市場競爭與價格離散
——影響機理與經(jīng)驗證據(jù)

王向楠

(中國社會科學(xué)院金融研究所，北京 100028)

1 引言

價格離散，即同一時期中同樣的產(chǎn)品在不同廠商的價格不同，背離了“一價定律”，卻是生活中的普遍現(xiàn)象。價格離散反映出市場信息處理能力低，是市場不夠成熟的一種表現(xiàn)，同時，價格離散也是檢驗市場效率的一個重要指標。理解價格離散對于企業(yè)管理者制定經(jīng)營策略，市場運行機制的設(shè)計者制定有關(guān)競爭、信息處理和稅收等方面的政策均有價值。在市場經(jīng)濟中，價格、供求和競爭機制相互作用而實現(xiàn)資源配置，那么，通過市場競爭是否能影響價格離散？這是本文要研究的問題。

本文先基于兩類解釋價格離散的模型，從理論上得到市場競爭影響價格離散的結(jié)果及其條件：一類是消費者信息搜尋模型，如Carlson和McAfee[1]、Hogan[2]、Deneckere和Peck[3]；另一類是假設(shè)各廠商的產(chǎn)品對不同消費者有不同的價值或成本的空間競爭模型，如Salop和Stiglitz[4]、Raju等[5]、Barreda-Tarrazona等[6]。

在關(guān)于市場競爭對價格離散影響的經(jīng)驗研究中，結(jié)論很不一致。一些研究認為市場競爭將降低價格離散。如Barron等[7]使用美國4個城市共約3000家加油站的數(shù)據(jù)，通過回歸控制加油站的若干特征后發(fā)現(xiàn)，在4個城市中，單位面積中加油站數(shù)量與汽油價格的方差負相關(guān)；此結(jié)論也得到了Lach和Moraga-González[8]使用荷蘭加油站樣本的研究的支持。Chen Jihui[9]使用2009-2011年美國新罕布爾州的約30種常用藥品的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營某種藥品的藥店數(shù)目越多，則該藥品的價格離散程度(使用標準差、基尼系數(shù)、變異系數(shù)、75-25百分位數(shù)、最高和最低價格之差等多種指標度量)越低。另一些文獻卻發(fā)現(xiàn)市場競爭將提高價格離散。如Lewis[10]對美國圣迭戈地區(qū)的加油站的研究發(fā)現(xiàn)，單位面積中加油站數(shù)量與汽油價格的方差正相關(guān)，并得到了Chandra和Tappata[11]對美國4個州共25000家加油站的3種不同品質(zhì)汽油的研究的支持。Haynes和Thompson[12]對美國一家大型購物網(wǎng)站上399種型號的數(shù)碼相機的研究發(fā)現(xiàn)，商家數(shù)目與“中位數(shù)價格超過最低價格的程度”呈顯著正相關(guān)。

本文收集了我國地級(及以上)城市的車險市場上所有企業(yè)的價格和相關(guān)數(shù)據(jù)，進行檢驗。保險市場是產(chǎn)業(yè)組織研究中經(jīng)常使用的數(shù)據(jù)來源，而本文選擇車險市場的數(shù)據(jù)具有幾點優(yōu)勢：(1)保險產(chǎn)品的收入和支出是基于現(xiàn)金流，車險價格來自于真實交易，而不是掛牌價格；(2)保險業(yè)有嚴格的分地區(qū)經(jīng)營政策，各城市的保險市場均有清晰的(地理)范圍界定；(3)保險產(chǎn)品不能儲存和再銷售。

本文的貢獻在于兩個方面。第一，鮮有文獻正式分析我國市場上競爭與價格離散的關(guān)系，本文對此補充。本文采用我國保險業(yè)的樣本，而本文的思路方法可以應(yīng)用于研究其他領(lǐng)域的類似問題。第二，本文基于兩類解釋價格離散的文獻，從理論上分析了市場競爭影響價格離散的機理，使得經(jīng)驗研究具有嚴格的理論基礎(chǔ)。

