基于SFA方法对中国保险机构效率的实证研究

基于SFA方法对中国保险机构
效率的实证研究
黄薇*
摘要:本文在借鉴世界范围内最新效率研究方法的基础上,运用SFA方法首次对1999)2004年中国28家寿险和非寿险保险机构的成本效率和利润效率进行了评估。

在模型设定的过程中,通过广义似然比统计量检验,论证了超越对数成本函数的可靠性。

在影响因素分析的过程中,通过将效率影响因素引入随机前沿模型进行因素分析,避免了一般使用两阶段因素回归法可能造成的偏差。

通过实证分析,本文得出:片面的改变保险机构产权结构并不能有效提高效率,公司治理结构、组织形式、营销体系、资产规模、产品多元化程度是影响中国保险业效率的主要因素;进一步地,本文探讨了提高中国保险业效率的可能途径。

关键词:SFA;效率;保险业;中国
中国保险业自1980年恢复以来一直处于高速发展的进程之中,但是,总体上看,中国保险业的发展主要表现为量的扩张,多数保险机构在经营活动中片面强调市场占有率而不注重自身竞争力的提高,走的是一条外延粗放型扩张之路,存在效率低下的问题。

随着入世过渡期的结束,国内各保险机构必须面对更加激烈的市场竞争,如何提高效率已成为中国保险业生存和发展的关键,而围绕其开展有关保险机构效率的研究则显得十分重要和迫切。

一、有关保险机构效率研究方法的文献综述
Farrell(1957)最早提出/前沿效率分析方法0,其出发点是根据已知的一组投入产出观察值,定义并构造出所有可能投入产出组合的最佳效率前沿(e fficiency fronti e r,亦称效率边界),通过比较样本机构与效率前沿的距离而测算出每家机构的效率,随后这一方法为西方学者在效率研究中普遍采用。

通常根据是否需要估计前沿生产函数中的参数,该方法可以分为参数法和非参数法两大类。

其一,Char nes、Cooper和Rhodes (1978)等创造性的提出了以DE A方法为代表测算保险机构效率的非参数法。

它通常分为两个阶段:(1)对效率前沿进行界定,寻找那些最优的决策点或是具有相同或更高单位产出决策点的线性组合,或是有相同或更少投入的点的线性组合,形成一个可行解的凸集;(2)将样本中每个机构与样本中的最佳机构或最佳机构组合(效率前沿)相比,
*黄薇,中国人民大学财政金融学院(邮编:100872),E-m ai:l feifei coo@。

由此得出样本中哪些机构有效以及哪些无效。

其二,A i g ner 、Lovell 和Schm idt(1977)等创造性的提出了以SFA 方法为代表的利用随机边界模型测算保险机构效率的参数法。

它通常分为两个阶段:(1)使用如普通最小二乘法、非线性最小二乘法或最大似然法对适当的生产函数形式进行估计;(2)将估计回归误差项分解,通常分为对称分布的随机误差部分和单侧分布的非效率部分。

Cumm ins 和W eiss(2000)对涉及美国等5个国家的16项关于保险机构效率研究方法及结论所进行的分析表明,使用较多的前沿效率分析技术有5种,其中2种属于非参数法的分析技术是数据包络分析(data envelopm ent analysis ,DEA 方法)和无界分析(free disposal hu l,l FDH 方法);3种属于参数法的分析技术包括随机前沿方法(stochas -tic frontier appr oach ,SFA 方法)、自由分布方法(distri b uti o n free appr oach ,DFA 方法)以及厚前沿方法(thick fron tier approach ,TF A 方法)。

关于是否存在最优的前沿效率分析方法目前尚没有一致的意见,更多是针对各种方法的缺点进行的争论(Ber ger and H um -phrey ,1997):(1)参数法的主要优点是它能将纯粹的随机误差与非效率值相分离。

