海南旅游市场分析(整理2篇)

海南旅游市场分析范文篇1

[关键词]城市滨水区；旅游意象；旅游者选择行为；武汉；南京；上海

[中图分类号]F59

[文献标识码]A

[文章编号]1002―5006(2010)06―0078一06

1引言

意象是人们信念、想象、印象的总和。意象运用于旅游地相关研究领域，在国外已有30余年。目前，学术界对旅游地意象的定义还没有达成完全的一致。有学者认为旅游地意象是游客对一地区的印象或知觉，即游客对旅游目的地在心理上的描绘，也有学者认为旅游地意象是游客的一种态度与偏好，存在于旅游者主观性的知觉与目的地客观性的特征中。相关研究表明，旅游地意象不仅对旅游地建设有重要意义，而且也是影响游客旅游选择意愿的决策变量，不但会影响到游客的旅游决策过程，还会直接影响到游客的旅游行为，而某地被选为旅游目的地的机会愈高，通常给游客的意象也是正向而强烈的。

本文所指城市滨水旅游意象是游客对城市滨水区的印象、知觉、偏好与主观想法的综合，是游客通过对城市滨水区的景观环境特质、旅游资源等的感觉、认知和体验而在脑海中形成的生动有意义的图像。城市滨水区以其特有的自然、人文景观及其休闲环境成为世界各国都市旅游的热点地区，同时也是市民日常游憩的重要开放空间。近年来，我国众多城市将滨水区开发作为市政工程、民心工程和城市发展规划相结合的重要一环，实施沿岸环境整治和亲水平台建设，打造绿色游憩空间，使滨水区成为城市旅游的名片和标志性区域。从目前国内城市滨水区旅游研究的相关文献来看，多着眼于滨水区自身的实体空间环境规划与设计、旅游(游憩)功能开发以及旅游资源开发等方面的研究，鲜有从游客的角度对城市滨水旅游意象及其对游客选择意愿影响的探讨。本文结合南京沿江旅游发展战略规划研究课题(2009～2023年)的相关调研成果，对长江中下游地区的武汉、南京和上海滨水区的旅游意象进行分析，以了解3大城市滨水区在游客心目中的意象定位，并探讨滨水旅游意象对旅游者选择意愿的影响，以期能对其他城市滨水区的旅游开发提供借鉴和参考。

2问卷设计与数据获取

采用结构式问卷的形式，共分为三部分内容。第一部分为上海、武汉和南京滨水区旅游属性意象调查，共列举26个滨水区意象属性项目，采用李克特量表法进行测量，1～5分别表示从非常不同意到非常同意；第二部分为游客旅游意愿强度调查，意愿选择范围从非常想去到非常不想去，亦采用李克特5点量表法进行测量；第三部分为样本的人口学特征。

以上海滨水区(主要指沿黄浦江外滩岸段的滨水地带)、武汉滨水区(主要指汉口、汉阳和武昌岸段的滨水地带)及南京滨水区(主要指下关至河西新城岸段的滨水地带)的游客为调查对象，于2008年10月、11月期间前往3大城市主要交通出入口、滨水区著名旅游景点发放问卷，调查前先问询是否外地游客，而后实施调查，以区分出本地居民。冈恩(Gunn)认为，即使人们没有去过某地，但仍会有相关信息储存在人们的记忆中，形成对该旅游目的地的意象。因此，本研究在调查时并没有对游客是否去过上述3大滨水区加以区别。3大城市滨水区各发放300份，共计900份。剔除漏答及答案有较大偏差者共得有效问卷802份，有效率89.11％。表1是本次调查有效样本的分布情况，样本中3大滨水区男女旅游者比例适中，以19―45岁的中青年人为主，学历层次较高，公务员和企事业管理人员占有较大比例，收入水平中等偏上，南京和上海滨水区来自上海市、江苏省、浙江省的旅游者占有较大比重，武汉滨水区来自湖北省和港、澳、广东省的旅游者占有较大比重。这些特征与3大城市滨水区旅游客源市场的区域吸引指向性、职业特征和消费水平等情况相符，说明样本具有均衡性和代表性。

一般认为，量表的信度系数应在0.7以上，大于0.8则量表的信度较好。问卷信度分析的结果显示，上海、武汉和南京滨水区的克朗巴哈系数分别为0.8227、0.7935、0.7802，意味着3大滨水区的评估项目有较高的相关性，内在信度较好。