2 理論分析

價格離散要做為一種市場均衡存在，需要采用不同于完全競爭市場的假設(shè)。本節(jié)在兩類理論的框架下，說明價格離散為何存在以及市場競爭影響價格離散的結(jié)果及其條件。

2.1 基于信息搜尋理論

假設(shè)消費者獲取企業(yè)的價格信息需要付出搜尋成本，同時企業(yè)存在成本異質(zhì)性。設(shè)有N家企業(yè)，N是有限數(shù)，企業(yè)j(j=1,…,N)的價格為Pj。企業(yè)j的成本函數(shù)為:

(1)

其中，qj是產(chǎn)量，c0j是固定性成本，c0j>0，c1大于、小于和等于0分別表示邊際成本遞增、遞減和不變。

假設(shè)有M位消費者，每位消費者購買且僅購買一單位產(chǎn)品。假設(shè)消費者知道市場上產(chǎn)品價格的分布狀況，采用序貫搜尋(Sequential search)方式，其每獲得一家企業(yè)的報價需要付出一單位的搜尋成本，單位搜尋成本服從[0,T]的均勻分布。此時，消費者將在獲得某一個低價(保留價格)后停止搜尋，并購買?？梢缘玫?，企業(yè)j面臨的需求函數(shù)為:

(2)

企業(yè)的利潤表達式為Pj·qj(Pj)-Cj(qj(Pj))，企業(yè)j將制定最優(yōu)價格Pj以實現(xiàn)利潤最大化。根據(jù)最優(yōu)化的一階條件可以得到：

(3)

(4)

Var(Pj)=A2Var(c0j)

(5)

為了得到價格離散(Var(Pj))與企業(yè)數(shù)目(N)的關(guān)系，將A和γ的表達式代入到(5)式，并對N求偏導(dǎo)數(shù)，得到:

(6)

因此，當邊際成本遞增(c1≥0)時，增加市場競爭(增加企業(yè)數(shù)目)將提高Var(Pj)；當邊際成本遞減到一定程度時(c1<(-N2T)/[2M(N-1)2])，增加企業(yè)數(shù)目將降低Var(Pj)。

本文樣本為車險產(chǎn)品，每個消費者幾乎只購買一單位產(chǎn)品，避免了消費者多樣化購買的問題[13]。保險行業(yè)的邊際成本一般認為是遞減的。這主要是由于，保險企業(yè)的規(guī)模越大意味著匯集的風(fēng)險越多，大數(shù)法則使得企業(yè)的賠付水平越平穩(wěn)，保險企業(yè)需要的資本越少，基于各國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究一般也支持保險企業(yè)規(guī)模報酬遞增的結(jié)論[14-15]。保險企業(yè)的業(yè)務(wù)量很大(M的取值大)，所以c1<(-N2T)/[2M(N-1)2]應(yīng)當很容易成立，故Var(Pj)應(yīng)當與N負相關(guān)。因此，本文提出:

研究假設(shè)：車險企業(yè)數(shù)目的增加將降低車險市場的價格離散。

此外，從以上分析還能得到關(guān)于價格離散和價格均值的各1個推論。第一，Var(Pj)受到市場規(guī)模的影響同樣依賴于c1的正負號。結(jié)合(5)式和A、γ的定義不難看出，當c1大于、等于或小于0時，如果其他條件不變，Var(Pj)分別隨市場總量(M)的增加而增加、不變或降低。由于市場規(guī)模是可觀測的因素，所以在本文經(jīng)驗研究中，如果市場規(guī)模對Var(Pj)影響的估計值為負，那么，支持本文對c1<0的推測，得到輔助性研究假設(shè)1。

