龍衛(wèi)洋
(東莞理工學院,廣東 東莞 523808)
自20世紀中后期以來,保險公司經營績效理論及實證研究得到不斷的發(fā)展和完善,并在西方各國的保險公司經營績效評價中起到了指導作用。隨著我國保險市場的不斷發(fā)展,一個以國有商業(yè)保險公司為主、中外保險公司并存、多家保險公司競爭的多元化市場格局初步形成,這也進一步加大了我國產險公司的競爭壓力[1]。2012年2月14日,中國在《關于加強中美經濟關系的聯(lián)合情況說明》中明確表示將對外資保險公司開放交通責任強制保險,待政府修改相關法規(guī)后,將正式頒布實施。這一具有重大意義的改革表明中國車險市場將不再為中資保險公司所完全占有,外資保險公司的加入無疑會更加促進車險市場的競爭,車險業(yè)務占產險公司80%的業(yè)務量,車險經營績效如何攸關各家產險公司的生死存亡。本文利用因子分析法,對中國12家產險公司的車險業(yè)務數據進行分析,并提出相關建議,對提高車險業(yè)務經營的整體水平,促進我國民族產險業(yè)發(fā)展有重要意義。
車險業(yè)務績效評價初始指標體系的構建,須考察車險業(yè)務的市場規(guī)模、盈利能力和資產流動性等各方面情況,這里從2011年中國保險年鑒中選取合適且有代表性的指標作為績效評價的初始指標。本文通過選取車險利潤增長率(x1)、車險保費增長率(x2)、車險賠款增長率(x3)、車險保費利潤率(x4)、車險保費占總財險保費比率(x5)、車險賠款占總財險賠款比率(x6)、車險利潤占總財險利潤比率(x7)等7個指標作為初始因子,在不丟失或少丟失信息的情況下,從大量指標中挖掘幾個不相關的綜合指標,而后依據方差貢獻率決定占比權重比例,進一步計算得到總體得分值。這樣做的最大好處在于各結合組成因子的占比非主觀愿望取值,而是依據它們的方差貢獻率的數值來選取的。
參考2011年中國保險年鑒公司版及全國版的數據,計算相關數據,得出七項指標的初始數據,如表1所示。
表1 2010年12家財險公司七項指標初始值
其中車險賠款增長率(x3)、車險賠付率(x4)和車險賠款占總財險賠款比率(x7)為逆指標,即這三個指標在一定范圍內與車險的經營績效呈負相關,所以要對其進行同趨化處理,用其倒數代替原指標,從而使得表1中7個指標具有可比性。
設原始的p個變量為x1,x2,…,xp,要尋找的k個因子(k<p)為 f1,f2,…,fk,因子 fi和原始變量 xi的關系可表示為:
式(1)就是因子分析的數學模型,它是把每個變量看成是各因子的線性組合。aij為第i個變量xi與第 j個因子 fi之間的線性相關系數,εi為特殊因子,代表公因子以外的因素影響。
根據式(1),可以考察變量xi的信息能夠被k個公因子所解釋的程度。它是用k個公因子對第i個變量的方差貢獻率來表示的,是變量xi的共同度量,該數值越大,說明提取出的公因子對原始變量的解釋能力就越強。
為了檢驗所選取的產險公司車險業(yè)務數據是否適合做因子分析,首先做了KMO檢驗和Bartlett(巴特利特)球度檢驗,實驗結果如表2所示。
表2 KMO和Bartlett球度檢驗
從表2中可以看到,由KMO公式計算得出的KMO=0.510,大于要求的最低限度值0.5,適合做因子分析。此外Bartlett球度檢驗統(tǒng)計量為98.193,檢驗的P值接近0,遠遠小于顯著性水平0.05,表明7個變量之間有較強的相關關系,因此拒絕Bartlett球度檢驗的零假設,兩項檢驗均通過,所以可以認為上文中所取的各產險公司車險業(yè)務數據適合做因子分析。
接下來需要計算出方差的累積貢獻率,來確定新的組成因子,計算結果如表3所示。
表3 方差貢獻率
表3是對因子分析后提取的因子旋轉的結果。表中前4列為對因子分析初始解和對原變量的總體描述狀況。從中可以看出,前2個因子的累積方差貢獻率達到了81.268%。第5至7列描述的是提取因子標準特征值大于1,提取了2個公共因子后對原變量總體的描述。從中可以發(fā)現(xiàn)前2項的累積貢獻率達到81.268%,因此它們反應了原變量的大部分信息。第8至10列是旋轉以后得到的因子變量對原變量的總體刻畫,其前2項的累積貢獻率仍為81.268%,含義相同。
圖1 公共因子描述圖
圖1中的縱坐標為公共因子特征值,橫坐標為公共因子數??梢娗懊?個特征值的變化是相當明顯的,從3.9一下子降到了2,而之后就趨于平穩(wěn),僅僅從0.8逐漸趨近于0。因此可以認為前2個公共因子對原變量的信息描述有顯著作用。
表4是經過旋轉后的因子載荷矩陣,主要使用方差最大正交旋轉法得到的。
表4 使用方差最大正交旋轉后的因子載荷矩陣
表中的結果描述了原始的7個變量與兩個因子的關系。根據式(1)可以將這種關系表示為:
根據表4,第一個因子的車險保費占總財險保費比率(x5)、車險賠款占總財險賠款比率(x6)和車險利潤占總財險利潤比率(x7)的荷載系數分別達到0.971、0.976和0.956,從實際意義來看,這些指標反映了車險業(yè)務經營過程中的財務指標和盈利狀況,故將因子1命名為財險公司車險業(yè)務的“盈利效率”因子。
第二個因子的車險利潤增長率(x1)、車險保費增長率(x2)和車險賠款增長率(x3)的荷載系數達到0.934、0.850和0.651,它反映了車險業(yè)務在利潤和保費兩方面的增長水平,也反映了該公司的車險產品在市場上的發(fā)展程度,故將因子2命名為財險公司車險業(yè)務的“規(guī)模成長”因子。為了更好的解釋旋轉后因子載荷矩陣的分布,制作了載荷散點圖,如圖2所示。
圖2 載荷散點圖
圖2是載荷散點圖,這是2個因子的二維因子載荷散點圖,以兩個因子為坐標,各原始變量在該坐標中的載荷散點圖。該圖是旋轉后的因子載荷矩陣的圖形化表示方式,選裝后的因子載荷系數更加接近于1,通過上圖可以更容易的解釋旋轉后因子載荷矩陣的分布情況。
表5是用SPSS軟件按回歸法估計的因子得分系數矩陣。根據表5的因子得分系數矩陣,將公因子表示為各變量的線性組合。得到的因子得分函數為:
表5 因子得分系數矩陣
其次,需要通過計算因子變量的協(xié)方差矩陣,來確定新的因子之間是否具有相關性,其計算結果如表6所示。
表6 因子變量的協(xié)方差矩陣
從表6的協(xié)方差矩陣中,可以發(fā)現(xiàn)不同因子之間的相關系數的絕對值小于0.3,則說明這2個因子之間相關性很低,與之前要求因子變量的正交、不相關條件基本符合。
根據上述的因子得分函數便可以計算每個財險公司對應的第1個因子和第2個因子的取值,有了因子得分,就可以對每個財險公司按照前面命名的兩個因子進行評價和排序。
隨后對12家財險公司的車險經營績效進行綜合評價,根據表3,測算各家財險公司的綜合情況,以各個因子的方差貢獻率做權數,對每個因子得分進行加權,然后加總得到每個基金公司的綜合評價模型為:
通過綜合評價模型計算,得到各家產險公司車險業(yè)務績效評價的綜合排名如表7所示。
表7 各財險公司的因子得分及排名
通過對表7各家產險公司車險業(yè)務績效評價綜合排名分析可知:(1)中小型區(qū)域性財產保險公司排名總體靠前,大型全國性財產保險公司和中外合資財險公司排名在中間偏后。這樣的結果與之前的預期較為符合。從規(guī)模成長因子看,人保、太保、平安、大地和華泰的成長趨勢較差,因為大型國家性的財險公司已經掌握大部分市場份額,新增用戶的份額相對的被地域性財險公司所占據,使得其業(yè)務規(guī)模成長的態(tài)勢發(fā)展較好,所以在分析車險業(yè)務增長量的時候,后者有優(yōu)勢。在盈利效率因子中,地域性財產保險公司的情況比全國性財產保險公司好,中外合資保險公司比中資保險公司好。(2)中國的財產險市場車險業(yè)務的競爭形勢日趨激烈,已經打破有少數幾家國家性大保險公司包攬的局面,形成了多家保險公司共同經營的格局,且有強化的趨勢。隨著越來越多財險公司加入車險業(yè)務的競爭,全國性財險公司的車險業(yè)務規(guī)模成長狀況有所下降,但其業(yè)務仍占很大比重,且它的規(guī)模成長與盈利效率呈負相關關系,即承保車險業(yè)務越多,盈利效率反而越低,這表明車險業(yè)務經營績效狀況存在一定問題,有待改善,這應該與車險費率市場化的改革有關。
大型財險公司未能體現(xiàn)應該有的規(guī)模效應,這與他們的經營戰(zhàn)略與管理理念有很大關系,但是過大的規(guī)?;蚴袌龇蓊~意味著更嚴密的風險控制,所以建議各家財險公司應該引進國外先進非壽險精算技術,分析中國車險市場,收集積累數據,制定科學的費率,改變現(xiàn)存的經營狀況。另一方面,建議中小型財險公司應該繼續(xù)以擴大市場份額為目標,優(yōu)化管理與經營戰(zhàn)略,努力改善業(yè)務結構,在快速均衡發(fā)展中求穩(wěn)健。
雖然中外合資產險公司或外資產險公司在車險市場上對中資車險公司暫時構不成威脅,但隨著中國車險和交強險對外資產險公司的逐步開放,加上外資產險公司先進的精算、風險管理技術,勢必會形成強大的力量沖擊中資產險公司的經營。建議民族產險業(yè)未雨綢繆,加強車險業(yè)務管理和風險管控,搶奪車險保費市場份額,控制車險賠款增長率,提高車險經營利潤率,大力拓展非車險業(yè)務,適當降低車險保費占總財險保費比率,繼續(xù)從嚴控制車險理賠,進一步降低車險賠款占總財險賠款比率,從而使車險業(yè)務利潤占總財險利潤的比率大大提高,只有這樣,中國民族產險業(yè)才能做到穩(wěn)步經營,長盛不衰,屹立不倒。
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