时间：2023-03-24 15:39:56
[摘要]随着入世的临近,面对保险费率严格监管所产生的一些弊端,费率市场化的呼声日渐高涨,但近期内不宜实行费率市场化,主要因为:一是费率市场化不利于中资保险公司的生存和发展,因外资保险公司的大规模经营、高水平管理所带来的成本降低和费用节约,使其能以较低的费率销售保险产品而不会亏本,而中资保险公司处于起步阶段,需要市场适度保护;二是我国近期内不具备费率市场化的条件主要表现为市场发育不成熟,没有完备的法律体系,没有健全的监管机制和制度,市场主体运作不规范等等。
目前,我国保险监管部门对保险费率实行严格的管制,集中表现在对个别险种执行全国统一颁布的条款和费率,对大多数险种的条款和费率则要求必须报经中国保监会批准。在这种管理体制下,出现了诸如统一的保险费率与各地区保额损失率不一致、相对固定的费率与其赖以制订的条件不协调等矛盾,随着中国保险业入世的临近,有些人主张放开保险费率,实行费率市场化。对此,本文认为近期内我国不宜实行保险费率市场化。
一、实行费率市场化不利于中资保险公司的生存和发展
加入WTO,中资保险公司将直面外资保险公司础础逼人的挑战,竞争会异常激烈,所使用的竞争手段也会多种多样。但无论如何,保险费率都将是进行竞争的重要筹码,国内外的经验表明,在保险商战中,价格往往是最有力的竞争手段,在这方面,相对于中资保险公司来说,外资保险公司具有较强的优势。
首先,外资保险公司的大规模经营、高水平管理所带来的成本降低和费用节约,使其能以较低的费率销售保险产品而不至于亏本。外资保险公司规模巨大,表现为拥有的资产总量大,1998年全球最大的50家保险公司(已在中国营业和即将在中国取得营业资格的外资保险公司基本都在这50家之内)中的任何一家的资产总额都高于我国整个保险业所拥有的资产总量;雇用职员人数多,保费收入多,以法国安盛一巴黎联合保险集团为例,该集团在全球五大洲逾50个国家和地区经营保险业务,1996年,职员总数约9万人,总收入649亿美元,其中保费收入558亿美元。大规模经营能使有限的资源得到更合理的配置和使用,在更大地域范围内优化分支机构设置,进行人员的优化组合,开辟新的有效的营销渠道。外资保险公司管理水平高,表现为在经营管理上突出稳健发展,注意业务规范和业务管理基础工作,倡导业务管理与业务发展同步进行,追求一种长期的发展战略,并且对成本费用控制严格,财务管理十分科学。大规模经营、高水平管理所带来的成本的降低和经营费用的节约,为降低保险费率奠定了基础。所以,入世后,如果我们实行费率市场化,外资保险公司一定会依仗大规模经营、高效率管理的优势,用低价格手段拓展市场空间,届时,规模狭小、管理水平低下的中资保险公司,只能甘拜下风,甚至在严酷的市场竞争中被淘汰出局。
其次,外资保险公司的资产已成为其业务的重要保证和强有力的利润增长点。外资保险公司往往以承保微利甚至为负数的目标制订费率,以此吸引客户,扩大销售量,增加市场份额,然后,通过合理运用资金获得较高的回报率来弥补由于低费率造成的赔付亏损,并取得利润。外资保险公司的资金运用率一般在85%左右,且自由度较大,可投资于股票、债券、房地产甚至期货期权等金融衍生产品。相形之下,中资保险公司无论是在资金运用总量、资金运用范围,还是资金运用水平、资金运用效益上都无法与外资保险公司相提并论。到目前为止,运用范围还局限于存入银行、购买国债、购买金融债券、购买财政定向债券、进入同业拆借市场和基金入市方面,运用率也只在10%一20%,在近乎半数的资产都以现金和银行存款的形式存在、银行存款利率一降再降的情况下,运用效益自然是很不理想。在这种状况下,我们既不能依靠资金运用获得足以弥补承保亏损的收益,更不能依靠资金运用获得企业应赚取的利润。于是,在同台竞争中,外资保险公司以低于成本的价格制订费率时,中资保险公司被逼入了尴尬的境地,照此办理则亏损严重,公司无力承受;按兵不动则等于拱手让出市场,公司无法发展。
二、近期内不以具备实行费率市场化的条件
一般来说,实行保险费率市场化需要具备三个条件:一是建立以偿付能力为核心的竞争型监管模式,即主要对偿付能力、财务制度、资产负债的比例进行监管。二是有一套完善的监管法律系统,即有一套规范保险人、中介人行为,规范展业、承保、理赔等各个业务环节,规范财产险、人身险、再保险等各种业务的严密而系统的法律。三是市场操作透明、行业主体运作规范,即市场信息化程度较高,各行为主体的经营活动处于政府和公众的监督之下,且它们着眼于利润最大化的目标选择使其有一套保持公司正常运营的制约机制,所以运作规范。
尽管我国保险业最终也要实行以偿付能力为核心的监管模式,但囿于前面已提到和后面将要提到的以及监管模式转换的复杂性和长期性等原因,目前乃至今后一段时间内,还将继续实行市场行为监管与偿付能力监管并重的模式。在这种情况下,显然不能放开费率,因为在新的监管模式建立起来之前,放开费率就意味着放弃了对保险业务的直接监管,就会出现监管“真空”,进而导致监管失效,其后果不堪设想。尽管我国在1995年制定并颁发了《保险法》,随后又陆续制定了《保险管理暂行规定》、《保险人管理规定(试行)》、《保险经纪人管理规定(试行)》、《保险公司管理规定》等管理细则,但应该承认,这离形成一套行之有效的严密的法律法规体系相差甚远。经过几年的实践检验,《保险法》中的一些条文与保险业发展不相适应的矛盾已充分暴露出来,须抓紧加以修订;有关外资保险、出口信用保险、保险投资、保险保障以及再保险的一系列管理规定还有待建立。在依法经营、依法监管的局面短期内尚难以形成的情况下,行政性、强制性的保险监管是必不可少的。尽管我们有保险法律法规的制约,但由于市场信息不对称,政府和公众对保险行为主体的监督不够,以及企业自身的短期行为,使市场操作处于“灰箱”状态,经营运作欠规范。突出表现在,各保险公司片面追求业务规模和短期利益,忽视业务质量和长远利益,各级机构的经营目标不一致,短期行为严重,违规经营时有发生。不容否认,处于快速成长阶段的我国保险市场的一个明显特征,就是保险公司以追求保费规模为中心的粗放型经营方式。这方面的典型例子莫过于央行7次降息,保险公司却以高预定利率扩大业务规模。1996年以来,银行7次调息,迫使保险公司降低预定利率,切换条款以降低风险,但在每次切换条款时,保险公司都大量吸收高利率条款业务,以达到扩大规模完成任务的目的。殊不知因此而埋下了极大的隐患,严重地影响保险公司的稳健经营,会导致保险公司偿付能力的严重不足,最终结果可能是部分保险公司被兼并,部分保险公司勉强维持现状并逐步失去市场。为了扩大保费规模占领保险市场,保险公司普遍采用高手续费、高返还、低费率即所谓“两高一低”的手段抢业务,并心甘情愿地做赔钱买卖,保留着一些亏损险种,致使公司经营成本急剧上升,经济效益不断下降。值得欣慰的是,对盲目扩大业务规模、降低费率的危害,保险公司高层领导已有所认识,并提出从粗放型经营向集约型经营转变,从追求规模向以效益为中心转变的策略。可以预见,不规范运作行为将随着经营策略转化的深入而逐渐减少,尤其是当保险公司从自发的经营者变成自觉的经营者,自觉的把利润最大化作为追求的目标时,会建立规避风险、保证公司收益的机制,会有维持公司形象不受损害的管理方法,会有保持公司永续经营的制约机制,而不会采取任何对自己不负责任的经营手段。目前我们毕竞还站在转化的起点上,保险公司毕竟还缺乏成本观念、可持续发展观念,有效的自我制约机制毕竟还没有建立起来,当然,那些片面追求规模的短期行为、那些盲目降低费率的非理性竞争现象就不会消失,政府也就有必要对主要的费率和条款进行严格的监管。如果稍加注意就会发现,那些实行费率市场化的国家,并非放弃了对保险费率的监管,以美国为例,对有关财产和火灾保险,明确规定了厘定费率的原则、方法和需要申报的详细材料,基本要求是费率不能过高,使保险人获得超额收益,费率也不能过低,影响保险人的偿付能力。保险监管当局会根据保险公司的申报材料重新核定保险费率,一旦发现违反了公正适当的原则,有权责令保险公司予以纠正。
基于以上论述,在近期内我国不宜实行保险费率市场化,即不给保险市场价格竞争的广泛采用开绿灯。当然,也不是对所有险种的条款和费率都严格管制,而是要把力量集中在两个方面:一是主要险种的基本保险条款和费率,由保险监管部门制定;二是对机动车辆第三者责任和旅游者人身意外伤害两大类强制保险进行严格监管,由保险监管部门制定颁发强制保险条例,公布实施细则,起草相关条款,厘定保险费率。对保险费率实行严格的监管出现的矛盾,实际上与费率监管并不冲突,也不难解决,其方法是,对保额损失率较为特殊的地区实行浮动费率;在费率赖以制定的条件发生变化时及时调整或重新厘定费率。
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[关键词]条款费率，监管，公众利益，产品创新，偿付能力，信息披露
保险条款是保险公司与投保人关于保险权利义务的约定，是保险合同的核心内容。由于保险合同是一种定式合同，一般而言，条款由保险公司单方面制订，且内容复杂，专业性强。保险费率是特定保险险种中每个危险单位的保险价格。为避免投保人接受不公平的条件，保护被保险人或受益人的权益，也为减少保险公司因竞争压力对投保人作出不合理的承诺和防止保险费率上的恶性竞争，确保保险公司的偿付能力，部分国家(地区)保险监管机构对保险条款费率进行严格监管，也有的国家(地区)对保险条款费率放松监管。
一、从监管理论分析保险条款费率监管的动因
(一)公众利益理论
监管的公众利益理论认为，政府监管主要是寻求修正源于市场失效的资源误配，进而对社会福利进行再分配的一种机制或方法。人们购买保险是为了通过交纳固定的保费获得未来的保险保障，保险条款费率是否合理科学，直接影响到保险客户的利益。保险客户交费在先，保险公司赔款或给付保险金在后，保险公司能否依据条款履行合同承诺，关系到社会福利和公众利益。在完全竞争的市场条件下，保险经营主体能自由进入和退出，不存在进入和退出障碍；买方和卖方都具有完全的信息，不存在信息不对称；所有的卖方以同样的价格提供同质的产品和服务，价格和价值不偏离。在这种市场条件下，由于市场“看不见的手”的作用，保险公司的要价(边际收入)会趋于边际费用，达到社会资源最佳配置和社会福利最大化。但理想的完全竞争市场实际是不存在的，市场并非万能，市场失灵问题难以避免。如不合理条款费率对消费者利益可能造成侵害，还容易产生外部效应，一种产品的问题可能造成消费者对其它产品的不信任，严重的还可能引发连带效应或集中挤兑。市场中还存在“免费搭车”问题，在不成熟的保险市场中，客户从众心理严重，对保险条款费率不加以研究，对自身的利益漠不关心等。市场失灵也可能导致保险公司破产和偿付能力不足，损害广大被保险人利益。为了保护公众利益，维护保险体系的安全和稳定，政府有必要对保险条款费率进行监管。
(二)信息不对称理论
信息不对称理论认为，只有完全竞争的市场，买者和卖者才可能拥有与交易有关的充分信息，但这种条件是不存在的。况且，保险业是一个特殊的行业，一般而言，保险条款费率由保险公司单方面制订，保险公司根据自己积累的信息、数据，利用自身的专业优势，设计条款费率时更多考虑自身的利益，客户只有买与不买或买何种保险产品的选择。为确保保险合同的严密性和科学性，保险条款往往复杂难懂，保险费率的精算更不是一般社会公众所能做到的。客户对保险公司的偿付能力和资信状况也往往了解甚少。另一方面，保险公司对保险标的风险情况的掌握远不如保险客户，很大程度上依靠客户“如实告知”，现实中存在较多的客户有意无意地隐瞒保险标的的真实状况，逆选择问题突出，有的甚至恶意骗赔。为防止保险公司以信息资源优势侵害客户利益，必须有一个代表公众利益的监管机构对保险业进行监管。为减少和控制保险客户利用对保险标的的信息优势欺诈保险公司，也必须由监管机构加强对保险产品的科学性和严密性及产品销售环节的内控进行监管。
(三)破坏性竞争理论
破坏性竞争理论认为，在市场不成熟的情况下，市场主体往往存在破坏性竞争行为。破坏性竞争主要表现为两种方式：过度竞争和价格不适当。保险业的过度竞争会使成本不合理攀升，产品价格与承担的风险责任严重不匹配，产生经营亏损，削弱保险公司偿付能力，侵害公众利益；价格不适当，不论是价格太高或太低，都会对公众产生直接或间接的不利影响。从保护公众利益和促进保险业健康发展出发，有必要对保险条款费率进行监管。
二、国际上保险条款费率监管的几种模式及启示
(一)国际上保险条款费率监管的主要模式
由于各国(地区)的市场条件和监管理念差异，对条款费率的监管采取不同的模式。从世界范围看，保险费率及条款监管制度大体可以分为3种模式：以市场自律为主导的松散型模式、以政府监管机构为主导的严格型模式以及两者兼而有之的混合型模式。松散型模式指国家一般只规定保险公司有一定的接受检查义务和资料公开义务，而对其经营不直接进行干涉，松散型模式以英国及我国香港地区为代表。严格型模式指国家颁布了完善的保险监管法律、法规，保险监管机构也有较强的权威，对保险公司的整个经营过程和全部经营活动进行具体而全面的监管(如统一保险市场的条款和费率)，严格型模式以改革之前的日本、德国为典型。混合型模式指国家以法律形式规定保险业的准入条件，规定保险公司从业遵守的准则，对某些重大事项进行直接监管，混合型模式以美国、韩国及我国台湾地区为代表。
英国：采取松散型模式。该模式的特点是重点监管保险公司偿付能力额度，避免保险公司经营失败、破产，损害广大投保人的利益，保险条款费率由保险公司制定，不受任何监管和控制。英国的保险市场具有高度的竞争性，其监管机构注重发挥市场自身的调节作用，促进竞争，强调市场效率。主张承保条件、承保费率自由竞争。
日本：采取严格型模式。以前日本的保险法对保险条款费率有严格的规定。日本的保险公司作为保险费率算定会的会员，有义务遵守算定会厘定并经大藏大臣认可的费率。随着日本新《保险业法》的颁布，从1998年7月1日起，废除了保险公司必须遵守算定会费率标准的规定。算定会只提供纯费率，保险公司在纯费率的基础上，依据公司的经验数据和管理水平拟订附加费率。纯费率加上附加费率构成产品费率，保险商品仍须送交金融厅审核后才能开始销售。金融厅对保险商品条款和费率进行实质性审查，而对于商业保险领域的商品则采取核备制。由于算定会提供的纯费率是在全国保险数据的基础上精算出来的，如果保险公司不使用，应向监管部门说明理由。说明日本保险监管机构对费率依然实行监管和调控，并非放任自流。
美国：采取混合型模式。美国的保险监管是通过州监管当局来实施的，各州制定保险监管法律，美国保险监督官协会(NAIC)在统一各州保险监管方面发挥了积极作用，各州保险法内容上已无多大差别，对条款费率的监管采取审批制和备案制。保险公司的条款费率必须报监管机构审批或事前备案，也有产品采取边呈报边使用的事后备案制。如纽约州的车险条款费率实行审批制，监管机构不仅对公司提出的费率进行审核，还要对条款的可读性进行审查。
(二)国际保险条款费率监管模式的启示
1.对保险条款费率采取何种监管模式，取决于市场条件。在接近完全竞争的较成熟的市场条件下，市场机制完善，保险经营主体、消费者理性成熟，偿付能力监管到位。保险产品将适应市场的需求而极为丰富，信息透明，消费者可以获得且有能力去挑选适合自己的产品，同质保险标的的平均损失率对保险费率驱动起决定性作用。在这种情况下，放松乃至放开条款费率监管都具有可行性。如英国，首先是有自由开放的市场经济环境，崇尚自由竞争；其次是有发达的经纪人制度，英国90%以上的保险业务是由经纪人介绍成交的，能够通过经纪人在纷繁复杂的保险条款费率组合中选择最经济的一种；再者，在监管手段上有完善的数据搜集系统、偿付能力监控系统和法定会计制度，监管机构可以及时了解保险公司的财务状况和偿付能力状况，对偿付能力不足的公司及时予以处理。
2.从全球监管来看，为适应经济全球化，对条款费率的监管呈放松监管的趋势，逐步走向市场化，由事前监管为主向事后监管、由合同条款和价格监管向偿付能力监管为主转变。但在强调发挥市场机制作用的同时，仍实行适度的政府干预，解决市场失灵问题，市场化不等于完全自由化，不等于放任自流。
3.随着我国保险市场的不断发育成熟，公司治理逐步完善，内控逐步健全，保险公司能够真正以“经济人”理性经营；保险信息披露增强，保险客户日益成熟，能够理性选择公司和产品；保险中介市场不断发展，保险中介能够真正帮助保险客户做出正确投保选择；偿付能力监管逐步到位，能够及时预防和处置保险公司偿付能力出现的问题。我国未来保险监管的发展方向应是逐步放松对保险条款费率的监管，促进市场竞争，增强市场活力，提高市场效率。但目前我国保险业处于初级阶段，市场参与各方不成熟，市场失灵情况多，资源配置效率不高，保险公司非理性经营行为仍较普遍存在，中介市场不发达，投保人对条款费率缺乏足够的了解，偿付能力监管尚处于探索阶段。如果放松条款费率监管，可能导致产品价格上的恶性竞争，也难以保证条款费率的公平性，被保险人的利益难以保障，保险公司也可能出现偿付能力不足甚至破产，所以，尽管条款费率的监管费时费力，监管成本高，从长期来看，监管也难以左右费率的走势，但在较长的一段时期内，仍有必要对保险条款费率制订和执行进行必要和足够的引导和干预。
三、我国保险条款费率制订及执行中存在的问题及原因分析
2003年之前，我国主要险种的条款费率由保险监管机构制订，其他险种的条款费率由保险公司制订，报监管机构审批或备案。从2003年1月1日起执行的新《保险法》规定，关系社会公众利益的保险险种、依法实行强制保险的险种和新开发的人寿保险险种等的保险条款和保险费率，应当报保险监管机构审批，审批的范围和具体办法由监管机构制定。其他保险险种的保险条款和保险费率，应当报保险监管机构备案。恢复国内保险业务20多年来，我国保险业为满足社会对保险的多样化、个性化需求，不断研制开发保险新产品，保险产品体系初步形成。但部分公司保险条款费率的制定和执行仍存在一些问题。
(一)产品雷同多
由于保险产品缺乏知识产权保护，新产品一经面世，很容易被竞争对手模仿，造成有的公司对产品开发重视不够，投入开发成本少，采取“拿来主义”的办法，照搬照抄，或对保险责任和费率简单微调，市场上产品雷同现象多，不能完全满足市场上差异化、个性化的保险保障需求，特别是面向“三农”的保险产品严重不足，因产品“拿来”容易，抑制了产品创新的积极性，也挫伤了创新产品的公司的积极性，不利于保险市场的繁荣，也不利于保险公司创新人才的培养和核心竞争力的提高。
(二)相当部分产品适销性差
产品设计方面存在市场营销理念不足的问题，往往“以我为中心”，片面强调风险控制，条款中责任范围窄，罗列众多除外责任，造成产品不能适销对路，在一些责任险产品中表现得尤其突出。由于产品设计的职能主要集中在总公司，保险分支机构对产品创新的积极性不高，市场需求信息不能及时完整地反馈到总公司，产品开发方面存在市场调查和可行性论证不足和上下脱节、供需脱节的问题，虽然各公司向监管机构备案的产品数目众多，如产险公司报备的产品有1000多个，但真正适销对路的产品少，远远不能满足市场的需求。
(三)有的产品条款通俗性不够
条款内容复杂，专业术语多，晦涩难懂，投保人很大程度上只能依靠保险展业人员对条款进行解释说明，如果展业人员自身素质不高或因利益趋动不尽职履行说明义务，则容易造成误导，埋下日后纠纷的隐患。特别是面向“三农”的产品与在城市销售的产品未加以区分，通俗性不够，农民看不懂，难以激发市场需求。
(四)有的产品定价不合理
一是有的产品定价高，多年的赔付率处在低水平，而且属小额分散险种，经营效益稳定，不会产生巨额风险，而有的险种连年亏损，产生不同险种的客户保费的交叉补贴，造成不公平。对于高赔付的险种，有的公司进行严格限制，有的干脆“一刀切”，不经营该项业务，制约了业务的均衡发展。二是有的相同险种在不同公司之间的条款差异化不明显，但价格差异悬殊，且价格高低与公司服务质量没有明显相关性。这些情况容易引发违规经营，对价格虚高效益好的险种进行返还或支付高手续费，相同险种不同公司之间费率差异太大，费率高的公司的产品销售困难，也容易导致费率上的违规打折。
(五)有的条款费率执行随意
有的保险公司分支机构人员依法合规经营意识不强，在执行经总公司精算制订和经监管机构审批或备案的产品方面存在较大随意性，依照核保人员主观判断任意扩展责任和调整费率，有的总公司内控不严，在内控方面为违规行为留下操作空间，造成市场的无序和过度竞争，导致市场资源浪费，使保险价格在资源配置中的杠杆和信息功能受到干扰而扭曲，使行业发展出现高增长和低效率并存的状况。
上述问题存在的原因错综复杂，包括三个方面：一是产品创新的激励机制不健全。由于产品同质化严重，价格竞争占主导地位，引发一系列违规问题、内控问题、效益问题。造成保险产品创新不足既有企业内在的原因，也有外部原因，在制度设计上对产品创新的激励和引导功能不足，缺乏对产品创新的保护机制。二是偿付能力监管的作用有待进一步发挥。目前保险市场中最突出的问题是公司经营中盲目扩展责任、随意降低费率和从其他渠道套取资金支付高手续费、高返还等问题屡禁不止，监管机构花费大量的监管资源去查处，但收效甚微，治标不治本。这些恶性竞争的结果必然会从财务数据中反映出来，通过加强对公司财务真实性的监管和偿付能力变动情况的监测，对偿付能力恶化的公司及时采取惩罚性措施，可以引导公司更加理性经营。三是市场约束机制不完善。成熟的保险市场，市场约束与市场监控在产品管理中承担很大一部分责任。在市场约束机制下，信息披露加强，产品同时接受众多潜在监控主体的监控，主体包括：投保人、同业公司、行业协会、中介机构、评级机构等。目前我国保险市场透明度不高，信息披露不充分，市场约束机制的作用还发挥不充分。
四、加强我国保险条款费率监管的对策建议
(一)从制度上鼓励产品创新，增强保险产品创新动力