輔助性假設(shè)1：車險市場規(guī)模負向影響價格離散。

輔助性假設(shè)2：車險企業(yè)數(shù)目負向影響價格水平。

2.2 基于空間競爭理論

假設(shè)有M個消費者，每個消費者購買1單位產(chǎn)品，有N家企業(yè)(N≥2)。消費者可以對不同企業(yè)的產(chǎn)品有不同的額外效用，如品牌忠誠度，或者消費者對不同企業(yè)的產(chǎn)品要付出不同的額外成本，如地理距離帶來的交通成本[4-6]。因此，消費者對不同企業(yè)產(chǎn)品的評價是有差別的，這進而影響企業(yè)的市場勢力和定價[16]。令消費者g對企業(yè)j產(chǎn)品的價值評價是vgj，vgj服從某個非退化分布Fj(·)。消費者g購買企業(yè)j產(chǎn)品的收益是ugj=vgj-Pj。

對于企業(yè)j，其生產(chǎn)qj單位產(chǎn)品的成本為：

Cj(qj)=k+cjqj,j=1,…,N

(7)

其中，k是總固定成本，cj是邊際成本。

如果所有企業(yè)被消費者評價的分布相同，即Fj(v)=F(v)，并且企業(yè)的邊際成本相同，即企業(yè)的市場勢力屬于對稱型，那么，所有企業(yè)將采用同樣的價格。此時，不存在價格離散，各企業(yè)等分市場(M/N)。此時，市場價格唯一的價格為：

P=c+kN/M

(8)

如果不同企業(yè)受到消費者的評價不同，每家企業(yè)面對的需求彈性就不同，那么，企業(yè)將根據(jù)自身的“邊際成本=邊際收益”的條件確定價格，如下：

Pj=cj·ej/(ej-1),j=1,…,N

(9)

其中，Pj是企業(yè)j的價格，ej是企業(yè)j的需求的價格彈性，ei=-(?qj/?Pj)(Pj/qj)。此時，Pj服從非退化分布，存在價格離散均衡。在給定消費者對企業(yè)評價分布(Fj(v))時，各企業(yè)的價格和市場上的企業(yè)數(shù)目之間仍存在類似(8)式的關(guān)系。

由于車險的承保過程并不復(fù)雜甚至標準化程度很高，樣本期間我國車險產(chǎn)品的條款由監(jiān)管機構(gòu)或行業(yè)協(xié)會統(tǒng)一制定，絕大多數(shù)的車險理賠也不需要特別的技術(shù)，所以車險企業(yè)的邊際成本應(yīng)當比較接近。因此，在空間競爭理論下，仍然支持信息搜尋理論中提出的研究假設(shè)，即：車險企業(yè)數(shù)目的增加將降低車險市場的價格離散。

3 經(jīng)驗研究設(shè)計

3.1 衡量價格離散

同一種產(chǎn)品的價格差別可能來自產(chǎn)品的異質(zhì)性，所以度量價格離散所使用的價格需要去除產(chǎn)品異質(zhì)性[10-11,17-18]。對此，估計下式：

(10)

本文控制的企業(yè)特征變量(X)如下。(1)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，使用一個虛擬變量(dOwner)度量，其對于中資企業(yè)取0，對于外(合)資企業(yè)取1。(2)企業(yè)規(guī)模，使用總資產(chǎn)的對數(shù)(ln(Assets))度量。(3)財務(wù)杠桿，使用“總負債”除以“總資產(chǎn)”，即資產(chǎn)負債率(Leverage)度量。(4)營銷支出，使用企業(yè)在業(yè)務(wù)宣傳上的費用占營業(yè)收入的比重(AD)度量。(5)企業(yè)經(jīng)營年限(Age)。

基于(10)式的估計結(jié)果，可以得到去除了產(chǎn)品異質(zhì)性的價格Pijt：

(11)

本文中，價格離散(Disp)采用各城市各年度的車險市場上Pijt的“標準差”來度量，記為STD(P)it。價格的方差和標準差是理論和經(jīng)驗研究中主要使用的價格離散指標，使用標準差比方差理解起來更為直觀。

