میزان قدرت بازاری صنعت بیمه در ایران (کاربرد هال - راجر)

مدلسازی اقتصادی

مقاله 2، دوره 16، شماره 60، اسفند 1401، صفحه 15-32   

نوع مقاله: پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/eco.2023.1978230.2725

نویسندگان

جعفر یوسفی¹؛ مهدی مرادی^{* 2}؛ سید یوسف حاجی اصغری³؛ رستم قره داغی⁴

¹دانشجوی دکتری گروه اقتصاد، دانشکده علوم انسانی، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی ، میانه، ایران

²استادیار گروه اقتصاد، دانشگاه پیام نور، تهران، ایران

³استادیار گروه مدیریت،دانشکده علوم انسانی، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی، میانه، ایران

⁴استادیار گروه مدیریت، دانشکده علوم انسانی، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی، میانه، ایران

چکیده

هدف از مقاله برآورد درجـه توافـق و میـزان قـدرت بازاری صـنعت بیمه با استفاده از رویکرد هال - راجر در قالب معادلات عرضه و تقاضا با کمک داده پانل به روش حداقل مربعات دومرحله‌ای است. بدین‌منظور، اطلاعات 27 شرکت بیمه‌ای (دولتی و خصوصی) در ایران طی سال­های 1380-1399 استفاده شد. نتایج حاکی از وابستگی متقابل شرکت­های صنعت بیمه و سطح بالای توافق و قدرت بازار در این صنعت است؛ به‌طوری که بیش از 85 درصد شرکت‌های بیمه مورد بررسی با ایجاد شکاف بین قیمت و هزینه نهایی توانسته‌اند از حاشیه سود قابل‌توجهی برخوردار شوند. همچنین، نتایج محاسباتی مربوط به شاخص لرنر براساس مدل هال - راجر اطلاعات مربوط به ضریب ناهمگونی در بین شرکت‌های بیمه را نشان می‌دهد. بیمه ایران با ضریب 565/0 دارای بالاترین شاخص لرنر بوده و بیمه‌های آسیا، دانا و پاسارگاد به‌ترتیب، با 419/0 و 248/0 و 182/0 در رتبه‌های بعدی قرار دارند؛ این بدین‌معناست که این شرکت­ها به‌دلیل فاصله قیمت تا هزینه نهایی بیشترین حاشیه سود را کسب کرده‌اند. براساس نتایج، در صنعت بیمه ایران سرمایه‌گذاری بیشتری در فعالیت‌های بازاریابی، ارائه خدمات نوین بیمه‌ای مناسب با شرایط و نیاز جامعه ایجاد و گسترش آن، پیشنهاد می‌گردد.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: .D42؛ G22؛ K21 واژگان کلیدی: صنعت بیمه؛ ساختار بازار؛ قدرت بازاری؛ عملکرد بازار؛ تمرکز؛ رویکرد هال - راجر

