(ايران – كويت- عربستان سعودي و امارات) با استفاده از داده‌هاي پانلي9 بود. در الگوي پيشنهادي آنان كشش درآمدي تقاضا براي بيمه‌هاي عمر 3% محاسبه شده بود كه از ساير كشورها كمتر بود. بار تكفّل علي رغم مباني تئوريك در اين مدل داراي تأثيري منفي بر تقاضاي بيمه عمر مي‌باشد. باسوادي داراي تأثير منفي مي‌باشد. دليل اين امر را مي‌توان به شاخص تحصيلات نسبت داد چرا كه تحصيلات در متون مختلف داراي شاخص‌هاي متفاوتي است. در اين تحقيق، شاخص تحصيلات ميزان باسوادي معرفي شده است. ضريب تورم در اين تحقيق عليرغم انتظار بسيار كم و مثبت است كه اين نتيجه خلاف انتظار بود. محققين دليل اين امر را وجود تورم در ساختار اقتصادي كشورهاي نفت خير با درآمد كم عنوان كردند. ضريب درآمد 72/0 است و نشان از كشش پايين اين متغير در مدل پيشنهادي دارد. كشش تقاضا نسبت به احتمال مرگ سرپرست خانوار 52/0 است. از نتايج جالب توجه اين است كه با توجه به كشش درآمدي تقاضا كه كوچكتر از يك و مثبت است، اين بيمه‌ها جزو كالاهاي ضروري در سبد كالاي مصرف كنندگان قرار مي‌گيرند. هم چنين تعداد افراد تحت تكفّل اثري منفي بر تقاضاي بيمه عمر دارد. لذا مي‌توان دريافت كه نظريات و تئوري‌هاي ارائه شده در متون اقتصادي، براي ساختار اقتصادي كشورهاي مورد بررسي از جمله ايران مناسب نمي‌باشد.
ابراهيم كاردگر براي بررسي عوامل مؤثر بر تقاضاي بيمه‌هاي عمر از متغيرهاي توصيفي درآمد نان‌آور خانه، احتمال مرگ نان‌آور، بار تحصيل نان‌آور و تحصيل و تورم انتظاري استفاده كرد. در اين تحقيق براي حاسبه ميزان درآمد نان‌آور خانه از شاخص درآمد ملي سرانه استفاده شد. احتمال مرگ نان‌آور خانه از تقسيم فوت شده ها بر مجموع جمعيت كل و تعداد فوت‌ها بدست آمد. براي محاسبه بار تكفّل تعداد جمعيت زير بيست سال بر تعداد جمعيت 20 تا 60 سال تقسيم شد. شاخص تورم انتظاري هم از رگرسيون الگوي لگاريتمي شاخص بهاي كالاها و خدمات مصرفي در مناطق شهري (CPI)10 بر روي توان دوم اين شاخص بدست آمد. كشش درآمدي تقاضا در اين تحقيق 635/0 مي‌باشد. كشش درصد باسوادي بر تقاضاي بيمه عمر بزرگتر از واحد و برابر 28/2 بدست آمد كه نشان از افزايش ريسك‌گريزي حاصل از افزايش درصد باسوادي مي‌باشد. كشش تورم انتظاري برابر 29/2- بدست آمد كه با مباني نظري آن همخواني دارد. كاردگر در تحقيق خود از متغير ديگري استفاده كرد، متغير مجاز مصوبه مجلس شورای اسلامی مبني بر بيمه‌هاي عمر و حوادث كارمندان دولت در سال 1367. نتايج تحقيق نشان دادند اين متغير داراي كشش 523/0 مي‌باشد و داراي تأثير مثبت و معناداري بر تقاضاي بيمه عمر مي‌باشد. در تحقيق كاردگر دو فرضيه ديگر هم مورد آزمون قرار گرفت كه تأثير متغيرهاي بار تكفّل و احتمال مرگ سرپرست خانوار بر تقاضاي بيمه‌هاي عمر بود كه در سطح معناداري 5% رد شدند. (کاردگر، 1376)
