中國財產險公司的再保險決策動機——基于分位數回歸方法的實證分析

趙桂芹,吳 洪

(1.上海財經大學金融學院,上海 200433;2.深圳大學經濟學院,廣東 深圳 518060)

一、引 言

作為提供風險保障的金融機構,保險公司同樣面臨如何在更大范圍內分散風險和轉移風險的問題。再保險就是這樣一種面向保險公司的特殊風險分擔機制。首先,通過合理的再保險安排,保險公司可以將其保險責任在更廣泛的范圍內分散,從而避免在面臨巨額索賠時無法支付賠款的情況發生,提高業績的穩定性,降低破產概率;其次,再保險公司可以幫助原保險公司設定合同條款和條件,為復雜和罕見的保險保障厘定費率,并提供顧問咨詢,幫助原保險公司拓展新的市場。再者,再保險還能為原保險公司提供額外的承保能力,使原保險公司能夠承保額外的風險,而不必增加相應的資本,即再保險可以看作是股權的一種替代品,是保險公司進行資本管理的一種手段。

但是,再保險也是有成本的。原保險公司需要向再保險公司支付分保費用,并由此可能喪失寶貴的投資機會。保險公司可以選擇很多方法來規避風險,何種因素決定了保險公司的再保險行為?財產保險公司經營的險種特點決定了其再保比例將遠大于壽險公司,如果以再保比例作為再保險需求程度指標的話,財產保險公司將是再保險市場最主要的需求者,故本文選擇財產保險公司作為研究對象來討論再保險的需求,通過定量研究我國產險公司再保險決策的決定因素,探究公司進行再保險的主要動機,分析產險公司再保險需求有所差異的主要原因。

二、再保險決策:文獻回顧

國外文獻對保險公司再保險決策因素有較多的理論研究,觀點各異;實證研究也因樣本、地域、指標等等選擇差別而莫衷一是。綜合來看,保險公司的再保險需求動機可歸納成如下幾類:

(一)穩健經營動機

一些研究從破產概率角度分析再保險購買對保險公司穩健經營的影響。Hoerger,Sloan&Hasson (1990)認為,破產概率影響保險公司再保險購買決策,再保險購買將原保險公司的部分承保風險轉移給了再保險人,降低了原保險公司的破產概率和破產成本[1]。在此基礎上,Mayers&Smith (1990)、Hoyt&Khang(2000)、Garven&Lamm-Tennant(2003)、Weiss&Chung(2004)采用公司規模作為替代變量,檢驗規模和破產成本及其再保險購買之間的關系,發現規模和再保險消費之間顯著負向相關,即規模越大的保險公司,其破產概率和破產成本越小,對再保險的需求越低。可見,保險公司規模通過影響破產概率間接影響再保險需求[2]-[5]。同樣,業務杠桿也影響保險公司的破產概率。Carson&Hoyt(1995)認為,存在一個最優的杠桿率,在此之外任意增加杠桿率的行為必將惡化公司價值,杠桿率的增長也同時增加公司破產概率,他們用保費收入和盈余之比作為杠桿率的代理變量,研究了杠桿率和破產概率之間的關系[6]。Garven&Lamm-Tennant(2003)認為,再保險一定意義上是可以替代盈余的作用,由于盈余可以吸收承保風險,再保險可以轉移承保風險,降低公司破產概率,因此,業務杠桿率和再保險需求之間應正向相關[4]。

(二)投資激勵動機

Myers(1977)建立模型用以解釋由于債權杠桿造成的投資不足現象,認為在債務比例較高的情形下,因為投資收益的大部分將流向債權人,股東和經理可能放棄那些凈現值為正的投資項目[7]。對保險公司來說,保單持有人即是債務人,大額非期望損失的發生導致投資項目收益向保單持有人流動,惡化了股東利益,因此保險公司傾向于放棄這些投資項目。Mayers&Smith(1987)進一步指出,保險人可以通過再保險分散大額非期望損失,降低放棄有利投資的代理成本,減輕大額索賠所帶來的投資不足[8]。Mayers&Smith(1990)采用資產負債比率 (財務杠桿)對投資激勵假說進行驗證,發現杠桿率越高,再保險需求也越高[2]。Cole&McCullough(2006)也考慮到了盈利能力指標對投資激勵的影響。他們認為,盈利能力越強的公司,越能夠吸收大額非期望損失所帶來的投資不足,對再保險的需求越低[9]。