一是对于新开发的产品规定适当保护期，保护创新公司的创新利益，避免同业不投入创新成本照搬照抄，挫伤公司产品创新的积极性，改变一家公司承担创新成本，整个市场分享创新利益的不公平局面；二是经过监管机构审批或备案的新产品，规定其保障范围和保险费率应作为同类保险产品的基础保障范围和基础费率，各保险公司开发的与新产品保障功能类似的产品，应统一使用该基础保障范围和基础保险费率，也可根据市场需求适当扩展保险保障范围并同时合理提高保险费率，但不得缩小保障范围或降低费率，也不得以增加特约条款等方式变相降低费率或采取其他规避管理的方式；三是通过向各保险公司收取一定的费用，在保险行业协会建立产品开发奖励基金，协会组织专家组对公司新开发或修订的保险产品每年进行评审，对于突破现行保险领域、有利于促进保险业做大做强的新产品给予奖励，弥补公司产品创新的成本，在整个行业营造鼓励产品创新的环境。
(二)加大偿付能力的监管力度，抑制非理性价格竞争
偿付能力监管是保险监管的核心，偿付能力监管和市场行为监管是相辅相成、相互促进的关系，通过严格的偿付能力监管，促进公司更加审慎经营，确保在任何时点上满足最低偿付能力要求、符合保费总规模和承担单一危险单位的保险责任的限制要求，从而避免片面追求规模，防止总公司的错误导向造成基层公司及员工不惜成本、不顾效益甚至不负责任地以违规扩展保险责任、降低费率和高手续费、高贴费的方式掠夺市场资源，跑马占荒，从源头上扼制非理性价格竞争问题。当然，由于公司治理不完善，内控机制不健全，保险从业队伍参差不齐，仅靠偿付能力监管并不能解决所有问题，还需从市场行为的层面上加强对各公司条款费率执行、费用支付等方面监管，对不严格执行经监管机构审批或备案的条款费率，无精算依据和未履行规定的程序，随意扩大或缩小保险责任，随意提高或降低保险费率的行为进行严肃查处，维护市场秩序。
(三)加强保险行业协会建设，提高对公司产品设计的支持力度
加强保险行业协会数据基础建设，由保险行业协会搜集各主要险种损失数据，建立数据库，供整个行业共享，为公司特别是新公司厘定产品纯费率提供更多数据支持，同时为监管机构在审批和受理备案保险产品过程中提供数据依据。对一些重点领域、重点险种，加大行业协会制订指导性条款费率力度，对于责任范围相近，但费率与行业指导性费率差异悬殊的，监管机构在审批或备案保险产品时应重点审查。避免同质产品费率差异太大，价格与价值偏离。
(四)加强对保险附加费率的监管控制，扼制高手续费、高贴费
目前我国的保险市场处于初级阶段，存在以高费用进行市场竞争的问题，特别是“限折令”出台、条款费率监管加强后，部分公司转向以高费用冲击市场，对业务员采取费用包干方式。有的总公司下达分支机构高营业费用率，加上手续费、营业税金及附加、保险保障基金等近40%，另加上总公司本级的费用、公司预期利润率，产品的附加费率要达到40%才能满足上述要求。这一方面方面造成市场资源配置效率低下，对投保人来说不公平；另一方面，保险分支机构可以从宽松的营业费用中套取资金用于争抢市场，使市场无序竞争加剧，保险业的成本和社会成本增加。所以，通过对保险产品附加费率的控制来抑制高营业费用是必要的。通过控制附加费率，在产品中降低预定费用率，执行中对超出预定费用率的予以查处，促进保险业健康可持续发展。
1.1精算现值与精算等价原理
保险实务中，纯保费与理赔额的发生通常不会在同一个时间点上，应该将两者放在同一个时间点上进行比较。一般将纯保费与理赔额折现到保单(policy)生效这个点上。这样，对纯保费和理赔额的比较就不能单纯的看其数额的大小，还要看资金的时间价值，保险标的物的死亡时间。为了解决这个问题，于是我们引入精算现值。精算现值与通常的资金现值的不同之处在于前者考虑了标的物死亡概率。收入(纯保费)与支出(理赔额)在保单生效时的精算现值相等就是所谓的“精算等价原理”，纯保费就是运用精算等价原理来计算的。
1.2布朗运动与随机利率模型
传统的精算理论都是假定利率是固定的。这往往与事实不符，因为利率是具有随机性的。在保险实践中，由于利率的随机变动产生的风险，对保险公司而言是相当大的。
根据概率论中的大数定律，由于标的物“死亡”的随机性产生的风险可以通过出售大量的保单来分散，但由于利率的随机性产生的风险则不能通过这种方式来分散，且利率风险只存在于保险公司一方。严重时，甚至可能导致保险公司破产。
2、随机利率下的比例赔付保险模型
2.1模型描述
本文所述的保险和约主要应用于财产保险。模型如下：投保人对一种标的物进行投保，若标的物在一个指定的时间内“死亡”，保险公司会在死亡时刻提供一个与标的物价值成比例的赔付。而投保人在这个指定时期内以连续年金的方式支付其保费。
2.2纯保费的计算
在上述的精算模型中，设标的物(轿车)在t时刻(0≤t≤5)报废，在t时刻的赔付额的现值为Z1，投保人所缴纳的保费的现值为POZ2。
2.3纯保费责任准备金
由于死亡率随着标的物“年龄”的增长而增大，如果各年支付各年的死亡给付成本，则死亡给付成本将逐年增加，使保险公司到保险末期难以承受高额赔付。
因此在时务中通常采用均衡纯保费将给付成本在整个缴费期上平摊。在均衡纯保费方式下，保险前期各年度的纯保费支付死亡成本有余，而到了保险末期则不足以支付。
前期的保费的剩余不是保险公司的利润，而是其对投保人的一种负债，将会在保险末期给付。
3、实例计算与分析
考虑标的物价值P＝10(单位：万元)，则P0＝2，假设α＝0.05，β=0.4，则a0＝0.03，a1＝0.22，a2＝0.19，b0＝e，b1＝0.22，代入公式(8)(14)，通过计算机编程计算可得计算结果。
从计算结果中，我们可以看到责任准备金是随着时间的增加而不断增大的，这是因为随着时间的推移保险公司赔付的概率不断增大，则需要的准备金就越多。同样，随着赔偿越来越确定，公司的损失风险就会不断减小。
4、结论
(1)本文在传统精算学的基础上，对随机利率下的财产险中的比例赔付额(赔付额与时间相关)进行了分析，计算了随机利率下的比例赔付保险的纯保费和责任准备金，以及相关公司的风险。
(2)根据精算等价原理，将随机利率引入比例赔付保险，建立的随机利率下的比例赔付保险模型。传统的精算理论都是假定利率是固定的，这往往与事实不符。在保险实践中，由于利率的随机变动产生的风险，对保险公司而言是相当大的。应用本模型进行保险决策，则使计算的纯保费等各项数据更加贴近实际。
(3)模型建立了“责任准备金”的概念和计算公式，使保险公司将前期的剩余提纯以备末期使用。解决了由于死亡率随着标的物“年龄”的增长而增大，死亡给付成本将逐年增加，使保险公司到保险末期难以承受高额赔付的问题。
(4)责任准备金随着时间的增加而不断增大的，这是因为随着时间的推移保险公司赔付的概率不断增大，则需要的准备金就越多。同样，随着赔偿越来越确定，公司的损失风险就会不断减小。
(5)本模型中的赔付额与时间相关，这样险种更加灵活，具有吸引力。本文对于保险公司的财产险实务具有参考价值。.
关键词：存款保险；定价模型；费率测算；实证分析
存款保险制度作为保护银行等存款机构金融安全的一项基础性制度安排，其与审慎监管和最后贷款人制度共同构成了金融安全网的三大要素。但存款保险内在的道德风险问题以及逆向选择和问题也同时为理论和实践所证明：1987年美国FSLLC保险基金破产的事件引发了对存款保险费率定价研究，Kane(1992，1995)以及Kane＆KauSman(1992)就该事件提出了定价问题所体现的是存款保险人与纳税人之间的利益冲突。研究表明，合理的存款保险定价不仅能够对上述三个制度内生缺陷形成有效的制约。而且可以改善市场激励和避免银行间的交叉补贴。另外，定价还直接关系到存款保险保费征收制度的选择方式，即选择单一费率制度和基于风险调整的差别费率制度。因此，存款保险定价一直被认为是存款保险制度设计的核心问题。
一、存款保险定价理论及模型研究
(一)存款保险定价模型
存款保险定价的核心问题是要估计银行资产价值的风险。目前，较为受到肯定的两种存款保险定价方法分别是：Melton期权定价模型和预期损失定价模型。
1、期权定价模型。
Merton(1977)创造性地将Black-Scholes期权定价模型应用于存款保险领域。将存款保险看作银行资产价值的一项看跌期权：即存款保险等同于一个以保险期为履约期、以约定赔偿为履约价、以银行资产为基础的看跌期权。对投保银行来说，保险合同相当于持有一份多头卖权，对存款保险机构来说，则持有了一份空头卖权。但是，该模型经Marcus和Shaked(1984)、Ronn和Venna(1986)以及Duan(1994，1999)等多位学者的研究发现，期权定价模型在存款保险费率厘定方面存在不少的缺点，如银行资产价值变动影响、现实中的“监管宽容”现象以及模型忽视了资本标准的影响。近几年，B-S模型又在诸多学者的进一步研究的基础上得到了新的研究成果，如Dermine和Laier(2001)考虑了银行信贷风险的影响、Pennacchi(2001)考虑了经济周期的影响、Byung Chun Kim和Seung Young Oh(2004)则在允许银行在保险期内随时破产的情况下，推导出一个完全封闭性的(exact closed-form)存款保险定价公式。
2、期望损失模型。
预期损失=预期违约概率×风险暴露×给定违约下的损失。“预期损失”是将存款保险人的损失大小表示为被保险存款的一个比例，因而它测度存款保险的成本，即每单位被保险存款的保费水平。“预期违约概率”可以运用基本分析、市场分析或评级分析来估计。其中，基本分析典型的运用CAMEL类评级：市场分析则典型地根据利率或诸如存款单、同业存款、次级债务、债券等未保险银行债务的收益率来得到；而评级分析则利用诸如穆迪公司和标准普尔公司等评级机构的信用评级。
(二)我国存款保险定价模型适用模型
1、存款保险定价模型述评。
魏志宏(2004)应用期望损失方法对我国商业银行存款保险费率水平进行了测算，根据其分析过程和研究结论，本文认为首先预期损失方法存在较大的评估主观性：其次。监管机构对于风险银行的容忍程度直接影响了预期损失率的高低；另外，银行破产清算的法律框架与执行力度在我国根本不具备现实可操作性。故魏志宏(2004)在其文章中只能对“破产银行的资产损失率为50％”。由此可见，预期损失模型在我国基本上没有适用价值。
虽然期望损失定价模型相对于期权定价模型具有简单和操作性更强的优势，但在该模型中，存款保险机构依据各投保银行的风险水平进行差别定价，忽视了信息不对称带来的盲目投资、虚假报告和管理不善等行为，模糊的区别定价不能解决道德风险问题。正如陈世敏(2005)应用该模型对我国商业银行进行费率测算结果所反映的一样，采用不同评级机构的评级结果会导致截然不同的测算结论，这种人为主观因素影响必然会引发对存款保险费率定价合理性的质疑。而在实践中，期望损失模型也曾导致了20世纪80年代美国存款保险体系在信贷储蓄协会危机中维持困难(史小龙，2003)。美国现行的“与风险联系的差别费率”模式是以默顿(Morton)提出经典的关于套期定价的存款保险定价理论为基础的，同时在经过诸多学者对期权定价模型的不断完善后使得期权定价模型的理论基础和适用性都得到了实证检验。
另外，考虑到本论文以实现对存款保险费率水平进行精确合理测算为主要研究目的，期权定价模型无疑更加符合要求。但对上述所介绍的Merton、M-S、R-V三个模型具体选择方面，本文更加倾向于采用基础的Melton模型。原因有二：(1)从我国商业银行(包括上市与非上市)历年分红记录分析，分红因素基本上对期权定价不存在影响；(2)而且M―S模型和R-V模型相对于Melton模型对商业银行的公平价格要求更高，即要求商业银行具有一个公平定价的外部市场――股票市场，因此需要以上市商业银行作为测算样本。姑且不论我国商业银行中上市公司占较小的比重，仅我国股票市场的非有效性就不足以满足对上市商业银行的定价要求。
2、我国存款保险定价模型适用模型。
对于期权定价模型在理论研究中所表现出的种种缺陷，本文将采用一种全新的测算模型，计划采用建立回归模型的方式对其进行修正，利用资本充足率补充资本标准要求，将信用评级以及CAMELS评级所关注的商业银行评估要求指标化，选取商业银行的财务指标作为监管要求。就理论研究的角度而言，这种测算模型不仅仅实现了对期权定价模型缺陷的弥补，而且考虑了期望损失模型的监管评估要求，实现了对两种模型优化利用和综合利用。
为了将本论文所采用模型与Morton模型进行
区分，在此将Morton模型定义为“基础模型”，修正后模型定义为“修正模型”，相应测算费率分别定义为“基础费率”和“修正费率”。
二、期权定价模型中标准差的计算依据探讨
标准差是Morton模型中影响定价水平的主要因素，目前国内在应用该模型(包括扩展和修正模型)过程中无一例外地选择上市商业银行股票市场价格计算标准差。本文认为这种简单照搬期权定价模型公式的计算方法存在以下的问题：
1、截至2008年10月，我国上市商业银行仅为14家，占全部商业银行数量比重不足10％，如果仅以股票价格的连续复利收益率计算标准差，未上市银行的存款保险费率如何测算?如果以类推的方式估计非上市商业银行的股票价格，市场定价影响因素的复杂性和银行之间的差异性也决定了估计股价的必然存在主观臆想成分和不合理性；
2、我国股票市场的资产定价功能不强，投机性因素和投资者的非理导致商业银行的资产价值与股权的市场价格相差甚远，简单的以上市商业银行的股票价格确定商业银行的风险大小无疑偏离了存款保险定价目的；
3、期权定价模型最初应用于对以公司股票为标的期权进行定价，目的是为投资行为确定价值判断的依据以实现投资回报，因此自然应当采取股票收益率作为其风险高低的评价基础，而存款保险则是对商业银行经营风险进行评估，更多地关注商业银行的持续赢利能力的稳定性。两者的应用对象和目的截然不同；
4、具体到从期权定价模型在保险费率厘定领域的实际应用，该模型所采用的标准差计算都以资产的收益率作为计算依据。Turner和D'Arcyand Garven在以期权定价模型对保险定价研究时都明确指出了保险市场不能照搬股票市场模式，如果以股票收益率标准差应用于期权定价模型就忽略了保险风险的特殊性。
据此，本论文将采用样本商业银行扣除非经常损益后全面摊薄净资产收益率作为标准差的计算依据。
三、存款保险费率水平修正指标的选取
(一)国际上金融机构风险评价体系简介
目前世界上计算银行风险调整费率的两个常用指数是资本水平(充足率)和监管评级判断投保金融机构的风险。在金融监管以及风险评价方面，最著名的当属美国联邦金融监管当局使用的“骆驼评价体系”(CAMELS)，其内容包括资本充足率、资产质量、管理水平、赢利状况和流动性、市场风险敏感性。此外，加拿大存款保险公司(CDIC)对于金融机构风险评价体系比较具有代表性，其也是从质和量两方面考察的。质的方面主要依据CAMELS评级准则，量的观测主要考虑资本充足性、赢利能力、资产质量和资产集中度等。
(二)Morton模型修正指标
基于B-S模型的缺点，如果对其不进行合理的修正，则就会出现对存款保险定价不合理的测度，如郭韶青(2007)利用该模型对深发展一年期人民币存款保险的测算费率应为13.2％。因此，参照CAMELS评价体系和加拿大对金融机构风险费率确定所依据的因素，同时考虑到Morton模型的缺陷，本文将选取资本充足率和监管风险评级/评价指标作为对Morton模型的修正。在监管风险评级，评价指标中，根据中国银监会《商业银行监管评级内部指引(试行)》的要求，除资本充足率之外，本文将采用净资产收益率、流动性比率、不良贷款率、加权风险资产收益率、存贷款比例和最大十家客户贷款比例作为监管评级的二级指标。
四、修正模型的实证分析
(一)分析说明
自2003年底开始的商业银行改革，经国家对四大国有银行采用注资、剥离不良资产和通过股份改革实现上市等改革措施的实行，到2006年我国商业银行在资本充足率、整体资产质量、经营业绩和风险控制等方面都取得了长足的进步。考虑到之前我国商业银行尤其是四大国有商业银行存在负净资产和资本充足率偏低等问题，本文选取样本商业银行2005-2007年度财务报告数据作为研究样本。运用横截面数据分析存款保险费率与各修正指标之间的关系。为了保证数据的有效性，消除异常样本对研究结果的影响，由于中国农业银行的某些修正指标不能获取，且其相对于其他国有商业银行的存款保险费率明显过高，因此将其剔除，最后选定17家商业银行作为回归分析样本。
(二)分析结果
本论文采用统计分析的研究方法，采用样本银行2007年的截面数据进行分析，使用Eviews5.0进行估计。为解决样本数据在分析结果中的异方差性、序列相关性和自相关性，根据目前所进行的研究结论，本文在实证分析过程中对数据进行了自然对数和差分处理，得到以下模型方程：
实证分析结果表明，影响我国商业银行存款保险费率的因素有资本充足率、净资产收益率、加权风险资产收益率和客户资产集中比率(样本数据中以最大十家客户贷款比例表示)。其中资本充足率和净资产收益率与存款保险费率间存在负相关关系，且资本充足率对费率的影响程度最大，因而在对商业银行存款保险定价时应当重点关注资本充足率的影响：而加权风险资产收益率和客户资产集中比率则与存款保险费率间存在正相关关系，即商业银行的加权风险资产收益率和客户集中比率上升时，其存款保险费率相应提高。
因此，在我国建立了正式的存款保险制度之后，各商业银行如果要降低自身缴纳的存款保险保费就必须要通过各种手段来提高资本充足率和赢利能力，控制对风险项目投入，同时还必须在银行贷款发放时秉承风险分散的监管要求，降低客户资产集中比例。
五、我国银行存款保险修正费率
本文根据实证分析所建立的模型方程和影响指标对Morton模型进行修正，得到的各样本商业银行如下的存款保险修正费率：
年计算；②假设我国将采取强制存款保险制度，即所有吸收存款的商业银行都必须对所吸收存款投保；③无风险利率一般按照普通国债的发行利率。但国债利率受国债类型和期限的影响各不相同，同时由于我国近年对存款屡次实行加息政策，波动幅度较大，本文无风险利率按照国债的平均发行利率即以3％为准。
资料来源：上海证券交易所、深圳证券交易所及样本银行网站主页2005-2007年度财务报告教据
对上表的存款保险费率结果分析，基础费率和修正费率水平之间存在很大的差异。按照Morton模型测算，平均基础费率水平最低的是国有商业银行，其次是股份制商业银行，最高的是城市商业银行。但是在考虑了修正指标因素后，情况发生了明显的变化，各样本银行之间的费率水平差异明显缩小。这一研究结果从实证角度印证了沈福喜(2001)、山东经济学院课题组(2005)商业银行存款保险费率的差距不应当过大的观点。
招商银行成为存款保险修正费率最低的商业银行，表明该银行在资本充足率、经营管理水平和资产赢利能力方面表现良好，且风险控制能力较强。而基础费率和修正费率差异最大的是深圳发展银行，其基础费率最高而修正后费率居中，这说明了该银行虽然以往处于较高的风险水平，但其资产质量已经获得很大的改善。而从深发展近两年的年度财务报告上也可以印证这种变化，其资本充足率由2004年的2.30％提高到2008年中的8.53％，达到了资本充足率8％监管要求；同时其净资产收益率和贷款客户集中度水平也都处于样本银行的前列。而对于修正后费率水平上升的样本银行，则主要是由于其在2007年度的资本充足率低于2006年度的资本充足率所造成的，这也说明了资本充足率的变化在决定存款保险费率水平方面的重要性。
分析结果还验证了修正模型的另一个重要功能，即存款保险费率不仅仅注重当前经营风险和盈利能力水平的高低，还更加关注商业银行在以上方面的变动趋势：当商业银行的资本充足率和赢利能力出现下降时，以及银行过度涉足风险领域经营和扩大贷款集中度时，其所应当负担的存款保险费率会迅速上升；相反地，存款保险费率会相应降低。这样便可以为存款保险公司实现对投保机构的动态监管，同时也促使投保机构在决定经营管理策略时会更加谨慎。
六、结论
关键词：核电站；财产损失险；定价模式
一、研究核保险定价的意义
核电站财产损失险是核保险中的主要险种之一，定价是核保险的核心问题，定价的科学与否，直接关系到核保险的健康发展。由于核保险定价存在许多特殊性，导致核保险定价与一般保险定价存在很大的不同，因此研究核保险的定价具有非常重要的理论意义与实践价值。研究核保险定价的意义主要表现在以下几方面：
(一)大数法则在核保险定价中无法采用
保险定价的一般原理是依据数学概率论中的“大数法则”，通过长期的保险事故统计，确定某类保险标的的出险概率，损失规模，进而确定此类保险标的的费率。根据“大数法则”定律，承保的危险单位越多，损失概率的偏差越小；反之，承保的危险单位越少，损失概率的偏差越大。因此，保险人运用“大数法则”就可以比较精确地预测危险，合理地厘定保险费率。保险人为了保持其财务稳定性，必须扩大承保保险标的的数量，从而使自己的业务规模符合大数法则的要求。
核电站定价的方法并不能完全使用一般的保险定价原理，其主要原因在于核电站数量太少，很难满足大数法则对保险标的数量要求的最小值。核电站保险只有50多年的历史，全世界现在运行的核反应堆只有435个，即便包括已退役的核反应堆，也只有600多个，wano组织统计的反应堆运行时间累计只有12 000堆年左右。在这种状况下，大数法则失效，导致核电站的定价不同于一般的保险定价方法。
(二)核保险属于高风险业务，有可能酿成巨灾风险
核巨灾风险发生，会导致大量费用发生：核泄漏会造成严重的污染，涉及到非常高的清污费用；由核巨灾风险而触发的核责任险还具有保险责任长期性的特点。核保险的这些特殊性，是核保险定价中必须要考虑的因素。
(三)吸收与借鉴国外核保险定价的最新研究成果，指导我国核保险的科学定价
虽然有关保险定价的文献比较多，如李冰清、田存志 (2002)利用资本资产定价模型(capm)，从资本市场的角度研究巨灾保险产品的定价，以便更合理地解释巨灾保险产品的定价问题；毛宏、罗守成、唐国春(2003)介绍了资本资产定价模型和期权定价模型及其在保险定价中的应用；张勇 (2004)阐释了保险产品定价的效用理论；曾娟、王文(2006)通过对我国现行财产保险领域费率计算方法的研究，认为财产保险领域费率厘定技术的改进非常关键，并探讨财产保险领域费率计算方法的新途径。但是有关核保险的研究文献非常少，关于核保险如何定价的文献目前是一项空白，核电站如何定价一直是核保险中的一大技术难题。
