中小企業(yè)的發(fā)展，給予其適當政策優(yōu)惠。

（二）政府為中小企業(yè)國際化的外部障礙提供支援

針對東道國的政策和法律限制，我國政府也應積極應對，以減少我國中小企業(yè)對外投資成本，如反傾銷措施，優(yōu)惠國待遇等，為我國中小企業(yè)進駐國外目標市場提供支援。

（三）加大國際型人才培養(yǎng)，提高企業(yè)決策水平

我國中小企業(yè)在發(fā)展過程中會遇到很多決策失誤情況，使得自己在國際市場上“有苦說不出”，很大的原因在于缺乏國際型人才，特別是在法律，技術，經(jīng)營管理等方面的自我保護能力較弱。企業(yè)應慎重選擇合作伙伴，應根據(jù)一切信息渠道對合作伙伴進行調查。合理選擇目標市場，并認真調研目標市場的文化背景和消費習慣。遇到需要法律解決的問題，要選擇熟悉目標市場法律環(huán)境的人才進行分析決策，不可盲目輕信對方并投資。

參考文獻

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第四篇：我國壽險業(yè)發(fā)展影響因素分析

保險與精算課程結課論文

我國壽險業(yè)發(fā)展影響因素分析

11002040101艾岸

摘要: 壽險是人身保險的組成部分，人身保險包括壽險、健康險和人身意外保險，可以說壽險是人身保險中最基本、最主要的種類，無論我國還是國外，人壽保險的業(yè)務量都占人身保險的絕大部分。

關鍵詞：壽險業(yè)；發(fā)展。

改革開放以來，我國壽險業(yè)取得了長足的發(fā)展，壽險市場主體不斷增加，市場結構不斷完善，市場監(jiān)管不斷加強。壽險業(yè)的發(fā)展受許多因素的影響，這些因素所形成合力的方向和力度，決定著壽險業(yè)的發(fā) 展方向和速度。為擴大壽險市場，增加我國壽險業(yè)的收入，提高我國壽險業(yè)在國際上的競爭力，一個有效辦法就是研究和分析這些因素對壽險業(yè)發(fā)展的作用機制，并能據(jù)環(huán)境變遷響應作出對策調整。影響壽險業(yè)發(fā)展的因素有直接因素和間接因素，直接因素有壽險價格和收入，問接因素有經(jīng)濟因素(如GDP，儲蓄水平)，政治法律制度因素，科技進步因素，人文結構和社會變遷因素，通貨膨脹因素，對外開放的壓力以及相近或同行業(yè)發(fā)展快慢等諸多因素?？梢姾饬坑绊憠垭U發(fā)展規(guī)模因素的變量不只一個，而且有的因素很難量化。就內部因素中的壽險價格而言，壽險價格受壽險需求的影響，而需求又受收入的影響，所以有些因素不能直接作為分析壽險收入的量化指標。同時，我國對保險經(jīng)濟作量化研究的總體水平還不高，特別是對人壽保險的需求研究不多，且大多數(shù)僅是定性分析，使得人們對特定時期或特定區(qū)域影響人壽保險需求的因素是正面還是負面的影響及其顯著性程度很難有明確地把握。

(一)直接因素

1．管理人才匱乏

我國壽險業(yè)起步較晚，雖然期間涌現(xiàn)出很多優(yōu)秀的管理人才，但隨著經(jīng)營主體不斷增多，機構不斷擴張，造成很多壽險公司分支機構的管理者缺乏足夠的經(jīng)驗和相應的知識，管理人才嚴重不足。

2．營銷人才匱乏

我國個人壽險營銷員有上百萬的規(guī)?！?，但一直沒有形成一支穩(wěn)定的、高素質的、高效的壽險銷售隊伍。目前這支隊伍的特點表現(xiàn)了以下幾個特點：

(1)營銷隊伍不穩(wěn)定，脫落率高。目前很多壽險公司仍采取“廣招勤換”的人海戰(zhàn)術，營銷員一年期的留存率僅在30％左右，營銷隊伍始終無法穩(wěn)定。