而缺点是不恰当的函数形式或误差项的分布假设会潜在地将设定误差与效率估计混淆。

(2)非参数法的主要优点是避免了设定误差,因为它不需要指定函数形式或分布假设。

但该方法将任何偏离边界都被度量为非效率,即随机误差不能被分离出来。

二、中国保险机构效率的估计
本文采用SF A 方法估算中国保险机构的效率,主要基于以下原因:(1)中国保险机构的数据透明度较低,这可能会造成较大的测量误差,SFA 方法能够在一定程度上弱化数据的测量误差对估计结果的影响;(2)中国保险业自改革开放以来一直处于不断的变革当中,在这种情况下,生产函数在个别年份的异常变化不应被视为保险效率的根本改变,SFA 方法能在一定程度上识别并排除这种短暂的冲击;(3)国内学者主要采用DE A 方法估计保险机构的技术效率,它们不能解释在选择投入和产出时对相对价格的错误反应这类分配问题上的无效率,影响因素的分析结果也缺乏权威性,本文采用SFA 方法可以弥补已有研究的不足,从而使效率估计更加客观、准确。

(一)模型设定
使用SFA 方法估计保险机构的效率值,需要确定被观察保险企业的函数形式。

Christensen 、Jorgenson 和Lau(1973)引进了超越对数函数(translog function),其成本函数的通常表达式是C =f (y,w,t),其中C 为总成本,y 为产出量,w 为投入价格,t 为时间。

具体形式如下:
ln C st =[A o +6N i=1
A y i l n y sit +126N i=16N k=1A yik ln y sit ln y skt +6M j=1A wj ln W s jt +126M j=16M
f=1A w if ln
W sjt ln W s f t +6N i=16M j=1
A yi w j ln y sit ln w sjt ]+E st (1)
其中s={1,,,S},i={1,,,N},j={1,,M},分别代表企业、产出和投入。

C st为s企业在t年观察到的总成本,等于6j W sjt X sjt,y sjt为s企业在t年产出i的数量,X sjt和
W sjt分别为s企业在t年投入j的投入量和价格,E st为估计回归误差项。

SFA方法将回归误差项E st假设为一个复合误差项,包含无效率值以及随机误差: E s t=u st+v st。

其中,u st代表企业的非效率,假设服从不对称分布,通常是半正态分布(ha l-f nor m al distri b u ti o n);v st则代表随机误差(统计噪声,statistic no ise),假设服从对称分布,一般是标准正态分布(standar d nor m al distribution)。

同时,无效率和随机误差项都假设与成本函数中的投入、产出变量正交。

同样地,一些经济学家假定保险机构的成本函数是柯布-道格拉斯函数(Cobb-Douglas function),其成本函数形式为:
LnC
st =A
+6N i=1A y i Ln(y sit)+6M j=1B W j Ln(W sjt)+E st(2)
这两种成本函数模型究竟哪种更适合中国保险业的情况,本文将在第三部分讨论。

需要指出的是,以上效率估计模型是就成本效率而言的,它假设企业在给定投入品价格以及产出品数量的情况下,尽量减少成本,也就是以尽可能少的成本获得尽可能大的产出,局限于单位成本的最小化。

然而,如果一家企业的产出品组合盈利能力不高,一样会导致无效率,成本效率却忽略了这种可能性,因此可能会造成对保险机构无效率的程度或成因的错误理解¹。

国外的许多研究已经表明,在收入端的无效率可能与在投入端的无效率一样的大(Berger,H ancock&H um phrey,1993)。

基于此,本文认为考虑效率问题还必须同时考虑利润端的效率情况。

关于利润效率模型的设定有标准利润效率模型(standard pr o fit efficiency,SP)和非标准的利润效率模型(alter native or nonstandard profit efficiency,AP)º。

B er ger、M ester (1997)和De Young、H asan(1998)指出了非标准的利润效率函数优于标准利润效率函数的情况:(1)如果保险机构之间产出数量的变化比产出品价格的差异更大,那么产出品的数量能够解释因变量很大部分的变化;(2)如果保险机构不仅仅是价格的接受者,而且还能够对市场价格施加影响;(3)如果保险机构产出品的价格难以确定,那么巨大的测量误差可能会造成标准利润效率函数无法估计出真实可靠的结果。

本文认为,第(1)和(3)的情形与中国保险业的实际情况非常吻合。

一方面,样本保险机构提供保险产品的数量差异非常大,中国人保和中国人寿的产出规模远远超过
黄薇:基于SFA方法对中国保险机构效率的实证研究
¹º比方说,如果保险机构为了提高其产出品的质量(而非数量)而耗费了更多的成本,成本效率指标可能会认为机构的效率降低了,因为产出品的数量并没有增多。