从核保险的实践来看，我国核保险业务开始于1994年，至今只有13年的发展历史。虽然我们已经掌握了核保险定价的基本技术与方法，考虑到核保险在国外已有50多年发展历史的现状，国外关于核保险定价无论在理论上还是在实践上，都有许多可以吸取与借鉴的成果。随着核保险业务的不断发展，国外核保险定价的方法也在不断发展，继续吸收与借鉴国外最新的研究成果，有利于丰富与充实我国核保险定价的理论，并且能够指导我国核保险科学的定价。
二、核电站财产损失险定价原理
(一)核电站危险单位的划分
在对核电站进行定价时，事先要明确危险单位的划分。核风险保险事故下的核电站的危险单位是指，一次核风险保险事故对一个保险标的造成的最大的可能损失范围。根据核电站的设计特点，一次核风险保险事故最小可限于核反应堆内，最大可导致包括核电站现场以外的方圆几百公里范围。在确定核电站核风险保险事故危险单位时，实践中有三种划分法：第一，把整个核电站视作一个危险单位，而不论该核电站拥有1座或2座以上反应堆；第二，以一张保单作为一个危险单位，该保险单可以覆盖地点不同的数十个反应堆，并且这些反应堆共享一个保险单限额，如英国、法国、韩国；第三，同一保险标的由多张保单保障，如财产损失险、核第三者责任险、核物质运输责任险、核恐怖责任险、利损险等，不论这些险种是单独出单还是作为附加险出单，所有险种的保险责任应累加在同一保险标的下，即承保能力不能重复使用。大多数国家包括我国采用的是第一种划分方法，因此本文在对核电站财产损失险定价时，以整个核电站视作一个危险单位。
(二)核电站财产损失险理论费率的确定
1.纯费率的确定
保险费率可以分成两部分：纯费率与附加费率两部分。纯费率主要是根据保险标的风险的高低来确定，它是保险费率的基础与主要构成部分。保险费率的厘定，关键在于纯费率的确定。
保险是对风险的保险，因此风险的高低以及风险的不确定性是保险在厘定价格时所考虑的最主要因素。在核电站定价中，准确地划分以及估计风险因素发生的概率，是厘定核电站费率的基本工作。
核电站可能遭受的风险是制定纯费率需考虑的最主要因素，识别与估计出核电站的关键风险及其发生概率，就为制定合理的保险费率奠定了重要的基础。根据40多年来全世界核电站的运行记录，核电站事故发生的概率有明显的规律性。从1962年至2004年，全世界核电站共发生了800多次保险事故，其中只有10%的损失是由核事故引起的，其它大部分的损失是由火灾、机器损坏和电器设备损坏造成的。也就是说，核电站发生特大事故的概率是极小的，大部分事故是几百万至几千万美元的损失。核电站所面临的关键风险主要包括以下几个方面：
(1)机器损坏。机械故障是核电站保险业务中引起保险损失的最主要因素，发生频率约为25%，损失金额一般占总损失的34%。损失区域主要集中在汽轮机、发电机、变电站、装卸料机、备用柴油发电机，以及各类型泵等。
(2)火灾。火灾是引起核电站保险损失的关键风险因素之一，发生频率约占损失事故的22%，损失金额一般占总损失的19%。
(3)电气事故。电气事故是核电站保险损失的常见因素，这类损失的发生频率为23%，损失金额约占总损失的 30%。
(4)核事故。指发生与核泄漏有关的核损害事故，其损失还包括人员疏散、除污、核电站彻底关闭、余热排除等系列后果损失。这类损失的发生频率为10%，损失金额占总损失的13%。目前核事故损失的概率为a×l0-5～10-7，a≤3，其含义是安全性最好的核电站每运行100万年，才可能出现不高于3次堆芯熔化事故，而安全性最差的核电站每运行 1万年，就可能出现不高于3次的堆芯熔化事故，可见不同的核电站核事故发生的概率差异较大。世界上迄今只发生了两次重大核事故，一次是美国的三厘岛核电站事故，一次是前苏联的切尔诺贝利核电站事故。
(5)其他风险。主要指自然灾害、意外事故等引发的物质损失赔偿，发生频率约为20%，累积损失程度占比约为 4%。
此外，在实际确定纯费率时，为了安全起见，还要在预期损失率基础上考虑一定的安全系数，纯费率=预期损失率×(1 安全系数)。
2.附加费率的确定
附加费率主要包括保险公司的运营成本以及保险公司期望的合理利润率，它由费用率、营业税率和利润率构成。一般来讲，保险公司的成本费用率为30%左右，但是考虑到核电站保险是一类特殊的保险，它不同于常规保险，核电站保险涉及到许多常规保险所没有的风险检验、风险测定环节，因此核电站保险的成本费用一般要高于常规保险的成本费用，核电站保险所需的成本费用在35%左右。
假设用r表示纯费率，用k表示附加费率，用r表示理论保险费率，则三者的关系可以表示为：r=r/1-k
(三)核电站财产损失险实际费率的确定
以上计算出来的保险费率仅仅是理论费率，由于影响核电站财产保险定价的因素非常多，在实际定价时还需要综合考虑这些复杂因素，合理地选择不同的实际费率确定方法才能制定出比较符合实际的实际费率，这些因素主要包括：
1.核保险市场供求状况。核保险的供给方包括国际核共体、美国核自保组织(neil)、欧洲核自保组织(emani)三家。随着国际核自保组织的发展，境外核保险市场呈现三足鼎立的局面。从上世纪80年代后期开始，随着国际核保险市场的竞争日趋激烈，以及世界核电站的安全运行水平的不断提高，国际核保险市场费率呈缓慢下降的趋势。
2.保险单的保障范围，包括责任限额、免赔额、除外责任、特殊条款、附加险等都会对保险费率产生影响。如含有营业中断险的财产损失险保单，必须单独确定营业中断险的费率。最新的保单条款内容体现了对核电站安全运行水平的重视，世界核电营运者协会(wano)的强制损失率 (forced loss rate)指标被首次引入英国的核物质损失险保单中，强调了安全运行好的核电站可以享受更加优惠的费率水平。纯益手续费、无赔款退费、停堆退费等条款广泛使用，使得保费水平更加接近核电站的实际风险水平。
3.被保险人的损失记录。被保险人以往的损失情况不但反映了核电站的风险状况，而且也反映了核电站的风险管理水平，这些会影响到对核电站的风险评估，进而对费率的确定产生影响。
4.核保险责任准备金。由于核保险有可能产生巨灾风险，巨灾风险一旦产生，其赔偿额是非常巨大的。因此，国外的核共体一般都要从保费当中提取一定比例的巨灾保险准备金，比例高的占到保费的75%，低的占到保费的50%左右，这也会影响到保险费率的水平。
5.出单核共体。出单核共体的实力、地位、经验及其它与再保险接受人的合作关系及谈判技巧等，决定了出单核共体在定价方面是否拥有足够的话语权，也是影响保险费率的重要因素。
6.常规保险市场对核保险市场的影响。核保险市场虽然相对独立于常规保险市场，但是仍然会受到常规保险市场的影响。当常规保险市场竞争过度激烈时，保险利润减少，部分保险人就会进入核保险市场，提高核保险的总体承保能力，从而引起核保险市场费率的下降；反之，当核保险市场利润下降时，部分保险人就会离开核保险市场，也会引起核保险市场费率的上升。
7.核电站保险费率在核电站不同运行阶段具有不同的费率水平。一个核电站的生命周期一般设计为40年，运行的前5—10年与最后5—10年是风险高发期，相应的保险费率也较高；中间20多年属于运行的稳定期，风险较低，相应的保险费率也较低。从核电站的生命周期来看，一个核电站的保险费率大致呈u形，处于不同生命周期核电站的保险费率显然就存在差异。
可见，核电站的定价非常复杂，以上仅是核电站定价的一般原理。不同核电站的风险状况存在一定的差异，所处的市场状况不同，即使风险因素完全相同的两个核电站，其保险定价也是相差很大的。
三、核电站财产损失险定价模式
根据纯费率确定方法的不同，核电站财产损失险定价的方法可以划分为三类模式。
(一)关键风险因素定价模式
关键风险因素定价模式的原理是依据分类法中纯保费法计算保险费率的方法。纯保费是以每一危险单位的平均损失概率乘以最大损失可能(或被保险标的的重置价格)，计算公式为：p=s×f
其中，s为最大损失可能(或被保险标的的重置价格)，f为每一保险标的的平均损失概率，p为纯保费。
关键风险因素定价模式是指将核电站所面临的风险首先分为几个大类，在每个大类之下再具体考虑可能存在的各类风险的发生概率，在此基础上测算出各具体风险的保险费率，通过汇总各个具体风险的保费从而得到每一大类风险保费，再汇总各大类的保费从而得到纯保费的定价方法。假设核电站所面临的风险主要划分为五大类：机器损坏风险、火灾风险、电气事故风险、核风险、其它风险。具体方法为：
假设可能引发机器损坏的因素表示为m1，m2，…mn，每个因素的最大可能损失表示为lm1，lm2，…lmn，每个因素发生损失的年度频率为fm1，fm2，…fmn，则每年因机器损坏这一关键因素而收缴的纯保费为：
假设可能引发火灾的因素表示为f1，f2，…fn，每个因素的最大可能损失表示为lf1，lf2，…lfn，每个因素发生损失的年度频率为ff1，ff2，…ffn，则每年因火灾这一关键因素而收缴的纯保费为：
假设可能引发电气事故的因素表示为e1，e2，…en，每个因素的最大可能损失表示为le1，le2，…len，每个因素发生损失的年度频率为fe1，fe2，…fen，则每年因火灾这一关键因素而收缴的纯保费为：
假设可能引发核事故的因素表示为n1，n2，…nn，每个因素的最大可能损失表示为ln1，ln2，…lnn，每个因素发生损失的年度频率为fn1，fn2，…fnn，则每年因核事故这一关键因素而收缴的纯保费为：
假设可能引发保险损失的其他因素表示为o1，o2，…on，每个因素的最大可能损失表示为lo1，lo2，…lon，每个因素发生损失的年度频率为fo1，fo2，…fon，则每年因其他因素而收缴的纯保费为：
则核电站财产损失险的纯保费为：
(二)区位划分定价模式
国际上流行的核电站财产损失险保单主要有两种：一种是列明风险的保单，另一种是一切险保单。当所使用的保单不同时，核电站的定价方法也不同，关键风险因素定价模式主要适用于列明责任的保单，而核电站区位划分定价法主要适用于一切险保单。
当核电站保单采用一切险保单时，保单的责任范围扩大，风险因素增加，虽然在理论上我们仍然可以使用关键风险因素定价模式对核电站进行定价，但是由于存在许多不确定性的风险因素，使用关键风险因素定价模式存在一定的缺陷，这样所计算出来的价格有可能不能真实地反映核电站所潜在的各种关键风险因素。在这种条件下，核电站定价的方法应该使用第二种模式：即区位划分定价模式。所谓区位划分定价模式，其基本的原理是按照核电站不同区域存在的放射性高低差异，将核电站分成高放区(high radioactivity zone)、低放区(low radioactivity zone)、零放区(zero radioactivity zone)三部分。
高放区主要是指核岛中的部分财产，指核燃料装入反应堆后的反应堆压力容器、核燃料、反应堆内部构件和控制棒(但不包括控制机械)，此外还包括核燃料处理厂房的部分区域等；低放区依据不同类型的核电站而有所不同，以压水堆核电站为例，主要是指热交换器、稳压器、控制棒的控制机械、循环系统泵、通风系统、装卸料机、核物质传输机械、核物质运输起重机、控制室、乏燃料水池等；零放区主要指常规岛和办公区域，包括汽轮机厂房、应急柴油发电机厂房、变电站、开关站、消防站、重要厂用水系统、一般材料仓库、油库、车库、厂区办公楼、餐厅、道路、围墙等。
核电站保险与一般电站保险的最大不同在于：核电站存在一定的放射性风险，一旦发生核泄漏，处理核污染所花费的成本是非常高昂的，清污费用构成了核电站保险定价当中所必须要考虑的一个重要因素。显然，发生核泄漏，核电站三个不同区域所遭受的污染程度会有很大不同。清污费用是涉及到整个核电站甚至核电站方圆几百公里范围的，发生的清污费用也会有很大差异。因此不同放射性区域的风险状况是不同的，可以通过风险检验确定不同区域的风险概率，从而确定出纯费率。在此基础上，再考虑其它可扣除因素，从而确定核电站保险价格。
(三)分段定价模式
以上两种定价模式适用于正常运营的核电站的财产损失险定价，但是在建安工险向核保险交接过程中的核电站，由于尚未进入正常的运营阶段，其定价不能使用正常运营的核电站的定价方法。在从建筑安装完成到正常运营之前，要经历几个关键阶段：第一阶段，装料前阶段；第二阶段，装料阶段；第三阶段，临界点阶段；第四阶段，并网发电阶段；第五阶段，满功率运行阶段。在不同阶段，风险状况不同，保险费率也不同：在第一阶段，由于还没有加装核燃料，核保险尚未开始，这时核保险的费率为0；在第二个阶段，核保险正式开始，由于仅仅开始加装核燃料，尚未进入自动裂变反应阶段，风险因素比较小，因此这一阶段的保费率仅占到正常运营阶段保费率的25%左右；在第三个阶段，加装的核燃料达到了维持链式反应的临界阶段，风险因素开始增加，因此核保险费率也相应地提高到占正常运营费率的50%；在第四个阶段，核电站已经进入了并网发电阶段，风险因素进一步增加，保费率提高到占正常运营的90%；在第五阶段，核电站已经达到满功率运营，与正常运营的核电站一样了，所收取的保费率达到最高，为正常运营核电站的100%。每一阶段的保费按该阶段的实际天数占全年天数的比例收取，核电站的总保费是各阶段保费的总和。
四、对我国的启示
核电站财产损失险定价是非常复杂的问题，核电站所处的地理位置、核电站建造所使用的技术、核电站运行的时间、反应堆的类型等因素，都会对定价有影响。在对国外大量文献归纳整理的基础上，结合多年工作经验的积累，我们归纳出核电站财产损失险定价的三种基本模式。通过对这三种定价模式的理论分析，我们认识到准确、科学地对核电站财产损失险进行定价，必须要做到以下三个方面：
(一)必须要有健全、完善的核保险风险数据库
核电站财产损失险定价需要大量样本的长期统计数据，国外核共体拥有比较完备的各国核电站风险损失以及赔偿的数据，这些数据成为他们进行定价的原始依据。我国应继续充实与完善核保险风险数据库，以拥有比较完善的核保险风险数据，作为核保险定价的基础。在此基础上，才可能建立符合我国核风险特征的定价模型，进而制定出较为科学的核电站财产损失险费率。
(二)必须要有较强的风险检验能力
在核电站定价时，核电站的风险水平是由核能检验工程师所出具的风险检验报告为依据的，核电站风险检验水平的高低，直接影响到核电站保险定价的准确性。我们可以通过对外交流，在国内外培训的方式与方法，提高风险检验的理论水平；通过积极参加国际核能检验工程师风险检验实践的方式，在“干中学”里进一步提高我国对核电站风险检验的现场能力。
《财经》记者从有关权威渠道独家获悉，讨论近十年的人身险费率市场化改革的步骤和路径已基本敲定，相关文件有望近期。
被费率管制捆住手脚的寿险业，近年增长乏力，新单业务已连续两年负增长，今年前两个月依然颓势。中国保监会高层曾公开表示，保险业目前发展陷入困局的症结在于费率管制抑制了保险需求，费率管制导致产品价格高。价格偏高，消费者不愿买，销售主要靠误导。
费率改革已成为打破保险业发展僵局的业界共识。
3月4日，保监会召开主席专题会，讨论了新版本人身险费率改革方案，向多家寿险公司下发了“关于征求对《关于开展人身保险费率政策改革试点的意见》等四个文件意见的函”征求意见。26日，保监会召开费率改革试点专题座谈会，八家公司作为代表对改革提了多条意见。
在参考各方意见的基础上，保监会近期修改和完善了改革方案。《财经》记者获悉，在最终确定的方案中，总体思路依然是放开预定利率（或最低保证利率）和管住准备金评估利率。但在具体步骤上，将分步实施，先推出产品试点，且试点产品由原定方案的普通型产品和与特定资产项目挂钩产品两类，缩小为 普通型产品一类，即率先放开普通型产品的预定利率，此类产品的预定利率（或最低保证利率）由保险公司自行确定，但以3.5%为界，实行不同的定价区间。
这意味着，自1999年起，执行了14年的国内人身险产品定价利率2.5%的红线将被突破。
据知情人士透露，先放开普通型产品预定利率，是“投石问路”，保监会将视其试点效果再考虑下一步改革的推行节奏。“这体现了保监会对费率改革的审慎态度，既要放开，又要稳妥。”
在寿险业增长乏力的困境下，曾经对费率改革持反对意见或观望态度的大保险公司，态度也已悄然发生了变化，转为支持“渐进式”改革。而多位受访的保险公司负责人表示，由于预定利率的放开暂时只限于普通型产品，这类产品占比较小，不会对保险市场产生较大的影响。
专业人士普遍认为，人身险定价利率市场化是行业向风险保障型产品转型的必经之路。不过，短期内定价利率市场化难免给保险行业带来一些“阵痛”。 试点范围缩小
今年3月，媒体披露了人身险费率改革“四步走”方案：产品试点即放开普通型人身险和与特定资产项目挂钩产品的预定利率、区域试点即放开上海税延养老险的定价利率限制、公司试点即满足有关要求的保险公司原则上取消其所有人身险产品2.5%的定价利率上限，以及全面放开四个步骤。
据了解，保监会的基本思路是，率先启动产品试点，然后配合上海税延养老险项目推进区域试点，至于第三步和第四步，目前暂时不在考虑之列。
第一步试点拟放开预定利率的产品仅限于普通型人身险产品，对其实行分类管理，根据不同定价区间采取区别化的产品管理方式，预定利率低于3.5%的产品，按备案制管理；高于3.5%的，则按审批制管理。
为何以3.5%划分区间，保监会给出的解释是，主要出于防范风险的考虑，如果预定利率高于3.5%，需要计提保费不足准备金，保险公司的资本成本会迅速上升，对此会谨慎权衡，从而防范定价风险。
普通型产品目前主要包括死亡保险、生存保险和两全保险三类，其中，死亡保险又分为定期寿险和终身寿险，生存保险则包括年金保险。在三类中，两全保险的储蓄性极强。目前普通型产品在人身险中的占比不高，一位中型寿险公司管理层人士透露，普通型产品在该公司占比仅2%，在其他公司的业务占比最高的也就10%左右。
与原定方案不同，第一步试点取消了对与特定资产项目挂钩产品预定利率的放开。据了解，参与费率改革讨论的多数公司认为，保险公司既要有负债驱动资产的传统型业务，也要开展资产驱动负债的新业务模式，而项目挂钩产品便是资产驱动负债的创新经营模式，在风险可控的前提下可以试点。但中国人寿等公司则对此持谨慎态度，认为保险公司不应偏离主业发展理财性业务。
据一位曾参与讨论的知情人士透露，最终讨论的结果是，该类产品本质基本被认定为基金或信托产品，本身与人身险费率改革的关联不大，何况该类产品目前也缺乏足够的实践数据积累，利率放到哪个档次为妥，还很难确定。因此，暂不纳入放开的试点之列。 改革风险预估
预定利率的高低与保险产品的价格直接相关。如果预定利率越高，消费者投保该产品时所缴纳的保费则越少，反之亦然。无论如何，普通型产品预定利率的放开，对于保险消费者来说是切实的利好，因为产品价格将更便宜。
目前2.5%的预定利率被市场认为偏低，一旦放开，预计大多数保险公司将提高预定利率，届时同类产品的价格会更加便宜。此前中国人寿原总精算师邵慧中曾表示，经初步测算，如果预定利率由2.5%升至3.5%，公司的相关保单价格将下降20%到30%。
精明的消费者可能会因此选择退旧买新，这正是保险公司担心的问题：退保风险。
据有关测算，如果预定利率升至4.35%（参考目前五年期定期存款利率），退保增幅将达50%，退保增量将达1222亿元。退保将主要集中于普通险和趸缴型银保分红险。
业内对于费率改革“后遗症”的另一个担心是增量业务的利差损风险。申银万国的报告称，如果保单精算假设的长期投资收益率难以实现，负债成本下降的空间较小，利差缩窄的幅度加大，甚至有可能产生巨额利差损，是费率改革推出的最大风险。
2010年，中国人寿总裁万峰在第五届21世纪亚洲金融年会上表示，我国寿险产品以返还型的储蓄型产品为主，实行费率市场化，如果风控做得不好，会造成新的利差损或新的业务风险。
这种担心不无道理。从日本费率市场化历史来看，缺乏偿付能力和评估利率约束的定价机制导致日本保险业严重的利差损，泡沫经济破灭后，日本政府实行零利率政策，使保险公司投资收益受到很大限制，导致保险公司倒闭潮。
一位参与讨论座谈的寿险公司总精算师认为，中国人寿等大公司的存续业务规模大，如果推行改革，退保压力和现金流压力可能会比较大。
据了解，在制定改革方案时，保监会对上述两种风险进行了预估。据测算，试点后多数公司可能会提高预定利率，新保单的价格将更便宜，可能会导致一些客户退保，不过全行业普通型产品占比不到15%，退保风险可控。而趸缴型银保分红险客户更关注到期收益，很少在满期前退保，即使退保，可通过转保（新老保单置换）消化，整体影响有限。
对于利差损风险，接近决策层的人士认为，与日本当年的改革不同，国内费率改革已将利差损风险的管理纳入到偿付能力监管之中，实行试点产品申报、保险业务经营与偿付能力监管相挂钩。一旦公司的偿付能力低于试点要求，保监会将不接受其试点产品申报和试点。如果试点后偿付能力不达标的，将采取停止试点、暂停产品申报等措施。
另外，改革方案中设定的准备金评估利率相对保守，普通型人身险评估利率为预定利率和3.5%的小者，间接约束了定价利率。“如果定价利率过高，需要一次性计提大量的保费不足准备金，未来的利差损风险立即体现为当前的资本需求，并表现在偿付能力报表中。” 一位参与方案讨论的寿险公司负责人表示，“只要管住准备金评估利率和偿付能力，就管住了利差损风险。”
由此，保监会认为，行业具备承受风险的能力，即使出现极端的风险，通过加强监管和落实风控措施，改革伴生风险可控。
华创证券分析师高利表示，从美日韩三国的费率改革经验来看，管住评估利率和偿付能力，比管住定价利率更有效。而国内费率改革的审慎导向以及对评估利率和偿付能力的约束，使得整体风险可控。在他看来，定价利率作为寿险市场的价格要素，必然受到市场利率水平的牵制。在一个有效监管的市场中，定价利率不会长时间大幅偏离市场利率中枢水平，由此引发恶性竞争，进而导致利差损的概率较低。
一位寿险公司总精算师认为，如果只是普通型人身险放开预定利率，不算大改革，对行业和公司没太大影响。“如果真的按‘四步走’改革推进，行业将面临重新洗牌。”
中信建投分析师缴文超认为，如果不考虑费率改革后产生的降价效应所引发的保险销量提升，从静态来看，定价利率提升会导致单张保单保费和新业务价值下降。如果该产品具有返还属性，且保险期间在30年以上，保费下降幅度将在20%-30%，新业务价值下降幅度将达一半。如果产品保险期间较短，且没有返还责任，则对保费和新业务价值影响幅度较小。 渐进式改革