3研究结果分析

3.1城市滨水区旅游意象属性重要性分析

本文在参考相关文献的基础上，采用专家问卷的方式构建城市滨水区旅游意象属性量表，力求突出城市滨水区的亲水性、生态性、文化性、空间开放性、功能混合性和可达性等属性特征，最终确定的26个问项涵盖了滨水区自然、人文、社会、服务设施、旅游活动等各方面要素。对受访游客就3大滨水区26项意象属性的同意程度进行分析并以平均值体现游客对意象属性的偏好，结果如表2所示。

一般而言，刻度为1―5的李克特量表得分均值在1―2.4之间表示反对，2.5―3.4之间表示中立，3.5～5之间表示赞同。由表2可知，上海滨水区和武汉滨水区的意象属性总均值均在3.5以上，说明总体上游客对上述两大滨水区意象属性的认同度较高；而南京滨水区的意象属性总均值则低于3.5，说明总体上游客对其意象属性的认同度中等。具体来看，游客对南京市滨水区意象属性元素认知以“地形地貌景观丰富”认同度最高，平均值达4.27，说明游客对南京滨水区山、城、江、岸、矶融为一体的空间格局印象深刻，其次是“文化资源”(4.25)和“绿化环境好”(4.24)，说明南京作为“文化绿都”的城市形象得到了广大游客的认同，而且这一形象已成功延伸到滨水区。而“令人感到拥挤”平均得分值最低(2.89)，这与南京滨水区尚处于旅游开发的初期阶段，游客量较少的现状相符。武汉滨水区意象属性元素认知以“有发展成国际滨水区的潜力”认同度最高，平均值达4.12，这与游客对武汉作为拥江发展的长江中游枢纽城市、华中地区最大都市、中国中部地区的中心城市等这些带有国际性城市发展特征的属性认同度高有关，其次是交通便利(4.01)，旅游信息充足(3.97)，旅游氛围好(3.89)，公共设施完善(3.87)等，说明游客对武汉滨水区的开发现状比较满意，给其留下了良好的印象。上海滨水区意象属性元素认知则以“夜景迷人”认同度最高，平均得分达4.72，说明游客对上海滨水区的繁华夜景印象深刻，现代化程度高(4.70)、具有高知名度(4.65)、令人感到拥挤(4.63)次之，且其平均值均在4.6以上，说明游客对上海外滩一带作为举世闻名的现代化国际大都市滨水区的形象高度认同。

3.2城市滨水区意象知觉图分析

对应分析方法实质就是将行、列变量的交叉表变换成一张散点图，用来解释分类变量之间的类别联系；同时，它还可以通过图形来表达每个变量之内，各类目之间的关系，表达效果直观，易于操作和解释，应用广泛。相关研究证实，该方法也适合于对旅游行为和旅游市场营销等旅游相关领域的研究。用对应分析方法对3大城市滨水区26个意象属性项目进行分析，结果可分为2个维度，各维度贡献率反映了每一维度对类型差异解释的贡献率以及各意象属性与各城市滨水区的相关关系。其中，第一维度解释了所有意象类型差异的94.7％，反映的是3大滨水区旅游意象的总体特征；第二维度解释了所有意象类型差异的5.3％，反映的是3大滨水区旅游意象的差异性特征，但两者究竟如何还需作进一步的分析。

针对衡量城市滨水区意象的26个意象属性元素得分分值，在其加总平均后，通过对应分析可得到3个城市滨水区的意象知觉图(图1)。意象属性元素在图1中的第一维度分布广，而在第二维度分布窄，也说明绝大部分类别差异是由第一维度反映出来的。

通过对意象知觉图的分析可比较游客对心目中不同城市滨水区的意象定位的差异。

从3个城市滨水区相互间的意象知觉位置关系来看，上海、武汉和南京滨水区大体呈“品”字形分布且互不靠近，说明3大城市滨水区在游客心目中的意象定位是有差异的。

从各意象属性元素在知觉图上的具置来看，也呈现一定程度的离散一集中分布状况。具有高知名度、地形地貌景观丰富和气候舒适宜人等意象属性元素与其他属性元素相距甚远，表明与其他意象属性元素相比，游客对这些意象属性元素认知的差异较大。这与维度分析中反映3大滨水区旅游意象差异性的意象属性元素十分吻合。而沿岸景点多与附近景点易到达的分布则十分接近，表示这些属性元素在游客的认知上是相近的。除此之外，游客对其他意象属性元素的认知则比较容易区分。