اصل مقاله

1.‌ مقدمه                             
در مدل‌سازی رایج اقتصاد کلاسیک، همواره از ساختار بـازار رقابتی یا انحصاری برای ارائه مختصـات بازار استفاده می‌شود؛ درحالی‌که شواهد دنیای واقعی مبیّن حاکم بودن ساختار بازار انحصار چندجانبه در بسیاری از بازارهای اقتصاد است. اما ارتباط بین شرکت‌ها از دهه 70 میلادی به بعد با محدودکردن سطح محصول به سطح انحصار، باعث افزایش سود مشترک شرکت‌ها گردید. 
اقتصاددانان صنعتی با نظارت عوامل تأثیرگذار در فعالیت‌های صنعت تلاش کردنـد تـا دلیلی بـرای رفتـار بنگاه‌های صنایع مختلف پیدا کنند. آنها به این نتیجـه رسـیدند کـه عوامـل مهمی در سیاست‌گذاری هر بازار نقش دارد (یوسفی حاجی‌آباد و اقبالی، 1399).
امروزه، جهان، درحال گذر از مرحله انفجار فناوری است؛ فناوری‌های نوظهور به‌طور مستقیم یا غیرمستقیم نقش مهم‌تری در بخش بیمه ایفا می‌کنند. این فناوری‌ها توان بالایی برای تغییر صنعت بیمه دارند. «صنعت بیمه»  از دلایل مهم پیشرفت و توسعه کشورها به‌حساب می‌آید و توسعه این شاخص موجب بهبود وضع اقتصادی و رشد سطح زندگی جامعه می‌شود. ماهیت بیمه، مشارکت در خسارت و جایگزین‌کردن اطمینان به‌جای عدم‌اطمینان است؛ بنابراین، بیمه به‌عنوان یک روش مقابله با خطر، پاسخی به شرایط نامطمئن و پرمخاطره است. در ایران، اولین شرکت بیمه با نام بیمه ایران در سال ۱۳۱۴ تأسیس شد و پیرو آن، سایر شرکت‌ها پا به این صنعت گذاشتند. نقش صنعت بیمه در بازارهای مالی به سه صورت ظاهر می‌شود: ابتدا، تأثیری که این صنعت می‌تواند بر سایر بازارهای مالی اعمال کند که معمولاً به‌صورت یک پشتیبان برای کاهش ریسک سرمایه‌گذاری به‌کار می‌رود؛ دومین نقش آن، تجهیز و جمع‌آوری منابع مالی با استفاده از عملیات بیمه‌گر است که برای سرمایه‌گذاری مستقیم و یا غیرمستقیم به‌کارمی‌رود و درمجموع، سرمایه‌گذاری مستقیم صنعت بیمه در مدیریت‌های اقتصادی کشور، مهم‌ترین اثر آن محسوب می‌گردد. شرکت‌های بیمه، وجوه بیمه‌گذاران را که به‌طور ذخایر فنی در اختیار دارند، به‌عنوان دارایی سودآور به‌کار می‌گیرند و در طرح‌های مناسب اقتصادی سرمایه‌گذاری انجام می‌دهند (میرجلالی و عبداله‌زاده، 1389).
امروزه، بیمه‌ها به روش‌های گوناگون بـرای افـزایش یـا کاهش حداقل سهم بازار خود فعالیت می‌کنند. بیمه‌ها در ایـن حوزه با توجه ‌به برتری رقابتی خود و پشتیبانی آنها می‌توانند تـاحد زیادی در انحصاری یا رقابتی‌شدن بازار تأثیرگذار باشـند کـه خود بر مخارج تمام‌شده ارائه خدمات در سیستم اثرگـذار خواهد بود. نظریه‌های اقتصادی عوامل مختلفی را بـر سـطح  انحصار یا رقابت بازار اثرگذار می‌داند (یوسفی حاجی‌آباد و اقبالی، 1399).
در این مرحله، یکی از روش‌های برآورد ساختار بازارها، «تعیین قدرت بازاری»  است. قـدرت بـازاری شکل‌گرفته از توانایی یک یا گروهی از مشارکت‌کنندگان در بازار برای مشخص‌کردن قیمت، ماهیت و مقدار محصول است. البته، منشأ قدرت بازاری امکان دارد، در داخل یا در خارج از بازار باشد؛ امـا آثار آن در داخل بازار مشاهده می‌شود. درنتیجه، وجود قدرت بـازاری در بازار، تعمیم منابع مالی به بخش‌های گوناگون اقتصـادی بهینه نبوده و از کارایی نظام مالی کاسته می‌شود که درنتیجه، هزینه تمام‌شده ارائه خدمات مالی به اقتصـاد افزایش‌یافته و علل کاهش رفاه اجتماعی می‌گردد. براین‌اساس، برآورد و شناسایی عوامل مؤثر بر قدرت بازاری در سیستم بیمه‌ای ایـران ضروری است (پژویان، خداداد کاشی و شهیکی‌تاش، 1390).
برای دست‌یابی به هدف، مقاله بدین شکل سازمان‌دهی می‌شود: بعد از مقدمه، در بخش دوم، ادبیات پژوهش مرور می‌شود؛ در بخش سوم، روش پژوهش بحث می‌شود، در بخش چهارم، یافته‌ها عرضه می‌شود و بخش پنجم به نتیجه‌گیری و پیشنهادها اختصاص می‌یابد.