“业内讨论费率市场化改革已经有差不多十年时间了。早在2001年就开始探讨这事，2004年保监会开始启动改革项目。”一位一直参与费率改革的寿险公司负责人回忆。
2004年，保监会启动对费率市场化改革理论层面的研究，制定的《关于我国费率市场化改革建议的报告》曾为国内寿险市场化改革设计了三种模式：基于定价方法的费率市场化、基于定价原则的费率市场化和基于定价指导的费率市场化。
2007年7月，一年期银行定期存款利率首次超过2.5%的预定利率，传统人身险业务不断萎缩，放开预定利率的呼声渐响。当年，保监会研究制定了“三步走”的费率改革方案，第一步即放开普通型人身险预定利率，并研究制定了改革方案以及准备金评估、偿付能力监管和窗口指导等配套措施。
当时中国人寿、中国平安等大公司认为，放开预定利率会影响公司业务价值和盈利能力，担心小保险公司借价格杠杆挑战其品牌优势和渠道优势，改变现有市场利益格局，对改革持反对态度。
在种种阻力下，费率改革“破冰”未遂。不过，中国人寿在部分省区试点的“新简易人身险”和天津滨海新区补充养老险试点，作为费率改革的局部试水产品，在一定程度上实现了对现行价格利率管制的突破。
近年来，银保业务增长乏力，业内呼吁转型调结构，加大保障型业务的发展。保障型业务如获突破发展，需要“清障”——突破2.5%预定利率的限制。2010年，保监会《关于人身保险预定利率有关事项的通知（征求意见稿）》，规定传统人身保险预定利率由保险公司按照审慎原则自行决定，再次发出费率改革的信号。
与2007年版本不同的是，2010年版本中，除了传统人身险的预定利率可突破2.5%，分红险预定利率和万能险最低保证利率拟由现行的2%和2.25%调高至2.5%。
近两年保险业的困局，让曾经对费率市场化改革持反对意见的大公司，态度发生了转变——支持渐进式改革，但分歧依然存在。
在适用产品上，有的公司提出，仅放开纯保障型和短期返还型两全险为妥，因为这两类的利差损风险可控。不过保监会的观点认为，这样缺乏可操作性，因为在现行产品管理和监管体制下，难以仅针对产品功能划分费率改革适用范围，会造成产品准备金管理的混乱。
另一个争论焦点在于，是否需要设定预定利率上限。一些公司认为，预定利率由公司自行确定，这样才能体现出改革的市场化。但中国人寿等公司则倾向于由保监会设定3.5%-4%的上限区间或建立基准利率的定价浮动机制。据了解，根据保监会“放开前端、管住后端”的总体监管思路，仍将定价权交给公司，但有所折中，设置了不同定价区间的区别化的产品管理方式，预定利率低于3.5%的产品，按备案制管理；高于3.5%的，则按审批制管理。
对于目前将实施的方案，上述寿险公司总精算师认为，如果预定利率放到3.5%，准备金评估利率预计将会增加1个百分点，准备金提取将会少一些，公司的资本压力也会相应减少，总体上对公司的影响不大。 需要改革套餐
定价利率改革是人身险费率改革的核心，但改革的成效如何，需要配套措施的保证。前端负债的放开，必须有后端偿付能力监管的跟进。
在现行偿付能力体系下，风险保障类业务的最低资本要求偏高，部分投资资产的认可比例偏低，客观上加大了保险业务的资本成本，抑制了公司开展相关业务的积极性。据了解，保监会下一步将着手在现行体系内对有关标准和事项进行调整或规范，拟考虑降低现行偿付能力标准中关于风险保额的最低资本要求，以促进风险保障型业务发展。
在第十四届中国发展高层论坛上，中国保监会副主席陈文辉表示，保监会正在建设第二代偿付能力监管制度规划体系，转型后的资本监管将成为撬动保险业市场化改革的支点和杠杆，在管制放松的情况下，有效防范系统性风险。
放开定价利率，需要有资产端收益的提升作为支撑，这对保险公司的投资能力提出了更高的要求。华创证券分析师高利认为，投资渠道多元化、资产收益提升是推行预定利率改革的重要前提，也是储蓄型寿险产品竞争力提升的关键。
中国人寿总裁万峰曾在公开场合发言时建议，放开预定利率的同时，须同时实行佣金和营业费用的市场化，这样才能真正达到促进保障型产品发展的目的。据了解，保监会在起草的“人身险保险业务经营管理规定”中拟放开有关佣金监管的限制，将尽快推动人身险保险佣金标准政策的出台。
关键词：海洋渔业保险；需求与供给；因素分析
中图分类号：F8426 文献标识码：A 文章编号：1003-4161(2010)06-0070-05
一、保险需求供给理论的一般分析
（一）风险态度
西方经济学理论认为，在不确定性条件下，消费者对风险态度的不同，其保险需求有很大的差别。在Von Neumann Morgenstern创造VNM效用函数中，把人们对于风险的偏好分为三种类型，即风险爱好、风险中性、风险规避。这三类风险态度的分类标准如下。
假定消费者的效用函数U=U（w）,，其中w为货币财富量，且效用函数U=U（w）为增函数。若对于一张彩票L=［p;w1,w2］，彩票的期望效用函数表示为E［U=U（w）］=pU(w1)+(1-p)U（u2)，p和1-p分别为财富和发生的概率。假定消费者在无风险条件下（即不购买彩票的条件下）可以持有的确定的货币财富量等于彩票的期望值E(w)=pw1+(1-p)w2。当U(E(w))>E［U=w1,w2］，即当U［pw1+（1-p)w2］>pU(w1)+(1-p)U(w2) 时 ，表明此时消费者认为在无风险条件下持有确定的货币财富量的效用大于在风险条件下彩票的期望效用，则该消费者为风险规避者（图1）。当U(E(w))
（二）保险决策
西方经典理论研究表明，大多数消费者是风险厌恶者，因此，对于大多数消费者来讲，都有一个如何设法降低风险的问题。保险是转移和分散风险的有效工具，风险厌恶的消费者会愿意放弃一部分收入去购买保险，将不确定的风险损失变为确定性的保费支出。
从投保人一方考虑，假设投保人的初始财产为W，意外事件发生的损失概率为π，意外事件导致财产损失L；保险费率设为p，保险金额为k，投保人不投保效用设为Ud0=πu(W-L)+(1-π)u(W),ud1=πu(W-pk-L+k)+(1-π)u(w-pk)，为投保后效用。对于投保人来讲，只有当 “投保后的效用”不小于“不投保的效用”，即Ud1Ud0：时，预期效用最大；进一步，保险费率p越低，投保的效用越大，反之则效用越小，当p高到使Ud1=Ud0，即：πu(W-pk-L+k)+(1-π)u(W-pk)=πu(W-L)+(1-π)u(W)时，此时等式中p可以用pmax代替，表示投保人愿意接受的最高费率。对于投保人来讲，最优费率就是投保后不改变其初始的期望收益，也就是π(W-pk-L+k)+(1-π)(W-pk)=π(W-L)+(1-π)(W)，解等式得：p*max=π。
说明在公平精算保险费率下，即p*=π时，风险厌恶的消费者最优保险决策时购买足额保险，使损失恰好等于保险金额。而当保险费率大于公平精算保险费率，即p＞π时，购买不足额保险是风险厌恶消费者的最优保险决策。不论是足额保险还是不足额保险，按照贝努利定理，只要保险是按照公平精算保险费率提供的，对于一个风险厌恶的保险消费者来讲，投保后的期望效用总是大于不投保时的期望效用，即便存在保费加成，只要风险保费在一定的限度内，风险厌恶的消费者就有购买保险的意愿。
从保险人一方看，假设保险人初始财产为S，不承保的效用Us0=U(S)，承保后的效用为Us1=πu(S+pk-k)+(1-π)u(S+pk)。对保险人来讲，只有当“承保后的效用”不小于“不承保的效用”，Us1Us0，即πu(S+pk-k)+(1-π)u(S+pk)≥U(S)，保险人预期效用最大。进一步，保险人收取的保费p越高，承保效用越大，反之则越小。当p低到使Us1=Us0，即πu(S+pk-k)+(1-π)u(S+pk)=U(S)时，此时等式中p可以用pmin代替，表示保险人愿意承保的最低费率。同样对于保险人来讲，最优费率就是承保后期望收益等于初始财富。也就是π(S+pk-k)+(1-π)(S+pk)=S，解等式得：p*min=π 则p*min=π=p*max=p*，p*表示公平精算费率。根据风险有效配置原则，帕累托最优的安排将是风险中性的保险人按照精算公平费率p*=π提供保险商品，承担全部风险，而作为风险厌恶的投保人则愿意以公平精算费率购买一个足额保险，完全转嫁自身风险，确保风险状态下有一个确定的最优化收入。上述结论基于完全市场假设，保险公司按照p*=π提供保险商品只是一种理想状态而非现实市场中的保险费率。保险人在提供保险过程中，由于存在交易成本，使得实际的保险费率大于精算公平费率p＞p*=π，当保险人实际费率大大高于投保人所愿意支付的费率p*max时，投保人的最优选择是购买不足额保险或者不买保险，引起供求失灵，市场失效。
二、影响渔业保险需求的因素分析
（一）风险状况
理论上，风险损失程度与保险需求之间存在相关关系。当个体（消费者）是风险厌恶时，面临的风险越大、风险损失程度越高，个体希望通过保险来规避未来不确定性损失的愿望就越强烈。
举个例子：假设赌博参与者有初始财产w0，面临三种公平赌博，假设第一种赌局赢输概率均为50%，赢或输h单位财产，则个体期望效用函数为：
E［uh(w)］=0.5u(w+h)+0.5u(w-h)
第二种赌局赢输概率仍为50%，赢或输2h单位财产，则个体期望效用函数为：
E［u2h(w)］=0.5u(w+2h)+0.5u(w-2h)
第三种赌局赢输概率保持不变仍为50%，赢或输3h单位财产，则个体期望效用函数为：
E［u3h(w)］=0.5u(w+3h)+0.5u(w-3h)
图3 期望效用水平与风险大小（h）的关系
图中看出，假设参与者是风险厌恶者，当h上升到2h、3h时，消费者的期望效用却从A点下降至C点，即A>B>C，也就是E［uh(w)］>E［u2h(w)］>E［u3h(w)］，说明赌局的风险越大，参与者期望效用会越低。当财富增加时（图3横坐标w+h、w+2h、w+3h），由于存在财产的边际效用递减，尽管他的效用评价也上升，但上升幅度递减，而一旦出现失败（图3横坐标w-h、w-2h、w-3h），财产受损，效用损失会更大。同样幅度的财富的失去或赢取所对应的“失”时的效用损失幅度大于“赢”时效用增加的幅度。也就是当3h或2h损失出现时，参与者认为其效用损失比h的损失大得多。所以为了减低不确定性损失，参与者会愿意通过购买保险来降低风险损失。保险的主要功能是构建了一种有效的风险损失分摊机制。一般情况下，保险并不能减少风险事件是否发生的不确定性，也不能改变事件发生的概率，但它能以确定的保费支出换取财产标的所面临的不确定性损失。因此，当行为个体面临的风险越大，损失程度越高，其对保险的需求就越大。
海洋渔业生产在很大程度上是以海洋环境和渔业资源为依托的，因此，各种海洋自然灾害如风暴潮、赤潮，以及各种海洋环境的变化如温度变化和海洋环境污染等常常给渔民带来生产损失甚至导致毁灭性打击，海洋自然灾害的不可预测性，难以抵御性和相当大的破坏性极大地增加了渔业生产的风险性（表1）。表1 2005-2008年主要灾根据笔者2008年8月对浙江舟山、台州、温州等沿海渔区所作的400多份调查问卷显示，超过一半的渔民损失程度高于40%(图4)。总体看，渔民作为渔业生产主体承受的风险因素多，渔业灾害损失相当频繁，损失程度大，在主观上渔民具有较强的渔业保险需求，当然这种需求要转化为有效需求还要考虑渔民保费支付能力，保费支付能力取决于渔民的收入状况。
图4 2004年以来因自然灾害和意外事故导致渔民损失分布表
（二）渔民收入状况
收入与保险需求存在相关关系。根据历史数据，渔民收入总体上高于农民，渔民收入构成中来自渔业收入超过50%，而以种植业为主的农业收入只占农民收入来源的30%左右，前者明显高于后者。从生产风险看，渔业风险高于种植业风险，前者风险不仅导致财产损失，而且导致渔民人身伤亡，后者更多地表现为种植物财产损失。因此，与农民相比，渔民购买渔业保险的意愿及支付能力理论上应高于农民，然而现实的情况是：相对于渔民面临的巨大渔业生产风险，渔民收入的有限性又使其希望通过保险分散风险的保费支付力不足。从上世纪90年代中期以来，尤其从2000年以后，渔民收入增长缓慢，收入增幅呈逐年下降趋势，而同期农民收入增长相对稳定，渔民与农民的收入差距在缓慢缩小（表2）。近年来由于渔业资源衰退、生产成本上升、作业渔场缩减，渔民依靠传统捕捞收入下降。渔民整体收入预期的下降直接引起保险支付意愿下降，所以，在收入约束条件下，以何种价格购买保险获得足够的安全保障是渔民保险决策的关键。
（三）保险费率水平
保险费是渔民为转移风险、获得安全保障所要支付的代价，单位保障金额需要缴纳的保费构成保险费率（简称费率）。保险费率是影响渔业保险需求诸因素中最灵敏的因素，其费率水平的高低直接影响保险需求。一般情况下，保险费率与需求呈反向关系，费率越高，保险需求越低。如图：当费率为P0，对应保险需求量为Q0,当费率提高至P1时，保险需求量左移至Q1。渔业保险相对于收入有限的渔民来讲并非是必需品，因而，费率高低对于保险需求影响较大，过高的渔业保险费率将抑制渔民的保险需求。
图5 保险费率影渔民保险需求水平
（四）渔民保险意识
保险意识是指风险主体单位面对不确定性风险损失威胁时运用保险手段进行风险管理的主观态度。在其他因素相同的情况下，风险主体的安全保障意识越强，保险需求越大。风险主体面临的风险越大、遭遇的风险损失越高，则利用保险分散、转移风险的意识也越强，另外生产方式、文化教育、环境因素、传统习俗等因素也对保险意识形成影响。
浙江渔区400份调查问卷显示，渔民在回答“保险是否重要”问题时，认为保险“非常重要”和“重要”的渔民达92.9%；认为保险可有可无、“无所谓”的渔民为3.1%；而认为“不重要”和“一点都不重要”的渔民仅占3.9%。在回答“若没有保险，受灾后对生产和家庭生活的影响”时，有53.8%的渔民认为“难以维持渔业生产”；37%的渔民认为“基本能恢复生产”；而认为灾害发生对生产和生活基本没有或根本没有影响的只占9.3%。调查数据说明沿海渔民对于保险的认知程度是比较高的。不过笔者在渔区调查发现，许多渔民对保险的认识还存在许多误区。由于渔民文化水平较低，对保险知识和文化接触并不多，缺乏对保险功能和作用的科学认识以及对合同契约的了解，甚至形成了错误认识，如果渔民之前买了保险，保险期间未遭受损失，则认为吃亏了，已交的保费要求退回。一些渔民对海上风险存有侥幸、迷信心理，保险意识淡薄等，这些因素的存在则制约了渔业保险需求。
（五）政府灾害救助
灾害救助是政府的一项职责。政府灾害救助的目的在于保障灾民灾后克服暂时性的困难，获得短期性的生活保障。某种程度上，政府灾害救助与保险之间存在一定的替代关系。政府灾害救助范围越大、救助标准越高，则渔民对保险需求将减弱。
三、 影响渔业保险供给的因素分析
（一）保险供给理论的一般分析
从供给方的角度来看，保险供给方即保险人并非对于所有的风险都愿意接受，在保险人看来，提供保险产品或服务首先需要满足可保风险条件。所谓可保风险是指能够被保险人所接受和承保的风险，可保风险的理想特征是:存在众多独立分布的风险单位；保费应经济可行；风险损失是偶然的、意外的；损失可以用货币进行计量。在满足了可保风险的前提下，保险人再根据自身利益来确定可以承保的风险范围，并在风险事故概率分布的基础上确定保险的价格及其保险供给。当然可保条件并不能看作保险人是否承保的绝对“铁律”，而是指导性或理想的标准，并不总能在实践中完全符合，一些风险标的存在“弱可保性”，如渔业保险属于弱可保险性风险，对于弱可保险风险是否可以保险取决于保险供给的模式或外部条件的补充等因素。
（二）影响保险供给的因素分析
保险供给是以保险需求为前提的，因此，保险需求是制约保险供给的基本因素，在存在保险需求的前提下，保险市场供给受以下因素影响：
1．保险供给成本。保险供给成本一般包括保险人的风险成本和营运成本，风险成本主要指保险人自己承担的损失成本（也即保险偿付），损失成本是一个随机变量，事前只能估计损失成本的概率分布及其期望值和离散程度，而在所有的保单到期或保险事故得到理赔之后，才能获得实际的损失成本是多少。损失成本是保险人的主要成本，此外，再保险成本、现金储存成本和资本投资成本等也构成风险成本的一个部分。营运成本指保险供给方开展业务所投入的人、财、物支出以及信息成本。保险人向投保人收取多少保费往往取决于保险供给成本，在不考虑市场因素的情况下，保险人向投保人收取的保险费应能够补偿其风险成本和营运成本，若是商业性保险机构，还需维持一定的营业利润。但在实际中，保险费的确定会受大量市场因素的影响，尤其是投保人的需求状况。如果保险费定得过高，将增加投保人的支付成本，导致保险需求量下降；但如果定得过低，又将使保险人的收支不平衡，致使经营发生困难，甚至无法保证其偿付能力。前述已知，渔业生产的高风险、高损失率以及严重的信息不对称保险人需要付出高昂的风险成本和营运成本，面对高成本，保险人相应要求较高的保费收入进行补偿，但当这一条件在实际中因渔民相对较低的支付能力无法实现时，保险人将减少渔业保险供给甚至完全退出渔业保险市场。
我国水产养殖保险开始于上世纪80年代，1982―1993年农业保险保费收入累计27.7亿元，其中养殖业保险累计保费收入6.6亿元，养殖保险占农业保险比重23.8%比重。尽管养殖保险占农业保险比重并不高，但从实践数据统计发现，养殖业保险赔付率高于种植业保险。从1982―1993年，我国农业保险（含种养两业）赔付率106.2%，同期养殖业保险赔付率123.8%，养殖业保险赔付率高出农业保险赔付率17.6个百分点。而在养殖业保险中，水产养殖风险又远高于牲畜养殖。20世纪90年代，全国水产养殖保险业务占整个农业保险业务量不足2%，但水产养殖业保险赔付率却非常高。1989―1995年，中国人民保险公司平均养鱼保险赔付率172%，养虾保险赔付率为1 440%，是整个农业保险险种中赔付率最高的险种。从市场经济规范的角度讲，由于经营亏损，商业性渔业保险走到了尽头。
2．渔业保险供给主体与供给模式。保险供给主体从组织形式上可以分为公司制和非公司制，不同的组织形式其产权结构、风险内涵、运作模式、经营目标存在较大差异，引起保险供给过程中交易成本差异。我国渔船保险的供给主体与供给模式主要有两种，一种是以保险公司为主体的商业性渔保模式；另一种是以互助保险协会为主体的互助渔保模式，两种模式在渔保市场上表现存在较大的差异。
从第一种模式看，自1984年到1994年十年间，中国人民保险公司共承保渔船15.5万艘，保费收入1.14亿元，赔款1.14亿元，赔付率100%，加上各种费用亏损几千万元（一般管理费按保费的20%提取）。20世纪90年代，人保经营的渔船保险业务量不到整个船舶险业务的1%。据农业部农村经济研究中心（2003年）统计，2001年，我国仅有千艘渔船（且均为大型渔船）参加了商业保险，2001年渔船保险保费收入较2000年下降了18%，2002年渔船保费收入较2001年又下降了19%。而1994―2003年间，中国渔业产值从1 928.2亿元，增加到2003年的3 137.6亿元，年增幅10.27%。过高的赔付率使保险公司亏损严重，商业性渔业保险业务萎缩，辽宁丹东、大连，山东荣成，浙江台州、温州，广西北海等重点渔区的商业保险公司已基本退出渔业保险市场。
从第二种模式看，我国渔船船东互保协会成立于1994年，是由农业部主管，经民政部批准的非营利性社会团体。互保协会的宗旨是通过组织渔民互助共济，为渔民会员生命财产损失提供物质补偿，并向会员提供安全生产服务，提高会员防灾和抗灾能力，促进渔业生产健康持续发展。自1994年互保协会成立以来，参加互助保险的渔船数量和渔民人数不断增加，参保渔船从1995年的2 130艘扩大到2007年的31 910艘，13年间参加互助保险渔船数量增加了14倍；参加互助保险的渔民从1995年8.69万人增加到2007年的44.11万人，参保人数是1994年的5倍。保费收入从1995年的1 800多万元上升至2007年的1.3亿元，赔款支出从1995年的200多万元增加到2007年的5 600多万元，综合赔付率50%左右。实践表明，在渔业保险领域互助保险模式相比商业保险模式具有较强的优势。
3．市场环境。影响渔业保险供给的市场环境包括国家支持农业保险相关法律、政策和监管等。比如政府财政补贴、税收减免对于渔业保险供给有明显影响。根据渔业保险高损失率和高经营成本确定的高费率与收入相对低下的渔民支付能力形成矛盾，使渔业保险供给与需求不能够“相交”，若政府给予渔民保费补贴，则使渔民的实际支付能力提高，渔业保险需求增加。在供给不变的情况下需求曲线上移，保险需求量由Qd0增加至Qd1；政府对渔业保险供给主体给予税收优惠可以相对降低渔业保险的供给价格，在市场需求保持不变的情况下，供给曲线向右移动，渔业保险的有效供给量将得到提高，保险供给量Qs0增加至Qs1（图6）。
2005年浙江省财政率先开展政策性渔业保险试点，对参保渔船和渔民给予保费补贴，渔船参保率从2004年的32%增加到2008年的95%。之后，福建、广东、海南地方政府也启动渔业保险补贴政策。2008年农业部选择辽宁省大连市、山东省青岛市、日照市，福建省福州市，广东省东莞市、江门市新会区，江苏、海南全省；浙江省岱山县等部分重点渔业区域开展渔业互助保险中央财政保费补贴试点工作，极大地推动了当地渔业互助保险的发展，为渔业生产提供了必需的风险保障。
图6 供求曲线与市场均衡量变动
四、结论
从渔业保险需求与供给研究分析，可以得到以下结论：首先，渔民对于风险有一定的认识，保险意识相对较强，渔民有保险需求，而渔民可支配收入不高影响其保费支付能力，存在有效保险需求小于潜在保险需求。因此，保费高低是影响保险需求的主要因素，实行保费补贴可以降低渔民保费支出成本，提高保险需求。其次，信息不对称是渔业保险经营中最为突出的问题。商业性渔业保险无法有效应对信息不对称引起的逆选择和道德风险，渔民互助合作保险在应对道德风险方面优于商业保险。第三，渔业保险发展同样需要政府支持，包括对参保渔民保费补贴和对保险经营者税收优惠。
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一、引言