从各旅游意象属性元素和各城市滨水区的相对位置关系来看，上海滨水区与沿岸建筑物有特殊风格、沿岸都市现代化程度高、游客多，令人感到拥挤、夜间娱乐活动丰富以及夜景迷人等属性元素靠近，这与上海滨水区以浦东陆家嘴金融贸易区现代化新城风貌、黄浦江、外滩“万国建筑博览”的建筑群以及繁华的夜景为其核心旅游资源，以现代化国际大都市滨江风貌为其特色，知名度高，游客多紧密关联，在游客心目中是一个都市型的滨水游憩区。武汉滨水区与整洁的旅游环境、停车位充足、交通便利、沿岸景点多、有知名的地标景点以及附近景点容易到达等意象属性元素较靠近，这与武汉滨水区近年来汉阳、汉口和武昌滨江风光带的成功开发、相关设施比较完善以及滨江周边分布有黄鹤楼、晴川阁、龙王庙、东湖、江汉路步行街等著名景点，且这些景点又多为外地游客的必游之地有关，是一个观光型的滨水游憩区。南京滨水区在游客心目中的意象则与文化资源丰富、绿化环境好、安全的旅游环境、旅游氛围好、有知名的地标景点等属性要素较靠近，这与南京滨水区旅游资源和旅游景点以南京长江大桥、阅江楼、郑和宝船遗址公园、下关大马路历史街区、燕子矶公园等历史遗址遗迹类为主以及南京城“文化绿都”、“博爱之都”的形象得到广大游客的认同并影响到游客对滨水区的意象认知有关，整体上看，是一个文化型的城市滨水游憩区。

3.3滨水旅游意象对旅游者选择行为的影响

首先用KMO和Bartlett检验进行因子分析的适用性检验，3个城市滨水区的KMO值均在0.7以上，Bartlett检验发现变量间在0.01显著性水平下显著相关，因此26个意象属性项目在3个城市滨水区均适合进行因子分析。接着，利用主成分法提取公因子，经方差最大正交旋转后得到能代表所有变量的因子结构并命名(限于篇幅，这里对分析的运算过程从略)。其中，上海滨水区7个因子、武汉滨水区6个因子、南京滨水区5个因子(表3)，总解释变异量分别为73.649％、70.487％和64.304％。

分别以3大滨水区各自的意象因子为自变量，以旅游者选择行为为因变量进行Logit回归分析，以探讨滨水旅游意象对旅游者选择行为的影响，结果如表3所示。

由于因变量旅游选择行为的赋值是从根本不想去到非常想去逐步增加的，所以在方程中系数显著且为正的变量，反映出的是这类游客更倾向于选择该滨水区作为旅游目的地。

由表3可知，总体来看，上海滨水区的旅游环境与氛围、城市建设、地方人文特色、安全卫生、游憩活动等5个意象因子变量的系数显著且均为正值，表明该5个意象因子对游客的旅游选择行为有显著影响，即游客对旅游环境与氛围、城市建设、地方人文特色、安全卫生以及游憩活动的要求越高，选择上海滨水区作为旅游目的地的概率就越大。进一步深入分析则不难发现，城市建设、地方人文特色、安全卫生3个因子在99％的置信度下显著，说明此3项意象因子在游客对滨水区目的地选择决策上是很敏感的；从三者系数来看，分值排名分别列于第一、第二和第三位，表明这3个意象因子是影响上海滨水区游客做出决策的主要因素，而滨水区城市建设则是第一影响因素。另外，旅游环境与氛围与游憩活动两个意象因子的系数在95％的置信度下显著且均为正值，说明它们也是影响游客选择意愿的重要因素。

武汉滨水区的旅游环境与氛围和安全卫生两个意象因子变量的系数显著且均为正值，是影响游客选择行为的重要因素。其中，旅游环境与氛围是第一影响要素。南京滨水区的人文资源、旅游设施、安全卫生和自然环境等4个意象因子变量的系数显著且均为正值，是影响游客旅游选择行为的重要因素。其中，人文资源是第一影响要素。另外，安全卫生是3个城市滨水区影响游客选择行为的重要共同因子。