خرمي به مطالعه بر روي 45 كشور در حال توسعه و با در نظر گرفتن انگيزه‌هاي جوامع در كشورهاي در حال توسعه براي پس‌انداز، تقاضا براي بيمه‌هاي عمر مورد بررسي قرار داد. طبق بررسي‌هايي كه انجام گرفت به دو دليل چنين انگيزه‌اي با توجه به شرايط تصميم‌گيري در كشورهاي در حال توسعه وجود ندارد. اولاً افزايش نرخ رشد جمعيت و توزيع ناعادلانه درآمد، تصميم‌گیري براي پس‌انداز را در كشورهاي در حال توسعه مشكل كرده است. چرا كه نرخ بالاي رشد جمعيت باعث افزايش جمعيت جوان و در نتيجه افزايش مصرف در يك كشور مي‌شود. مصرف زياد، پس‌انداز كم را به دنبال دارد. ثانياً دليل عدم وجود انگيزه پس‌انداز به وسيله نظريه دور ه‌ی زندگي11 قابل توضيح است. در اين نظريه با فرض كامل بودن بازارهاي سرمايه، افراد به دنبال حفظ ميزان مصرف خود مي‌باشند. به اين معنا كه با افزايش درآمد الگوي مصرفي خود را تغيير نمي‌دهند. يعني تصميم گيري براي درآمد جدا از تصميم گيري براي مصرف مي‌باشد. به منظور حفظ ميزان مصرف، پس‌انداز در دوران كاري و مصرف در دوران بازنشستگي صورت مي‌گيرد اما عواملي هم باعث بر هم خوردن اين روند مي‌شوند. اين عوامل شامل انگيزه ارث گذاري، وجود بازارهاي سرمايه ناكامل و تابع مطلوبيت گوناگون مي‌باشد. با در نظر گرفتن وجود اين عوامل در كشورهاي در حال توسعه مي‌توان عدم انگيزه براي پس‌انداز را در اين كشورها توجيه كرد. متغيرهايي را كه خرمي در تحقيق خود به عنوان متغيرهاي تأثيرگذار مورد بررسي قرار داد عبارت بودند از درآمد واقعي سرانه كه از توليد ناخالص داخلي سرانه به دست مي‌آيد. نرخ بهره و نرخ تورم انتظاري و حق بيمه‌هاي عمر از ديگر عوامل تأثيرگذار مي‌باشند. براي تعيين نرخ بهره از نرخ تنزيل بانكي و براي نرخ تورم انتظاري از ميانگين وزني تغييرات قيمت استفاده شده است. متغيرهاي ديگري كه در تحقيق خود مورد استفاده قرار داد ساختار رقابتي بازارهاي داخلي و ميزان گسترش بازارهاي مالي كشور، درصد نيروي كار در بخش كشاورزي، رشد متوسط سالانه جمعيت، سطح تحصيلات عالي و وضعيت بهداشت جامعه مي‌باشد. متغيرهاي مجازي در نظر گرفته شده شامل درجه انحصاري بودن بخش بيمه‌هاي عمر و فعاليت شركت‌هاي بيمه خارجي در بازار داخلي مي‌باشند. نتايج بدست آمده از اين تحقيق حاكي از وجود رابطه مستقيم بين توسعه بيمه‌هاي عمر با درآمد سرانه واقعي و درجه گسترش بازارهاي سرمايه و رابطه منفي بين نرخ تورم انتظاري و تقاضا براي بيمه‌هاي عمر دارد. درآمد با تقاضا رابطه مستقيم دارد و كشش درآمدي مثبت و بيشتر از يك مي‌باشد. متغير نرخ بهره در اين مدل به دليل مشكل براي تعيين نرخ واقعي بهره معني‌دار نمي‌باشد. رابطه منفي بين تورم و تقاضا در اين تحقيق هم نتيجه شد. بازارهاي انحصاري بيمه داراي اثر منفي بر تقاضا هستند و ساير متغيرها هم در مدل داراي تأثير چنداني نبودند(خرمی، 1376).