(2)營銷隊伍整體素質較低，年齡結構不合理。這支隊伍中低學歷者占大多數(shù)，30歲以上的超過60％。加上公司沒有提供系統(tǒng)的、針對性的培訓，人員大量脫落是必然，一段時期以后就會出現(xiàn)增員困難、脫落率高的局面，這對壽險發(fā)展極

為不利[1]。

3．長期利益與短期利益的差異

壽險營銷是在樹立保險公司形象的基礎上，提高消費者對企業(yè)和產(chǎn)品的認知度和信任度，進而達到長期銷售產(chǎn)品的目的。壽險推銷只是壽險營銷中的一種方法，偏重的是短期利益，是為獲得服務利潤而采取的一種行為。目前壽險市場正處于人世后有限的保護期內。強烈的緊迫感使國內各家壽險公司在近幾年內力拼保費規(guī)模，爭取在保險市場全面開放時有較好的競爭地位。因此國內壽險公司在發(fā)展過程中更多地注重業(yè)務規(guī)模。強調增長速度，而導致了許多壽險公司經(jīng)營行為短視，片面地強調壽險推銷，而忽視了壽險營銷的其他環(huán)節(jié)，缺乏長期發(fā)展戰(zhàn)略的經(jīng)營理念。比如：盲目地設立新機構以尋求新的業(yè)務增長點；無選擇地增員，而沒有給營銷員提供系統(tǒng)、長期的培-OJl；過分依賴險種炒作等。另外，壽險公司與其代理人通過簽定代理合同建立了委托——代理關系，但在保單的銷售過程中，保險公司無法完全了解營銷員的行動和客戶情況，從經(jīng)濟學角度來看，這種代理合同是不完全契約，這就需要相應的制度以對付契約的不完全性。壽險推銷本身就偏重于短期利益，加上公司沒有有效的制度對營銷員加以管理，營銷員在推銷過程中難免會出現(xiàn)一些違規(guī)行為。

4．壽險營銷與壽險推銷的側重點不同

壽險營銷和推銷都是以盈利為目的，但前者的側重點是通過投保人的滿意而獲利，而后者則是通過直接銷售來獲利。壽險公司不僅要在保險產(chǎn)品上使投保人滿意。更要給投保人提供滿意的服務。西方經(jīng)濟學家認為：70％的客戶流失是因為服務水平的欠缺，爭取一個新客戶要比維護一個老客戶的費用高6—10倍。滿足客戶的基本要求，便可使營業(yè)額增長20％左右。客戶不滿意時，可能有75．3％的人 停止或減少購買，每一位投訴的客戶身后，有49位不滿意沒吭聲的顧客。投訴后得到迅速解決會有82％的客戶重新購買[2]。雖然各家壽險公司都把“客戶至上”作為自己最重要的經(jīng)營宗旨，但從目前很多公司的經(jīng)營重點、費用預算、人員配備及員工晉升與收入的評判標準難以看出“客戶至上”的經(jīng)營宗旨。

(二)間接因素

1.市場利率水平

市場利率水平直接影響居民對壽險保單的投資決策。壽險保單不僅具有風險的保障作用，同時也具備投資功能，可作為投資工具應用于居民的資產(chǎn)投資組合當中。這就出現(xiàn)了壽險保費收入增長與居民投資決策之間的相關性問題，因為居民投資工具還有銀行儲蓄、股票等。居民決定投資決策的一個重要影響因素是投資收益率。壽險保單作為一種投資工具，與銀行存款相比，收益率要高一些，但是期限一般較長，流動性要差一些。由于當居民預期市場利率要下跌時會比較傾向于長