风险是保险公司的经营对象，收益是其目标所在，保险公司必然在风险和收益之间寻求一个平衡。如何减小保险公司的风险、降低经营成本和费用、提升公司绩效，一直是各保险公司坚持不懈的追求，而多元化经营已经成为我国保险公司实现上述目标的重要战略选择。保险公司多元化经营包含两个方面的内容：一是产品多元化，即在众多保险险种中根据公司战略规划进行经营产品的选择；二是地域多元化，即在不同省、自治区、直辖市等地域间进行空间经营战略的布局。根据资产组合理论，只要将不完全相关的业务进行组合就能够降低风险，所以多元化经营能够分散保险公司的风险，同时多元化经营能够实现范围经济，降低保险公司的经营成本，从而实现公司收益的提升。但因财产保险承保标的数量众多、类型各异，加之我国地域辽阔，不同险种、不同区域发生风险的概率和损失程度存在明显的差异。更突出的现实状况是大多数保险公司采取“赶超式”发展战略，不断地跑马圈地，重规模轻效益、重展业轻经营，多元化战略已经成为各家公司重要的战略选择。这一战略的选择并不一定严格围绕减小风险、降低成本和增加收益等目标，盲目的多元化不但不能带来绩效的提升，反而还会降低公司绩效。所以，多元化经营对于保险公司绩效的实际影响可能和理论上并不一致。虽然一些学者开展了保险公司多元化经营与公司绩效关系的研究，但是这些研究均存在一定的不足，研究结论也并不一致。开展保险公司多元化研究，对提升我国保险公司经营效率和竞争力、保证我国保险业科学健康持续地发展都具有重要的理论意义和现实意义。
本文在现有文献研究的基础上，研究了财产保险公司多元化经营对公司绩效的影响。本文的创新主要体现在三方面：首先，本文的研究对象定位于度过过渡期而步入业务发展稳定期的财产保险公司，避免了过渡期保险公司业绩激励波动对回归结果的影响，保证了结果的稳定性；其次，本文梳理了产品多元化和地域多元化对公司绩效的影响机理，指出多元化经营将会通过范围经济和规模经济对保险公司的经营成本和费用及保费规模产生影响，而经营成本和费用、保费规模将会影响保险公司的总绩效（如总资产收益率和净资产收益率）；最后，本文除了采用以往学者采用的总资产收益率和净资产收益率等通用指标作为绩效指标外，还首次采用了保费费用率、综合成本率、综合费用率等保险业特有的绩效指标来分析多元化对公司绩效的影响。
本文基于2006―2014年我国财产保险公司的数据进行研究。研究发现：产品多元化和地域多元化对公司绩效的影响并不一致；产品多元化对财险公司的成本费用类绩效影响并不显著，但与总绩效呈显著的U形关系；地域多元化与成本费用类绩效呈显著的U形关系，但是与总绩效并不存在显著的关系。
二、文献综述与研究假设
多元化经营一直以来是理论界和实务界在公司发展战略选择方面研究的重点。从理论角度进行分析，多元化能够产生规模经济和范围经济，不同产品线、经营区域之间能够发挥协同效应，从而更好地促进公司的发展、规模的增加和市场竞争力的提升。但从另一个角度来讲，多元化势必会带来不同部门、不同区域之间协同沟通成本的加大、管理难度及资源配置决策成本的增加，如此则会增加成本投入、降低公司绩效。多元化正反两方面效应孰强孰弱至今未产生一致性的结论。
（一）多元化经营与总绩效的关系
保险业是否开展多元化经营不但要取决于公司的发展战略，更应该取决于多元化策略对公司经营绩效的影响。对于保险公司为什么选择多元化战略，张强春（2014）发现财产保险公司利润驱动是其追求多元化的主要原因。一些学者从保险业经营风险这一特性方面展开了研究，Fiegenbaum和Thomas（1990）发现多元化能够分散保险公司的风险；Berry-Stolzle等（2012）研究发现财险公司多元化能够降低公司的经营风险，且多元化是保险公司经营战略的需要；高海霞（2008）发现多元化经营有助于分散风险；金博轶和闫庆悦（2013）?l现财险公司产品多元化与公司风险承担呈显著的U形关系，意味着适度多元化有助于降低公司风险。但也有学者得出了不同的研究结论，Hoyt和Trieschmann（1991）发现专业化经营的美国上市保险公司较混业经营的上市公司收益更高而风险更低；Berger和Cummunis（1999）的研究发现，无论是对于保险公司的经营成本、保费收入还是利润获取，保险业并不存在明显的范围经济或不经济现象。
国内外学者对于保险业多元化与公司绩效的关系展开了相应的研究，大多数学者的研究主要集中于产品多元化与公司绩效的关系，只有少数学者就地域多元化与公司绩效的关系展开了研究，但是研究结果却并不一致，研究结论主要包括正相关、负相关和非线性相关等多种结论。崔惠贤（2013）发现区域多元化会降低保险公司绩效，但产品多元化会提升保险公司绩效；孙祁祥等（2015）实证分析发现，产品集中度、地理集中度均对中资寿险公司的利润产生负面影响，而对外资寿险公司却呈正面影响。高海霞（2008）、Luhnen（2009）、Pavic 和Pervan（2010）、Shim（2011）等发现保险公司多元化对公司绩效具有负面影响。Liebenberg和Sommer （2008）、Cummins 等（2010）、Shim（2011）却发现产品多元化公司的绩效低于只经营一种产品的专业化公司，所以专业化经营较分散化经营是更好的发展战略。此外，更多学者发现多元化与公司绩效间呈非线性关系，王志芳和张强春（2015）发现财产保险公司产品多元化与公司绩效正相关，而区域多元化与公司绩效不相关。Elango等（2008）发现财险公司多元化经营与绩效之间呈非线性关系。许莉等（2010）发现财产保险产品多元化与绩效呈非线性关系，而区域多元化对绩效呈显著正相关关系。金博轶和闫庆悦（2013）发现财险公司业务多元化和公司绩效呈显著的倒U形关系。结合以往研究，提出本文假设1：
假设1：多元化经营与公司总绩效呈非线性关系。
（二）多元化经营对保险公司经营费用和经营成本的影响
现有关于保险业多元化与公司绩效关系的研究存在以下缺憾：首先研究基本都忽视了刚成立的处于过渡期内的保险公司因业绩不稳定对回归结果稳健性的影响；其次绩效指标选择范围过小，学者均是选择了托宾Q值、总资产收益率（ROA）或净资产收益率（ROE），这些指标均是研究一般公司绩效时的通用指标，未能体现出保险业经营的特殊性；再次，已有研究文献更多侧重于产品多元化对公司绩效的影响，而较少对地域多元化与公司绩效间的关系展开研究。
笔者认为，以往学者在检验多元化与公司绩效关系的时候，均是直接开展了多元化变量与ROA或ROE等绩效指标关系的研究，这些研究均忽略了多元化对保险公司经营费用和经营成本等变量的影响。保险公司收益由承保收益和投资收益两个车轮驱动。多元化战略选择的目的包含两个重要方面：一是通过多元化经营能够借助于范围经济和规模经济分散风险，也能降低保险公司保费费用率、综合费用率和综合成本率等绩效，从而获得更多的承保利润；二是保险公司通过多元化战略能够获取更大的保险规模，从而获取更多的投资资金。通过投资运作实现更高的投资收益、获取更大的保费规模也是目前众多保险公司“跑马圈地”的根本原因所在。以往大多学者的分析直接关注了多元化对公司最终绩效（如ROA或ROE）的直接影响，而忽视了多元化战略对公司经营成本费用类绩效的分析。多元化与上述各绩效指标之间的关系如图1所示。
目前我国财产保险险种细分程度越来越高，保险公司共计可经营的险种多达16个①。产品多元化战略对公司成本和费用类绩效将在正反两个方面产生影响：产品多元化能够满足更多消费者的更多需求。在公司人力及规模既定的情况下，多元化能够通过交叉销售等营销策略实现更多的保费收入、提升保险公司的市场占有率，通过范围经济降低保险公司经营费用和成本、增加公司经营绩效；但多元化经营相对于专业化经营，在产品设计、承保理赔、风险管理等方面的经验积累和能力提升可能会有所减弱，同时多元化也需要投入更多的人力、物力和财力，造成费用和成本的增加，这将在一定程度上减弱保险公司的收益能力。地域多元化同样对公司的成本和费用类绩效产生正反两个方面的影响：一方面，因我国地域辽阔，不同地域资源禀赋、社会文化等存在显著的差异。在更多区域开展业务，不但能够更好地分散风险，而且也能够通过差异化产品的提供更好地满足市场需求、实现保费收入的快速增加，也能享受规模经济获取更多更稳定的承保利润。但另一个方面，地域多元化势必需要开设更多的分支机构、招募更多的工作人员、需要更多的费用投入，从而不利于公司绩效的提升。我国保险公司成立时间较短、保险公司经营管理能力及风险控制能力较弱，同时我国大多数保险公司目前秉持“赶超式”发展战略，高度关注公司保费规模而轻视公司经营效益。所以笔者认为，过度的多元化给公司带来的成本将会超过收益的增加。综上所述，多元化带来的范围经济和规模经济将会减少保险公司单位保费的费用和成本，从而提升公司的承保利润；过度多元化会直接增加公司的成本和费用，从而降低公司承保利润，而承保利润是保险公司获取收益的两轮之一，对公司绩效具有显著影响。
基于上述分析，提出以下假设2和假设3：
假设2：财产保险公司多元化经营与公司成本费用类绩效间呈非线性关系。
假设3：财产保险公司经营成本费用与总绩效呈负相关关系。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文选择了2006―2014年间我国的财产保险公司为研究样本，在进行样本选择时剔除中国出口信用保险公司这样的政策性保险公司，剔除外国保险公司在我国设立的分公司和各类再保险公司，剔除了数据不全的保险公司，同时剔除了在统计期当年成立时间在三年及内的保险公司数据。之所以剔除成立三年以内保险公司的数据，其原因在于新成立的公司投入成本高、保费收入低，大多处于亏损状态，且年度之间业绩波动明显，一般需要经过三年才能进入发展的稳定期。如果将其置入研究样本之中，业绩剧烈波动将会对回归结果产生一定的影响。本文最终获得了财产保险公司312个年度样本数据，见表1。本文研究所使用数据来源为历年《中国保险年鉴》及?颖竟?司网站公开信息披露专栏公布的年度报告信息。
（二）变量选择
1. 绩效变量。公司的绩效可以通过多个变量进行测量，学者们选择的保险公司绩效变量一般包括财务绩效如总资产收益率（ROA）和净资产收益率（ROE）或市场绩效如市盈率、市净率和托宾Q值。鉴于我国上市保险公司数量较少，选择市场绩效不具有行业代表性，所以本文的保险公司总绩效指标仍选择ROA和ROE。鉴于本文的研究假设，我们选择了保费费用率（PL）和综合成本率（ZCL）等用来衡量保险公司绩效的专用指标。
2. 多元化变量。财产保险公司可以经营的险种包含多个，但是目前《中国保险年鉴》只重点关注其企业财产保险、车辆保险、货物运输保险、责任保险、信用保证保险、农业保险、意外伤害保险、健康保险及其他险种等9个主要产品。所以本文的产品多元化变量以《中国保险年鉴》的产品分类为划分依据；地域多元化变量以省、自治区、直辖市及计划单列市的省级分支机构数量为计算依据。
在检验多元化对公司绩效影响的时候，我们采用了产品多元化（LH）和地域多元化（GH）两个指标。根据以往研究，赫芬达尔―赫希曼指数（HHI）是衡量产业集中度的优良指标。本文选择的产品多元化指标和地域多元化指标均根据财产保险公司不同类别产品及在不同省级分支机构的赫芬达尔指数计算而成。因为赫芬达尔指数衡量的是产业集中度，集中度越高，赫芬达尔指数越接近于1，而本文期望衡量的是财产保险公司的多元化，所以我们以修正后的赫芬达尔指数来表示多元化变量，即用1减去产品或地域的赫芬达尔指数作为公司多元化的衡量指标。产品多元化（HHIL）和地域多元化（HHIG）的公式计算表示分别为HHIL=1-HHI1和HHIG=1-HHI2。
其中，；；公式中Ritj表示i公司在t年第j个产品保费收入占据公司当年全部保费的比例，n表示财险公司经营的险种数量，Gith表示i公司t年在h省级分支机构的保费收入占公司当年全部保费收入的比例；m表示财险公司开设的省级分支公司数量。同时，我们还采取了产品多元化的熵指数（EIL）和地域多元化的熵指数（EIG）来衡量多元化指标，计算公式分别为：
，。
3. 控制变量。在本文研究时，我们控制了以下6个变量。首先，控制了公司资产规模（LnTA）。保险业经营的盈利基础是依据大数法则进行数据计算，标的数量越多则预期损失越稳定，所以通常认为在保险业存在明显的规模经济和范围经济，因此在回归分析时我们将公司的资产规模作为一个控制变量。其次，控制了公司存续时间长度（LnT）。新成立的保险公司业务经营处于不稳定状态，对于财产保险公司一般需要经过三年的过渡期公司经营才能稳定，且公司存续时间越长公司的经营管理经验也会越为丰富，所以本文控制了此变量。第三，我们控制了再保险比例（RI）。保险公司经营的是风险，再保险是保证保险公司经营稳定性的有效风险控制措施，是否能够恰当地运用再保险将会对公司的经营绩效产生一定的影响。此外，本文还控制了公司组织形式（ZZXS）、财产保险公司的资本结构（Equity）及年度虚拟变量（Year）。为了避免异常值对回归结果的影响，本文在回归分析时对主要连续变量进行了上下1%的缩尾处理。各变量的具体定义见表2。
（三）研究模型设计
根据本文研究目的，我们设计了如下的研究模型：
模型（1）、（2）和（3）分别用来检验假设1、假设2和假设3。在模型中，LH为产品多元化变量，分别包括HHIL和EIL；GH为地域多元化变量，分别包括HHIG和EIG；COST为保险公司成本费用类绩效变量，包括保费费用率和综合成本率；各变量的具体含义见表2。本文的分析工具为stata12.0。
四、实证分析
（一）主要变量描述性分析
从表3所提供的主要变量描述性统计结果可见，我国财产保险公司总资产收益率和净资产收益率均值均为负且标准差较大，说明在样本期间内我国财险公司经营绩效较差，且公司之间的绩效存在明显差异；保费费用率平均为26%，最小值为10%，而最大值却达到了68.1%，说明了即使在度过了三年的过渡期之后，各保险公司在业务及管理费用控制方面仍然存在显著的差异；财险公司综合成本率为113.9%，说明财产保险公司综合成本较高，整体处于承保亏损状态，且各保险公司间的综合成本率存在显著的差异；产品多元化指标和地域多元化指标的统计结果也显示各保险公司的多元化程度也存在明显的不同。
（二）主要变量间的相关系数统计
表4显示了本文主要解释变量间的Pearson相关系数。结果显示，产品多元化的熵指数和调整后的赫芬达尔指数、地域多元化的熵指数和调整后的赫芬达尔指数之间存在较高的相关性，因为本文在回归时以熵指数和赫芬达尔指数表示的多元化变量分别出现在不同的回归方程之中，而其他变量间的相关系数均小于0.7，所以回归方程的变量间不会出现严重的共线性，说明这些变量可以放入同一个方程中进行回归分析。
（三）回归结果分析
1. 保险公司多元化与公司总绩效关系的检验。方程1的回归结果见表5。四个回归方程的结果均显示，无论是调整后的赫芬达尔指数表示的产品多元化，还是熵指数法表示的产品多元化变量的一次项均与财产保险公司的ROA和ROE呈显著的负相关，而产品多元化的二次方项均与总绩效呈显著的正相关，说明产品多元化与公司总绩效呈显著的U形关系，即刚开始随着产品多元化程度的提升将不利于保险公司绩效的提升，但是随着产品多元化程度的进一步提升将会对公司绩效产生正面影响。结果同时显示，地域多元化与公司绩效不存在显著关系。
2. 保险公司多元化与公司成本费用类绩效关系的检验。表6呈现了我国财产保险公司产品多元化、地域多元化与财险公司成本费用类绩效关系的回归结果。表6中的回归（1）和（2）显示的是以调整后的赫芬达尔指数表示的产品多元化和地域多元化与财产保险公司保费费用率和综合成本率的关系。回归（1）结果显示，产品多元化的一次项与保费费用率呈显著正相关，而其二次项与保费费用率呈显著的负相关关系。这说明产品多元化与保险费用率呈显著的倒U形关系，即随着财产保险公司产品多元化程度的增加，保?M费用率呈现出先升后降的走势。之所以出现这一结果的原因在于，一个新产品的开发、上市及营销推动会耗费大量的费用，从而引起保费费用率的增加，但是当财产保险公司具备了较为娴熟的产品多元化经营经验和能力的时候，再增加产品多元化程度就能够借助积累的经验降低保费费用率。回归（1）的结果同时显示地域多元化与保费费用率之间呈显著的U形关系，即随着财产保险公司省级分公司数量的不断开拓，保险费用率呈现先降后升的趋势。目前我国保险公司大多采取不断开设新的网点以增加保费规模的业务发展战略，回归结果显示刚开始随着区域多元化程度的提升，财险公司保费费用率能够得以显著降低，其原因在于区域多元化能够迅速增加保费规模，通过规模经济降低了单位保费的业务及管理费，从而提升了公司绩效，但结果同时显示，过高的地域多元化将会使得保费费用率增高，其原因可能在于盲目地追求保费规模最大化目标而缺少管理能力支持下的区域多元化将会增加各项费用和成本，因为我国不同省份之间社会文化、产业结构、环境禀赋存在较大差异，从而过高的地域多元化将带来地理资源整合难度加大（孙祁祥等，2015）。回归（2）显示，产品多元化与财产保险公司的综合成本率之间不存在显著的相关关系，而地域多元化与综合成本率之间呈现出显著的U形关系。用熵指数来度量产品和地域多元化时，回归（3）和（4）的结果均显示，产品多元化与财险公司绩效均未呈现出显著的相关关系，但是地域多元化均与公司绩效呈现显著的U形关系。之所以出现这样的原因，可能在于产品多元化并不能带来过多的范围经济，而地域多元化能够通过规模经济，通过在更大范围承保更多的标的实现风险分散，从而能够降低成本和费用率，提升公司绩效。所以，表6的整体回归结果显示，产品多元化对公司的成本费用绩效并不具有显著的影响，而地域多元化对公司成本费用类绩效呈显著的U形关系。
?P于控制变量与公司绩效的关系，回归结果显示，公司存续时间越长，越有利于降低保费费用率和综合成本率，也说明了随着存续时间的增长，公司的经营管理能力能够得以提升；公司规模与保险公司绩效呈显著负相关关系，说明财产保险公司能够通过规模经济降低各项费用率，从而提升公司绩效；所有者权益占比越高越有利于降低保险公司综合成本率；再保险率的提升有利于降低保费费用率，但是再保险比例的提升却增加了保险公司的综合成本率。
3. 财产保险公司经营成本费用与公司总绩效关系的检验。表7显示了财产保险公司经营成本费用类绩效对公司总绩效的影响。结果显示，保费费用率和综合成本率均与公司绩效呈现显著的负相关关系，意味着保险公司经营成本的提升将会显著降低保险公司的总资产收益率和净资产收益率。这再次说明，在检验保险公司多元化经营战略对公司绩效的影响机制时，必须高度关注多元化对公司绩效的影响机理和传导机制，忽视中间变量的回归将不能正确地显示变量间的相关关系。
（四）稳健性检验
我们用财产保险公司综合费用率和综合赔付率指标作为成本费用类绩效的替代指标再次进行了回归。回归结果与上述结果高度一致，说明了本文所得出的结果具有稳健性。同时，为了避免多元化和公司绩效间的内生性对结果稳健性的影响，我们选取了滞后一期的解释变量并对模型（1）、（2）和（3）重复了上述回归，回归结果也高度一致，这里不再列示稳健性检验的回归结果。
五、主要研究结论与启示
基于我国财产保险公司2006―2014年的312个年度样本数据，检验了产品多元化和地域多元化与公司绩效的关系。通过梳理多元化经营战略对公司绩效的影响传导机制，指出多元化战略将通过影响保险公司的成本费用类绩效等中介变量对公司的最终绩效产生影响，本文选择了保险业专用绩效指标如保费费用率、综合成本率等，这些绩效指标会客观反映多元化经营与公司绩效间的关系。研究结果表明：第一，财产保险公司产品多元化与总绩效呈显著的U形关系，而与成本费用类绩效指标间的关系并不显著；第二，财产保险公司地域多元化与成本费用类绩效均呈显著的U形关系，说明地域多元化战略的选择会对公司的绩效产生显著的影响；但其对总绩效的影响并不显著；第三，多元化战略将通过规模经济对保险公司的经营成本费用类等中介变量产生直接的影响，并对公司最终绩效产生显著影响。
通过本文的研究，我们得到如下启示：首先，我国财产保险业务结构单一，保费收入结构极为不合理，所以保险公司均是重规模、轻效益，重短期、轻长期，致使保险公司产品经营战略围绕规模目标而不是效益目标。其次，规模经济在保险公司效果显著。目前各家保险公司之间展开的是以规模为代表的市场份额的竞争，为达到提升保费规模而不惜展开激烈甚至自杀式的价格竞争，致使保险公司综合成本率过高，财产保险业整体处于承保亏损状态。再次，保险公司的收益主要依赖于通过获取更大规模的保费进行投资运作获取投资收益。本文研究表明，财产保险公司未能使承保收益和投资收益这两个轮子良好地运转起来，加之我国资本市场并不完善，这将会给我国保险业带来较大的经营风险。保险公司多元化战略的选择一定要避免盲目跟风，保证有质量的规模、有效益的速度和有持续力的发展，避免“唯保费规模”导致“成长型破产”结局的出现。
关键词：存款；保险费率；金融秩序
存款保险制度始于20世纪30年代的美国，是一个国家为了保护存款人的利益和维护金融秩序而建立的，在银行因意外事故破产时进行债务清偿的制度。金融监管当局的审慎监管、中央银行的最后贷款人功能及存款保险制度通常被认为是维护一国金融稳定的三个基本要素。存款保险制度设计是一个复杂的系统工程，其中，保险费率制度设计更为关键，会直接影响银行经营成本及银行间竞争格局，决定存款保险基金的充足程度。本文回顾了各国存款保险费率设计的理论，就适合我国国情的保险费率制度设计提出了见解和建议。
一、存款保险费率制度理论综述
合理、有效的存款保险费率涉及以下几个问题：一是缴费模式；二是保险费率；三是参保范围；四是保险范围；五是赔付限额。
（一）缴费模式
国际上普遍采用的缴费模式有单一费率与差别费率两种。单一费率模式是不考虑金融机构的风险水平，统一按固定费率收取保险费。这种模式简便易行、易于操作。但是，难以调动风险水平相对较低的金融机构的参保积极性。差别费率模式是衡量金融机构的风险等级，根据等级设定不同的保险费率，风险水平较高的金融机构就要相应缴纳较多的保费。与单一费率制度相比，差别费率模式无疑更为科学、公平，但其应用的技术要求较高。七十年代以来，随着银行业务的多样化，高风险业务不断增加，越来越多的国家选择了差别费率制度。