(三)規避稅收動機

由于保費收取和賠款支付之間存在“時間差”,保險公司需要提取責任準備金以應對未來賠付,但是,僅僅提取準備金無法獲得稅盾利益,若公司通過再保險來分出保費、分擔風險,就可因費用支出而降低稅負,即保險公司可通過再保險途徑來有效分配稅盾,降低公司期望稅負。

由于所得稅的累進制度,降低公司盈余的波動性能夠有效降低公司稅負水平。Mayers&Smith (1990)發現,保險公司通過購買再保險,有效降低了盈余波動性,從而實現稅負總水平的下降[2]。

(四)專業服務需求動機

再保險公司除了能夠幫助原保險公司分散風險,還能夠給原保險公司提供理賠管理、定價、風險管理等優質服務。某些情形下,再保險公司相比原保險公司具有專業優勢和規模優勢。Mayers& Smith(1990)認為,專業服務的比較優勢是激發保險公司再保險需求的重要因素。他們發現,地域集中度和產品集中度越低,保險公司經營地區范圍越廣或者擁有越廣泛的產品線,對再保險公司的經驗、數據和定價和風險管理知識等專業服務需求越為迫切,這將刺激其再保險購買。但同時,他們也認為,地域集中度和產品集中度的降低,在一定程度上降低了保險公司的業務風險,可能會降低再保險分散風險的需求[2]。可見,這兩種相互抵觸的效果,導致地域集中度和產品集中度對再保險影響的方向未可預知。

除了以上因素,也有研究認為股權結構、組織形式、集團聯盟等因素對再保險需求產生影響。Shortridge&Avila(2004)認為,保險公司的所有權結構和再保險需求之間負相關,保險公司的再保險購買隨著機構投資者持股比例的增加而減少,這是因為機構投資者,會通過投資組合來分散自身的風險,這將導致保險公司進行較少的再保險分出[10]。Pottier&Sommer(1997)認為,由于相互制保險公司在面臨大規模損失時由于無法通過資本市場獲取資本,因此會加大其再保險需求[11]。

國內對于再保險需求的研究比較少,主要是項宇和謝志剛 (2000)、郭麗軍 (2002)、張琳(2003)、趙(2008)等[12]-[15]的工作。這些研究主要考慮了宏觀環境因素和需求的外生變量,比如國民經濟狀況、保險市場前景、利率、投資等,很少從保險機構本身內在因素出發去考慮。我們認為,有必要從保險公司內在因素影響分析的視角,分析我國再保險需求的內在動因。

三、變量選擇和模型設定

(一)變量選擇與假定

再保險需求研究一般以再保險分保保費為再保險需求的規模指標,即再保險分出保費越大,再保險需求越大。本文選擇分保比率 (Reinsu,分出保費占直接保費的比例)作為再保險需求動機的替代變量,這是因為分出保費一般隨保險公司直接保費增長而增長,以分保比率作為再保險需求動機的替代變量,更能反映保險公司再保險需求動機的強度。

根據前面的相關研究文獻以及國內產險市場本身的特點,考慮到數據的可得性、指標的時間一致性、變量的重要性以及變量之間的相關程度,本文從穩健經營動機、投資激勵動機、稅收規避動機、專業服務需求動機出發,分析以下變量對我國財產險公司再保險需求的影響。

1.賠付率 (Claimratio)。賠付率代表著承保風險。如果保險公司在承保政策上有所寬松,可以預期保費收入形勢較好,然而,其面臨劣質業務的預期索賠也會相應較高,導致賠付率較高。為應付承保風險,保險公司會加大該類業務的再保險分出比例,以減輕未來虧損可能。因此,預期賠付率和再保險分出之間的關系是正向的。

2.業務杠桿 (Risk)。業務杠桿,也即單位自有資本 (或權益)所支持的保費收入①國際上對業務杠桿的描述有兩種方式:(保費收入/資本)或者 (保費收入/盈余);考慮到我國保險公司多年處于虧損狀態,資本金多虧蝕嚴重,用前一個指標可能存在較大偏誤,因此,我們在實證中采用后者,也就是 (保費收入/所有者權益)作為業務杠桿變量。。Garven& Lamm-Tennant(2003)認為,再保險是盈余的替代品[4]。因此直接保費占盈余的比例與再保險需求之間存在一種正向的關系。同等盈余下承接更多保險業務的保險公司對再保險有更大的需求,因為其發生償付能力不足的概率較高。而所有者權益相對于保費收入的增加,提高了其自身的抗風險能力,再保險需求降低。