期性的投資，因此當市場利率下跌時居民對壽險保單的偏好會增加。

2.通貨膨脹水平

通貨膨脹是貨幣供給大于貨幣需求，從而使貨幣貶值、物價上漲的一種經(jīng)濟現(xiàn)象。通貨膨脹可以通過影響居民購買力水平來改變居民的消費傾向，從而影響居民的實際消費行為。當居民預計物價會變化時，居民便會對未來的消費傾向做出調整。對于壽險產(chǎn)品來說，通貨膨脹率較高時，保單實際價值就會降低，居民持有同樣金融資產(chǎn)的未來購買力水平就會下降，因此，如果居民預計通貨膨脹率上漲，居民便會減少壽險產(chǎn)品的購買；反之，居民會增加壽險產(chǎn)品的購買。作者在此選擇商品零售物價指數(shù)計算的通貨膨脹率指數(shù)來進行分析。當然，通貨膨脹率指數(shù)是通過影響居民的消費預期而影響居民的實際消費行為的，因而有一個滯后的過程。

3．銀行利率

我國保險公司的資金大部分被要求存人銀行。并保證獲得銀行的一年定期名義利率。因此，銀行利率對我國的壽險需求有影響。對于保險性和儲蓄性相結合的而儲蓄成分偏重的壽險保單，如果其名義預定利率低于銀行的一年定期名義利率，可能出現(xiàn)保險不如儲蓄的情況，進而阻止了保險的潛在需求向現(xiàn)實需求的轉化，使得現(xiàn)實需求減少。2004年10月29日，在經(jīng)過連續(xù)八次降息后。我國首次提高銀行利率，其中一年定期存款利率從原來的1．98％上升至2．25％。

4.人口老齡化

社會老齡化是社會進步，是人民生活水平、健康水平提高的綜合表現(xiàn)，也是社會文明、國家工業(yè)化、國家現(xiàn)代化的重要標志，但人口老齡化特別是人口高齡化使得養(yǎng)老保障問題越來越突出。中國國家統(tǒng)計局 1997 年曾在1%人口中作過抽樣調查，以 65 歲作為老齡線，老齡人口已達 8700 萬，占總人口的 7%。同 1982 年人口普查的數(shù)字相比，老齡人口在 15 年間增加了 3772 萬，年均遞增3.9%，而同期總人口年增長的速度大大超過了世界的均值。世紀之交時，中國 60 歲以上的老年人口超過 1.3億，占總人口的 10% 以上，到 2025 年，老年人口將達到2.8 億，占總數(shù)的 18%，到 2050 年將達到 4 億多。也就是說，屆時 60 歲以上的老年人口將占亞洲老年人口總數(shù)的 1/2，占世界老年人口總數(shù)的 1/5。中國人口老齡化速度之快，高齡人口之多，是世界人口發(fā)展史上前有未有的。面對市場風險，他們當中的大部分人，往往沒有能力保護自己，也沒有能力對付發(fā)生的負面后果。在市場化的過程中，這一“弱勢群體”對我國壽險業(yè)發(fā)展影響最大

[3]。

5．社會保障或社會保險

直到1995年，我國占人口總數(shù)約2．5％的政府雇員或工作人員，受益于政府支

出保險費的強制養(yǎng)老和醫(yī)療保險。同時大約占整個人口12％的國有企業(yè)雇員或職工，也享有強制性的醫(yī)療保險保障。另外，隨著我國社保體系的不斷完善，這勢必會影響我國的壽險需求。

6、國民收入與儲蓄狀況

不同收入的人對于生活有著不同的追求，而隨著人們收入水平的提高，在滿足了必要生活需求之后，人們對于安全、保障的需求將更加強烈，而壽險就是人們在滿足必要生活之后為保障生活安定而發(fā)生的支出。國外的研究表明個人可支配收入與其購買的壽險相關性更高，且有著直接的正相關關系。從1991年到2001年的11年間期末儲蓄余額由9241．6億元增至73762．4億元，年均增長量為63．47％，人均儲蓄余額由797．9元增至5779．5元。儲蓄的增加必然促使居民在儲蓄結構上進行合理規(guī)劃，一部分儲蓄資金由銀行存款轉向保險賬戶?？梢娡侗５那疤崾鞘杖氲奶岣叨沟檬Ｓ噘Y金的閑置。

