摘 要:共謀假說和有效結構假說是產業(yè)組織理論中關于市場結構和企業(yè)績效關系的兩個最具有代表性的理論#65377;研究發(fā)現(xiàn):集中度與績效之間呈正向關系，市場份額與集中度之間呈負向關系，但都不顯著;保險業(yè)的效率是決定其績效的關鍵因素;我國保險業(yè)不存在產業(yè)組織學中所謂的共謀假說和有效結構假說#65377;這一結論的政策性意義在于，保險公司在擴大市場份額的同時，應該更加關注其經營效率#65377;

關 鍵 詞:共謀假說;有效結構假說;保險業(yè)市場結構;效率與績效

中圖分類號:F840文獻標識碼:A文章編號:1006-3544(2006)05-0064-03

一#65380;引言

市場結構是指某一行業(yè)中企業(yè)的數(shù)量#65380;規(guī)模#65380;份額的關系以及由此決定的競爭形式#65377;結構—行為—績效模式是傳統(tǒng)產業(yè)組織理論的基本模式，其基本涵義是一個行業(yè)的績效取決于企業(yè)的行為，而企業(yè)的行為又取決于行業(yè)的結構#65377;關于我國保險業(yè)市場結構與績效關系的研究比較具有代表性的是:王斌(2002)考察了中國人民保險公司(1980-2000年)#65380;中國太平洋公司(1991-2000年)和平安保險公司(1988-2000年)的市場占有率和績效的關系，其結論是:中國人民保險公司市場份額與績效正相關，市場集中度與績效負相關;而對中國平安保險公司和中國太平洋保險公司而言，市場份額與企業(yè)績效負相關，市場集中度與企業(yè)績效相關性統(tǒng)計上不顯著#65377;趙旭(2003)則利用橫截面數(shù)據(jù)描述性地分析了中國保險業(yè)高市場集中度和低盈利能力相背離的關系#65377;

上述兩篇文獻都存在著一定的缺陷，比如對單個的公司考察很難使我們得出保險行業(yè)的市場結構與績效之間關系的明晰結論;描述性分析也只能部分揭示二者之間的關系，更為明顯的是上述文獻都沒有將效率因素引入結構和績效考察的范疇之內#65377;本文的研究則試圖彌補以上文獻的缺陷#65377;具體地說，為了使結論的推斷性更強，我們加大了樣本的數(shù)量，選擇了12家保險公司5年期間的相關數(shù)據(jù)進行分析，并且將效率因素引入評價模型之中#65377;

二#65380;保險業(yè)市場結構與績效關系的理論假說

市場結構與績效的關系有兩種假說，即傳統(tǒng)的共謀假說(SCP范式)與有效結構假說#65377;

傳統(tǒng)共謀假說(Bain，1951)的基本結論是某行業(yè)中集中度與利潤率之間存在著正相關的關系#65377;該假說建立在新古典經濟學廠商理論基礎之上，認為企業(yè)經營中存在著規(guī)模經濟，高市場集中度意味著存在較大規(guī)模#65380;較高市場占有率的大企業(yè)，這些企業(yè)可以憑借規(guī)模經濟優(yōu)勢降低成本來提高利潤，并且當該行業(yè)市場集中度相當高時，大企業(yè)(保險公司)具有操縱市場的力量，保險公司之間容易達成協(xié)議，降低了共謀成本，并通過提高險種價格等形式來獲取壟斷利潤#65377;

有效結構假說(Demsetz 1973，1974;Peltzman 1977)則認為，有效率的企業(yè)具有高級管理技術或生產技術，從而降低了成本和獲得較高的利潤，相應地占有較大的市場份額，結果使得集中度提高了#65377;

部分文獻(Smirlock 1984，1985，1986;?鴉 Evanoff and Fortier 1988等)運用市場份額代替效率檢驗了這兩個假說，結果支持這兩個假說#65377;他們采用的模型為:

π=β0+β1CR+β2MS+α′X(1)

上式中，π是企業(yè)績效指標，MS是企業(yè)的市場份額，CR是市場的集中度，α′是一組與企業(yè)#65380;市場有關的控制變量向量，包括進入壁壘#65380;市場需求狀況#65380;成本差異#65380;市場需求增長等等#65377;Smirlock(1985)指出，如果β1顯著大于零，β2等于零，則共謀假說成立;若β1等于零，β2顯著大于零，則有效結構假說成立#65377;這些檢驗有效結構假說與共謀假說(SCP范式)的隱含假定是用市場份額代替效率變量，但Sheperd(1986)#65380;Timme Yang(1991)#65380;Berger(1994)等人對用市場份額檢驗共謀假說和有效結構假說提出了質疑#65377;Shepherd(1986)指出，市場份額變量包含有與效率無關的效應，且市場份額是市場力量的惟一反映#65377;Berger指出，上述學者在研究中都沒有用直接測度的效率#65377;Maudos(1998)分析了西班牙金融業(yè)(銀行業(yè))的市場結構與績效的關系，結果表明效率是決定金融業(yè)利潤率的主要因素，市場力量也同時影響利潤率，證實了修正的有效結構假說#65377;