2.‌ مروری بر ادبیات پژوهش
-‌ مبانی نظری 
جامعه بشری با وجود پیشرفت‌های چشمگیر در همه زمینه‌های علم و فناوری، با محدودیت‌هایی مواجه است. بیمهها با دراختیار داشتن بخش عمده‌ای از منابع مالی جامعه نقش بسیار حساس و مهمی را در هر نظام اقتصادی ایفا می‌کند و تأثیر بسزایی در تنظیم روابط اقتصادی جامعه دارد.
دو قرن پیش، آدام اسمیت  متوجه شد که رقابت، از طریـق جلوگیری و ممانعت از تنبلی افراد موجب تحریـک کـارایی می‌شود. تا یک قرن پس از آدام اسمیت، اقتصاددانان کلاسـیک به‌شدت علیه انحصار و کنترل‌های دولتی سخن می‌راندند. بعـد از آدام اسمیت، اقتصاددانان مفهومی افراطی از رقابـت را مطـرح کردنـد که بتوانند نتایج دقیق در مورد کارایی استخراج کننـد. آنها بر این عقیده بودند که ایجاد رقابت کامل ضروری است؛ یعنی، رقبای زیادی وجود دارد و منحنی تقاضا برای هر یک از آنها افقی است تا بازارها در تعادل، کارآمد باشند (یوسفی حاجی‌آباد و اقبالی، 1399).
در بازاری که رقبای کمی وجود دارد، می‌توان انتظار داشت که بازار از طریق فرایندی پویا و با توجه به رقابت شرکت‌ها با یکدیگر به‌صورت رقابتی مدیریت شود. رقابت را می‌توان آزمونی برای تعیین توانمندی افراد و شرکت‌ها دانست. کاربرد عبارت «تخریـب خـلاق » در بیان شومپیر (1968) اشـاره بـه چنین رقابتی دارد. بر بنیاد این معنا، مکاتـب مختلـف اقتصـادی شکل ‌گرفته است. این نظریات در چارچوب ارتباط میان عناصـر ساختاری، رفتاری و عملکردی بازار (SCP)  شکل گرفته است. با وجود این، از دیرباز در مورد نحوه ارتباط میان عناصر بازار در مکاتب مختلـف اقتصادی اختلاف‌نظر وجود دارد. مطالعات اولیه درباره رابطـه عناصر سه‌گانه بـازار، ابتـدا توسـط اقتصـاددانان مکتـب ساختارگرایی  یا مکتـب هـاروارد مطـرح شـد. میسـن  (١٩٥٩) اولین فردی بود که به بررسی ارتباط میان عناصر بازار در قالـب یک مدل توصیفی پرداخت. وی از میان عناصر سه‌گانه بـازار بر اهمیت ساختار تأکید می‌کند (یوسفی حاجی‌آباد، 1397).
بن  (١٩٥٩) با معرفی مفهوم موانع ورود و تأثیر آن بر رفتـار و عملکرد اقتصادی برپایه مدل نئوکلاسـیک بنگـاه بـر اهمیـت ساختار بازار صحه گذارد. ساختارگرایان معتقدند که جهت علیـت از ساختار به‌سویِ رفتار و سپس، به‌سمتِ عملکرد است. درواقع، رفتار بنگاه‌ها و تصمیم آنها مبتنی‌بر ائتلاف  یـا رقابـت بـا یکـدیگر، متأثر از ساختار بـازار اسـت. سـاختار و نحـوه رفتـار بنگاه‌ها در بـازار مجموعاً عملکرد بازاری بنگاه‌ها و در نهایت، عملکرد کـل بـازار صنعت را شکل می‌دهد. ایـن اقتصـاددانان معتقدنـد وجـود تمرکز  بالا در یک بازار و قرارداشتن بخـش قابل‌توجهی از بازار در اختیار تعـداد محـدودی از فروشـندگان، شـرایط را بـرای همکاری فراهم می‌کند و بنگاه‌های فعال در این صنعت به‌ویژه بنگاه‌های برتر و پیشرو متمایـل بـه همکـاری و ائـتلاف می‌شوند. عملکـرد بـازار در قیمـت، کـارایی، پیشـرفت فنـی، نـرخ سودآوری و سایر جنبه‌های عملکـرد بـازار تحت ‌تأثیر رفتـار رقابتی یا ائتلافی بنگاه‌ها مشخص می‌شود.