（二）保险费率
保险费率的确定需要考虑多方面的因素，如保险基金额度及来源、缴费模式、银行体系资产价值的风险水平等，最关键的因素是银行体系的风险。当前流行的两种定价方法都是依据银行体系资产价值的风险来为存款保险定价。一种是以期权定价模型为基础，另一种是以预期损失定价模型为基础。期权定价模型是将存款保险看作一项看跌期权，利用期权定价模型来对存款保险定价。预期损失定价方法则是一种更具一般性的存款保险定价方法，其公式为：预期损失=预期违约概率×风险暴露×给定违约下的损失。
（三）参保范围与保险范围
目前，国际上多数国家是按照“属地”原则来确定参保金融机构范围的。如美国就是按照“属地”原则确定参保机构的代表，其FDIC的参保主体包括在美国境内的所有美国境内吸收存款的所有金融机构，而美国银行的国外分支机构均不在参保范围之内。日本则是“属人”原则的奉行者。一般地，保险范围限于居民定期和活期储蓄、支票及退休金等账户存款。
（四）赔付限额
存款保险限额的设计是一个较复杂的问题。限额定得太高甚至完全保护，会引发道德风险，对金融机构的市场约束大大降低；太低又无法保护小额存款人的利益，无法减少和避免挤兑的产生。目前，存款保险赔付的方式主要有三种：一是限额赔付，二是比例赔付，三是比例加限额赔付。国际通行做法是限额赔付，迫使存款人注意选择银行，加强市场约束，促使投保银行安全经营。赔付比例应是控制道德风险和实现政策目标之间的平衡点。IMF 认为，以保险限额与人均 GDP 的比值来衡量限额的合理程度是比较合适的做法。目前世界平均的保额比率是人均 GDP 的3 倍。在各大洲中，非洲最高，平均保额比率为 6.2；欧洲最低，为 1.6。
二、费率制度设计的建议
（一）缴费模式及保险费率
选择与设计存款保险费率制度时，既应充分考虑到我国金融体制以及金融业的发展现状，也要考虑到不同费率模式的优劣和技术要求，真正建立一个与我国实际情况相适应、能和谐融入我国金融安全网的存款保险制度。就我国目前实际情况看，完全按照金融机构的风险程度来准确划分费率等级难度较大，可以采用折中的办法，即：先施行简单的差别费率，按银行的规模和资本充足程度等指标划分等级，费率逐级增加。如，将四大国有商业银行设为费率最低级别，股份制商业银行次之，第三级是城市商业银行，最后是城乡信用社等。当我国银行业经营逐步完善，社会风险评价机构逐步成熟，可以调整费率制定标准和级别，重新将各金融机构归类，使保费能更准确的与风险水平挂钩。
（二）参保范围及保险范围
笔者认为，我国参保范围可参考德国模式，按照“属地”兼“属人”原则来确定。国内所有经营人民币存款业务的金融机构均应参保。国内金融机构的国外分支机构则视情况缴纳：参加了东道国存款保险的，就无须再参加国内的存款保险；没有参加东道国存款保险的，则应在国内缴纳存款保险。此外，根据国际存款保险制度的经验及我国国情，我国存款保险范围应限于人民币存款中的居民储蓄存款。其中，本金融机构高管人员的私人存款应考虑排除在外。至于企业存款及银行间存款，因其本身应具备一定风险识别能力，所以一般不考虑将其列入保险范围。
（三）赔付限额
宜实行限额赔付制，而不应采用全额赔付制。赔付限额的计算既可以按照单个账户、也可以按照个人实名。较合适的赔付限额应覆盖全部存款人的绝大部分，既要保证大多数居民的基本利益，又要抑制道德风险。国际通行的赔付限额是人均GDP的3－4倍，过高则易引发道德风险。
参考文献：
[1]中国隐性存款保险分析，刘志坚，《思想战线》201104
[2]存款保险制度对金融业的影响及我国存款保险制度的路径选择，王保庆， 金融理论与实践，2011/07
[3]《有效存款保险制度核心原则及符合性评价方法》对我国构建存款保险制度的启示，李志强，经济导刊，2011/03
2003年以来，房价持续快速上涨，普通群众越来越感到通过市场购房实现安居梦想变得日益艰难。为了攒钱购房或偿还房贷，人们被迫在消费上做出了牺牲。这也对宏观经济走势产生了负面影响。很多人将当前内需不足、消费不振的原因归结为房价飙升。政府也希望通过持续加码的房地产市场调控来抑制房价，释放民间消费潜力。这种观点和政策意图究竟有没有理论依据，能不能得到实证经验材料的证实？
同时我们注意到，作为关注民生、建设和谐社会的重要举措，中国政府不断地扩大社会保险的覆盖面（即社保扩面）。2012年底，全国城镇职工基本养老保险、基本医疗保险、失业保险、工伤保险和生育保险的参加人数分别达到30 379万、53 589万、15 225万、18 993万和15 445万。社保逐年快速扩面能否经由量变产生质变，有效降低未来的不确定性，切实发挥生存保障功能，进而促进国内居民消费？房价与社会保险在影响居民消费上是否有交互作用？房价持续走高对社会保险的保障功能会有什么样的影响？本文将在这些问题上做一个清晰的回答。
二、文献综述
国外学者大多都认同房价与居民消费是紧密同步增长的，但对二者关系的作用机制尚未达成共识，具体有三种假说：其一，房价上涨使居民的资产性财富增加，进而使居民消费增加；其二，房价上涨通过增加家庭可用的抵押品，可放松他们的预算约束，鼓励消费；其三，房价和消费都受相同因素的影响。究竟那种假说更可信呢？针对此，Attanasio等利用微观数据发现，房价与消费之间的关系在较年轻家庭比在较年老家庭更紧密，这与财富渠道假说相矛盾，他们坚信相同的因果因素是联接房价与消费的最重要的因素\[1\](P20)。Browning等利用家庭面板数据集，研究发现几乎没有证据表明房价与消费之间存在财富效应，但他们的数据支持房价通过信贷抵押渠道影响消费的假说\[2\](P415)。Atalay等利用加拿大和澳大利亚的数据研究发现，直接的财富效应和共同因果因素都不能解释房价和消费之间的关系，相反间接的放松信贷约束最可能解释房价与消费之间的关系\[3\]。
对于房价与居民消费的关系，国外学者大多选择发达国家的房地产市场为样本，中国学者多选择国内房地产市场为样本，研究对象不同得出的结论也有明显差异。国外学者研究发现房价上升会促进居民消费，然而国内学者大多发现在中国房价上升会抑制居民消费。杜江从理论上解释了住房价格过高会降低居民消费。认为购买力不强的消费者为了积累住房的购买力，就会减少其他消费，导致内需不足\[4\](P93)。杜莉等利用我国172个地级城市2002―2006年的面板数据，研究发现房价上升抑制居民消费，并认为房价抑制居民消费的机制在于中国潜在的购房群体比重很大，这些群体不得不为购房而增加储蓄减少消费，从而产生房价对消费的抑制作用\[5\](P27)。陈彦斌等从房地产Bewley模型出发，研究发现房价上涨使富裕家庭投资房地产市场，这种投机性房屋需求会进一步推高房价，反过来这种不断上涨的房价会不断加重年轻家庭的购房负担和压力，他们不得不增加储蓄减少消费\[6\](P36)。徐小鹰考虑到流动性约束和未来不确定性等因素，从预防性储蓄角度研究发现，长期和短期内房价上涨都会抑制居民消费\[7\](P15)。谢洁玉等利用中国城镇住户调查数据分析了房价对城镇居民消费的影响，发现房价对居民消费会有显著的抑制作用，并且在有未婚男性的家庭中房价对居民消费的抑制作用更强\[8\](P25)。
中国地质大学学报(社会科学版)赵伟，等：房价调控、社保扩面能促进居民消费吗？关于社会保险与居民消费之间关系的研究，一方面，从理论上说，社会保障通过减少未来的不确定性，让人们更放心地消费，减少预防性储蓄的比例。Hubbard等支持这种机制分析\[9\](P380)。很多实证研究也证实了这种机理。Gruber等利用美国数据研究发现更好的医疗保障能显著增加居民消费\[10\](P1260)。Feng等利用CHIP数据研究了中国1995―1997年的养老金改革（旧制度已破而新制度尚未建立，增加了不确定性）对储蓄的影响，发现养老金改革使25~29岁的群体的1999年的家庭储蓄率增加了6~9个百分点，而使50~59岁的群体的1999年的家庭储蓄率增加2~3个百分点，也发现养老金财富的下降会降低更多的教育和健康支出，这意味着养老金财富对人力资本投资的影响更大\[11\](P482)。
国内学者比较关注医疗保险和养老保险对消费的影响。关于医疗保险，马双等利用CHNS数据研究发现，新农合能使家庭热量摄入量、蛋白质摄入量和碳水化合物摄入量显著增加，使家庭的食品消费支出显著增加\[12\](P268)。甘犁等利用CHNS等数据研究发现新农合、城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险都能带动居民消费\[13\](P37)。白重恩等利用面板数据研究发现新农合可以促进居民的非医疗消费\[14\](P52)。臧文斌等利用中国城镇居民基本医疗保险入户调查数据研究发现，相比未参保家庭，参保家庭的非医疗消费支出会显著增加，但对医疗消费支出没有显著不同\[15\](P84)。关于养老保险，白重恩等利用城镇住户调查2002-2009年9省市的数据研究发现，扩大养老保险覆盖面能促进居民消费，但提高养老金缴费率则会抑制居民消费\[16\](P71)。在现有文献中只有余官胜等全面考察了五类社会保险对居民消费的影响\[17\](P39)，他们认为除生育保险外，其他四类社会保险对居民消费的影响会随着经济发展水平发生符号性的变化，具体地，当经济较为落后时，提高社会保障参与率会抑制居民消费；当经济较为发达时，提高社会保障参与率会促进居民消费。
总的来说，第一，发展中国家尤其是中国住房市场上房价与消费关系的研究结论与国外针对成熟住房市场的研究结论并不一致，而国内现有研究，由于样本选取和模型设定等方面的差异，得到的结论差别也很大，这背后是不是因为忽略了某些重要差异？需要进一步探究；第二，现有文献大多把关注点放在房价与居民消费、社会保险与居民消费的两两关系上，很少有将房价、社会保险与居民消费三者结合起来的研究；第三，房价与社会保险在影响居民消费上是否有交互影响，房价的持续走高是否会影响社会保险应有的功效？现有文献对此还存在研究空白。
本文一个很重要的目标是寻找房价和社会保险对居民消费的影响是否存在区域差异。在购房负担不同的区域其影响效应可能是不同的，现有文献结论存在很大的分歧可能就是忽略了这种差异性。论文余下部分结构如下：第三部分为模型介绍、变量说明和数据描述性统计，第四部分为实证分析，第五部分为结论。
三、模型、变量和数据
（一）模型
解释居民消费的理论和模型，主要有凯恩斯的绝对收入理论、莫迪利阿尼的生命周期理论、弗里德曼持久收入假说及预防性储蓄假说。收入是影响消费的主要因素，房价和社会保险则通过改变持久性收入、实际财富、信心等途径影响消费。本文在这些理论的基础上首先建立如下消费函数，来检验房价与消费的关系，形式如式（1）：
lnCit=β0+β1lnPit+β2lnPi,t-1+β3Xit+uit（1）
其中，i代表省份，t代表时间，Cit代表人均消费性支出，Pit代表当期房价水平，Pi,t-1代表房价水平的滞后一期，一般将其作为预期房价的变量\[18\](P71)，Xit是控制变量，比如人均可支配收入、人口结构等。其中人口结构变量包括总抚养比和未婚男性比例，总抚养比反映的是家庭生活负担程度，少儿抚养比越高，意味着更多的教育支出等，老年抚养比越高意味着更多的医疗支出等。未婚男性比例越高，意味着将来会发生更多的开支，比如结婚、买房以及后来的家庭抚养负担等。它们都是影响居民消费的人口结构因素。uit代表随机误差项。
接着我们将进一步考察社会保险对居民消费的影响，由于社会保险分为医疗保险、养老保险、失业保险、生育保险和工伤保险五类虽然社会保险具有强制性，但在实际操作中存在着漏保、“象征性”参保等现象。比如一些新成立的企业，它们尚处在发展起步阶段，职工年龄相对年轻，人员流动性较大。企业老板往往只顾眼前利益，认为为职工参保缴费增加了企业生产经营成本，不愿为职工参保，或者为了应付检查“象征性”参保，造成实际参保人数与实际用工人数相差较大。另外，该类企业中职工相对年轻，参保意识不强，认为退休是很遥远的事，不如把企业应该为自己投保的钱拿到手中踏实，从而对参保有抵触情绪。由于存在这类现象，社会保险参与率具有类别差异性和区域差异性，这也为我们考察不同区域不同类别的社会保险参与率对消费的不同影响提供了可能。，五类社会保险的参与率可能存在多重共线性问题，我们利用主成分分析方法对它们做降维处理，将主成分得分变量引入模型，形式如式（2）。
lnCit=β0+β1lnPit+β2lnPi,t-1+β3Xit+β4factor+uit（2）
其中，factor代表主成分得分变量。
为了考察房价与社会保险在影响居民消费上的交互作用，我们在上述模型基础上引入房价与社会保险主成分得分变量的交互项，构造新的模型如式（3）：
lnCit=β0+β1lnPit+β2lnPi,t-1+β3Xit+β4factorit+β5factorit*lnPit+uit（3）
（二）变量说明
如表1所示。表1变量说明
变量名变量标签说明数据来源consumption人均消费性支出经物价平减，取对数CSMAR数据库income人均可支配收入经物价平减，取对数house price房屋平均销售价格经物价平减，取对数dependency ratio总抚养比少儿抚养比+老年抚养比《中国统计年鉴》《中国人口统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》unmarried men未婚男性比例15岁以上未婚男性/15岁以上男性CSMAR数据库medical insurance由于无法获得年末城镇职工人数这一数据，本文选择年末从业人员数作为其变量，由于统计口径不同，可能会出现某些样本点的取值大于1的情况。其他四种保险参与率的处理方法与之相同。医疗保险参与率国务院于2007年7月10日下发通知《国务院关于开展城镇居民基本医疗保险试点的指导意见》，详见wwwgovcn/zwgk/200707/24/content_695118htm。该意见指出，从2007年起开展城镇居民基本医疗保险试点，计划2007年在有条件的省份选择2至3个城市启动试点，2008年扩大试点，争取2009年试点城市达到80%以上，2010年在全国全面推开，逐步覆盖全体城镇非从业居民。在本文研究时间段（1999―2011）后期城镇居民基本医疗保险才开始试点推广，能收集到的数据很有限，因此本文使用城镇职工基本医疗保险参与率作为医疗保险参与率的变量。医疗保险城镇职工参保人数/年末从业人员数《中国劳动统计年鉴》续表1
变量名变量标签说明数据来源pension insurance养老保险参与率养老保险职工参保人数/年末从业人员数unemployment insurance失业保险参与率失业保险年末参保人数/年末从业人员数maternity insurance生育保险参与率生育保险年末参保人数/年末从业人员数work injury insurance工伤保险参与率工伤保险年末参保人数/年末从业人员数
本文的研究样本为中国30个省市区（自治区和港澳台地区除外）1999-2011年的面板数据。本文用城镇居民家庭平均每人全年消费性支出作为消费的变量，用城镇居民家庭平均每人全年可支配收入作为收入的变量，用房屋平均销售价格作为房价的变量，上述三个变量均用CPI（1999=100）平减，同时为了平滑数据，消除或降低异方差性，对变量都取自然对数。
四、实证分析
（一）基本回归
如表2所示。表2基本回归（全国面板数据）
解释变量被解释变量：人均消费性支出(1)(2)(3)人均可支配收入0848 38***0857 70***0840 52***(0014 27)(0015 91)(0018 82)房屋平均销售价格0039 61*0042 55**0044 53**(0020 72)(0020 43)(0021 71)滞后一期的房屋平均销售价格-0027 14-0042 25**-0031 68(0020 33)(0020 37)(0021 10)总抚养比-0000 410000 08(0000 62)(0000 69)未婚男性比例-0007 03(0126 86)常数项1003 30***1026 23***1072 13***(0051 45)(0095 35)(0116 12)样本观测数360330270判定系数R20988 080987 480985 59注：回归方程（1）-（3）的样本为由30个省市区组成的全国面板数据，回归时人均消费性支出、人均可支配收入、房屋平均销售价格
及其滞后项均取对数形式，我们依照Hausman检验结果选择随机效应模型，括号内为标准误。
***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著。
在只引入收入、房价、房价滞后一期三个变量，而不加入其他控制变量时（见表2列（1）），我们发现收入的系数是0848，而且是显著的，若收入增加1%，我们预期消费性支出会增加大约0848%。当期房价显著为正，说明当期房价上升会增加当期消费。房价滞后一期为负，但不显著，从表2还可知，当我们逐项加入总抚养比和未婚男性比例时，尽管总抚养比和未婚男性比例的系数不显著，但收入、房价及其滞后项的系数符号和显著性没有发生较大变化。
根据现有研究，一般将房价滞后一期作为预期房价的变量，从这个角度我们得到当期房价显著促进消费而预期房价不显著地抑制消费的结论。这个结论吸引我们继续探讨房价对消费的影响的差异性，不同区域的房价对消费是不是有不同的影响呢？为了探究这个问题，我们按照“房价/可支配收入”比值的大小将30个省区分为两类区域“房价/可支配收入”可以被看作是房价可支付力指标（购房支出负担指标）。现有文献认为房价对消费的挤出效应机制在于消费者可能会为了买房而增加储蓄减少消费，当房价与收入之比越来越高时，消费者这种储蓄激励会更加强烈，挤出效应可能更加明显。因此我们把30个省区按此变量进行分类，将该变量在1999―2011年分省区求平均值，再求总平均值，各省区的平均值在总平均值以上的归为区域1（即购房支出负担重的区域），在总平均值以下的归为区域2（即购房支出负担轻的区域）。具体地，区域1包括北京、天津、辽宁、黑龙江、上海、浙江、福建、广东、海南等9个省区，其余归为区域2。，回归结果分别如表3所示。表3基本回归（分区域）
解释变量被解释变量：人均消费性支出(1)(2)(3)(4)(5)(6)区域1区域1区域1区域2区域2区域2人均可支配收入0971 33***0967 22***0938 16***0804 98***0830 29***0813 26***(0024 54)(0028 24)(0036 37)(0019 65)(0022 16)(0024 79)房屋平均销售价格-0017 06-0017 09-0026 340057 91**0050 73**0058 01**(0032 18)(0031 74)(0033 81)(0025 65)(0025 02)(0026 71)房屋平均销售价格的滞后一期-0058 54*-0090 48***-0078 68**-0010 47-0015 80-0011 65(0030 45)(0029 97)(0031 08)(0025 86)(0025 72)(0027 05)总抚养比-0003 53***-0005 24***0001 220001 47*(0001 06)(0001 49)(0000 76)(0000 82)未婚男性比例-0565 21**0059 19(0250 94)(0157 77)常数项0594 86***1013 54***1461 68***1123 51***0937 55***0984 13***(0098 94)(0181 03)(0268 73)(0056 77)(0109 84)(0131 65)样本观测数1089981252231189判定系数R20990 210989 800987 700988 680988 700987 45注：回归方程（1）-（3）的样本为区域1（购房支出负担重的区域）面板数据，回归方程（4）-（6）的样本为区域2（购房支出负担轻的区域）面板数据，回归时人均消费性支出、人均可支配收入、房屋平均销售价格及其滞后项均取对数形式，我们依照Hausman检验结果区域1回归选择固定效应模型，区域2回归选择随机效应模型，括号内为标准误。***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著。
根据表3，区域1的回归结果显示，当期房价对消费的影响不显著，预期房价在10% 的显著性水平下显著为负，区域2的回归结果则显示，当期房价对消费的影响在5%的显著性水平下显著为正，预期房价对消费的影响不显著。在此基础上将总抚养比和未婚男性比例两个变量依次纳入模型作为控制变量，这两个变量在理论上都会抑制消费，在回归结果中也容易发现，这种抑制效应在购房支出负担重的区域表现得更为明显，统计上也更显著。更重要的是，在加入这些控制变量后，房价对消费的影响未发生显著变化，在购房支出负担重的区域房价依然是抑制消费，在购房支出负担轻的区域房价依然是促进消费，说明结论具有稳健性。
究其原因，在购房支出负担重的区域，房价收入比较高，为买住房需要进行更多的储蓄，不得不压缩日常消费，当房价持续上涨或有持续上涨的预期时，购房压力会转向强制储蓄寻求舒缓。因此，房价上涨会抑制居民消费。对于购房支出负担轻的区域，房价收入比较低，购房压力较小，房价的上涨对购房行为产生的压力较小。不断上涨的房价使住房成为家庭投资的首选，很多家庭会投资房地产实现财富保值增值。在购房支出负担轻的区域家庭有意愿也更有能力拥有住房资产，当房价上涨时该区域拥有住房资产的家庭会因为房屋增值、拥有更多的财富而增加其消费。