3.規模 (Size)。理論上,保險公司資產規模越大,抗風險能力越強,購買再保險的需求越低。然而,規模和分保比率之間是不是線性關系呢?我們認為,對新成立規模較小的公司,一方面,由于業務需求較大,業務費用較高,同時管理層面臨壓力較大,往往會自留較高的額度,而僅購買較低比例的再保險。另一方面,在拓展新型業務時,規模較小的公司由于業績壓力,自留額度會較規模大的公司來得高,須面臨損失成本波動的風險。對規模很大的公司,自留額決策的重點經常不在于個別危險單位所產生損失額度的大小,而在于整體經營利潤的多寡。故當公司經營規模達某一程度水平之后,不會強調自留額度提高,就平均而言,自留額度相對較低,而使資金運用更具效率。本文用公司總資產的對數來表示公司的規模,預期規模和再保險需求負相關。

4.財務杠桿 (Leverage)。再保險購買能夠有效降低財務杠桿,降低投資不足帶來的代理成本,實現投資激勵。我們預期財務杠桿越高,對再保險需求越高。

5.資產收益率 (ROA)。盈利水平較高的公司更有能力吸收大的未預期損失。因此可以預期,具有利潤水平高的公司對再保險的需求較小,本文利用資產收益率 (ROA)作為盈利水平的度量。

6.稅收比例 (Tax)。本文以所得稅與總保費比例作為稅收動機的代表變量,以考察保險公司是否具有通過再保險實現規避稅收的動機。按照此前分析,預期稅收變量和再保險需求之間呈反向關系。

7.業務集中度 (Herfindahl)。本文利用險種Herfindahl指數來衡量保險公司業務的集中度,它是各種業務保費收入占總保費收入的百分比的平方和。Herfindahl系數越大表示保險公司的業務越不均勻;相反,Herfindahl系數越小表示公司業務越均勻、業務范圍越廣泛。根據Cole&McCullough (2006)等的研究,業務集中度和再保險需求之間由于雙重效應,其影響方向待定。

8.為了考察中資和外資保險公司有無再保險動機差異,本文將股權性質 (State)也作為一個觀測變量予以考察。

(二)研究方法

過去再保險實證文獻所使用的研究方法多為最小二乘回歸模型,由于最小二乘回歸模型的參數反映的是自變量影響因變量邊際效果的平均趨勢,只能描述“平均”的特性,而以平均特性作為再保險差異分解的加權基礎,會忽略再保比例極端的公司對于再保險需求的可能影響。與傳統線性回歸模型相比,Koenker(1978)所提出的分位數回歸模型在約束條件 (如回歸殘差項呈正態分布等)、數據分布等方面的要求均比較寬松,對于異常值具較高的包容度,比較適合研究非對稱性分布,估計結果更具穩健性,而且能夠反映樣本局部信息,比傳統線性回歸模型更能反映現象之間關系的細部特征[16]。因此,我們采用分位數回歸方法進行再保險需求的研究,亦即,在不同的分位數之下探討何種自變量會影響保險公司再保險的需求,以期推動再保險決策動機研究的進一步深入。我們構建了如下的分位數回歸模型:

(三)樣本數據來源

樣本數據來源于《中國保險年鑒》(2002～2008),剔除缺失樣本和無效數據后,2001-2007年財險業總體有效樣本數共151個。平安保險和太平洋保險公司從壽險、產險單獨公布財務報表后計入,以前年度相關數據無法獲得,不包括在樣本之列。

四、實證結果分析

(一)描述性統計分析

我們對模型涉及的所有變量進行了描述性統計,如表1所示。通過偏度統計可知,除資產收益率、財務杠桿和股權形式外,其他變量均為右偏。對各個變量的正態性檢驗 (Shapiro-Wilk檢驗)發現,所有變量的分布均顯著拒絕了變量分布服從正態分布的原假設。這說明,采用分位數回歸能夠有效增強模型的解釋能力。

表1 各變量描述性統計

(二)分位數回歸結果

本文利用分位數回歸方法分析2001年至2007年財產險公司再保比例的影響因素,各個變量在19個分位點上相對于再保比例的邊際效應及其顯著性水平如表2所示。我們在表2的最后一行給出普通最小二乘回歸方法下的參數估計結果。以比較其與分位數回歸結果的差異。