三#65380;模型與變量的設定

為了檢驗共謀假說和有效結構假說，我們用下列方程進行估計和推斷:

π=β0+β1CR+β2MS+β3EF+β4lncapital+β5Time(2)

上式中，EF為DEA方法測算的綜合效率值;π表示資產收益率或者資本(所有者權益)收益率;lncapital表示規(guī)定資本的投入對數(shù)值，在一定程度上表示保險公司的經營規(guī)模;Time表示時間虛擬變量，即令1999年=0，2000年=1，依次類推，2003年=4#65377;

在對方程(2)估計的基礎上，有關績效的不同解釋假說可歸納如下:

>0?鴉≈0?鴉≈0(3)

>0?鴉>0?鴉>0(4)

≈0?鴉>0?鴉>0(5)

>0?鴉≈0?鴉>0(6)

方程(3)和方程(4)分別表示共謀假說成立和有效結構假說成立;而方程(5)和方程(6)分別表示修正的有效結構假說和混合的共謀/有效結構假說成立#65377;Shepherd(1996)提出了修正的有效結構假說，認為績效的變異可由效率和市場份額的影響來解釋，這是因為市場份額含有與效率無關因素的影響，如市場力量或產品差異#65377;該假說和純有效結構假說一樣，認為市場集中度并不直接影響企業(yè)績效，混合有效結構/共謀假說(Schmalensee，1987)認為，由于市場力量的存在，集中度影響利潤，而且大多有效率的企業(yè)能獲取更多的利潤，市場份額的影響可忽略不計#65377;

四#65380;樣本與數(shù)據(jù)

(一)樣本

截至2003年底，我國共有保險公司61家，其中財產險公司24家(政策性保險公司1家)，人身險公司32家，再保險公司5家#65377;而1999年底，保險公司的數(shù)量只有26家#65377;全國性8家，包括1家再保險公司;區(qū)域性5家;其余的為外資和中外合資保險公司，這些外資或合資保險公司的市場份額非常小#65377;

由于保險公司尤其是壽險公司贏利起點在開業(yè)3-5年之后，因此本文主要選取1999年前成立的開業(yè)3年以上的直接保險公司，一共選取12家保險公司#65377;這12家保險公司在樣本期間每年度年底的保費收入占全國總保費收入的95%以上，足以代表保險業(yè)的行業(yè)狀況#65377;這12家保險公司是中國人保#65380;中國人壽#65380;太平洋#65380;平安#65380;華泰財產#65380;泰康人壽#65380;新華人壽#65380;新疆兵團(中華聯(lián)合)#65380;天安保險#65380;大眾保險#65380;永安財產和華安財產#65377;

(二)數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源主要有以下幾個方面:衡量經營績效的資產收益率(ROA)和資本收益率(ROE)，根據(jù)《中國保險統(tǒng)計年鑒》(2000-2004年)“公司版”中各家保險公司的資產負債表和損益表中的相關數(shù)據(jù)計算;效率為利用數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)計算出的技術效率(TE)①;資本(Capital)投入為當年固定資產值，數(shù)據(jù)來源于上述各家保險公司的資產負債表;市場份額(MS)為各保險公司總資產份額和保費收入的平均值;市場集中度(CR)用前四大主導廠商的市場份額累加和表示，即CR4#65377;

五#65380;實證分析

運用最小二乘法(OLS)對方程(2)進行回歸分析，因變量分別選擇資產收益率(ROA)與資本收益率(ROE)#65377;

表1顯示了逐步引進變量CR#65380;MS和EF的估計結果#65377;模型1(表1第1列)實際上是一個簡單的利潤率決定模型#65377;由于產業(yè)利潤率的決定因素分析實在是個復雜的事情，也是產業(yè)經濟學爭議不休的領域之一#65377;因此，在這里構建如此簡單模型的目的不是具體考察影響利潤率的關鍵因素，而在于考察市場結構以及效率變量引入后，是否對模型具有改進的作用#65377;在模型1中，只有時間變量是顯著的，也就是說我國保險業(yè)的利潤率有下降的趨勢#65377;由于時間是無所不包的變量，比如它既包含行業(yè)需求量的擴張，也包括市場結構的變化等等，因此對時間的變量解釋也并不容易#65377;一個可能的解釋是由于自1999年以來，我國保險行業(yè)的競爭性明顯增加，當主導廠商受到新加入者的威脅后，主導廠商需求曲線勢必變得平緩，這直接意味著利潤率的下降#65377;