对比区域1和区域2的回归结果，有两点重要结论：第一，前文我们做的区域划分是有意义的，因为房价对消费的影响在不同的区域有很大的差别，在按房价/可支配收入划分区域后，房价对消费的影响机制有了更精细的阐释。第二，现有文献关于房价对消费的影响的研究尚未得出一致的结论，一部分学者认为房价促进消费，即存在财富效应，另一部分学者认为房价抑制消费，即存在挤出效应，从上述回归结果我们得到了一个更一般也更符合逻辑的结论，即这两种效应在我国是并存的，在购房支出负担重的区域表现为挤出效应，在购房支出负担轻的区域表现为财富效应。
（二）加入社会保险因素并考虑交互影响的扩展模型
为了避免同类指标可能产生的共线性问题，同时又能尽可能多地保留五类社会保险参与率所包含的信息，我们采用全局主成分法对社会保险变量做了降维处理。
由于第一主成分对于方差的解释达到了9267%，我们把第一主成分得分作为五类社会保险参与率的变量。第一主成分得分的系数均为正值，表明这五类社会保险参与率越高，第一主成分得分就越高。
从表4回归结果上看，不划分区域的情况下，当期房价会促进消费，预期房价会抑制消费，并且在统计上都是显著的。第一主成分得分变量的斜率系数也显著为正，考虑到第一主成分的得分矩阵，可以发现这五类社会保险参与率的提高都会增加消费，说明社会保险的确能起到保障作用，在统计上能显著地促进居民的消费。但在做进一步的区域分类后显示出有差异性，我们发现在购房支出负担轻的区域社会保险能显著促进消费，但在购房支出负担重的区域，社会保险对消费没有显著的影响。表4加入社会保险的回归模型
解释变量被解释变量：人均消费性支出(1)(2)(3)(4)(5)全国区域1区域2区域1区域2人均可支配收入0823 51***0954 80***0773 85***0925 03***0776 65***(0019 78)(0046 52)(0029 85)(0048 04)(0029 98)房屋平均销售价格0056 78***0023 670047 04*0046 800054 66*(0021 72)(0036 60)(0026 43)(0037 75)(0028 05)房屋平均销售价格的滞后一期-0049 70**-0109 83***-0008 39-0128 70***-0007 46(0021 73)(0034 63)(0026 34)(0035 23)(0026 43)总抚养比0000 92-0003 79**0002 05**-0003 08*0002 12**(0000 73)(0001 60)(0000 86)(0001 61)(0000 86)未婚男性比例-0025 17-0403 15-0055 19-0373 37-0073 77(0144 35)(0297 80)(0189 00)(0290 80)(0189 88)社会保险参与率的第一主成分得分0028 46***-0003 660057 56***0177 58*-0091 19(0008 99)(0019 08)(0020 82)(0098 15)(0178 28)社会保险参与率的第一主成分得-0018 05*0018 91分*房屋平均销售价格（交互项）(0009 60)(0022 60)常数项1240 17***1058 62**1423 90***1247 32***1332 56***(0141 09)(0396 48)(0196 46)(0399 40)(0223 19)样本观测数2306416664166判定系数R20982 940985 780985 510986 760985 56注：回归方程（1）的样本为由30个省市区组成的全国面板数据，回归方程（2）、（4）的样本为区域1（购房支出负担重的区域）面板数据，回归方程（3）、（5）的样本为区域2（购房支出负担轻的区域）面板数据，回归时人均消费性支出、人均可支配收入、房屋平均销售价格及其滞后项均取对数形式，依照Hausman检验结果区域1回归选择了固定效应模型，全国面板、区域2回归选择了随机效应模型，括号内为标准误。***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著。
究其原因，社会保险费用一般由个人和企业承担，参加社会保险对消费有两个相反方向的影响：（1）社会保险能一定程度上消除人们对未来收入和消费的不确定性，从预防性储蓄的视角可知，参加社会保险会增加居民的消费性支出；（2）参加社会保险需要交纳一定的费用，这将减少可自由支配的当期收入，对居民消费产生负向的影响。全国范围内社会保险会促进居民消费，在购房支出负担轻的区域也能显著促进居民消费，我们认为可能由于该区域购房负担较轻，没有增加储蓄压缩消费的强烈动机和迫切要求，参加社会保险的费用尽管能减少当期收入，但更为未来消费增加了保障，正影响大于负影响。在购房支出负担重的区域，购房压力较大，尽管参加社会保险能消除一些不确定性，但会减少当期用以储蓄的收入。尽管参加社会保险的费用占当期收入的比重不一定很高，但因为较大的购房支出压力，会使得有较强购房需求和较重购房压力的家庭“锱铢必较”，两方面的作用可能使房价对居民消费的正负影响相互抵消，因此在统计上不显著。接下来我们进一步加入房价与社会保险参与率的交互项，试图将这两种相反的影响剥离开来。
在加入交互项后，我们发现社会保险参与率及其与房价的交互项在10%的显著性水平下都是显著的（见表4的模型（4））。具体地，社保主成分变量系数为正，说明社会保险会促进消费，而交互项斜率系数为负，这表明随着房价的上升，社会保险对消费的促进作用会越来越弱，即房价不仅通过自身直接抑制消费，还可能通过削弱社会保险的保障能力来抑制消费。从模型（4）回归结论可知，社会保险对消费的偏效应为0177 58-0018 05*lnP，当房价不断攀升时，社会保险的偏效应会越来越小。而在不加入交互项时，表4模型（2）的回归结果显示社会保险系数在统计上不显著异于0，可能就是该区域购房压力过重、房价过高的缘故为了考察结论的稳健性，我们分别用住宅平均销售价格替代上文的房屋平均销售价格和用人均工薪收入替代人均可支配收入进行回归，得出了类似的结论。限于篇幅未一一列出。有需要可与作者联系。。
为什么在购房支出负担重的区域房价会削弱社会保险促进居民消费的能力呢？我们认为社会保险本身具有减少未来收入和消费的不确定性，但由于家庭对住房的刚性需求和中国“居者有其屋”的传统观念，虽然房价持续上涨，住房依然很难被其他商品替代，超越可支付力的房价飙升使普通家庭对未来是否有能力买房的疑虑显著增大，特别是对有刚性购房需求的家庭，储蓄动机将变得越来越强烈，加上社保缴费会减少当期收入，相对于房价上涨带来的越来越多的不确定性，社会保险这把“保护伞”的保障作用正变得孱弱，提振居民消费信心的能力也越来越小。
从表4的模型（5）可以看出，对于区域2，即购房支出负担轻的区域，交互项系数并不显著，甚至由于加入交互项，第一主成分得分变量的系数也不显著。这表明虽然在购房支出负担重的区域，房价的上升会减弱社会保险对消费的促进作用，但是在购房支出负担轻的区域，房价则不会影响社会保险对消费的促进作用。究其原因，如前文所述，在购房支出负担轻的区域，房价对消费表现为财富效应，房价上涨会增加房屋拥有者的资产财富，与区域1不同，房价上涨并没有恶化居民对未来的预期。虽然社会保险会减少当期收入，但社会保险也更多地起到减少未来不确定性的作用。社会保险与房价对居民消费的影响机制不同，所以二者之间没有显著的相关关系。
五、结论与政策建议
本文采用全国30个省区1999―2011年的面板数据，考察了房价、社会保险与居民消费之间的关系。根据住房可支付能力将30个省区划分为购房支出负担重的区域和购房支出负担轻的区域，回归结果表明在购房支出负担重的区域预期房价抑制居民消费，表现为挤出效应，在购房支出负担轻的区域当期房价促进居民消费，表现为财富效应。这表明房价对消费的影响具有区域差异性，现有文献对房价与消费关系的研究结论存在很大分歧，可能是因为它们忽略了这种区域差异性。
我们利用主成分分析方法发现社会保险能够促进居民消费，但社会保险与房价的交互影响仍然具有区域差异性，即在购房支出负担重的区域，房价的上升能显著减弱社会保险促进消费的能力，而在购房支出负担轻的区域，房价与社会保险之间的交互影响不显著，即房价不会对社会保险促进消费的功能造成显著影响。
因此，购房支出负担重的区域需要有效控制房价，房价下降有利于增加消费；而购房支出负担轻的区域需要保证房价与可支配收入的同步增长，以免造成居民的购房支出负担过重，进而出现房价的挤出效应。由于在购房支出负担重的区域房价不仅通过自身抑制消费，还会减弱社会保险对消费的促进作用，也就是说，高房价有可能把社保扩面产生的消除未来不确定性、消除生存恐惧等积极功能抵消殆尽，因此这类区域控制房价过快上涨更具有重要意义。
当前宏观经济面临下行压力，促进居民消费更有现实意义。我们不仅要改善居民的可支付能力，更重要的是提高居民的敢消费能力。唯有对未来形成稳定乐观的预期，才能降低居民预防性储蓄占收入的比重，增加居民消费。这需要一方面有效调控房价，减轻居民未来的购房压力，另一方面扩大社会保险覆盖面，增加社会保障的范围和能力，让居民没有后顾之忧。
房价调控应该重视供求基本面，在供给方面，继续改善住房供应结构，健全住房保障体系，加大公共租赁房、共有产权房等保障性住房的有效供给量。积极探索农地直接入市和小产权房规范治理的新途径。在需求方面，完善房屋租赁制度和政策，规范市场秩序，积极搭建房屋租赁信息平台，将居民的一部分住房需求从购房转移到租房上来，分流住房市场压力。同时继续采用区别性的金融、税收手段和必要的行政手段，抑制投资、投机性需求，呵护刚性需求。
在社会保险扩面过程中要让养老、失业、医疗、工伤、生育等各项社会保障事业稳步均衡发展，完善社会保险关系转移接续政策，适时适当降低社会保险费率。整合城乡居民基本养老保险制度、基本医疗保险制度和最低生活保障制度，把进城落户农民完全纳入城镇住房和社会保障体系，从根本上解决进城农民的市民化问题。同时加大社会保险基金的财政投入力度，不断提高国有资本划转充实社会保障基金的比例。建立健全合理兼顾各类人员的社会保障待遇确定和正常调整机制，努力实现“老有所养、病有所医”，使人们形成乐观积极的预期，唯有如此才能提振内需。
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2012年3月29日，中国保监会公布了《中国第二代偿付能力监管制度体系建设规划》，这标志着我国第二代偿付能力（以下简称“偿二代”）监管制度建设工作正式启动。“偿二代”建设的第一项工作是对“偿一代”的全面总结评估（陈文辉，2013）。毋庸置疑，在这个评估过程中，保险公司最低资本要求的总结将成为最重要的一环。那么，在“偿一代”体系下，最低资本要求主要存在哪些问题？这些问题产生的主要原因是什么？我们又该如何在“偿二代”建设中注意改正这些问题呢？对这些问题的回答引发了我们极大的兴趣。
事实上，保险监管之所以存在，主要是由于代理问题和信息成本有时会引起市场失灵（Klein，1995；Eling，et al.，2007）。因此一个广泛接受的观点是，好的保险监管应该被设计成与完全竞争的市场产生尽可能一致的结果（Cummins，et al.，1992）。为了达成这一目标，很多监管措施被广泛应用，这些措施包括程序准入、监督监测、资本需求和信息披露等等（IAIS，2003）。而这里面的最低资本需求，往往又是各种监管体系的核心部分（Doff，2008）。
目前世界上保险公司偿付能力资本标准主要有两大体系：欧盟的Solvency体系和美国的RBC体系。中国保监会在设计偿付能力充足率指标的时候，分母主要借鉴了Solvency 0，分子则部分地借鉴了美国的RBC。由于本文将主要研究分母的问题，因此我们有必要回顾一下1973年出台的Solvency 0的具体要求。
Solvency 0要求选取下面（1）、（2）的较大值作为最低资本需求：
（1）（会计年度保费基数1000万欧元以下部分的18%和1000万欧元以上部分的16%）×自留比例。
（2）（近三年平均综合赔款700万欧元以下部分的26%和700万欧元以上部分的23%）×自留比例。
回过头来再看我们，中国保监会于2003年公布了《保险公司偿付能力额度及监管指标管理规定》（以下简称“规定”）。该规定要求使用以下（1）、（2）的较大值作为最低资本要求：（1）会计年度自留保费减营业税金及附加后1亿元以下部分的18%和1亿元以上部分的16%；（2）近三年平均综合赔款7000万以下部分的26%和7000万以上部分的23%。
通过比较不难发现，与Solvency 0相比，我们只是简单地做了一个汇率换算。即将1000万欧元改成了1亿元人民币，将700万欧元改成了7000万人民币。其他类似18%、16%等拐点参数，我们都没有修改。有鉴于此，《规定》可能是缺乏“经验基础”的。那么，中国的最低资本需求究竟该是多少呢？本文试图将中国的经验数据重新带入Campagne（1961）模型，以检验目前的最低资本需求是否合适，以期为中国“偿二代”改革提出建议。又由于很多研究（占梦雅，2006；任燕燕、张晓、郭金龙，2009）都证实了“规定”中的第二项几乎不起作用，因此本文将研究重点放在第一项有关保费的参数检验上。
二、文献回顾和评论
自1998年中国保监会成立以来，偿付能力监管就成为中国保险业监管的核心。研究偿付能力监管，是理解中国保监会对保险公司监管的一个非常重要的视角。在20世纪40年代末和50年代初，Campagne，et al.（1948）和F104Y5173.jpg（1952）分别在荷兰和芬兰对偿付能力展开了开创性的研究工作。F104Y5173.jpg（1952）首次提到了偿付能力溢额这个概念，即认可资产和认可负债的差额，亦称实际资本。但是我们还必须弄清的一个问题是，实际可利用的资本和监管当局要求的资本之间的区别，前者是一个F104Y5173.jpg（1952）定义的真实值，而后者则是监管当局出于保护保单持有人利益的一个要求值。理论上的资本要求，一般都是监管当局要求的最低持有资本数量，一旦实际资本低于这个最低要求，则监管当局将进行监管干预。对监管者来说，最低资本要求的设计工作是尤其富有挑战性的问题。那么，监管当局是如何设计这个理论上的最低要求“值”呢？里程碑的工作是Campagne（1961）做出的。Campagne（1961）的数据基础是一些欧洲国家1952～1957年非寿险公司的保单年度数据，并假设费用率为常数42%。Campagne（1961）设损失率服从Beta分布，并利用VaR的思想估计出欧洲国家损失率大于83%的概率不超过0.03%，则综合成本率为42%+83%=125%。换言之，公司需要保费的25%的额外资本准备，以保证公司未来一年偿付能力充足的概率不低于99.97%。需要特别指出的是，Campagne（1961）提到的赔付率是83%，对应的置信水平是99.97%，这样算出来的针对保费的最低资本要求比率是25%。但在经历上世纪60年代一系列的政治谈判和妥协之后，折中的方案是1000万单位货币以下的18%和1000万单位货币以上的16%（欧洲1973年Solvency 0中的相应规定）。我们根据Campagne（1961）和Dreassi and Miani（2008）提供的数据对18%和16%进行了回溯，发现这两个比率对应的置信水平分别是99.5%和99.2%。由于本文要做的一个具体工作是，利用中国的数据检验18%和16%的合理性问题，因此在检验过程中，我们有必要“咬住”相同的标准。我们不能用99.97%的置信水平去检验99.5%的标准是否合适（如果这样，恐怕就有一个“偷梁换柱”的嫌疑，那么检验的结果很可能是现有标准偏低了，而以往的国内研究很少注意这一点），因此本文将重点检验99.5%（对应18%）和99.2%（对应16%）两个置信水平。
在欧洲推出Solvency 0之后的一段时间内，又有很多文献（Daykin，1984；Kastelijn & Remmerswaal，1986；Pentikainen，1982；Norberg & Sundt，1985）继续深入对最低资本要求进行研究，直到20世纪90年代，这些研究（Daykin，1984；Daykin & Hey，1990）渐渐形成了一个趋势，即在设计最低资本需求时应该将保险公司面临的各种风险考虑进去。这种考虑最低资本需求的思想被称为“基于风险（Rsk Based）”或者“风险导向（Risk Oriented）”（IAA，2004；F104Y5174.jpg，2005）。目前欧盟即将推出的SolvencyⅡ就是基于这样的原理来计算资本需求。但由于本文的主要目的是利用中国数据检验目前中国保监会所借鉴的Solvency 0的合理性，因此，我们的文献评论将不再涉及SolvencyⅡ或者基于风险的资本需求计量。
国内学者对我国现行的监管标准也进行了一些研究 。占梦雅（2006）对现行标准的合理性进行了研究，认为第二项要求（近三年平均综合赔款7000万以下部分的26%和7000万以上部分的23%）几乎是不起作用的。任燕燕、张晓、郭金龙（2009）基于2001～2006年的数据用比率法对我国最低资本标准进行了研究，认为现行最低资本的要求过低。但需要特别指出的是，这里比率法的原理其实就是Campagne（1961）模型，只不过任文是将Campagne（1961）模型里面的Beta分布改成正态分布，同时将置信水平设定为99.99%。显然任文所得出的“现行资本要求过低”的结论是值得商榷的。毋庸讳言，在其他条件都相同的情况下，99.99%的置信水平显然要比99.5%置信水平有更高的资本要求。这也是为什么我们一直强调要“咬住”相同置信水平的原因。张昌磊（2009）基于2009年以前的各家非寿险公司数据，根据欧盟Solvency 0/Ⅰ的方法进行分析，也认为可以适当向上调整最低偿付能力资本比率系数以降低保险公司由于业务快速发展所产生的破产风险。但是张昌磊（2009）的结论是在用综合成本率替代Campagne（1961）所用到的损失率而得，因此也不是一个“原原本本”的检验。林悦好、王海燕（2011）借鉴SolvencyⅡ的理论，也得出了现行监管标准要求过低的结论。然而该研究并不是基于现行监管理论基础进行检验的，我们可以将林悦好、王海燕（2011）的研究理解成是SolvencyⅡ在中国的一次定量测试。事实上，用SolvencyⅡ来检验Solvency 0也是有问题的，因为QIS4（2008）和QIS5（2011）早已经证明了SolvencyⅡ会比Solvency 0要求更高的最低资本。
总结目前这些在中国的研究，主要存在四个问题：一是研究数据都是2009年以前的，但是中国财政部和保监会在2009年进行了准备金评估方法的改革（《企业会计准则解释第2号》），利用新的最佳估计加显性风险边际的方法替代原有的保守的规则导向方法。与新的方法相比，2009年以前的数据并不能准确地反映保险公司的赔付率和盈利水平。二是关于置信水平的基准问题，国内的一些研究都没有考虑到目前保费参数18%和16%所对应的置信水平，从而使得保费参数比较缺乏一个统一的比较基准。这导致的一个结果是，有些研究会用到99.99%的置信水平（任燕燕、张晓、郭金龙，2009），而有些研究会用到99.5%的置信水平（张昌磊，2009），其实这种不同标准的“比较”本身就是有问题的。这好比将不同重量级的拳击手放在一起比赛，不用比我们基本上就可以判断，轻重量级的拳手几乎一定要输给高重量级的拳手。尤其需要特别指出的是第三个问题，Campagne（1961）模型也好，中国国内文献也好，都存在一个共同的问题，那就是样本数量较少。这导致的一个可能的结果是，随机变量的概率分布可能是有偏的。与这些文献相比，本文将运用随机模拟方法，有放回的反复从原始样本中抽取，得到万次模拟样本，使用万次模拟样本来研究原始样本分布的参数特征。第四个问题是赔付率的分母问题。以往国内文献研究这一问题时，往往用保费收入或自留保费为分母。实际上，这样的处理并不能反映一个公司的真实赔付率水平，因为这个时候，赔付只是对应保单已经过时间部分的风险，而分母则是保单全部期限内的保费，这会低估赔付率水平。这也是为什么我们看到任燕燕、张晓、郭金龙（2009）一文中所说的赔付率均值只有35%的原因所在。尽管Campagne（1961）用的分母也是保费，但Campagne（1961）的取数规则是保单年度而并非目前国内文献用的日历年度。为了解决这个问题，我们将用已赚保费为分母，以保证分母和分子在时间上的一致性，从而解决赔付率的低估问题。
一个不可回避的事实是，与欧洲相比，中国是一个新兴市场国家。中国长期以来的较低的保险密度和保险深度仍然存在，统一监管与欧盟的分散监管亦有着较大的差异（项俊波，2012），这种中国独有的特殊性质就可能使Campagne（1961）模型在中国的具体应用表现出相应的“中国特色”。只是长期以来，将中国自身的经验数据“原原本本”地带入Campagne（1961）模型的研究却很少被“有效执行”。有鉴于此，我们将利用Campagne（1961）模型和中国的经验数据重新计算一次中国保险公司的最低资本需求，以检验2003年《规定》是否真的合适。我们期望我们的工作可以为中国“偿一代”的总结和“偿二代”的建设提供扎实的理论依据和经验证据。
通过与已有文献的比较，本文的贡献主要体现在以下四点：第一，从研究主题上来说，我们对中国的“偿一代”中最低资本要求进行了全面总结和评估，从而较全面地理解了目前的最低资本要求对保险业的影响，这并非首次针对中国偿付能力展开的研究，但却是首次在“偿二代”改革框架推出以后展开的与欧洲Solvency 0最具可比性的，也是最完整的一次评估和总结。第二，从估计方法上来说，我们使用随机模拟方法对原始赔付率样本进行反复抽样，解决了样本少导致的概率分布估计有偏问题，而且，我们还增加已赚保费为分母的赔付率，以更好地反映中国非寿险公司的承保风险。第三，从数据上来说，我们采用2009年以后的保险公司的赔付率和费用率数据，这些数据相比2009年以前的，将更能体现保险公司的实际赔付率水平和盈利水平。第四，从标准上来说，我们“咬住”了与Solvency0相同的置信水平99.2%和99.5%，从而使得比较有了一个公平的“基准”环境，在相同基准上比较出来的结果才更有说服力和公信力。