但是,如果客户愿意因为质量的提高而支付更高的价格,保险机构有可能在弥补了增加的成本之后获得超额的报酬,那样保险机构的效率就仍然会是有效的。

DeYoung、N oll e(1996)和B erger、M ester(1997)等学者提出标准利润效率的概念,它是指在给定投入品价格和产出品价格的情况下保险机构获得最大利润的能力。

之后,De Young、H as an(1998)和Khu m bakar等(2001)将标准利润效率模型进一步发展,得到非标准的利润效率模型,它是指在给定投入品价格和产出品数量(而不是价格)的情况下企业获得最大利润的能力,表明企业的效率不仅来自于配置投入的能力,也来源于配置产出的能力,既要以尽可能低的成本获得尽可能高的产出,又要选择获利能力最高的产出组合。

其他保险机构;另一方面,中国保险业的财务数据并不透明,能够获得的资料不全,而且保险业作为提供服务产出的行业,产出品的价格难以准确确定。

因此,本文采用非标准的利润效率模型(AP)对中国保险机构的利润效率进行测算。

具体形式如下:
l n (P st +a)=[A o +6N i=1A y i ln y sit +126N i=1
6N k=1A yik ln y sit ln y skt +6M j=1A w j ln W sjt +126M j=16M
f =1A w if ln W sjt ln W s f t +6N i=16M j=1A y i w j ln y sit l n w sjt ]+E st
(3) 其中,P st 表示保险机构的利润值,a 是一个正的常数(对所有的样本机构均相同,是为了确保利润是正值,从而其对数才有意义¹),其他变量与成本效率的超越对数函数的含义相同。

(二)数据选取和处理
本文采集1999年至2004年中国28家保险机构的年度会计报告数据,其中寿险12家,非寿险16家,占中国保险业务的95%以上,样本数据应能反映中国保险业的总体水平。

本文将此28家保险机构看作有3种产出量和3种投入量的决策单元。

第一,3种产出量:由于保险公司属于金融服务业,因此其产出应以其提供的服务来衡量(Yuenger,t 1993)。

一般而言,保险公司提供的服务主要为风险分担和中介服务,因此,本文确定保费收入(y 1)、已发生给付和准备金变动(y 2)、投资收益(y 3)作为3种产出变量。

(1)在保单签署阶段,保险机构向客户提供围绕保单进行的保障计划咨询、风险勘查、推荐介绍等各项有形和无形服务,投保人通过交纳一定的保费,将不确定的风险损失转化为确定的支出。

作为对该项服务的量化,本文以/保费收入0作为这项服务的产出量。

虽然Yuengert(1993)指出,如果保费被用作产出量的代表,则大小企业在价格方面的系统性差别会导致有关平均成本的错误推论。

但本文认为,中国保险产品的差异性不大,保险监管当局对保险费率的管制程度较高,所以,各保险机构提供产品的价格差异不大,不会出现Yuengert(1993)所指的情况,保费收入是可以作为产出量的,其数据获得直接是保险公司损益表中的保费收入数。

(2)在保单执行阶段,保险机构向客户提供风险分散和转移的服务,作为对该项服务的量化,本文以/已发生给付和准备金变动0表示。

而且,每一案理赔服务费用的支出多少是并入赔款支出计算的,故这个量化指标在一定程度上还衡量了有形的服务。

其中,/已发生给付0代表承保业务在当年的支出情况,寿险公司该指标的数据是通过资产负债表中/退保金及给付+赔款支出0科目获得,非寿险公司该指标数据是通过资产负债表中/赔款支出0数据直接获得;/准备金变动0代表当年业务引起的将来期望损失支出,寿险公司该指标的数据是通过资产负债表中/提存未到期责任准备金+提存人身险责任准备金+提存长期责任准备金+提存未决赔款准备金0科目计算而来,非寿险公司该指标的数据是通过/提 南 开 经 济 研 究
NANKA I ECONOM I C STUDIES 2006年 第5期No .5 2006
¹对本文而言,考虑到样本期内样本机构/中国太平洋人寿保险公司02001年的利润(-31.0717亿元)是样本中
最小的利润值,故本文a 的取值为31.08亿元。