從模型1的可決系數(shù)R2可以看出，模型解釋的方差占總方差的比重為10%，比較小#65377;其中的原因可能有兩個，一是用橫截面數(shù)據(jù)或者用混合數(shù)據(jù)，由于樣本之間的差距比較大，因此造成R2數(shù)值不大;二是由于R2通常用作模型擬合實際情況的好壞，因此從這個意義上講，模型1可能不是一個解釋利潤率決定因素的好的模型，但正如前文指出，本文的側重點在于研究市場結構和效率對于保險公司利潤率的影響，而不是詳細解釋保險行業(yè)利潤率的決定因素，因此模型1是可行的#65377;

將市場集中度變量(CR)引入模型后，得到模型2，其估計結果列于表1第2列#65377;可以看出此模型中，時間變量接近顯著，市場集中度變量的系數(shù)為正值，這意味著保險行業(yè)在高壟斷的情況下，利潤率會增加，這符合主觀預期，但從t值的大小來看，這一變量并不顯著#65377;那么模型2對利潤率的解釋程度是否要好于模型1呢?答案似乎是否定的，因為雖然R2增加，但這是由于變量的數(shù)量增加造成的，因此要從調整的R2值和F值進行判斷，由表1第2列可明顯看出，引入集中度變量后，上述兩個指標值都下降了#65377;

將市場份額(MS)而不是集中度(CR)引入模型后即得到模型3，其估計結果列于表1第3列，時間變量仍然顯著地與利潤率負相關#65377;市場份額與利潤率成反相關，但不顯著，基于同樣的理由，模型3并不明顯優(yōu)于模型1#65377;將市場份額和市場集中度變量同時引入模型后即得到模型4#65377;從該模型的估計結果來看，其結果非常類似與模型2和模型3的結論，模型4的質量也不高#65377;

由于變量市場份額(MS)和集中度(CR)對利潤率的影響在統(tǒng)計意義上并不顯著，將這些變量加入模型中后，模型的質量反而下降，因此在模型5中，只引入效率因素#65377;由模型5可以看出，效率(EF)變量明顯與利潤率正相關(t值為4.55)，而且模型的質量也明顯高于模型1(調整的R2增加到36%，F(xiàn)值也明顯增加)，這說明提高我國保險業(yè)利潤率的關鍵在于效率的改進#65377;

用資本收益率作為因變量進行回歸估計，其結論與用資產收益率作為因變量進行回歸估計的結論基本相同，主要區(qū)別在于固定資產規(guī)模變量顯著，但其系數(shù)很小，只有0.02#65377;

上述的實證研究表明，效率變量與利潤率成正相關，即有效率的保險公司獲取利潤的能力更強，這拒絕了純共謀假說，但這是否意味著我們可以接受有效結構假說呢?答案似乎是否定的，因為有效結構假說認為市場集中度與績效明顯成正相關，本文研究結果雖然表明市場集中度與利潤率正相關，但不顯著#65377;

由此可見，產業(yè)組織理論中的共謀假說和有效結構假說在我國保險業(yè)并不存在，但發(fā)現(xiàn)了一個似乎相悖的問題，即集中度與績效成正相關而市場份額卻與績效負相關(盡管集中度和市場份額因素都不顯著)#65377;怎么解釋這一問題?一種可能的解釋是:集中度與績效成正相關的原因在于隨著保險公司數(shù)量的增加，保險業(yè)的競爭程度加劇(市場集中度在樣本期間連續(xù)降低)，保險業(yè)的利潤呈現(xiàn)平均化的趨勢;而市場份額與績效成反相關的原因可能在于我國保險業(yè)中幾家大的公司的利潤率反而不及中小規(guī)模保險公司的緣故#65377;

六#65380;結論

利用我國保險業(yè)的12家保險公司1999-2003年期間的相關數(shù)據(jù)，分析了我國保險業(yè)市場結構#65380;效率與績效之間的關系，研究發(fā)現(xiàn):集中度與績效之間呈正向關系，市場份額與集中度之間呈負向關系，但都不顯著;保險業(yè)的效率是決定其績效的關鍵因素;我國保險業(yè)不存在產業(yè)組織學中所謂的共謀假說和有效結構假說#65377;上述結論的政策性意義非常明顯——保險公司在擴大市場份額的同時，應該更加關注其經營效率#65377;

參考文獻:

[1]王斌.中國保險業(yè)市場結構與績效關系分析[J].上海金融，2002，(10).

[2]趙旭.關于中國保險公司市場行為與市場績效的實證分析[J].經濟評論，2003，(4).

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(責任編輯:盧艷茹;校對:龍會芳)

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