3.2 計量模型和估計

本文基本的計量模型為：

(12)

其中，Dispit是城市i年度t的車險市場的價格離散程度，Num是經(jīng)營車險業(yè)務(wù)的企業(yè)數(shù)目，本文關(guān)注其系數(shù)β。φi、ηt分別是反映城市效應(yīng)的虛擬變量和反映年度效應(yīng)的虛擬變量。Z是隨城市和年度同時變化的因素。ε是隨機擾動項。

結(jié)合以有文獻，回歸中控制如下變量(Z)。(1)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的對數(shù)。(2)人口密度(Density)。提高人口密度一般會降低保險業(yè)務(wù)的交易成本從而提高價格，而降低交易成本(一種可變成本)可能更有利于小型企業(yè)，從而增加市場競爭。(3)教育程度(Edu)。(4)金融發(fā)展程度(Finance)。保險產(chǎn)品具有一定的金融屬性，在此問題上，金融發(fā)展的作用與教育程度的作用類似。(5)通貨膨脹(Inflation)。通貨膨脹會影響所有產(chǎn)品的價格，通貨膨脹可能通過菜單成本、影響消費者價格搜尋等方式影響一個行業(yè)(或產(chǎn)品)的價格離散。

價格離散可能具有持續(xù)性或均值回復(fù)性，所以將因變量的滯后項加入到(12)式中，如下：

(13)

由于Dispit-1中包含個體效應(yīng)φi，采用混合樣本OLS(普通最小二乘)回歸和FE(固定效應(yīng))回歸都是有偏和不一致的。因此，對(13)式進行差分變換得到(14)式，由于變換后方程中的ΔDispit-1(=Dispit-1-Dispit-2)包含εit-1，仍然存在內(nèi)生性問題。對此，采用差分廣義矩(GMM)估計，利用矩條件：E(Dispt-2Δεit)=0，其中，Dispt-2=(Dispi1,Dispi2,…,Dispit-2)′。

(14)

3.3 數(shù)據(jù)

本文采用2005-2014年我國約300個地級(及以上)城市的車險市場的數(shù)據(jù)。本文選擇至少有8家車險企業(yè)經(jīng)營的城市，樣本構(gòu)成如表1。

表1 樣本構(gòu)成

本文數(shù)據(jù)來自多個公開可靠的渠道。(1)各城市中車險企業(yè)的價格數(shù)據(jù)和企業(yè)數(shù)目的數(shù)據(jù)收集自《中國保險年鑒》。(2)在去除產(chǎn)品異質(zhì)性((10)式)的回歸中，保險企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)(dOwner)、總資產(chǎn)(Assets)、財務(wù)杠桿(Leverage)的數(shù)目收集自各企業(yè)的年度財務(wù)報告。業(yè)務(wù)宣傳費用(AD)的數(shù)據(jù)收集自保險行業(yè)主管機構(gòu)中各家企業(yè)的財務(wù)報告附注。企業(yè)的經(jīng)營年限(Age)的數(shù)據(jù)計算自《中國保險年鑒》。(3)估計市場競爭對價格離散影響((12)(13)和(14)式)的控制變量中，GDP、Density、Edu、Inflation的數(shù)據(jù)收集自《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。教育水平(Edu)采用各城市中的常住人口中在校大學(xué)生所占比重度量。通貨膨脹水平(GDPDeflator)采用國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)度量。金融發(fā)展程度(Finance)采用各城市的所有單位的從業(yè)人數(shù)中金融業(yè)從業(yè)人數(shù)所占比重度量，其數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。表2報告變量的描述性統(tǒng)計情況。