存未到期责任准备金+提存长期责任准备金+提存未决赔款准备金0科目计算而来。

(3)由于保费收入和赔款支出的时间差,保险公司有了资金运用的可能性。

由于竞争的需要,在制定保费时要考虑投资收益率情况以降低保费,这一点在竞争日趋激烈的保险市场上欲显重要。

所以,资金运用也成为保险公司一项重要的无形服务。

本文以/投资收益0作为这项服务产出的量化指标。

其数据获得直接是保险公司资产负债表中的投资收益数。

第二,3种投入量:保险效率研究中对投入变量的选择比对产出变量的选择更有一致性,大多数研究都使用劳动力、实物资本和金融股权资本作为投入变量,因此,本文亦确定员工人数(X1)、实收资本(X2)、固定资产(X3)作为3种投入变量。

(1)由于现阶段中国保险业主要实行粗放式经营,最大的特点是依靠机构的扩展和人员的投入来获取市场份额,因此本文选择/员工人数0作为劳动力的投入量。

由于没有公开数据获得各机构的工资水平,其价格W1用5中国统计年鉴6公布的保险业平均工资替代。

(2)资本金反映了保险机构的总体规模,在将保险视为风险负债的保险定价金融理论中被认为是一种重要的投入,因此本文选择/实收资本0作为金融股权资本的投入量,其价格W2用分析年度前三年的移动平均ROE表示(Cumm ins&Z,i1998)。

(3)真正能够全面反映实物资本投入的实际上是各种投入所形成的固定资产,因此,本文选择/固定资产0作为实物资本的投入量。

由于固定资产折旧的数据无法获得,其价格W3用所有固定资产开支除以固定资产净值表示。

(三)实证估计结果
由于中国实行产、寿险业务分离,且两类保险公司的投入、产出变量也不同,故需要分别进行效率估计。

以寿险样本为例,利用L i m dep软件,本文得到方程(1)和(2)未知参数的估计结果¹。

本文使用广义似然比(generalized li k elihood ratio)统计量来检验不同成本函数模型设定的可靠性。

假设Cobb-Doug las成本函数更能拟合样本数据,且它近似服从V2分布º,则广义似然比检验统计量LR=-2@(-184.9676+148.3757)=73.1838,而自由度为14(即超越对数成本函数与柯布-道格拉斯成本函数之间待估参数的个数之差),置信区间为5%的V2分布的检验标准值为23.6848,LR大于V2分布的检验标准值,则证明Cobb-Doug las成本函数更能拟合样本数据的假设被拒绝,从而意味着超越对数成本函数的模型设定是可靠的。

非寿险样本也能够得到相同的结论,在此不再赘述。

故利用方程(1)和(3),本文分别得到28家寿险和非寿险保险机构的成本效率和利润效率估计(见表3),计算结果表明:
黄薇:基于SFA方法对中国保险机构效率的实证研究
¹º由于固定资产价格W3用所有固定资产开支除以固定资产净值表示,本文设定为价格单位1,所以两个回归方程式中均不包含有W3的项。

更详细的介绍参见Coelli、Prasada和Battese(1998)。

表1 方程(1)中各参数的估计结果(log li k eli hood fun ction=-119.2615)
参 数A 0A y 1*A y 2A y 3A W 1*A W 2A Y 1,Y 1*A Y 2,Y 2A Y 3,Y 3A Y 1,Y 2估计值-33.23381.92040.7644-1.175114.192817.72680.0414-0.02790.03890.0363标准差27.81460.97130.74491.015113.22516.07360.01850.02980.02930.0405Z 检验值-1.19501.97701.0260-1.1580-1.07302.91902.2400-0.93701.32600.8970P [|Z |>z]0.23220.04800.30480.24700.00350.28320.02510.34890.18480.3696参 数A Y 1,Y 3A Y 2,Y 3A W 2,W 2A W 1,W 1*A y 1,y 2A y 1,W 1*A y 2,W 2A y 2,W 1A y 3,W 2A y 3,W 1估计值-0.08230.03310.32091.4735-2.48640.32721.79900.2703-1.4674-0.3767标准差0.03090.034337.14861.57501.20210.21791.79930.16451.67200.2308Z 检验值-2.66800.96300.0090-0.9360-2.06801.50201.00001.6430-0.8780-1.6330P [|Z |>z]0.00760.33530.99310.03860.34950.03320.31740.10040.38020.1026 注:*表示在5%的置信度下显著。

资料来源:5中国保险年鉴6和5中国统计年鉴62000)2005年卷。

表2 方程(2)中各参数的估计结果(log li k eli hood fun ction=-154.5676)
参 数A 0*A y 1*A y 2A y 3A W 1*A W 2
估计值-7.80310.9468-0.03160.02241.61776.8529标准差1.61390.04210.05270.05310.38141.8045Z 检验值-4.835022.4990-0.59900.4220-4.24203.7980P [|Z |>z]0.00000.00000.54890.67300.00000.1021 注:*表示在5%的置信度下显著。