(三)總結

從以上分析中，我們可以得出這樣的結論：人口老齡化、利率水平和通貨膨脹率對壽險保費收入具有很強的影響作用，另外我們還應：

1、加大城市化進程，提高社保覆蓋范圍；

2、加強國家對社保的投入及對統(tǒng)籌資金的運用；

3、降低銀行利率，促進銀行儲蓄向保險儲蓄的轉化；

4、量化影響因素，注重定量分析；

5、應大力發(fā)展經(jīng)濟，建設小康生活。

參考文獻

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第五篇：對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實證分析

對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實證分析

內容摘要：進入90年代以后,我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速 度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內理論界的廣泛關注。本文首先從理論 角度對影響我國居民儲蓄因素進行分析。其次從現(xiàn)實出發(fā)，建立多元線形回歸模型，將收集 1991～2004年的數(shù)據(jù)代入模型進行修正檢驗，剔除不顯著因素，并分析原因,從而最終確定 影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款持續(xù)的主要因素。

關鍵詞:居民儲蓄存款；實證分析；主要因素

改革開放以來,我國經(jīng)濟獲得快速發(fā)展,人民生活水平普遍提高。進入90年代以后,我國居民

儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。截至2004年底，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額為 119555.4億元，與1991年相比，14年間我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額增長了近17倍。我國居民 儲蓄持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內理論界的廣泛關注。本文將從現(xiàn)實出發(fā)對影響居民儲蓄

主要因素進行實證分析。

一、對影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄余額的主要因素分析

現(xiàn)實中，影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城鎮(zhèn)居民的收入水平。根據(jù)凱恩斯基本心理定律，邊際消費傾向(MPC)是遞減的。相 應可推知邊際儲蓄傾向(MPS)是呈遞增的趨勢，即隨著收入的增加，儲蓄以更大的比率增加。

其次，消費品的價格。不同的消費品具有不同的需求價格彈性，因此，價格的變化對消費額

也就有著不同的影響。對于需求價格彈性大的消費品，價格上升會降低消費量，價格下降

則反之。由此可見，居民消費商品的結構會影響居民消費額大小，進而影響居民儲蓄額的變

化。

再次，儲蓄利率。按照古典經(jīng)濟學的觀點：利率對儲蓄的作用是單一的、正方的和十分有力的。其中單一和正方向是指利率對儲蓄的作用只有一個即利率的提高可以刺激儲蓄、抑制消

費；利率的降低則抑制儲蓄、刺激消費。然而，現(xiàn)代經(jīng)濟理論提出利率對儲蓄的作用可能是

雙重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典經(jīng)濟學還是現(xiàn)代經(jīng)濟學都指出，利率的變動都會對儲蓄額產(chǎn)生影響，是一個影響儲蓄的重要因素。

第四，證券市場對資金的吸納程度。證券市場的籌資作用一定程度上會對居民儲蓄存款起到

分流的作用。從債券市場來看：我國債券發(fā)行主要以國債為主，由于國債發(fā)行利率高于目前

銀行存款實際利率水平，一定程度上吸引了居民大量購買，客觀上對居民存款起到分流的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以來，我國股票市場籌資額由1991年的5億元增長到200 4年的1151億元，股市的發(fā)展客觀上也會對居民的儲蓄額產(chǎn)生一定影響。

第五,其他因素。居民儲蓄行為的決定是一個相當復雜的過程,影響居民儲蓄的因素除了以

上所述的一些主要影響因素以外還有很多。例如,在經(jīng)濟改革的過程中,國企改革、產(chǎn)業(yè)結構

調整以及政策性等因素都會使居民對未來收入和支出的預期發(fā)生很大變化。由于這些因素無

法用數(shù)據(jù)表達,不易進行定量分析，所以用隨機變量(ｕ)來進行處理。

綜上所述，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款理論函數(shù)方程可表示為：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城鎮(zhèn)居民儲蓄存款量，CPI表示居民消費物價指數(shù)，R表示一年期存款利率，T表示 股票籌資額，B表示國債發(fā)行額，u為隨機擾動項。其中Y,R的一階偏導大于0表明和S呈正相 關關系；CPI,T,B的一階偏導小于0表明和S呈負相關關系；u的符號不確定。

