我國保險市場的競爭度研究

王 寬 顏 飛 叢 琳 陳然然

（湖南大學經濟學院 湖南 長沙 410032）

我國保險業的競爭結構從僅有中國人民保險公司的完全壟斷階段（1979-1988）演變為由中國人民保險公司、太平洋保險公司及平安保險公司主導的寡頭壟斷的競爭格局（1989-2000）。加入WTO后，我國保險業不斷加快對外開放的步伐，外資、合資以及新興的中資保險公司不斷涌現，截至2010年12月底，我國保險集團控股公司共有8家，經營財產保險的中資保險公司34家、外資保險公司19家，經營人身保險的中資保險公司33家、外資保險公司28家，另外，再保險公司、保險資產管理公司及保險中介公司也有所發展。探究近年來保險行業的競爭程度將有助于從總體上了解我國保險業外部治理的大環境，進而為保險企業和監管機構提供有利于制定提升企業競爭力和行業有效競爭程度政策的理論依據。

本文利用非結構化方法PR模型，分別對我國財產險市場和人身險市場2006-2009年的競爭度進行測算，以期得出我國保險市場當前的競爭態勢。

一、文獻綜述

度量競爭程度的方法分為結構化方法和非結構化方法。結構化方法一般指SCP范式框架及ES效率結構。非結構化方法通常指BL模型（Bresnahan[1]和Lau[2]）和PR模型（Panzar and Rosse)[3]，其通過估計市場價格的背離程度來衡量企業的競爭行為，并沒有應用到市場結構的信息，較于結構化方法，能更為準確的度量競爭行為。目前理論界常用的非結構化方法是PR模型。

國外學者已將PR模型用于衡量各國金融行業的競爭度，較為廣泛應用在銀行業中。最早采用PR模型測量銀行業壟斷性的是Shaffer(1982)[4]，他認為在長期均衡中用壟斷或完全競爭來表現銀行業的競爭程度并不準確。隨后，壟斷性檢驗的研究主要集中于發達國家，比如Nathan,A.and Neave,E(1989)[5]對1982-1984年加拿大的72家銀行的競爭行為進行分析,認為其競爭結構為壟斷競爭,Vesala,J(1995)[6]測算1985-1992年芬蘭銀行業的競爭度，結論為除兩年特殊情況，其他年份芬蘭銀行業的市場結構均為壟斷競爭。Hondroyiannis,G,lolos,S and Papapetrou, E(1999)[7]測算1993-1995年希臘銀行業的競爭度，Bikker,J.A.and Haaf,K(2000)[8]計算23個發達國家的銀行業的H統計值等等，其結論普遍為發達國家的銀行業競爭環境為壟斷競爭。隨后，學者運用PR模型對部分非洲國家（Buchs and Mathisen）[9]及拉美國家(Yeyati and Micco)[10]的銀行業的競爭結構進行測度，結果普遍為壟斷競爭。而PR模型在保險業中的應用則相對少見，Celik和Kaplan（2007）[11]測算了2002-2004年土耳其保險市場的H指數，認為土耳其保險市場為壟斷的市場結構等。

在我國，PR模型的應用還很有限，主要應用于銀行業，而保險業中十分少見。最早引入PR模型衡量我國銀行業壟斷程度的為葉欣、郭建偉和馮宗憲（2001）[12]，認為我國商業銀行市場已初步具備壟斷競爭型市場結構的特點，但競爭程度仍很低。趙子銥、彭琦和鄒康（2005）[13]通過計算1993-2003年我國銀行業的H統計值，認為我國銀行業已處于壟斷競爭結構，但四大國有銀行間的競爭環境趨向完全競爭型等等。而在保險業中，邵全權（2008）[14]首次引進PR模型，樣本期為1999-2006，他認為我國財產市場當時為壟斷競爭結構，而人身險市場則屬于寡頭壟斷。

二、PR模型的主要思想

PR模型是由Panzar和Rosse（1977[15]，1982[3]，1987[16]）提出的非結構化分析方法，也稱H統計法。其通過分析企業總收益及投入成本的變動彈性來判斷行業的競爭狀況。

當邊際收益等于邊際成本時，企業i實現利潤的最大化：

其中，表示企業i的邊際收益示企業i的邊際成本，xi表示企業i的產出，n為行業中的企業數量，wi為企業i投入成本的m維向量，zi為收益函數的外生變量，ti為成本函數的外生變量。