4 基本經(jīng)驗結(jié)果

表3報告車險價格決定方程((10)式)的估計結(jié)果，4個回歸的差別在于控制變量不同。當同時控制企業(yè)特征、企業(yè)特征與城市效應(yīng)交互項和年度效應(yīng)(回歸結(jié)果(4))時，R2和調(diào)整后R2最大，說明企業(yè)特征對產(chǎn)品價格產(chǎn)生了顯著影響，并且同一企業(yè)特征在不同城市的影響存在差異。因此，選擇回歸(4)做為去除產(chǎn)品異質(zhì)性的模型。

表2 描述統(tǒng)計量

表3 去除產(chǎn)品異質(zhì)性的車險價格估計

注：LSDV為最小二乘虛擬變量回歸(least square dummy variables)。系數(shù)估計值右側(cè)()內(nèi)為異方差(heteroscedasticity)和序列相關(guān)(serial correlation)穩(wěn)健的標準誤。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下文同。

下面估計車險市場競爭對價格離散的影響。表5第(1)—(3)列采用靜態(tài)設(shè)定和虛擬變量最小二乘回歸，第(4)(5)列采用動態(tài)設(shè)定和差分GMM估計。Num的系數(shù)估計值在5列中均為負向顯著，因此，車險市場競爭對價格離散有負向影響。第(1)—(3)列中，第(3)列的R2和調(diào)整后R2最高，該列中Num的系數(shù)估計值為-0.027，這反映出車險市場的企業(yè)數(shù)目增加10家，將促進車險市場價格標準差(STD(P)it)降低0.27，降低幅度為STD(P)it樣本的平均水平(1.09)的24.8%。第(4)—(5)列的中，Num對價格離散影響的積累效應(yīng)分別為-0.034

圖1 企業(yè)價格與價格均值的差異的分布

表4 城市-年度車險市場的價格標準差

基于原始價格(Pijt)基于去除產(chǎn)品異質(zhì)性的價格(Pijt)均值中位數(shù)均值中位數(shù)價格標準差1.1681.0661.0960.977價格標準差/價格均值0.4930.4650.4710.445

和-0.026，與第(3)列的系數(shù)估計值較為接近。此外，本文嘗試加入Num的二次項做為一個額外的自變量，不過，沒有發(fā)現(xiàn)Dai等[19]所發(fā)現(xiàn)的價格離散與市場競爭的“非線性”關(guān)系。Dai等[19]的研究中“倒U”型關(guān)系得以出現(xiàn)的主要原因是，企業(yè)對不同消費者進行了“價格歧視”，而本文研究的只是企業(yè)層面的價格離散。

在其他變量方面。STD(P)滯后項的系數(shù)估計值很小，不過是統(tǒng)計顯著的，顯示出價格離散具有一定程度的均值回復(fù)性質(zhì)。ln(GDP)的系數(shù)估計值均為負，支持輔助性假設(shè)1(車險市場規(guī)模負向影響價格離散)，進而支持產(chǎn)險企業(yè)具有規(guī)模報酬遞增的性質(zhì)。

表5 市場競爭對價格離散的影響

注：LSDV回歸中，系數(shù)估計值下方()內(nèi)為城市cluster的標準誤，差分GMM估計中，系數(shù)估計值下方()內(nèi)為糾偏的兩階段標準誤。Num的積累效應(yīng)為“1/(1-ρ)”，其顯著性通過非線性檢驗得到。HansenJ檢驗和AR(2)檢驗的[]中報告可以拒絕該檢驗原假設(shè)的P值。

5 輔助分析和穩(wěn)健性分析

表6中Num的系數(shù)估計值均為負向顯著，因此，市場競爭降低了車險價格。由于回歸(3)中因變量的一階滯后項的系數(shù)并不顯著，所以我們傾向于靜態(tài)模型的估計值。當企業(yè)數(shù)目增加10家，在不控制其他變量(第(1)列)和控制其他變量(第(2)列)的情況下，將引起車險價格均值下降0.05和0.12，占其樣本平均水平(2.278)的比重分別為2%和5%。