三、计量模型和数据描述
我们的实证问题是，利用Campagne（1961）模型检验中国偿一代关于非寿险公司最低资本的要求是否合适？Campagne（1961）的主要依据是破产概率理论（粟芳，2002），其基本原理是综合考虑保险公司面临的全部风险，通过制定一个偿付能力资本限制，使保险公司破产的概率保持在一个很小的水平之下（例如1%）（粟芳、俞自由，2001）。Campagne模型可以表述为以下形式：
P（X+E）P+msm×P≤ε（1）
其中，X为保险公司的赔付，E为费用，P为净自留保费，msm为最低资本占净自留保费的比例，ε为破产概率。本文关于净自留保费的定义与保监会2003年《保险公司偿付能力额度及监管指标管理规定》相一致，即：
净自留保费（P）=原保费收 入+分保费收入-分出保费（2）
上式经过进一步变形，可以表示成以下形式：
F104Y5133.jpg
其中，LR为赔付率，F104Y5175.jpg为行业平均费用率。Campagne（1961）假设赔付率服从Beta分布，主要是基于如下考虑：一般来说，赔付率是在（0，1）区间内分布的，而在随机变量大于0同时又小于1的分布中，Beta分布通常与赔付率的真实分布比较接近。但是考虑到样本数据较多，根据中心极限定理，赔付率也可以看作服从正态分布。赔付率的描述性统计结果也表明其正态分布效果较强（如第102页表3所示）。因此本文将基于41家非寿险公司的赔付率数据，分别用Beta分布和正态分布来拟合赔付率数据，并得出基于不同置信水平的分位数，进而计算出不同置信水平所对应的最低资本要求比率msm。
本文关于赔付率和费用率的定义有两套口径①。一套是常见诸以往国内文献的，即分母为自留保费口径。另外一套是上市公司经常披露，更能反映公司赔付率和费用率水平的，即分母为已赚保费口径。具体定义如下所示：
赔付率（LR）=（赔付支出-摊回赔付支出+提取未决赔款准备金-摊回未决赔款准备金）÷自留保费/已赚保费×100%（4）
费用率（ER）=（业务及管理费+手续费及佣金+分保费用+营业税金及附加-摊回分保费用）÷自留保费/已赚保费×100%（5）
我们定义F104Y5134.jpg表示在a置信水平下（比如a取99.5%，表示200年一遇的危机），赔付率LR对应的分位数，即使得：X：Pr｛LR≤s｝=a成立的最小的s。
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本文所使用的数据主要包括各非寿险公司2009～2012年的经营数据。中国保监会规定，从2010年6月起，各家保险公司都要在网站和其他媒体公开披露年度经营数据，而在此之前并没有此项要求。因此我们搜集到的2009年数据来自保险年鉴，而2010～2012年数据来自各家公司的网站。之所以未选择2008年及以前年度的数据，主要考虑到中国财政部在2008年发布了《企业会计准则解释第2号》，中国保监会在2009年发布了《关于保险业实施〈企业会计准则解释第2号〉有关事项的通知》，这两个文件要求保险公司在编制2009年年度财务报告时，对目前导致境内外会计报表差异的各项会计政策同时进行变更，并追溯调整。姚军梅、陈月、王晔（2012）认为这次保险业会计政策调整对于非寿险公司而言，主要是准备金评估方法的变化，而这种变化将会影响公司的赔付率和利润释放，因此为了保证数据的时效性和统计口径的一致性，我们选择了2009～2012年度的数据。
截至2012年底，我国共有财产险公司62家，其中中资公司41家，外资公司21家。在62家财产险公司中，出口信用、中华联合没有查到2011年度的信息披露报告。众诚财险、锦泰财产、诚泰财产、长江财产这4家是2011年成立的公司，鑫安汽车保险为2012年刚成立的公司，数据都不完整。富邦保险、泰山财险、信利保险和劳合社保险这4家均为2010年刚成立的公司，数据区间也不足4年。除了上述数据区间不足4年的公司我们未选择以外，我们对数据比较异常的公司也加以剔除，本文的数据剔除标准为赔付率大于100%或者赔付率小于5%。比如中煤财险在2010年度的赔付率为43515.15%，而在2011年度的赔付率为12.39%。综合以上考虑，我们选择了41家非寿险公司2009～2012年度的经营数据，选择的变量主要包括：保费收入、分保费收入、分出保费、赔付支出、摊回赔付支出、提取未决赔款准备金、摊回未决赔款准备金、业务及管理费、手续费及佣金、分保费用、营业税金及附加、摊回分保费用等。从表1可得分母为自留保费的平均费用率为32.17%，分母为已赚保费的平均费用率为34.53%，这与Campagne（1961）对欧洲研究得出的42%的结论相差较大，这也是为什么我们一直强调要将中国自身经验数据代入Campagne（1961）进行检验的主要原因。Campagne（1961）是在保单年度口径下用自留保费为分母，而以往的国内文献都是在日历年度口径下用自留保费作分母。尽管表面上看来都采用了自留保费，但由于忽视了统计口径匹配问题，从而造成了较大的差异。事实上，目前国内保险公司信息披露方面仍有很多限制，我们很难搜集到保单年度口径数据，只能用日历年度口径数据替代，然而在这个替代过程中，考虑和已经过风险相匹配的已赚保费就变得尤为重要，这也是我们看到的以自留保费为分母的赔付率要比以已赚保费为分母的赔付率小很多的原因。
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表1列示了41家非寿险公司2009～2012年赔付率、费用率等数据的描述性统计结果，图1为其对应的直方图。通过直方图可以看出，50%多一点的赔付率频率最高，即大部分公司的赔付率在50%多一点，30%以下的和70%以上的公司数目很少，基于自留保费口径和基于已赚保费口径的赔付率均值分别为52.74%和58.10%，标准差分别为0.1377和0.1179。一般性共识，只有赔付率达到70%以上，我国现行最低资本要求中的标准（2）才起作用，而我国非寿险公司的赔付率一般在50%左右。鉴于只有少数几家刚开业且业务量较少的公司赔付率在70%以上，因此对大部分公司而言，标准（2）几乎不起作用。这一结果与占梦雅（2006）和谢志刚、王上文（2007）的研究是一致的。
四、实证结果和分析
本部分将对中国非寿险公司最低资本要求进行检验。具体检验思路如表2所示，即针对两种赔付率指标（分母分别为自留保费和已赚保费），我们首先考察了Beta分布条件下的估计，然后又进行了正态分布条件下的估计。在每一分布条件下，我们又分别采用了有限样本和万次模拟两种样本类型。
（一）基于Beta分布假设的参数拟合
在使用Beta分布进行实证分析之前，我们首先要对Beta分布的拟合效果进行检验，检验结果如表3所示。根据表3的检验结果，在0.05的显著性水平下，4种方法的拟合效果都是显著的。
1.基于有限样本，赔付率分母为自留保费
在赔付率分母为自留保费的口径下，我们基于41家非寿险公司4年的赔付率数据，估计出Beta分布的参数a=6.36，b=5.70，各个置信水平下Beta分布的和对应的最低资本要求比率如表4和图2所示。
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从图2可以看出，随着置信水平要求的提高，最低资本要求比率不断增加。而且二者不是简单的比例关系，我们发现随着置信水平的提高，最低资本要求比率提高的速度更快。事 实上，这并非偶然现象。赔付率分布一般呈倒“U”形，且通常具有“厚尾”的特征，较高赔付率有较小的发生概率，随着置信水平的逐步提高，再提高同样幅度的置信水平，赔付率提高的幅度更大。这同时也表明，当置信水平达到一定水平后，再想通过提高置信水平来规避风险是低效率，也是不经济的。由表4可知，在99.2%的置信水平下，对应最低资本要求比率为15.9%。在99.5%的置信水平下，对应的最低资本要求比率为17.42%。这与我国目前偿付能力监管中所要求的18%和16%是比较接近的。因此，这一结果表明，目前保监会要求的最低资本要求比率可能并没有像大多数研究所提到的“那么低”。
2.基于有限样本，赔付率分母为已赚保费
在赔付率分母为已赚保费的口径下，我们基于赔付率的有限样本数据，估计出Beta分布的参数a=9.53，b=6.88，各个置信水平下Beta分布的和对应的最低资本要求比率如表5和图3所示。
图3的结果与图2类似，置信水平和最低资本要求比率之间也不是简单的比例关系。随着置信水平的提高，最低资本要求比率提高的速度更快。只是与图2相比，随着置信水平提高，增速放缓了一些。原理前文已经有所讨论，此处及后文有关类似的结果我们将不再单独赘述。99.5%的置信水平和99.2%的置信水平对应的最低资本要求比率分别为20.74%和19.43%，这一比例略高于目前我国偿付能力监管中所要求的18%和16%。考虑到已赚保费为分母更能体现保险公司的赔付率水平和盈利能力，因此我们推断目前保监会要求的最低资本要求比率确实可能是低了一些，具体幅度是低3个百分点左右。
3.基于万次模拟样本，赔付率分母为自留保费
在赔付率分母为自留保费的口径下，我们基于赔付率万次模拟的样本数据，估计出Beta分布的参数a=6.48，b=5.80，各个置信水平下Beta分布的和对应的最低资本要求比率如表6和下页图4所示。
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99.5%的置信水平和99.2%的置信水平对应的最低资本要求比率分别为17.21%和15.68%。这一比例与目前我国偿付能力监管中规定所要求的18%和16%比较接近。同时这一结果与表4的结果也非常接近，这既是对有限样本计算的平滑，同时也是对有限样本估计的稳健性检验。
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4.基于万次模拟样本，赔付率分母为已赚保费
在赔付率分母为已赚保费的口径下，我们基于赔付率万次模拟的样本数据，估计出Beta分布的参数a=9.73，b=7.01，各个置信水平下Beta分布的和对应的最低资本要求比率如表7和图5所示。
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99.5%的置信水平和99.2%的置信水平对应的最低资本要求比率分别为20.55%和19.24%，这一比例高于目前我国偿付能力监管规定中所要求的18%和16%。与有限样本估计得出的结论类似，也是高3个百分点左右。
（二）基于正态分布假设的参数拟合
我们之所以假设正态分布作为赔付率的分布，主要是考虑到在数据量较大的情况下，随机样本所表示的随机变量往往会近似服从正态分布。并且统计检验结果也表明，赔付率分布具有明显的正态性。
1.基于有限样本，赔付率分母为自留保费
我们首先对基于自留保费口径下的赔付率样本进行了正态性检验，具体结果如表8所示。
在正态分布假设下，矩估计和极大似然估计的结果相同，均值和方差即为样本均值和样本方差，因此我们可以认为赔付率服从均值为52.74%，标准差为13.82%的正态分布。表9和图6列示了正态分布条件下，各个置信水平对应的赔付率和最低资本要求比率msm。
在正态分布假设下，99.5%和99.2%的置信水平对应的最低资本要求比率分别是20.84%和18.53%，这一结果略高于Beta分布下的17.42%和15.9%，同时也高于目前我国偿付能力监管规定中所要求的18%和16%，高幅大概是2.5个百分点。
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2.基于有限样本，赔付率分母为已赚保费
如表10所示，样本的正态性统计检验结果也表明，赔付率分布具有明显的正态性。在正态分布假设下，矩估计和极大似然估计的结果相同，均值和方差即为样本均值和样本方差，因此我们可以认为赔付率服从均值为58.10%，标准差为11.83%的正态分布。下页表11和图7列示了正态分布条件下，各个置信水平对应的赔付率和最低资本要求比率msm。
在正态分布假设下，99.5%和99.2%的置信水平对应的最低资本要求比率分别是24.14%和22.17%，这一结果要高于Beta分布下的20.74%和19.43%。这一比例显然也高于目前我国偿付能力监管规定中所要求的18%和16%。也是截止到目前差距最大的一次估计结果，要高6个百分点左右。
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3.基于万次模拟样本，赔付率分母为自留保费
在正态分布假设下，对原始样本数据进行万次模拟，基于万次模拟样本可以估计出正态分布的参数，根据随机模拟的结果，赔付率服从均值为52.74%，标准差为13.80%的正态分布。表12和图8列示了正态分布条件下，各个置信水平对应的赔付率和最低资本要求比率msm。
在正态分布假设下，99.5%和99.2%的置信水平对应的最低资本要求比率分别是20.79%和18.48%，这一结果与有限样本估计的结果比较接近。大约高于目前中国偿付能力监管规定中所要求的比例2.5个百分点。
4.基于万次模拟样本，赔付率分母为已赚保费
在正态分布假设下，对样本数据进行万次模拟，可以模拟出正态分布的参数，根据随机模拟的结果，赔付率服从均值为58.11%，标准差为11.80%的正态分布。表13和图9列示了正态分布条件下，各个置信水平对应的赔付率和最低资本要求比率msm。
在正态分布假设下，99.5%和99.2%的置信水平对应的最低资本要求比率分别是24.09%和22.12%，这与有限样本条件下的估计结果24.14%和22.17%比较接近。大约要高于目前中国偿付能力监管规定中所要求的比例6个百分点。
（三）实证结果总结
表14总结了上述实证检验的结果。针对99.2%的置信水平，我们所估计出的8个msm值中，最小值是15.68%，最大值是22.17%。现行标准16%落入我们的估计区间，只是更靠近最小值一些。针对99.5%的置信水平，我们所估计出的8个msm值中，最小值是17.21%，最大值是24.14%。现行标准18%也落入我们的估计区间，同样是更靠近最小值一些。无论是哪一个置信水平，我 们所估计的最大值都要比现行标准高出大约6个百分点，最小值要低将近1个百分点。下页图10更加形象地描述了我们所估计的区间和现行标准之间的位置关系。
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五、结论
本文检验了中国“偿一代”中最低资本要求的标准问题，更为重要的是，我们还考察了不同样本类型、不同口径的赔付率指标和不同分布假设下结果的差异。本文的主要发现包括以下三点：
（1）有限样本和万次模拟样本估计出的结果基本一致，只是后者较前者更加平滑，这表明本文的估计结果是稳定的。中国“偿一代”中关于最低资本要求的比率落在本文所估计区间内并偏最小值近一些。进而我们认为，现行标准是偏激进的，但仍在可接受范围之内。
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（2）以自留保费为分母的赔付率并不能反映公司的实际赔付率与承保风险状况。而且，这种赔付率只有在保单年度口径下才与已赚保费为分母的赔付率接近。本文的实证结果显示，以已赚保费为分母计算出来的最低资本需求比率要比以自留保费为分母计算出来的结果平均高3.5个百分点。
（3）与Campagne（1961）相比，本文还考虑了正态分布的情况。结果显示正态分布条件下的最低资本需求比率要比Beta分布下的高，平均要高出接近3个百分点。
由于本文使用的是中国非寿险公司的经验数据，因此，对于同样的发现在寿险公司是否仍然成立我们不得而知。另外，本文考察的置信水平是99%和99.2%，这其实是我们对Campagne（1961）的原始数据（依据18%和16%）反推而得②，但是对于欧盟为何要调整Campagne（1961）原始结果，以及依据什么来进行调整？这些问题我们还没有进行更深入的考察。需要指出的是，本文的研究只是一次对“偿一代”的尽可能完整的测试和总结。在未来，随着“偿二代”正式制度或者规范不断完善，依据风险计算的资本要求会发生什么样的变化我们也不得而知。对于这些问题，我们都将继续研究。
作者：张岳 单位：武汉大学经济管理学院博士研究生
假设消费者初始财富相同，消费偏好相同，消费者效用表示为u=u(w+Y(X))，其中Y(X)为损失函数，消费者的最终财富无法为负，则w+Y(X)≥0，消费者面临两种市场，一是有政府干预的市场，另一种是没有政府干预的市场。政府干预的方式为向该地区的居民收取税收，用以弥补保险补偿不足的巨灾损失。1．没有政府干预的市场下投保人效用函数。投保人没有遭受损失的情况下，支付保费是α。遭受损失的情况下得到的赔付为I(x)，损失为l。I(x)取决于保险公司的破产概率，如果公司不破产，则I(x)=l。如果公司破产，赔付为收取的保费和资本金之和。若保险公司资本金为nc，收取的保费为nα，（式略）2．有政府干预的市场下投保人的效用函数。政府采用收税的方式“兜底”巨灾损失，税收总额根据巨灾损失来确定，如果巨灾不导致保险人破产，则不收税。如果巨灾导致保险人破产，设灾害损失为xˉ，税收可以表示为X>xˉ的情况下，T(X)=Xl-α-c=X(l-I(X))。若X≤xˉ，T(X)=0。由于政府“兜底”，则消费者的效用函数为（式略）考虑投保人的选择，给定X的一个值，如x。在没有政府干预的情况下，投保人的收益是-α或-α-l+I(x)，前者的概率是1-x，后者的概率是x。其期望为(1-x)I(x)-l-α+lx，将T(x)的表达式带入，可得投保人的收益为-α-T(x)。无论政府是否参与，投保人的期望收益相同。但根据保险理论，由于政府参与具有确定性，对于一个风险厌恶的投保人来说，该种方式的效用较大。这个结论支持了地方政府的市场干预行为，对于面临相同风险的一个地区来说，政府的干预会提高消费者的效用，增进民众福利。下面我们将这个简单的模型扩展到双地区模型，探索中央政府的干预对投保人的行为产生何种影响。
双地区博弈及纳什均衡
引入变量θ表示两个地区的损失相关性，即θ的值越大，两个地区同时遭灾的可能性也越大。用i=1,2表示两个地区。在政府不干预的情况下，保险是一种有限责任，两个地区的居民需要根据遭灾和公司破产的可能性选择购买或不购买保险。显然，一方购买或不购买对另一方具有影响，因为保险资源是有限的。假定每个地区的人选择是一致的，两者进行博弈，满足效用最大化。用s=0,1,2,3表示可能出现的四种情形，s=0表示两个地区均购买了保险，s=1表示地区1购买了保险而地区2没有购买保险，s=2表示地区2购买了保险而地区1没有购买保险，s=3表示两个地区均没有购买保险。在双地区模型中，投保人的效用函数在政府干预、不干预的情况下效用函数分别为（式略）两个地区的收益矩阵见表。单纯考虑需求方，根据纳什均衡的定义，同时购买保险和同时不购买保险是这个博弈的均衡解。如果同时不购买保险，市场出现失灵，这时候需要政府干预。此时政府干预不仅仅是源自投保人的偏好，还由于理性的投保人之间的博弈结果。政府的干预可以使投保人均购买保险，消费者效用得到提高，可以达到均衡结果。
参数敏感性及其解释
假设α**i为两个地区均购买同一家保险公司保险的情况下地区i的市场均衡决定的保费。如果两个地区均选择了购买保险，我们不加证明的给出下列结果：（式略）性质1说明，若两个地区均购买保险，地区j的保费与地区i的保费正相关，因为当一个地区的保费收入提高时，保险公司破产的概率降低了，另一个地区的投保人也愿意支付更高的保费，保费充足率提高了巨灾损失通过市场弥补的部分也越大。性质2说明，地区间的遭灾相关性越低，保费越高。这说明，政府通过干预使巨灾保险市场扩大，保险公司承保的风险或者地区越分散，不仅仅降低了保险公司的破产概率，还提高了投保人的信心，可以提高保费。在两地区模型中地区间相关系数的影响较为复杂。如果两地区的区内遭灾相关性相同，根据对称性，两地区支付的保费也是一致的。如果δi<δj，根据单一地区的模型结论V/δ<0及α*/δ<0，地区i的投保人愿意支出的保费是提高的。但考虑到地区间的相关系数，只有当αi*<α**时，该地区的居民才会选择一家同时承保两个地区的保险公司。但此时，地区j的保费αj*<α**。地区j拒绝投保，必须降低地区j的保费。均衡结果为α*i=α*j=α**，即两个地区支付的保费是一致的。
结论与政策建议
在巨灾保险中政府的角色在实践中和理论中又引起了争论，以前文献对政府作用的解释主要是基于巨灾保险市场失灵以及巨灾保险的准公共品性质，本文从投保人的微观角度讨论了政府干预的必要性。单一地区表明，由于巨灾保险损失的系统性导致投保人对市场“不信任”，政府干预可以提高其效应。但此时政府干预的行为与一家面对巨灾有足够偿付能力的公司作用无异，也就是说，政府的干预是对市场的一种“再保险”，该模型也解释了面对同质风险的省级或市级干预是更有效率的。而双地区模型说明，中央政府层面的干预可以扩大巨灾保险市场容量，提高巨灾保险的参保率，不仅起到直接补偿的作用，还起到支持市场发展的作用。该结论对我国巨灾保险制度的建立有很好的启示作用。第一，建立地方及中央政府两级的巨灾保险政府参与机制。这一方面提高了巨灾保险保障程度，另一方面又提高了效率，提高灾害易损性地区的投保积极性，从而提高参保率。第二，提高巨灾保险的覆盖面。通过政府的参与，扩大巨灾保险的覆盖面可以充分发挥市场的力量，调动保险公司的积极性。如全国性的洪水巨灾保险可以降低“系统性”损失的概率，全国性洪灾发生的概率要远小于区域性洪灾发生的概率，降低巨灾发生区域的关联度。第三，组成巨灾保险共保体或者选择少数几家大型保险公司形成自然垄断，可以促进巨灾保险的推行。政府起到的是市场增进的作用，而非替代市场。在具体的理赔及防灾防损技术方面公司有其优势，巨灾保险共保体或巨灾保险市场的自然垄断有利于保费的降低和提高参保率，政府可以通过强制保险等方式推进市场发展。