若需滿足市場上的均衡，則零利潤的約束條件為：

其中，*表示均衡值。市場的支配力量則通過單位投入價格所能引起的均衡收益的變化量來衡量，即：

H統計值對應的市場結構及競爭程度如表1：

表1 ：H指數的含義。資料來源：邵全權.保險競爭的經濟分析.南開大學出版社,2008(12):188[14]

三、模型設計及數據來源

借鑒Celik和Kaplan（2007）[11]及邵全權（2008）[14]的研究思路，本文構建如下模型：

其中，R=（保費收入+投資收入）/總資產,W1為賠款支出/總資產，W2為傭金與手續費/總資產，W3為營業費用/總資產，W4為總資產,ε為隨機誤差，代表其他因素的影響及統計誤差。

本文選取的樣本期為2006-2009年，分別研究經營財產險和人身險的保險公司。由于保險行業經營周期存在特殊性即其盈利需要一定時期，并考慮各保險公司所占我國保險業的市場份額即其代表性，本文選擇以下保險公司為樣本。財產險方面，本文選擇人保財險、太平洋產險、平安產險、華泰財產、大眾、天安、中華聯合、華安、香港民安、永安、美亞、豐泰、皇家太陽、三井住友及美國聯邦上海（已更名為丘博）等15家財產險公司。在人身險方面，本文選擇國壽股份、平安壽險、太保人壽、新華、泰康、友邦、中宏、太平洋安泰、信誠、中華聯合、金盛、安聯大眾、中保康聯及恒康天安（已更名為天安人壽）等14家人身險公司。

本文數據均來源于《中國保險年鑒》（2007-2010）及各公司年報。

四、我國保險業H統計值的測算及分析

運用面板回歸，計算我國保險業2006-2009年財產險及人身險的競爭度指標如表2。

由表2可知，無論是財產險還是人身險的回歸方程，R2均很高，F統計量通過顯著性水平為5%的檢驗，雖然有個別回歸系數的t值未能通過顯著性水平為5%的檢驗，如財產險的的系數等，說明存在多重共線性，但通過相關系數的測算，發現變量間的相關系數很小，因此，兩個個回歸方程均為可靠的。

從總體上來說，我國人身險和財產險的H統計值均為0.48，即我國保險市場為壟斷競爭市場，且整體結構傾向于競爭結構。

就財產險而言，賠款支出指標相當顯著，傭金和手續費次之，營業費用最不顯著。從對H統計量的貢獻上，賠款支出最多，傭金和手續費次之，營業費用最少。這說明，2006-2009年，我國財產險市場上，賠款支出對于收入的價格彈性最大，大于傭金及手續費，也大于營業費用。

就人身險而言，傭金及手續費指標和營業費用指標均十分顯著，而賠款支出指標并不顯著。從對于H統計量的貢獻角度，傭金及手續費最多，營業費用次之，賠款支出最少。說明在人壽險市場上，傭金及手續費對收入的價格彈性最大。

五、2006-2009年我國保險業各年的H統計值

表2

運用多元回歸的方法，分別對我國財產險和人壽險2006-2009年各年的H統計值進行測算，結果如下表：

（一）財產險逐年H統計值

表3

（二）人身險逐年H統計值

表4

由表3、表4可知，相對于人身險逐年的多元回歸結果，財產險07、08、09年的回歸結果無論從可絕系數，還是t檢驗、F檢驗的結果來看，方程的擬合優度都較好。而財產險2006年、人身險2006-2009年的回歸方程，均存在多重共線性的問題。盡管如此，多元回歸的結果仍能夠起到輔助分析的作用。

自2007年起，財產險的H統計值便處于較高水平，說明我們財產險市場的競爭態勢趨于競爭性市場，而這三年對H值貢獻最大的指標由賠款支出轉變為營業費用。而人身險的H統計值更接近于壟斷競爭。

六、結論

1.2006-2009年我國保險市場包括財產險和人身險市場從總體上均為壟斷競爭市場。

2.從逐年H統計量的計算來看，自2007年起，財產險市場的競爭態勢趨于完全競爭性市場，而人身險市場的競爭程度仍較為穩定的處于壟斷競爭。

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Assessing competitive conditionsin the Greek banking system*1

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