表6 競爭對價格均值的影響

注：系數(shù)估計值的右側(cè)()內(nèi)為標準誤，其余的注釋同表5。

(15)

其中，P(j)是市場中排名第j低的價格，N是企業(yè)數(shù)目。將基尼系數(shù)“乘以2”可以得到兩家企業(yè)的價格差異平均而言相當于價格均值的程度。CV(P)和Gini(P)的優(yōu)點在于可以去除價格水平高低對于度量價格離散程度的影響。由于車險價格均值也受到市場競爭的顯著影響(表6的結(jié)果)，所以估計CV(P)和Gini(P)對本文很有意義。

表7報告采用4種替代性價格離散指標為因變量的估計結(jié)果。第(1)(2)列顯示，車險企業(yè)數(shù)目增加10家，則(P75-P25)it和(P95-P5)it分別降低各自樣本均值水平(10.801和16.005)的5%和9%，均是統(tǒng)計顯著的。第(1)(2)列中估計得到的Num的影響較之表5明顯減少，這反映出，(P75-P25)it和(P95-P5)it的度量中沒有反映出很高和很低的價格。第(3)(4)列顯示，車險企業(yè)數(shù)目增加10家，則CV(P)it和Gini(P)it分別降低各自樣本均值(2.265和0.2422)的8%和16%，均是統(tǒng)計顯著的。由于基尼系數(shù)的取值介于0-1，本文借鑒一些文獻的做法，對基尼系數(shù)進行對數(shù)似然率ln(Gini/1-Gini)變換，進而得到取值范圍無約束的度量，本文的主要結(jié)論不受此影響。

表7 穩(wěn)健性檢驗：其他價格離散指標

注：估計方法為最小二乘虛擬變量回歸?？刂屏顺鞘行?yīng)和年度效應(yīng)。系數(shù)估計值下方()內(nèi)為城市cluster的標準誤。

表8中6個市場競爭指標的系數(shù)估計值均有預(yù)期符號，且除CR4和Hm(α取0.25)外，均是統(tǒng)計顯著的。在度量市場競爭程度時，CR4只考慮前4家最大企業(yè)的市場份額，而Hm在α取0.25時是假設(shè)企業(yè)之間存在高度勾結(jié)，而分析市場競爭與價格離散的關(guān)系時通常認為企業(yè)是不勾結(jié)的，所以CR4和

表8 穩(wěn)健性檢驗：其他市場競爭指標

續(xù)表8 穩(wěn)健性檢驗：其他市場競爭指標

注：同表7。

Hm(α取0.25)的系數(shù)估計值不顯著是可以理解的。其他條件不變時，當HHI、EI、Hm(α取1)和Hm(α取5)分別變動各自一單位的樣本標準差(0.070、0.396、0.070和0.069)，價格標準差將分別變動0.061、0.056、0.056和0.063，變動幅度占價格標準差的樣本均值水平(1.096)的比重分別為6%、5%、5%和6%。

本文理論分析假設(shè)保險消費者是理性的，但是保險業(yè)在中國處于初級發(fā)展階段，一些地區(qū)的消費者可能對保險商品不夠了解，這會影響市場競爭-價格離散關(guān)系嗎？本文將各城市按照其在樣本期間的保險深度(保費收入/GDP)的中位數(shù)，分為保險深度“較低”(即保險業(yè)“較落后”)和保險深度“較高”(即保險業(yè)“較發(fā)達”)的兩組，分組回歸結(jié)果報告于表9第(1)(2)列。結(jié)果顯示，Num對價格離散的系數(shù)估計值均為負向顯著。