4结论与讨论

(1)总体上看，游客对上海滨水区的意象认知最为强烈，武汉滨水区次之，南京滨水区最弱，说明南京市滨水区的旅游开发还有很大的发展空间。

(2)意象知觉图的分析结果表明，南京、武汉与上海滨水区在游客心目中的意象各不相同：上海为一都市型滨水游憩区，武汉滨水区为一观光型城市滨水游憩区，南京为一文化型城市滨水游憩区。武汉、南京与上海滨水区由于同处长江中下游地区，又同属城市滨水旅游区，旅游资源有一定程度的相似，城市旅游形象定位有一定程度的雷同，因而存在一定程度的客源市场竞争。3大城市滨水区应根据游客对各自旅游意象的认知和定位，重新评估自身的潜力及特质，在互相竞争的目标市场上制定适合的旅游营销策略。

海南旅游市场分析范文篇2

关键词：海南国际旅游岛人身保险市场影响因素

中图分类号：F840文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2017）02-186-04

一、引言

2010年建设海南国际旅游岛建设正式步入正轨，作为国家重大战略部署，将“鼓励创新保险产品，拓展大众保险市场”写入《海南国际旅游岛建设发展规划》，扩大保险业保障、资金融通和辅助社会管理的功能已经成为发展目标。{1}然而，海南作为全国最年轻的省份，人身保险业务从1985年恢复开办，1986年海南省人身保险保费收入仅为0.12亿元，经过30余年的发展，2015年已达到69.97亿元。虽已实现近700倍的增长，但与国内其他省市相比人身保险规模仍存在巨大差距。因此，在海南国际旅游岛建设过程中关注海南省人身保险市场发展及其影响因素，对于拓展海南人身保险市场，并把它纳入国际旅游岛建设轨道具有一定的现实意义。

有关人身保险市场影响因素的研究，学者们有过一些深入讨论。朱盈盈{2}（2003）将国民生产总值、名义利率作为影响寿险产品需求总量的因素，对经济改革期间的寿险市场进行预测；张连勤{3}（2008）在研究青海市人身保险时将GDP、平均家庭人口数、居民消费价格指数、人口死亡率、上年寿险保费收入作为解释变量，同年尹成远指出影响我国人身保险保费收入的相关因素主要有GDP、存款余额、基尼系数、人口数量、国家财政用于抚恤和社会福利的支出等5个方面；胡亦然{4}（2014）将新增河南省城镇居民家庭人均可支配收入、城镇化率作为影响河南省人身保险市场需求的相关变量。目前的研究选取的解释因素一般为全国或省市范围内与人口及收入相关的数据，针对其他行业与人身保险市场相关性的研究十分缺乏，特别是存在明显地域性支柱产业的省市，其支柱产业与人身保险市场相关性鲜有研究。

本文以海南国际旅游岛建设过程中的人身保险市场为研究对象，通过整理海南省人身保险市场1985―2015年的统计数据，加入旅游业相关的解释变量，运用定量回归分析建立模型，分析海南岛在其独特的区位条件下以旅游业为主要产业的特殊性，探究如何在海南省建设国际旅游岛的大政方针下扩大人身保险市场规模。同时，针对地区保险公司的人身保险产品开发，有效维护消费者权益，以此促进海南省经济发展等问题也进行初步探索。

二、国际旅游岛人身保险市场影响因素

（一）收入水平

形成人身保险有效需求的一个必备条件就是人们具有足够的购买能力，一个地区的平均购买力水平可以由该地区居民收入高低反映。{5}一方面，收入效应提示的是当收入增加的时候，人们普遍会由只追求基本生存需求转变为更高层次的需求，相应地承担人身保险的能力加强，人身保险需求增加；另一方面，个人资产随着个人收入的增加而增多，若发生人身风险受到的损失将会增加，人身保险作为一种抵御风险的手段，满足了人们对规避人身安全风险的需求。所以从理论上分析，人们的收入水平与人身保险需求呈正相关性。

（二）存款利率

保险产品作为一类金融产品，在收入一定的情况下，与其他金融资产具有一定的替代关系。若存款利率低于人身保险产品的预定利率，投资人身保险产品比存银行更有利可图，则人身保险产品将更具吸引力{6}，存款余额下降，人身保险需求上升；相反，如果存款利率较高，则存款余额增加，人身保险需求减小。因此，可以假设储蓄存款利率与我国人身保险保费规模具有直接的联系，保险需求和存款利息或存款余额存在此消彼长的负相关性。