عزيزي در تحقيق خود به بررسي رابطه ميان متغيرهاي كلان اقتصادي و تقاضا براي بيمه‌هاي عمر پرداخت. او در تحقيق خود داده‌هاي مربوط به سالهاي 1369-1383 را مورد بررسي قرار داد. متغيرهاي مورد استفاده در توضيح تقاضا براي بيمه‌هاي عمر در اين تحقيق عبارتند از: توسعه مالي، درآمد، تورم، نرخ بهره، حق بيمه، اميد به زندگي و بازده بازار سهام مي‌باشند و نتايج نشان دادند كه تقاضاي بيمه‌هاي عمر با درآمد، بازده، بازار سهام، اميد به زندگي، توسعه مالي و تورم داراي رابطه مثبت و با نرخ بهره و قيمت بيمه داراي رابطه منفي و معني دار هستند. نكته قابل توجه در اين پژوهش ضريب كشش تورم به تقاضا براي بيمه‌هاي عمر است كه (9%) بود و اين متغير در سطح معني‌داري 5% داراي تأثير مثبت بود(عزیزی، 1384).
فتحي زاده در پايان نامه خود به بررسي تأثير ميزان درآمد ماهانه، تحصيلات، ميزان آگاهي نسبت به بيمه عمر و اعتقاد به قضا و قدر و برخي متغيرهاي اقتصادي كلان از جمله نرخ بهره، شاخص هزينه زندگي، جمعيت، توليد ناخالص داخلي، ميزان خسارت پرداختي بيمه عمر و ميزان خسارت پرداختي بيمه حوادث بر روي تقاضا براي بيمه‌هاي عمر پرداخت و در سطح اطمينان 95% نتيجه گرفت كه رابطه مستقيمي بين درآمد و حق بيمه وجود دارد، بين ميزان حق بيمه دريافتي و سطح تحصيلات رابطه معني داري وجود ندارد. او همچنين دريافت كه اختلاف معني‌داري بين دو گروه افرادي كه داراي بيمه‌نامه اشخاص بودند و افرادي كه داراي بيمه‌نامه اشخاص نبودند در اعتقاد به قضا و قدر وجود دارد و نتيجه گرفت كه اعتقاد به قضا و قدر عاملي براي كاهش تقاضاي بيمه اشخاص مي‌باشد. در اين تحقيق نتيجه شد كه 24 نفر از 32 نفري كه فاقد بيمه‌نامه عمر بوده‌اند، ناآشنايي خود را دليل عدم خريد آن ذكر كرده بودند. همچنين دريافت كه بين حق بيمه دريافتي و توليد ناخالص داخلي رابطه مثبت و معناداري وجود دارد. كشش آن به تقاضا هم مثبت و داراي مقدار 26% بود. و دليل آن را مي‌توان به درجه نفوذ بيمه‌اي كم نسبت داد چرا كه بخش اعظم ناخالص داخلي ناشي از درآمدهاي حاصل از نفت و گاز مي‌باشد و صنعت بيمه جايگاه مهمي در اين بخش ندارد. تأثير نرخ بهره و هزينه زندگي هم منفي و معني دارد بودند. و در نهايت نتيجه گرفته شد كه خسارت پرداختي در بخش حوادث و عمر در ميزان تقاضا براي بيمه‌هاي عمر داراي تأثير مثبت و به صورت قابل توجهي معنادار هستند(فتحی‌زاده، 1376).
جعفرزاده در مقاله‌ي خود تحت عنوان «بررسي آثار تورم بر بيمه‌هاي زندگي» رابطه تقاضا براي بيمه‌هاي عمر را كه قراردادهاي بلند مدت هستند با تورم بررسي مي‌كند. وي در مقاله خود عنوان مي‌كند كه شركت‌هاي بيمه براي جذب مشتري مي‌بايست به نرخ بهره براي محاسبه حق بيمه توجه كنند و عواملي را همچون رقابت در بازار، نرخ بازده شركت از محل سرمايه گذاري‌هاي انجام شده و پيش‌بيني نرخ تورم؛ براي تعيين نرخ بهره مورد توجه قرار مي‌دهد. او در مدل خود كه با استفاده از داده‌هاي سالهاي 1374-1350 توسط رگرسيون برازش شده بود، نتيجه گرفت كه ضريب نرخ تورم انتظاري و نرخ بهره واقعي در سطح 5 درصد منفي و معني‌دار متغيرهاي درآمد ملي و نرخ باسوادي در سطح 1 درصد مثبت و معني دار هستند. و همچنين متغير مجازي اجراي بيمه زندگي كاركنان دولت در سال (1368) هم مثبت و در سطح 1 درصد معني‌دار مي‌باشد(جعفرزاده، 1376).