موانع ورود یکی دیگر از متغیرهای ساختاری است کـه بیانگر ماهیت انحصار و تمرکز می‌باشد. اسپنس و هلمریچ  (1980) اولـین اقتصاددانی بود که از ظرفیت اضافی به‌عنوان یک مانع ورود یاد می‌کند. او در مشاهدات خود دریافت که بنگاه‌های قـدیمی همواره نسبت به نیاز بازار ظرفیت اضافی دارند. با توجه‌ به آن که ایجاد ظرفیـت اضـافی به‌مثابه یـک سرمایه‌گذاری برگشت‌ناپذیر است؛ می‌توان اظهـار داشـت، بنگاه‌هایی که مبادرت به این کار می‌کنند، در‌واقـع تازه‌واردان را تهدید می‌کنند که در صورت ورود، عرضه محصول را افزایش و قیمت بازار را کاهش خواهند داد و به‌این‌ترتیب، بر انتظـارات بنگاه‌های بالقوه تأثیر می‌گذارند (خداداد کاشی، فرهاد، نورانی آزاد، سمانه، اسحاقی گرجی، مرضیه، 1395، ص. 95).
در نقطـه مقابـل مکتـب سـاختارگرایان، مکتـب شــیکاگوست که نظریاتی مخالف نظریات مکتب ساختارگرایی داشتند. این مکتب در دهه ١٩٥٠ مـیلادی شـکل گرفـت و در دهه ١٩٧٠ میلادی با افرادی چون استیگلر ، دمستز ، مک‌گی  و پوزنر  به‌شهرت رسید. طرف‌داران این مکتب جهـت علیـت عناصرِ بازار را از عملکرد به‌سمتِ ساختار و سپس، رفتار می‌دانند. ازنظر اقتصاددانان مکتب شیکاگو، انحصار، انعکاسـی از عملکـرد برتـر است و بنگاه‌های برتر با هزینه کمتـر و کـاهش قیمـت باعـث خروج بنگاه‌های رقیب از بازار و افزایش موانع ورود به بازار می‌شوند. بنگاه‌ها و شرکت‌هایی که قادر به کـاهش هزینه‌ها و برخورداری از صرفه‌های ناشی از مقیاس باشند، نسبت به سایر بنگاه‌ها در موقعیت ممتاز و انحصاری قرار می‌گیرند. بنگاه‌های کارا به‌دلیل کاهش هزینه‌های خود از نـرخ سـود بـالاتر بهـره می‌برند و با توجه ‌به امکانات مالی مناسب به تحقیـق و توسـعه می‌پردازند و با بهره‌گیری از روش‌های تولیـد جدیـد، سهم بازار بیشتری را به‌خود اختصاص می‌دهند. این بنگاه‌ها به‌دلیل پایین‌بودن هزینه‌هایشان قادرنـد قیمتـی را دریافـت کنند که بسیاری از بنگاه‌های موجـود و بـالقوه بـا ایـن سـطح قیمت قادر به ادامه فعالیت نباشند و به‌این‌ترتیب، موانع ورود به چنین بازاری کمتر خواهد بود. براین‌اساس، جهـت علیـت از عملکرد به‌سمت ساختار بازار خواهد بود؛ همچنین، این اقتصـاددانان معتقدند که هزینه‌های اجتماعی انحصـار توسـط منـافع حاصـل از انحصار خنثی می‌شود و اعمال قدرت انحصاری در بازار صرفاً به‌واسطه همکاری و ائتلاف بین بنگاه‌ها امکان‌پذیر اسـت و این قدرت بازاری خیلی زود محو خواهد شد؛ زیرا اعضای ائـتلاف همواره درصدد فریب یکدیگر و فراروی از توافق‌های خود هستند.
در طرف دیگر، مکتب رفتارگرایی  الگوی رفتـاری بنگاه‌ها را عامل مؤثر در شکل‌گیری عملکرد بازار می‌داند. براین‌اساس، ساختار در عملکرد بازار چندان مؤثر نیست، بلکـه رفتـار بنگاه‌ها عنصر اساسی و تعیین‌کننده عملکـرد است. در نظریات این مکتب، صـرف وجـود سـاختار متمرکـز، بـه انحصار منجرنمی‌شود، بلکه بروز آن بستگی بـه رفتـار بنگاه‌ها در قبال یکدیگر دارد. یعنی، ائتلاف بنگاه‌ها به ایجاد انحصار منجرشده و عدم همکاری بنگاه‌ها باعث ایجاد عملکـرد رقـابتی می‌شود (همان).