（三）人口数量

人作为消费保险产品的主体，人口数量是影响保险需求的一个重要因素。首先，一个地区的人口总量直接决定着保险市场的潜在需求数量，在其他保险需求影响因素不变的情况下，人口总量越大，身患疾病、遭遇意外伤害或者死亡的人口数量也会相应增加{7}，人身保险需求的总量就越高。其次，随着人口数量的增加，保险从业人员绝对数量也会增加，同时行业竞争条件下，保险产品的种类和数量随之增多，保险宣传力度加大，人们的风险意识得到增强，进一步促进人身保险需求的增长。因此，理论上，人口总量和人身保险需求呈正相关关系。

（四）居民受教育程度

受到不同水平教育的人因消费心理与偏好的差异，对待不同的消费品持不同的态度。现实生活中的情况显示，人口教育水平ΡO招幸档挠跋炀哂谐て谛вΓ居民的保险意识随着受教育程度的升高而增强。因为，一方面，高教育程度的人对保险行业知识的掌握程度更充分，风险规避意识强；另一方面，受教育水平的提升有助于个人可支配收入的增加，进而提高保险产品的购买倾向。因此，人口受教育程度有可能与长期人身保险需求成正比。

（五）社会保障

社会保障制度是通过立法规定的对遇到困难的社会成员给予保障其基本生活的制度安排。{8}其对人身保险的需求影响表现在两个方面；一是社会保障支出的救济补贴起到了增加居民可支配收入的正向作用；二是对于消费者来说，社会保障制度同人身保险一样都能降低风险带来的伤害，二者是相互替代的关系，替代效应对人身保险需求具有反向作用。因此，社会保障制度安排对人身保险需求的实际影响取决于这两个相反方向作用的大小比较。

（六）旅游业发展

作为中国唯一的热带岛屿省份和唯一的省级经特区，海南以其多元化的民族风情、优美的自然风光和适宜的居住环境享誉全球，在中央的大力支持下，海南国际旅游岛建设上升为国家战略，海南逐渐以旅游业朝气蓬勃的发展带动全省市各行业经济、社会和文化的进步，这也是海南国际旅游岛不同与其他省份的特殊点所在。作为支柱产业的旅游业对人身保险的作用体现在：一方面，旅游业相关的人身险险种需求增加，如人身意外险的旅游意外伤害险。另一方面，独特的气候条件吸引大量流动人口向常住人口转换，导致人身保险总需求增加。因此我们假设，旅游业的发展程度会促进人身保险市场的规模扩张。

三、海南省人身保险需求计量模型的构建

（一）相关解释变量的选取及初始模型的建立

一般地，可以用人身保险保险密度、人身保险保险深度、人身保险总保费收入作为人身保险需求的有效衡量指标。由于本文将人均可支配收入和人口总数作为解释变量，而保险密度与保险深度的计算与人均可支配收入和人口总数有关，因此本文选取海南省人身保险保费收入作为被解释变量来反映海南省人身保险市场的有效需求，{9}记为Y，单位为亿元。

本文基于多重共线性的考虑以及数据的易于量化性，选取以下变量作为模型的解释变量：

1.消费者可支配收入影响其购买人身保险的意愿和能力，并且直接决定了其对人身保险支出的多少。因此，取海南省居民人均可支配收入作为衡量收入水平的变量，用X1表示，单位为元。考虑到统计年鉴的数据只有城镇居民人均可支配收入以及农村人均纯收入，因此X1采用加权平均值：

X1=农村居民纯收入×农村居民比例+城镇居民人均可支配收入×城镇居民比例{8}

2.以一年期银行定期存款平均利率作为衡量存款利率水平的解释变量，用X2表示。由于我国没有实质意义的市场利率，并且一年中不同月份利率不同，因此采用加权平均利率，以银行一年期定期存款利率在一年中存在的月数为权重。

3.以海南省人口总量作为人口数量水平变量，用X3表示，单位为万人

4.以海南省普通高等学校毕业生占总人口的比重作为居民受教育程度水平变量，用X4表示。

5.以海南省抚恤事业费和社会救济福利事业费的总和作为社会保障水平变量，用X5表示，单位为万元。

6.以涉外宾馆（酒店）接待住宿的人数作为旅游业发展水平变量。定点旅游酒店作为大部分旅客下榻之选，其目标客户群为进入海南省旅游的人，能较好地反映海南省旅游业发展规模。用X6表示，单位为万元。