资料来源:5中国保险年鉴6和5中国统计年鉴62000)2005年卷。

1.从效率水平看,中国保险业在1999)2004年间的成本效率和利润效率均不高(分别为37.12%和11.79%),成本管理和盈利能力的水平相当有限;从效率变化看,样本期间内中国保险业的平均成本效率保持了平稳的上升势头(年均增长1.3%),各机构成本控制的稳定性也有所增强(离散系数降低了8%),而平均利润效率却变化不大、有略微下降(年均降低1.2%),机构之间的盈利差距在不断增大(离散系数上升了44%)。

此外,保险机构各年之间的成本和利润效率差异均较大,且效率波动并不同步,这说明,中国保险机构成本和利润效率的波动更多的是由其内生因素引起的。

2.从保险业务的性质看,中国寿险业与财险业平均成本效率和利润效率变化情况与保险业的总体情况类似。

比较而言,中国寿险业的成本效率和利润效率均要强于财险业,保持了强劲的增长势头,这说明,寿险业的成本管理水平和盈利能力已逐渐超过财险业,这可能与中国寿险业市场发展较为充分,包括外资和合资寿险机构大量进入导致市场竞争激烈有关。

南 开 经 济 研 究NANKA I ECONOM I C STUDIES 2006年 第5期
No .5 2006
表3基于SFA方法的中国28家保险公司的成本效率和利润效率估计
成本效率(CE)利润效率(PE)
199920002001200220032004199920002001200220032004寿险业
中国人寿保险公司0.31850.33150.28620.32870.40080.12520.00020.10230.13050.15400.56790.4217中国太平洋人寿保险
公司
0.29210.33290.34950.49110.37740.36780.14320.22450.13630.09340.28680.2490中国平安人寿保险股
份有限公司
0.35450.52800.62220.60280.52720.48550.19270.01920.14860.23240.28590.3901泰康人寿保险股份有
限公司
0.27770.20430.22500.29810.44120.40360.10330.11970.11500.05180.10160.1039新华人寿保险股份有
限公司
0.22380.23970.23430.30410.40700.32600.10140.10550.11040.16210.09610.0006美国友邦保险有限公
司上海分公司
0.75980.77670.62210.55940.56580.46900.11070.12160.11700.10800.10160.0879美国友邦保险有限公
司广州分公司
0.42290.45170.41090.40320.44030.48440.14020.13650.13770.12150.11180.0996美国友邦保险有限公
司深圳分公司
)0.45850.45890.47750.57190.6224)0.06960.02430.00220.09540.1153中宏人寿保险有限公
司
0.42280.42880.49050.41870.30490.37540.10090.12300.12370.12180.10660.1017太平洋安泰人寿保险
有限公司
0.34430.35920.34140.27460.30180.28590.08130.16410.13210.11150.11900.0820安联大众人寿保险有
限公司
0.22630.28570.30000.31980.30750.27320.13400.13580.20440.02040.09070.0543金盛人寿保险有限公
司
0.27380.33000.32040.21650.19160.19300.10140.17270.07660.00020.07730.0126非寿险业
中国人民保险公司0.35730.37600.28040.25990.23330.42940.21760.07020.13430.29390.11710.0002中国太平洋财产保险
公司
0.29210.33290.34950.56340.41270.32680.14320.22450.13630.11240.26520.2125中国平安财产保险股
份有限公司
0.35450.52800.62220.60280.45670.50210.19270.01920.14860.23240.30210.3563华泰财产保险股份有
限公司
0.18910.21070.21370.22410.22520.21210.00030.00050.00020.02530.03150.0992天安保险股份有限公
司
0.33350.33250.19910.19460.29630.46360.19330.16910.09000.16390.18760.1734
大众保险股份有限公司0.41950.32540.31130.28660.48180.37600.00030.00040.00020.02080.27280.1653
黄薇:基于SFA方法对中国保险机构效率的实证研究
续表3 基于SFA 方法的中国28家保险公司的成本效率和利润效率估计
永安财产保险股份有
限公司0.45580.52410.41700.36350.37230.35360.15950.15330.03400.38740.00020.1965华安财产保险股份有
限公司0.20150.18530.17830.27510.23390.29640.10490.10780.16720.33800.18160.1888美亚保险公司上海分
公司0.62110.56330.55300.51530.51780.39270.00020.00160.01460.01300.00600.0153美亚保险公司广州分
公司0.36290.43110.34520.39790.38710.35650.20730.14560.20540.21570.06620.0486美亚保险公司深圳分
公司)0.36640.42100.31630.34420.3023)0.14850.10490.12520.05500.0807
香港民安保险有限公
司深圳分公司0.26930.31440.30990.25260.29620.34980.02740.03660.05800.06890.06190.2452香港民安保险有限公
司海口分公司0.18650.77890.18320.49670.46620.29250.23500.00020.13080.02740.00030.0003
东京海上火灾保险株
式会社上海分公司0.53860.56890.52310.45860.44060.51250.03300.03120.03670.03230.09100.0918丰泰保险(亚洲)有限
公司上海分公司0.45580.38980.38630.41360.36420.36310.14590.16560.03480.02280.02460.0336皇家太阳联合保险公
司上海分公司0.39010.30810.25920.30500.39840.37560.24640.45050.50830.16060.03760.1136寿险业成本效率平均
数0.35610.39390.38850.39120.40310.38760.10990.12460.12140.09830.17010.1432非寿险业成本效率平
均数0.36180.40850.34700.36590.37260.37060.12710.10780.11280.13880.10660.1307中资保险机构成本效
率平均数0.31120.32640.30150.32990.36330.34900.11060.09750.09700.17480.19350.1808外资保险机构成本效
率平均数0.40570.45410.39500.38840.39320.37650.12030.12690.12730.07680.06970.0788国有保险机构成本效
率平均数0.33790.35370.28330.29430.31700.27730.10890.08620.13240.22390.34250.2109非国有保险机构成本
效率平均数0.36460.40390.36150.36940.38590.37220.11650.11680.11300.10940.10370.1146全体样本成本效率平
均数0.35550.36240.36490.36360.38060.40010.12590.11450.11450.11830.12210.1220
注:从公开披露的数据资料看,平安人寿在2002年之前(包括2002年)一直是和平安财产合并编制资产负债
表和利润表,太平洋人寿在2001年之前(包括2001年)一直和太平洋财产合并编制资产负债表和利润表,这两家公司部分年份的数据没有将人寿险和财产险分开来考虑,而是编制在一张资产负债表和利润表上。