مکتب ورود  یا منازعه  که این مکتب در فاصله سال‌های ١٩٨٢-١٩٧٥ میلادی توسط اقتصاددانان نامی مانند بامول، بیلی و ویلینگ  پایه‌ریزی شد. این اندیشمندان مشابه متفکـران مکاتب شیکاگو و ساختارگرایی برای ساختار بازار نقـش مؤثری در تعیین عملکرد بازار قائل نیستند و از این جنبه اشـتراک نظـر دارند. به عقیده این افراد، ورود بنگاه‌های بالقوه از خارج صـنعت به داخل آن، مهم‌ترین عامل در تعیین نتیجـه و عملکـرد بـازار است. بنگاه‌های بالقوه‌ای که درصدد ورود به صنعت‌اند، تنهـا عامل و عنصر مؤثر در عملکرد هستند. اگر موانع ورود بـه بـازار چندان مرتفع نباشد، بنگاه‌هایی کـه از قبـل در صـنعت فعالیـت داشتند مجبور به تولید در سطح بهینه و رقابتی می‌شوند؛ زیـرا در چنین حالتی اگر بنگاه‌های قدیمی، رفتار مبتنی‌بر همکـاری و ائتلاف را درپیش گیرند، با ورود بنگاه‌های جدید نهایتاً رفتـار و عملکرد رقابتی تحقق خواهد یافت.
در نقطه مقابل این نظریه‌ها، نظریه بازارهای تضاد بامول (1982) وجود دارد. طبق تعریف، بازار رقابتی بازاری است که ورود رقبای جدید در آن کاملاً آزاد است. این نظریه بر دو فرض اساسی استوار است:
١. بنگاه‌های بالقوه و قدیمی دارای ساختار هزینه‌ای مشابه هستند؛ ٢. ورود و خروج بازار برای تازه‌واردان فاقد هزینه است.
طبق این نظریه، استقرار رقابت کامـل و وجـود سـود صـفر مستلزم وجود تعداد زیاد بنگاه‌ها نیسـت؛ بلکـه مـادامی کـه در عکس‌العمل به افزایش قیمت نسبت به هزینه نهایی، یـک یـا چند بنگاه به بازار وارد شوند، سود در درازمدت به صفر گـرایش پیدا می‌کند.
روش‌های مختلفی برای ارزیابی موانع یا برطرف کردن آنها در یک صنعت وجود دارد؛ مثلاً، اگر موانع ورود، برتری‌ بنگاه‌های قدیمی بازار در مقابل بنگاه‌هایی باشد که قصـد دارند بـه بـازار وارد شوند، تعریف شود؛ در این حالت، موانـع ورود برابـر است با تفـاوت بـین قیمت وضع‌شده کالا و هزینه متوسط تولیـد، بـدون آنکه این تفاضل، انگیزه بنگاه‌های دیگر را برای ورود بـه بـازار برانگیزد. در اینجا، به حداکثر قیمتی که بنگاه‌های قـدیمی می‌توانند ایجاد کنند، بدون اینکه بنگاه‌ها جـذب بـازار شـوند، «حداکثر قیمت مانع ورود » گفته می‌شود. براساس ایـن تعریـف، موانع ورود برابر با درصدی از تفاوت حداقل هزینه متوسـط بنگاه‌های موجـود از حـداکثر قیمـت وضـع‌شـده، است (جـانی، ١٣٩٨).
مکتب اتریش ، این مکتب به مسائل اقتصاد صنعتی نگـاهی متفاوت دارد. براساس مفـاهیم ایـن مکتـب، رقابـت نـه یـک وضعیت معین، بلکه یک فرایند اسـت. مکتـب اتـریش مشـابه مکتب شـیکاگو بوده و بـرخلاف مکتـب‌ ((S-C-P   رقابـت را وضـعیت عمومی اقتصـاد می‌داند و دخالـت دولـت در بازارهـا را غیرضروری تلقی می‌کند. نظریه اقتصاد صنعتی جدیـد  از طریـق توسل به نظریه نئوکلاسیک رقابت و نظریه انحصار چندجانبه‌کاربرد نظریه بازی‌ها، درصدد تقویت و تصحیح رویکـرد (S-C-P) است‌.
کــلارک و دیــویس‌  (١٩82) اســپنس‌ (١٩٨٠)، واترسون  (١٩٨٢)، اســتگلیتز  (١٩٨٢) ازجملــه اقتصاددانانی هستند که نظریه اقتصاد صنعتی جدید را شکل داده‌اند و برخلاف دیـدگاه نئوکلاسـیکی، بـه نظریـه ایستایی رقابتی باور دارند. اساسـاً، ساختارگرایان را می‌توان در یک اردوگاه و سـایر مکاتـب را در طرف دیگر قرار داد. به گفته آنها، اگر قدرت بازاری شرکت‌ها براساس رفتار غیر رقابتی به‌دست بیاید، خیلی سریع از بین می‌رود و اساساً چنین قدرتی در بازار اهمیتی ندارد و نباید نگران آن بود؛ زیرا بدون دخالت دولت و صرفاً به‌دلیل ورود سایر رقبا، قدرت بازار از بین می‌رود (یوسـفی حاجی‌آباد، 1397).
    