7.以虚拟变量D1表示市场结构，1988年以前海南只有中国人寿保险公司一家，为完全垄断市场。所以用D1=0表示1988年前的人身保险完全垄断市场，D1=1表示非垄断的海南人身保险市场。

本节运用自然对数多元线性回归模型建立海南省人身保险的需求估算函数。自然对数被广泛应用于人身保险需求函数的研究{9}，是因为这种模型有此类特点：（1）绝对数的变量取自然对数后，模型的参数可以表示一个解释变量的相对变化率引起的被解释变量的相对变化程度，即经济学中的弹性系数；（2）各变量做对数化处理后避免了趋势变化和变量单位不一致的问题。将初始模型设定为：

1nY=C0+C11nX1+C21nX2+C31nX3+C4X4+C51nX5+C61nX6+C7D1+？滋

其中：？滋为随机误差项，其余各变量的定义如前文所述。

（二）样本数据

本文选取的原始数据来源于《海南省统计年鉴》、海南省保监局官网、国家统计局官网，整理得到1986年至2015年间海南省人身保险市场的各相关解释变量与被解释变量指标。

（三）参数估计及相关检验

使用Eviews软件利用上述数据对建立的初始模型进行回归，并用OLS进行参数估计，得到的结果见表1。

结果显示，调整后的判定系数R2达到了0.989011，可以看出样本回归线对样本观测值的拟合程度较好，海南省人身保险总收入的99%可以用以上六个解释变量共同解释；同时F检验的效果也比较理想，达到了373.86，说明模型中解释变量与被解释变量之间的线性关系在总体上显著成立。T检验值在显著性水平为0.05和自由度为30的条件下，临界值为1.697，在显著性水平为0.1和自由度为30的条件下临界值为1.310，将临界值与上表中各自变量的T统计量进行对比，居民可支配收入1nX1、一年期存款利率1nX2、人口总量1nX3、旅游业发展规模1nX6、C对1nY影响较显著，通过了变量的显著性检验。但居民受教育程度水平变量X4、社会保障水平变量1nX5、市场结构虚拟变量D1的伴随概率分别为0.47、0.90、0.83，远大于0.05的显著性水平，说明这几个解释变量对因变量的影响效果不显著。因此，我们剔除不显著变量，构造模型二：

1nY=C0+C11nX1+C21n（X2）+C31nX3+C41nX6+？滋

再次，在Eviews中用OLS进行参数估计，得到结果见表2。

由表2可以观察到，模型调整后的判定系数0.99，说明总离差平方和中99%可以被样本回归方程的解释变量所解释，R2的值较初始方程有所提高，模型的拟合性更加理想。观察各解释变量的T检验效果，伴随概率均小于0.05的置信水平，检验结果理想，系数符号与一般实际经验判断相一致。

下面我们进行各种相关性检验分析。

第一，总体显著性检验（F检验）及各参数的显著性检验（T检验）。由输出结果可知F统计量的值为721.41，其伴随概率为0

同样由上表显示数据可知，各自变量系数的t检验值的绝对数分别为2.010423、-2.638767、2.250716、2.695243，均大于显著性水平0.05下的T临界值1.697。所以，模型的解释变量InX1、InX2、InX3、InX4都在95%的水平下显著，都通过了变量的显著性检验。

第二，自相关性检验（DW检验）。本文采用的是r间序列数据，对于大多数的经济时间数据而言，都存在不同时间的前后关联的惯性，如果随机误差项的各期望值之间存在着相关关系，称随机误差项之间存在自相关性或序列相关。{10}一般来说，两个随机项在时间上相隔越远，前者对后者的影响就会越小。如果存在自相关的话，最强的自相关应表现在相邻两个随机项之间，即一阶自相关是主要的，因此在此我们用DW检验一阶自相关性，在显著性水平α=0.05，样本容量n=30，解释变量的个数k=5（包括常数项）时，查Durbin-Watson检验表可得：下限临界值dl=1.14和上限临界值du=1.74。由上表可知，用Eviews软件对模型二所计算出的DW=1.80，当du≤DW≤4-du，认为不存在（一阶）相关性，可以看出1.74≤DW≤2.26，因此判断模型二不存在自相关性。