در ادامه اثر متغیرهای توضیحی مختلف را بر تقاضای بیمه عمر در جدول شماره 2-2 آورده ایم.
جدول شماره 2-2 چکیده ی اثر متغیرهای توضیحی بر تقاضای بیمه ی عمر در تحقیقات کابردی خارجی
متغیرهای توضیحی
نتیجه
محققین
درآمد
P
Hammond et al (1968)، Mantis and Farmer (1968) Duker (1969)،Neumann (1969) for in force، Lee and Whitaker (1971)،Fortune(1973) ، Ferber and Lee(1980)،Diacon(1980)، Burnett and Palmer (1984)، Beenstock et al (1986)، Truett and Truett(1990)، Browne and Kim (1993)،Showers and Shotick (1994)، Gandolfi and Miners(1996)، Chuma(1997)، Walliser and Winter(1998)، Hwang and Greenford (2002)، Ward and Zurbruegg (2002)، Mahdavi (2002،2005)
N
Neumann(1969) for premium،Anderson and Nevin (1975)
مالکیت خانه ی شخصی
P
Anderson and Nevin (1975)، Ferber and Lee (1980)،Gandolfi and Miners (1996)
نرخ تکفل *
P
Burnett and Palmer(1984)، Beenstock et al(1986)، Bernheim(1991)، Truett and Truett(1990)، Brown and Kim(1993)، Showers and Shotick(1994)، Walliser and Winter(1998)، Mahdavi (2002،2005)
N
Auerbach and Kotlikoff(1989)، Eisenhauer and Halek(1996)
I
Duker(1969)، Anderson and Nevin (1975)،Outre (1996)، Gandolfi and Miners (1996)،Hau (2000)
D
Berekson(1972)، Ferber and Lee (1980)، Ward and Zurbruegg(2002)
سن
P
Berekson(1972)، Truett and Truett(1990)، Showers and Shotick(1994)، Walliser and Winter(1998)
N
Ferber and Lee (1980)،Auerbach and Kotlikoff(1989)، Bernheim(1991)، Chuma(1997)، Eisenhauer and Halek(1999)
I
Duker(1969)، Anderson and Nevin (1975)، Fitzgerald (1987)، Gandolfi and Miners (1996)، Hau (2000)
D
Hammond et al (1968)،Beenstock et al(1986)
تأمین اجتماعی
P
Bernheim(1991)، Brown and Kim(1993)
N
Beenstock et al(1986)
I
Fitzgerald (1987)، Hwang and Greenford (2002)
ثروت
P
Hammond et al (1968)،Duker(1969)، Anderson and Nevin (1975)، Ferber and Lee (1980)،Eisenhauer and Halek(1999)، Hau (2000)
N
Fortune (1973)
I
Fitzgerald (1987)، Auerbach and Kotlikoff(1989)
D
Bernheim(1991)
شغل
P
Hammond et al (1968)،Duker(1969)، Ferber and Lee (1980)، Fitzgerald (1987)، Auerbach and Kotlikoff(1989)
تأهل
P
Walliser and Winter(1998)، Eisenhauer and Halek(1999)
N
Mantis and Farmer(1968)
D
Neumann(1969)
I
Diacon (1980)
داشتن فرزند
P
Neumann(1969) for in force
N
Mantis and Farmer(1968)، Neumann(1969) for premium
جمعیت
P
Mantis and Farmer(1968)، Lee and Whitaker (1971)
وضعیت