جدول ۱. شاخص‌های اندازه‌گیری قدرت بازاری
شاخص    مدل
شاخص لرنر    (P-MC)/P=  1/η
 شاخص تمرکز  H    ∑_(i=1)^14▒S_i^2 
شاخص راتچایلد    η^D⁄η^d 
 شاخص نسبت تمرکز n  بنگاه    (∑_(i=1)^n▒x_i )⁄x
شاخص پاپاندور    ((〖Δx〗_i^d)⁄x^d )/((Δp_j)⁄p_j )
شاخص معکوس تعداد بنگاه‌های بازار    1⁄n
منبع: یوسفی، 1392

امروزه، در مطالعات تجربی از شاخص‌های مختلفی برای اندازه‌گیری قدرت بازار استفاده می‌شود که از آن جمله می‌توان به شاخص لرنر، شاخص راتچایلد، شاخص تمرکز H، شاخص بن و شاخص پاپاندور اشاره کرد. این شاخص‌ها به اختصار در جدول (1) آورده شده است.
شاخص لرنر توان انحصاری بنگاه را بر اساس شکاف نسبی بین قیمت‌ها و هزینه نهایی اندازه‌گیری می‌کند. هرچه شکاف بین قیمت و هزینه نهایی بیشتر باشد عملیات انحصاری اخلال بیشتری در رفاه اجتماعی و تخصیص منابع ایجاد می‌کند (ابونوری، 139).
یکی از شاخص‌های مهم و کاربردی برای بیان مفهوم تمرکز شاخص هرفیندال – هیرشمن است؛ زیرا این شاخص از اطلاعات تمام بنگاه‌های صنعت استفاده می‌کند. این شاخص با استفاده از مجموع مربعات سهم بازار همه شرکت‌ها (سهم بنگاه تقسیم بر کل بازار) در صنعت، با توجه به متغیر موردنظر (تولید، فروش، نیروی کار و غیره) محاسبه می‌شود (یوسفی، 1399).