第三，异方差性检验。一般经验告诉我们，由于在不同样本点上解释变量以外的其他因素差异较大，会产生异方差。本文采用怀特的一般异方差检验来检验随机干扰项的方差与解释变量观测值之间的相关性，选择不包含交叉乘积项，输出结果见表3。

其中，怀特检验的统计量为3.53，其伴随概率值为0.473，大于0.05的显著性水平，由此可初步判定模型不存在异方差。通过卡方检验，查询χ2分布表，5%的显著性水平下、自由度为8的χ2分布的临界值15.51，由于3.53小于15.51，因此不能拒绝零假设，说明模型不存在异方差。

综上所述，海南省人身保险需求的总体线性回归模型可表示如下：

1nY=0.5511nX1-0.2731nX2+4.3191nX3+0.3981nX6-35.65

（四）对模型系数的结果分析

1.海南省人均可支配收入与海南省人身保险需求呈正相关性，假设成立。系数0.551表明居民可支配收入每增长1%，人身保险保费收入增长0.551%，人均可支配收入的增长是导致海南省人身保险总量增长的重要原因。由上文可知，自然对数多元线性回归模型的估计系数可以解释为弹性，该结果还表明在一定收入水平下，海南省居民对能够满足安全需求的人身保险的需求客观存在，并且会随着海南省居民可支配收入的不断提高而增加，但是此弹性数值相对偏低，增加的程度十分有限。究其原因：一是衡量收入水平的指标选取的是户籍城乡居民的加权平均可支配收入，与常住人口存在一定偏差，并且由于收入与风险观念的不同，使得农村居民对人身保险需求的收入弹性与城镇居民存在较大差距，因此指标上收入弹性偏小；二是1986年至2015年海南人身保险市场的保险产品不能满足人民日益增长的收入，使得购买力不能有效转化为人身保险的购买量。

2.一年期银行定期存款平均利率对海南省人身保险需求的解释系数为负值，利率每下降一个百分点，人身保险保费收入增加约0.273个百分点。国家宏观调整基础利率导致1996年开始存款利率下降，促进了人身保险的需求。但是从1999年利率水平数据中我们可以观察到，在利率下调的情况下，人身保险保费收入也略有下降，这是因为银行的存款利率对人身保险需求产生的收入效应导致居民购买力下降，其收入效应超过了替代效应。

3.海南省人口总量与人身保险需求呈正相关，并且人口总量每上升1个百分点，人身保险保费收入将升高4.319个百分点，由此可见海南省人口总量是影响人身保险保费收入的重要因素。因此我们可以认为：（1）海南省人口数量增长会带来人身保险的总需求相应增多；（2）海南保险从业人员将按适当比例增多，人力资本投入增加产生规模经济的效应，同时可促进保险产品的开发和保险业务的拓展，提升保险公司保费收入，进而提升保险公司的规模和运作效率；（3）随着人们生活水平和医疗水平的日益提高，人口老龄化加重，导致终身寿险、年金保险等寿险产品的需求量增加。

4.涉外宾馆（酒店）接待住宿的人数与人身保险需求呈正相关，且其人数每增加一个百分点，人身保险需求上升0.398%。与其他省份不同，建省办经济特区近30年的实践证明，旅游业是海南最具优势、最具特色、最具潜力和竞争力的产业，旅游业产品成为海南的支柱产品，2014全国各省份旅游总收入排行中海南居第八位。经上述实证分析可知，旅游业的规模扩大将带动海南人身保险市场的发展。

5.海南省普通高等学校毕业生占总人口的比重对人身保险需求的影响程度较小，究其原因，与海南地域性有关：海南省整体教育水平较全国平均水平较低，高等教育毕业生占总人口比重近30年最大值也仅为0.64%，高等教育群体总数量少，难以对范围较大的人身保险市场产生效应。

6.海南省抚恤事业费和社会救济福利事业费的总和、市场结构等因素未通过10%的显著性检验，对人身保险市场影响不显著，这与海南省实际发展情况有关。海南省是一个年轻的省份，经济发展起步晚、起点低，正处于经济建设的高速发展阶段，因而存在社会保障覆盖率不高、人身保险市场规模小、发展不完善等问题，因此，其实证研究结果也表现出不同于其他省市的特点，有较强的地域独特性。