表2 各個自變量對再保需求的影響

從表2中我們可以看到:

1.在穩健經營動機所涉及的三個變量中,①賠付率指標普遍為不顯著的負向關系。這說明,我國產險公司核保風險并未成為再保險決策的顯著影響因素。原因可能在于,我國大多數產險公司的風險管理中,是從整體業務角度對風險總量和部分高風險業務進行再保險處理。不同產險公司在再保險的購買上并沒有統一嚴格的絕對標準,關鍵取決于公司的風險承受能力、實際償付能力大小、業務結構的風險分布狀況、風險評估的技術手段和再保險精算的科學性。采用分位數回歸和最小二乘回歸方法,得到的結論是一致的。②從業務杠桿看,最小二乘回歸呈現顯著正相關。分位數回歸方法中,低分位再保險需求的公司,業務杠桿和再保險之間的關系不顯著;然而,0.6分位以上的高分位處,再保險需求和業務杠桿之間的關系是顯著為正的,即業務杠桿越高,承保風險越大,公司越傾向通過再保險轉移承保風險。同時,分位數回歸結果表明,對于再保險需求較低的公司,業務杠桿和再保險之間的正向關系并不顯著;對再保險需求較高的公司,業務杠桿對再保險有著更為直接的顯著影響。根據我國《保險法》規定,經營財產險業務的保險公司當年自留保費不能超過其實有資本金加公積金總額的四倍。我們的實證結果也證實了這種資本約束的存在。在低分位數,保險公司保費規模還未達到觸及四倍的資本約束,因此再保險需求不高;在高分位數,一旦保險公司保費規模高過四倍的資本約束,只能通過再保險分出保費來滿足保險法規定,保險公司業務杠桿和再保險需求顯著正相關。③從公司規模看,最小二乘回歸系數為負,但不顯著,這和預期一致。從分位數回歸結果看,在低分位和高分位 (低于0.3或高于0.85),再保險需求和公司規模為不顯著的正相關。較高分位處 (0.6～0.8)為顯著負相關。這說明,我國產險公司的再保險需求和規模之間的負向關系雖然不顯著,但在個別分位處具有顯著負向關系,即公司規模越大,保險公司抗風險能力越強,對再保險需求降低。

2.在投資激勵動機所涉及的兩個變量中,①從財務杠桿來看,無論是最小二乘回歸還是分位數回歸,其系數都不顯著;也即,我國產險公司財務杠桿對再保險需求無顯著影響。這和Aunon&Ehling(2004)[17]研究結論一致,但和Garven&Lamm-Tennant(2003)[4]的結論相反。②從資產收益率指標看,最小二乘回歸方法下參數估計顯著為正,說明平均看來,我國產險公司再保險需求隨盈利能力提高而顯著上升,該結論和預期不一致。從分位數回歸結果來看,在高分位處 (0.55以上),再保險需求隨資產收益率上升而上升的關系是顯著的。這說明,再保險需求較高的這些公司,在盈利狀況較好的情況下,更有強烈的動機去購買再保險。

3.從稅收比率所反映的規避稅收動機上看,兩種方法的估計結果都不顯著。這說明,我國產險公司通過再保險規避稅收的傾向不顯著。

4.從業務集中度指標所反映的專業服務需求動機上看,最小二乘回歸估計為顯著的負向關系,這和預期一致。從分位數回歸看,除了極端分位 (0.05分位和0.95分位)不顯著外,其他分位都顯著為負。這和Mayers&Smith(1990)[2]、Garven&Lamm-Tennant(2003)[4]等國外多數研究結論一致。這說明,一方面,業務越分散的公司,由于專業知識、信息和管理經驗所限,更需要再保險公司提供的專業服務,這一需求超過了由于業務分散帶來的風險分散需求;另一方面,由于幾家大公司占有了產險市場的絕大部分份額,一些業務規模小的公司會出現業務集中度高的情況,而這些公司由于業績方面的壓力,自留了過高的風險,再保險分出比例較少。

5.從股權性質看,最小二乘回歸估計不顯著。分位數回歸結果中,也僅有0.5-0.75分位顯著為正,說明我國中外資產險公司在再保險決策上差異不明顯。

綜上所述,在產險公司穩健經營動機所涉及的三個變量中,業務杠桿指標顯著,公司規模指標較高分位顯著,代表承保風險的賠付率指標不顯著,說明產險公司再保險需求的穩健經營動機顯著存在;投資激勵動機涉及的兩個變量中,資產收益率指標在較高分位顯著為正,財務杠桿指標不顯著,說明我國產險公司再保險需求的投資激勵動機是弱顯著的;稅蔽動機涉及的指標不顯著,說明再保險需求的稅蔽動機不成立;專業服務需求動機涉及的業務集中度指標顯著為負,說明再保險需求的專業服務需求動機顯著存在。此外,我國中資產險公司和外資產險公司在再保險需求上無明顯差異。