二、城鎮(zhèn)居民儲蓄的實證分析

根據(jù)1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關統(tǒng)計數(shù)據(jù)(如表二)，建立多元線形回歸模型，利用計量經(jīng)濟學軟件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄函數(shù)進行

多元回歸分析，進而分析出影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄行為的主要因素。

表二：1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關統(tǒng)計數(shù)據(jù)一覽表

年份〖〗城鎮(zhèn)居民儲蓄存款額S(億元)〖〗城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入Y(億元)〖 〗居民消費物價指數(shù)CPI〖〗一年期存款實際利率R(%)〖〗A股籌資額T(億元)〖 〗國債發(fā)行額B(億元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》1991年～2004年；中國人民銀行網(wǎng)站http:///。注：1居民消費物價指數(shù)是以1991年為基期經(jīng)過計算得到的。

2一年期存款實際利率R(%)是根據(jù)公式：存款實際利率=存款名義利率－通貨膨脹率

計算得出

(一)模型建立。建立多元線性回歸模型為:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解釋變量，(i=1, 2,…,6)是回歸參數(shù)，ｕ是隨機擾動項，Y、CPI、R、T、B是解釋變量，而且隨機擾動項ｕ滿 足同方差和無自相關的假定。

(二)顯著性檢驗。下面利用多重可決系數(shù)Ｒ

2、統(tǒng)計量ｔ服從ｔ(ｎ-ｋ)分布,統(tǒng)計量Ｆ服從 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分別對模型的擬合優(yōu)度,回歸系數(shù)以及回歸方程的顯著性進行檢驗。運 用Eviews軟件對表二中的具體數(shù)據(jù)進行回歸得出的分析結果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括號內的數(shù)值為ｔ檢驗值。首先我們觀測到解釋變量所對應的參數(shù)符號與經(jīng)濟意義

上應變量和解釋變量的關系相一致。再次從回歸方程的各項數(shù)據(jù)可以看出,該回歸方程對我國居民儲蓄行為具有較強的解釋能力，居民儲蓄中99.4%的部分都可以從該回歸方程中得到

說明。取顯著性水平為0.05，即置信度為95%,查表得到的統(tǒng)計量ｔ和統(tǒng)計量Ｆ的臨界值分別

為(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以認為回歸方程顯著成立，擬合優(yōu)

度比較好。分析t值我們發(fā)現(xiàn)解釋變量Y、CPI、R所對應的∣t∣均大于(8),說明解釋變量

Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響；而解釋變量T、B及截據(jù)項C所對應的∣t∣小于ｔ的臨 界值,說明解釋變量T、B及截據(jù)項C對居民儲蓄影響不顯著。因此須剔除解釋變量T、B進行回 歸，得到如下回歸結果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

從新建立回歸方程的各項數(shù)據(jù)可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的擬合優(yōu)度較好。

選擇顯著性水α＝0.05，查表得到的統(tǒng)計量ｔ和統(tǒng)計量Ｆ的臨界值分別為(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以認為回歸方程的顯著性較強。同時解釋變量Y、CP

I、R所對應∣t∣值均大于ｔ的臨界值，說明解釋變量Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響

。綜上所述，可以看出新建方程的擬合優(yōu)度較好，對應變量城鎮(zhèn)居民儲蓄額S具有較強的解

釋力。

(三)異方差性檢驗

由于所選用的樣本數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，可利用ARCH方法進行檢驗,，檢驗異方差性的核心