因此,平安人寿与平安财险、太平洋人寿和太平洋财险分别在2002年和2001年之前的利润效率和成本效率是相同的。

资料来源:5中国保险年鉴6和5中国统计年鉴62000)2005年卷。

南 开 经 济 研 究NANKA I ECONOM I C STUDIES 2006年 第5期
No .5 2006
3.从保险公司的性质看,1999)2004年间,国有与非国有保险机构平均成本效率分别为31.06%和37.63%,平均利润效率分别为18.41%和11.23%,显示国有保险机构在成本管理上不及非国有保险机构,而在盈利能力上却占有优势。

偏高的利润效率有可能来自于国有保险机构享有一些潜在的业务垄断权,包括国家或地方政府的政策倾斜、庞大的营销网络以及为客户提供长期服务的历史等,这是政府当局行政性配置资源的结果;同期,外资与中资保险机构平均成本效率分别为40.22%和33.02%,平均利润效率分别为10%和1
4.24%,显示外资保险机构在成本管理能力上明显占有优势,而盈利能力却略逊于中资机构,可能的原因是外资保险机构受经营理念、市场份额等因素的影响,利润效率优势尚未显现。

但是,较高的成本效率说明外资保险机构在内控管理制度方面有较好的基础,显示了其具备可持续发展的潜力。

4.从两个效率的关系看,中国保险业在1999)2004年间的平均成本效率与利润效率没有规律性的关系,其相关系数仅为-0.099,这进一步确认了本文先前的观点,即仅仅从成本角度来衡量保险机构的效率是不恰当的,成本效率的高低并不能决定保险机构整体效率的高低,考虑效率问题还必须同时考虑利润端的情况。

三、影响中国保险业效率的因素分析
效率研究的一个重要目的是弄清影响效率的因素,以解释不同保险机构之间存在的效率差异。

大量的文献都采用两阶段的因素回归法来进行因素分析:即先估计出效率值,然后用效率值对可能的影响因素进行回归,通过各个系数的显著程度和数值来判定真正的影响因素及其作用。