五、結 論

有效利用再保險機制,可以緩解保險公司所面臨的業務規?？焖贁U張與資本金短缺之間的矛盾,改善產險公司的償付能力狀況,擴大承保能力,提高業績穩定性,降低破產概率。本文采用分位數回歸模型對我國產險公司2001-2007年的再保險動機進行了實證研究,結果發現,保險公司再保險需求是右偏分布的,主要影響變量分布不對稱,如公司規模、業務杠桿和資產收益率都在較高分位數處呈現顯著相關性,而險種集中度指標對再保險需求的影響則相對均衡。

實證分析表明,我國財產險公司的再保險動機,主要表現為穩健經營動機和專業服務動機,投資激勵動機比較弱,規避稅收的動機不顯著。對穩健經營動機的分解指標中,我們發現業務杠桿在再保險需求的高分位處呈現顯著性,這間接證明,我國產險公司再保險需求的穩健動機,主要來自于保險行業的資本監管約束,而非自發和主動的再保險需求。再保險需求對外資和中資產險公司來說沒有明顯差異。盡管我國產險業的經營主體大大增加,但是產險業整體上仍處于壟斷競爭階段,公司進行再保險購買時所考慮的因素還比較粗糙,只是從整體業務角度對風險總量和部分高風險業務進行再保險處理,再保險決策還未能真實反映保險公司在風險規避、專業服務、盈利能力提升等方面的需求。

[1]Hoerger,T.J.Sloan F.A.,and Hassan M.Loss volatility,Bankruptcy,and the Demand for Reinsurance[J].Journal of Risk and Uncertainty,1990,3(3):221-245.

[2]Mayers,D.and Smith,C.W..On the Corporate Demand for Insurance:Evidence from the Reinsurance Market[J].Journal of Business, 1990,(63):19-40.

[3]Hoyt,R.and Khang,H.On the Demand for Corporate Property Insurance[J].Journal of Risk and Insurance,2000,67(1):91-107.

[4]Garven,J.R.and Lamm-Tennant J.The Demand for Reinsurance:Theory and Empirical Tests[J].Assurance,2003,71(3):217-238.

[5]Weiss,M.A.and J.Chung.U.S.Reinsurance prices,Financial quality,and Global Capacity[J].Journal of Risk and Insurance,2004, (71):437-467.

[6]Carson,J.M.and Hoyt R.E.Life Insurer Financial Distress:Classification Models and Empirical Evidence[J].Journal of Risk and Insurance,1995,(62):764-775.

[7]Myers,S.Determinantsof Corporate Borrowing[J].Journal of Financial Economics,1977,(5):147-176.

[8]Mayers,D.and Smith,C.W.Corporate Insurance and the Underinvestment Problem[J].Journalof Risk and Insurance,1987,54(1):45 -54.

[9]Cole,R.C.and McCullough A.K.A Reexamination of the Corporate Demand for Reinsurance[J].Journalof Risk and Insurance,2006,73 (1):169-192.

[10]Shortridge,R.T.and Avila S.M..The impactof Institutional Ownership on the Reinsurance Decision[J].Riskmanagement and Insurance Review,2004,(7):93-206.

[11]Pottier,S.W.and D.W.Sommer.Agency Theory and Llife Insurer Ownership Structure[J].Journalof Risk and Insurance,1997,(64): 529-543.

[12]項宇,謝志剛.中國再保險市場供求現狀與分析 [J].財經研究,2000,(8):59-64.

[13]郭麗軍.中國再保險業發展中的供需問題研究 [J].中央財經大學學報,2002,(12):48-50.

[14]張琳.再保險市場供給不足的原因分析 [J].保險研究,2003,(10):43-45.

[16]Koenker,R.and Bassett,G..Regression Quintiles[J].Econometrica,1978,(46):33-50.

[17]Aunon-Nerin,D.and Ehling,P.Why Companies Purchase Property Insurance.Working Paper,University of Lausanne and Pennsylvania State University,2004.