本文機理分析中假設(shè)企業(yè)之間的定價是獨立進行的，那么如果考慮企業(yè)之間存在價格勾結(jié)，是否會影響本文結(jié)論？我們難以觀測企業(yè)的這些行為，不過，經(jīng)濟周期可能影響企業(yè)勾結(jié)協(xié)議的穩(wěn)定性和價格離散[21-22]。因此，本文根據(jù)在樣本期間各城市的車險保費收入的增長率的中位數(shù)，將各城市平分為“低增長”(年均增長率≤2.89%)和“高增長”(年均增長率>2.89%)兩組，分組回歸結(jié)果報告于表9第(3)(4)列。結(jié)果顯示，Num對價格離散的系數(shù)估計值均為負向顯著。

表9 穩(wěn)健性檢驗：樣本分組

注：同表7。

6 結(jié)語

價格離散背離了“一價定律”，是市場對信息處理能力低的反映，而競爭機制是市場調(diào)節(jié)資源配置的重要手段，那么，市場競爭如何影響價格離散？對于此問題，還鮮有針對我國市場的正式研究。本文先是分別在信息搜尋模型和空間競爭模型的框架下，分析競爭對價格離散的影響及其依賴的條件，然后，本文收集了2005～2014年我國約300個地級(及以上)城市的車險市場的數(shù)據(jù)，進行經(jīng)驗研究。在控制相關(guān)變量后，本文發(fā)現(xiàn)：即使去除了產(chǎn)品異質(zhì)性，車險市場仍然存在明顯的價格離散，企業(yè)之間價格的變異系數(shù)的均值和中位數(shù)分別為0.472和0.445；車險市場的競爭會顯著降低價格離散，平均而言，車險企業(yè)數(shù)目提高10家(市場集中程度降低一單位樣本標準差)，將引起車險價格的標準差降低其樣本平均水平的約25%(5%～6%)；此外，車險市場規(guī)模會負向影響價格離散，車險企業(yè)市場競爭會負向影響價格水平。最后，本文進行了多種穩(wěn)健性檢驗以支持研究結(jié)論。

本研究有兩方面的政策含義。一是增進供給側(cè)的競爭。以產(chǎn)險行業(yè)為例，2015年我國產(chǎn)險企業(yè)有73家，大幅低于2013年美國的3436家、英國的237家、法國的216家、德國的262家、意大利的132家和OECD國家平均的152家(數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD Insurance Statistics)，故我國保險市場應(yīng)放寬市場準入，提升對內(nèi)對外的開放水平，促進市場競爭。二是降低需求側(cè)的信息搜尋成本，包括加快建設(shè)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)、電信等市場基礎(chǔ)設(shè)施，特別是促進互聯(lián)網(wǎng)與保險以及其他傳統(tǒng)行業(yè)的結(jié)合。

最后，本文存在局限性或可以拓展之處。第一，從理論上講，市場競爭對價格離散的影響依賴于企業(yè)的成本結(jié)構(gòu)、消費者需求特征和市場交易規(guī)則等。本文的經(jīng)驗研究以車險市場為樣本，提供了這些條件在特定狀態(tài)下的證據(jù)，而為了深入分析這些條件的影響，還需要很多對其他類型商品的經(jīng)驗研究。第二，本文以車險市場為樣本有多個優(yōu)點，但也有局限性，如：每個市場上的企業(yè)數(shù)目變異不太大，可能會低估市場競爭的實際影響；缺乏各城市保險企業(yè)投入產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，所以本文僅采用結(jié)構(gòu)化的競爭指標，而未采用Iwata、Bresnahan、Panzar-Rosse、Boone等非結(jié)構(gòu)化的競爭指標進行穩(wěn)健性分析。如果能獲得更好性質(zhì)的樣本，可以拓展或深化本話題的研究。第三，在現(xiàn)代社會，消費者處于各類網(wǎng)絡(luò)中，消費者的信息會受到所在網(wǎng)絡(luò)中其他消費者和網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的影響[23]。本文假設(shè)消費者是單獨決策的、無相互影響，沒有分析各類社會網(wǎng)絡(luò)對市場競爭-價格離散關(guān)系的影響。