四、对海南人身保险市场建设的政策建议

从模型的回归结果分析可知，对海南省人身保险市场影响最大的四个因素是：海南省居民的人均可支配收入、平均利率、人口总量、旅游业发展水平。2010年1月4日，《国务院关于推进海南国际岛建设发展的若干意见》正式下发，海南正处于国际旅游岛建设的关键阶段。结合当前海南发展的政策导向，将人身保险市场规模的扩大与海南发展旅游业的使命结合起来，相互协调，齐头并进。我们可以从以下几方面入手：

（一）政府引导：通过旅游业发展实现居民实际可支配收入的提高

居民人均可支配收入的增长对人身保险需求的增长具有正效应，在海南国际旅游岛建设思路下，政府应发挥主导作用，带动海南经济发展，建立惠民机制。增加就业岗位，通过鼓励居民自主创业，开发旅游相关产品或从业旅游相关产业，降低失业率，提高居民人均年可支配收入，将旅游业发展的效益真正向居民可支配收入转移。

（二）保险公司主导：人口分群，挖掘需求

第一，针对旅游人口的不同特征开发不同的旅游产品。海南有清新的空气、湿润的热带雨林、温泉、民族风情和历史古迹，吸引了多种不同类型的游客。多个方面的旅游产品的开发也可以为旅游险种的更新提供多种思路，围绕旅游意外伤害险、旅游责任险等险种进行产品创新，比如针对潜水等游废钅可柚孟嘤Φ穆糜我馔馍撕ο障罩帧U攵宰杂尚械挠慰停开发旅游期内安全保障的健康险险种。

第二，充分利用海南多民族的特点，开发民族特色险种。海南省是一个多民族共居的小岛，居民来自汉、黎、苗、回、彝、侗、瑶等20多个民族，世居的有黎、苗、回、汉等5大民族。各民族共同努力发展海南地方经济，开发具有少数民族特色的产品也是促进民族和谐的必要举措。根据海南省少数民族的特殊生活环境以及生活方式，如黎族村落多位于海南中线、西线热带丛林，村寨周围长满茂密的树木或刺竹等特点，在政府引导下，可以商业保险的形式有针对性地开发人身保险产品。

第三，提高居民的保险意识。目前来看，海南省2015年居民储蓄存款余额已达7508.84亿元，保费收入114.2亿元，占居民储蓄的比重仅为1.5%，远低于一般发展中国家的地区平均水平。海南存在居民保险意识较为薄弱、相关金融投资替代品较多、居民对社保依赖性强等问题。使居民了解人身保险的性质、功能以及险种的选择、理赔的流程，增强人身保险在居民心目中的地位；保险公司应发挥中流砥柱的作用，改变宣传方式，由商业性向社会公益性转化，给居民塑造人身保险踏实、舒心的形象。

（三）通过资源吸引，增加户籍人口

人口总量对人身保险总需求的影响也与从业人员的数量与质量有关，人力资源规模较小，缺乏高素质从业人才，一定程度上已经成为海南省人身保险市场发展的绊脚石。利用海南得天独厚的适宜环境优势以及未来经济的发展潜力吸引更多人才，增加从业人员的数量；通过培养业务人员的业务技能、沟通能力、基本道德素养，进一步提高保险从业人员素质，提高从业人员的质量，从而双管齐下培养优质的行业人力资源。

注释：

{1}徐海军.基于入境旅游视角的国际旅游岛建设标准与评价体系研究――以海南岛为例[D].南京师范大学，2011

{2}朱盈盈，阎建军.经济改革期间我国寿险需求模型及其实证分析[J].成都大学学报（自然科学版），2003（1）.61～64

{3}张连勤.青岛市人身保险市场需求实证研究[D].中国海洋大学，2008

{4}胡亦然.河南省人身保险需求影响因素实证分析[D].河南大学，2014

{5}陈东方.安徽省人身保险市场需求研究[D].重庆大学，2013尹成远

{6}成昕怡，李兴丽.关于影响甘肃省人身保险需求因素的实证分析[J].知识经济，2011（8）：39～40

{7}赵桂玲，周稳海.中国人身保险保费收入的实证分析与预测研究[J].保险研究，2008（1）：48～52

{8}陶伟.浅析我国社会保障制度改革中的几个问题[D].西南大学，2004

{9}肖飞.社会保障制度对我国居民消费影响的实证研究[D].湘潭大学，2009

{10}付柏霖.基于Copula模型干散货市场波动溢出效应研究[D].大连海事大学，2014

（作者单位：同济大学经济与管理学院上海200000；中国社会科学院金融研究所北京100000）