本文认为,对基于SFA方法测算的效率值,采用这种两阶段因素回归法值得商榷。

在SFA方法中,通过回归分析可以得到超越对数函数的参数估计、无效率值和随机误差,无效率值与超越对数模型中的投入、产出变量是正交的,即与这些变量不相关。

在影响因素的二次回归中,通常情况下,影响因子不可能是完全外生的,它可能会受到投入、产出变量的影响¹,导致其参数估计发生偏差,并使得无效率值与投入、产出变量间接相关,这与一次回归中的有关结论产生矛盾。

而且,作为因变量的无效率值是一个估计值,该估计标准差无法在回归分析中得到解释º,所以两阶段因素回归法容易影响结论的可靠性。

通过借鉴Khumbhakar、Ghosh、M c Guk i n(1991)和Battese、Coelli(1995)的研究,本文提出,将可能影响效率的各个因子引入测算效率的随机边界模型中,将无效率值的分布表达为一系列可能的影响因素的函数,可以避免两阶段因素回归法可能造成的偏差。

以影响成本效率的因素分析为例,建立以下回归模型:
黄薇:基于SFA方法对中国保险机构效率的实证研究
¹ºG ranger检验就发现,一次回归中产出变量/已发生给付和准备金变动0是二次回归中影响因素/资产规模0的G ranger原因,反之不成立,这说明影响因素有可能是内生变量。

张超、顾锋、邸强,国外银行效率测度及其影响因素研究综述,外国经济与管理,2005年第4期。

ln C st =[A o +
6N i=1A yi ln y sit +126N i=16N k=1A y ik ln y sit ln y s k t +6M
j=1A w j ln W sjt +126M j=16M f =1A w jf ln W sjt ln W s f t +6N i=16M j=1A yiwj ln y sit ln w sjt ]+6p B p B p +v st (4)
这里,无效率值u st 的分布近似表达为一系列可能影响因素的函数6
p B p B p ,B p 表示
可能影响保险机构成本效率的各个因子:1.所有权结构(用虚拟变量B 1表示,国有保险机构取值为1,非国有保险机构取值为0);2.组织形式(用虚拟变量B 2表示,集团化控股公司制的保险机构取值为1,单一的保险机构取值为0);3.营销体系(用虚拟变量B 3表示,采用保险机构自身的直销体系则取值为1,采用独立保险经纪人和代理人的分销体系则取值为0);4.资产规模(用总资产的自然对数表示);5.产品多元化程度(用虚拟变量表示,包括寿险、财险在内综合经营的保险机构取值为1,只经营寿险或财险的保险机构取值为0)。

利用L i m dep 软件,本文得到方程(4)成本无效率值影响因素的参数估计。

同理,也可以得到利润无效率值影响因素的参数估计(见表4)。

表4的估计结果说明:
表4 两种效率影响因素的参数估计成本无效率值影响因素的参数估计
参 数B 1B 2*B 3*B 4*B 5*
估计值0.8517-0.51590.70960.4125-0.7034标准差0.43270.22630.29710.16290.3140
T 检验值1.9680-2.28002.38802.5320-2.2400P [|T |>t]0.07170.02460.01870.01280.0272R -s quared =0.967290Ad j u sted R-squ ared=0.95988F=130.61利润无效率值影响因素的参数估计
参 数B 1B 2*B 3B 4*B 5
估计值0.0659-0.0936-0.1001-0.07170.0986
标准差0.08940.04670.06140.03360.0648
T 检验值0.7380-2.0040-1.6320-2.13301.5200P [|T |>t]0.46230.02770.10560.03530.1315R-squ ared=0.841163Ad j us t ed R -squared =0.80520F=23.39
注:*表示在5%的置信度下显著。

资料来源:表3,5中国保险年鉴6和5中国统计年鉴62000)2005年卷。

1.所有权结构对保险机构的成本效率和利润效率均无影响。

这表明,片面地改变保险机构的产权结构并不能有效提高效率,其原因在于多元化的产权结构并不必然导致有效的公司治理结构。

完善的公司治理结构除不断优化股权结构外,还要重点规范 南 开 经 济 研 究
NANKA I ECONOM I C STUDIES
2006年 第5期No .5 2006。