-‌ پیشینه پژوهش 
امروزه، نظریات سازمان‌های صنعتی و اقتصاد صنعتی در ارزیابی عوامل مؤثر در سطح رقابتی بخش‌های مختلف اقتصادی کاربرد فراوانی یافته است. اما مطالعات اندکی به بررسی عوامل مؤثر در قدرت بازاری بازارهای مالی پول و سرمایه اختصاص‌یافته است.
اوفوری- بوتنگ، اوهمنگ، آهاوادونگ بورو و آگیاپونگ  (2022) در پژوهشی با بررسی ساختار بازار، کارایی و عملکرد (سودآوری) صنعت بیمه عمومی در اقتصاد غنا پرداخته‌اند. هدف اصلی پژوهش، ارزیابی تأثیر ساختار بازار آگاهانه نظارتی بر رفتار قیمت‌گذاری بوده است. برای دست‌یابی به هدف از داده‌های متشکل از 29 شرکت بیمه عمومی از سال 2008 - 2019 استفاده کرده‌اند. به‌طورتجربی، گزاره‌های فرضیه ساختار، رفتار و عملکرد  و فرضیه ساختار کارآمد  در مورد بخش بیمه عمومی در اقتصاد غنا آزمون شدند. نتایج، بینشی درباره نحوه رفتار شرکت‌ها در بازار جدیدی که برای شکل‌دهی به سیاست‌های رقابت نظارتی شکل گرفته است، در اختیار قرار می‌دهد. همچنین، شاخص‌های ساختاری، ساختار بازار سطوح تمرکز را نشان می‌دهد؛ یعنی، حق بیمه‌ها در بین چهار شرکت بزرگ بیمه عمومی متمرکز شده‌اند. از تجزیه و تحلیل داده‌ها، شرکت‌های بیمه عمومی با ورودی‌های خود با توجه به خروجی‌های مشاهده شده کارایی نداشتند.
آسونگو و ادهیامبو  (٢٠١٩) در پژوهش خود به ارزیابی ارتبـاط اندازه بانک و کارایی آفریقا پرداخته‌اند. آنها تلاش می‌کنند به این پرسش پاسخ دهند که آیـا این رابطه در اثر قدرت انحصاری شکل گرفته است یـا صـرفه‌هـای مقیاس. آنها با استفاده از داده‌های پانلی ١٦٢ بانک آفریقایی در سال‌های ٢٠٠١ - ٢٠١١ نتیجه گرفتند که اندازه بانک به افزایش حاشیه نرخ سود بانکی به‌صورت U معکوس منجرمی‌شود و از طرفی، صرفه‌های مقیاس و قدرت انحصاری، حاشیه نرخ سود را افزایش یا کاهش نمی‌دهد و بدین معناست که نرخ سود بانکی را نمی‌توان با استفاده از قدرت انحصاری یا صـرفه‌هـای مقیاس به‌طور واضح مشخص کرد.
کریسوالانتیس  (٢٠١٧) به بررسی درجـه قـدرت بـازار در صنایع تولیدی و خـدماتی یونـان بـا اسـتفاده از رویکـرد هـال (١٩٨٨) و راجــر (١٩٥٥) طــی دوره ٢٠٠٧- ١٩٧٠ پرداختــه است. یافته‌های تجربی نشان مـی‌دهـد کـه در هـر دو صـنعت نسبت مارک‌آپ مثبت بوده و صنعت خدمات نسبت به صـنعت تولید رقابت کمتری دارد.
دلیس، کوکاس و اونگنا  (۲۰۱۷) در تحقیقی به بررسی نقش قدرت بازاری در عملکرد سیستم بانکداری آمریکا طی دوره ۲۰۰۰-۲۰۱۰ پرداخته‌اند. نتایج این پژوهش حاکی از آن است که اگرچه در ابتدا قدرت بازاری بر عملکرد بانک‌ها مؤثر بوده است؛ اما طی زمان از شدت اثرگذاری آن کاسته شده و کارایی عملکرد نقش مهمی در عملکرد بهتر بانک‌ها ایفا نموده است.
لوپز، ژنگ و اعظم  (2015) به‌منظور برآورد قدرت بازاری از داده‌های پانلی ۳۶ صنعت مواد غذایی در کد آیسیک چهاررقمی ایالات متحده آمریکا طی دوره ۱۹۷۹ - ۲۰۰۹ و رویکرد مرز تصادفی بهره گرفتند. نتایج نشان داد که مقدار متوسط قدرت بازار معادل 4/6 درصد بوده که نشان می‌دهد تمام ۳۶ صنعت تولیدی مواد غذایی در نمونه، از قدرت انحصاری برخوردار هستند. از طرفی، در بخش بسته‌بندی گوشت، قدرت بازار به میزان 037/0 برآورد شد.
شریفی‌نیا، مؤمنی وصالیان، دقیقی اصلی، دامن‌کشیده و افشاری‌راد (١٣٩٩) در پژوهش خود قـدرت رقابتی ١٨ بانک خصوصی و دولتی ایران را با بهره‌گیری از سه نوع متفاوت معادلات درآمدی و قیمتی مربوط به مـدل پـانزار - راس طی سال‌های ١٣٩٦-١٣٨٧ بررسی کردند. یافته‌ها نشان داد که قدرت بازاری محاسبه شده برابربا 59/0 بوده کـه دلالت بر رقابت انحصـاری بانـک‌هـا داشـته اسـت. از طرفـی متغیرهای توضیحی قـدرت بـازاری و نسـبت حقـوق صـاحبان سهام به دارایی‌های کل دارای اثرگـذاری مثبـت و معنـادار بـر درآمد کل بانک‌ها در دوره مورد بررسی بودند.
 برقندان، پهلوانی و شهیکی تاش (١٣٩٨) اقدام به ارزیابی قدرت بـازاری در دو بنگاه غالب ایران‌خودرو و سـایپا کردنـد. نتـایج نشان داد که شاخص لرنر استراتژی‌محور بـرای هـردو بنگـاه ایران‌خودرو و سایپا بالا بوده است و به‌ترتیب، بـه میزان 67/0 و 49/0 برآورد شده است که بیانگر یک انحصار مـؤثر در ایـن صـنعت بوده است.
نورانی آزاد و اسحاقی گرجی (١٣٩٧) به بررسی و سـنجش پویای ضریب هال - راجر و قدرت بازاری در صنعت چاپ ایران پرداختند. در مطالعه آنها تلاش شد با بهره‌گیری از داده‌های فصلی صنعت چاپ ایـران طـی سال‌های ١٣٩٣-١٣٧٥ و استفاده از تکنیک حداقل مربعات دو مرحله‌ای و مدل تصحیح‌ خطای برداری (VECM) قـدرت بـازاری اندازه‌گیری شود. نتایج بیانگر وجود رفتار رقابتی در این صنعت بوده اسـت. علاوه‌بر این، نتایج حاصل از برآورد مدل پویا دلالت برآن داشت که هرچند بنگاه‌ها در کوتاه‌مدت در وضـعیت رقـابتی فعالیـت می‌کردند؛ اما در بلندمـدت درجـه‌ای از همکـاری و تبـانی بـین بنگاه‌ها ایجادشده که این امر به قدرت بازاری بنگاه‌ها و ساختار غیررقابتی انحصار چندجانبه در این زیربخش صـنعتی منجرشده است.