問題是判斷隨機誤差項的方差與解釋變量觀測值之間的相關性。選取滯后期間為3,即ARCH過

程的階數(shù)p=3。利用Eviews軟件計算結果：(n-p)R2的值為0.8905。給定α＝0.05的條

件下，查分布表得臨界值(3)=7.8147。因為(n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假設，表

明模型中不存在異方差。

(四)自相關檢驗

利用杜賓—瓦特森檢驗法進行自相關性檢驗。利用Eviews軟件計算得到ＤW的值為1.5945。

在給定顯著性水平α＝0.01的條件下，查表得到DW的臨界值的上下界分別為=0.547和=1

.490，因為ＤW>，所以認為回歸方程的擾動項不存在自相關。

(五)多重共線性檢驗

利用多元相關分析法,計算各個解釋變量之間的相關系數(shù)，結果如下：Y和CPI的相關系數(shù)為0

.8526；Y和R的相關系數(shù)為0.2093；CPI和R相關系數(shù)為0.1986。從數(shù)據(jù)看,認為回歸方程的解 釋變量間不存在多重共線性，回歸方程較為真實地反映了解釋變量之間的關系。

(六)樣本數(shù)據(jù)標準化。

在經(jīng)濟分析和決策中，我們需要了解各個解釋變量的相對重要性，由于偏回歸系數(shù)與變量的原來單位都有直接關系，單位不同，彼此不能直接進行比較，這就涉及到對樣本數(shù)據(jù)進行標

準化的問題。下面我們對變量S、Y、CPI、R的樣本數(shù)據(jù)進行標準化，得到如下結果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分別對應S、Y、CPI、R標準化后的數(shù)值。由此可看出在城鎮(zhèn)居民儲蓄存 款模型中，解釋變量對應變量S的影響程度按降序排列依次為：Y、CPI、R。

三、結論

通過以上分析，我們可以得出如下結論：

1目前的城鎮(zhèn)居民儲蓄持續(xù)增長主要是由于城鎮(zhèn)居民收入的不斷提高所引起的。改革開放

以來，經(jīng)濟快速發(fā)展使人民生活日益改善，相應的居民收入水平不斷提高。今后隨著經(jīng)濟不

斷向前發(fā)展，收入水平對我國居民儲蓄存款的作用將更加顯著。

2消費品的價格水平對城鎮(zhèn)居民儲蓄額具有反向影響。自1992年以來，我國居民消費物價 指數(shù)的增幅呈減緩趨勢，這客觀上對城鎮(zhèn)居民儲蓄額的不斷增加起到了一定的推動作用。

3實際利率對城鎮(zhèn)居民儲蓄額增加作用也是不可忽視的。雖然2003年以來居民儲蓄存款的實際利率較上年略有下降，2004年居民儲蓄存款的實際利率曾一度達到負值，但縱觀十多年

變化趨勢，我們可以看出實際利率總體水平是呈上升趨勢的，從而支撐著城鎮(zhèn)居民儲蓄額的不斷增加。

4在檢測中我們也發(fā)現(xiàn)，A股籌資額和國債發(fā)行額對城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的影響并不顯著，這 與前面的理

論分析存在不一致。究其原因：由于目前我國的社會福利保障體系還不健全，隨 著我國勞動就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房制度改革的深入，個人負擔的比例越來越大，加 之社會保險的發(fā)展還有待于進一步完善，這些因素使得我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款呈現(xiàn)剛性。另外由于我國股市起步較晚，在現(xiàn)實運行中還存在許多問題有待于解決，這使得居民入市的 風險加大，居民個人出于理性考慮，不會輕易將積蓄投入股市?，F(xiàn)實中股市籌資額的逐年增 加更多是來自于機構投資者。從國債市場來看，盡管國債發(fā)行額逐年上升，但增加額更多體 現(xiàn)為向金融機構發(fā)行的記賬式國債的增加，而針對居民個人的憑證式國債的發(fā)行額增幅并不 十分顯著。參考文獻：

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