3. روش پژوهش 
براساس نظریات اقتصادی، انتظار بر آن است‌ که‌ در ساختار بازارهای انحصاری، انحصار چندجانبه و رقابت‌ انحصاری بنگاه‌ها در راستای اعمال قدرت بازاری، قیمت‌ را بیش‌ از هزینه نهایی‌ تولید اعمال نمایند.
می‌توان شکاف بین‌ قیمت‌ و هزینه نهایی‌ را برمبنای رویکرد لرنر استخراج کرد. اگر تابع‌ سود بنگاه را به‌صورت زیر درنظر بگیریم‌، خواهیم‌ داشت‌.
(1)    π_i=p_G (q_i+Q_(-i) ) q_i-〖TC〗_i
که‌ در رابطه (1)، πi سود بنگاه، PG i قیمت‌ هرواحد کالای تولیدشده توسط بنگاه، qi i مقدار تولیدشده توسط بنگاه،Qi i مقدار تولیدشده توسط تمامی‌ بنگاه‌های فعال در بازار (به‌جز بنگاه)،Q i کل‌ مقدار تولیدشده در بازار و TCi کل‌ هزینه‌های بنگاه i است‌. ازآنجاکه فرض بر آن است‌ که‌ تمامی‌ بنگاه‌ها دارای ساختار هزینه‌ای یکسانی‌ هستند، می‌توان اندیس‌ i را حذف کرد و با حداکثرسازی تابع‌ سود برای n بنگاه به‌ رابطه (2) زیردست یافت‌.
(2)    P_G (Q)+QP_G^'  q/(Q )=MC_G
با توجه به رابطه (2)، شاخص لرنر برای اولین‌بار توسط ابا لرنر در سال 1934 معرفی شد. این شاخص که براساس شکاف بین قیمت و هزینه نهایی است، برای درک نظریه مفهوم بازار بسیار مناسب است.
(3)    L_H=(P_G-MC_G)/P_G =S/η
که در آن، L_H شاخص لرنر،MC_G   هزینه نهایی تولید کالا و S سهم بازاری بنگاه و η کشش قیمتی تقاضا که برابر با η=-  ∂Q/(∂P_F )∙P_F/Q  است. همچنین، شاخص لرنر را می‌توان طبق‌ مدل کابرال  (٢٠٠٠) با توجه‌ به‌ ضریب‌ تغییرات حدسی (θ) به‌ صورت زیر تعدیل‌ کرد.  
(4)    L_H^θ=θH/μ=θ/nη
که‌ 1/H º ≤θ ≤ است‌. درصورتی‌که‌ θ = 0 باشد، بازیگران طبق‌ الگوی برتراند بازی می‌کنند و درصورتی‌که‌θ = 1  باشد، الگوی بازی، کورنو خواهد شد و در شرایطی که‌ θ=1/H باشد، الگوی بازیگران تبانی‌ یا کارتل‌ خواهد بود. ویژگی‌ شاخص‌ تعدیل‌‌یافته‌ لرنر که‌ توسط‌ کابرال ارایه‌شده، آن است‌ که‌ اول، قدرت انحصاری در بخش‌ عرضه‌ را نشان می‌دهد؛ دوم، این‌ شاخص‌ بین‌ صفر و یک‌ قرار دارد. در شرایطی‌ که‌ بازار رقابت‌ کامل‌ باشد، مقدار عددی این‌ شاخص،‌ صفر و در شرایط‌ انحصار کامل‌، یک‌ است‌. شاخص‌ لرنر را می‌‌توان به‌صورت P=(1/(1-L))MC نیز بیان کرد که‌ در این‌ رابطه، L شاخص لرنر و  1/(1-L) معرف مقدار مارک‌آپ است. اگر شاخص‌ لرنر برابر با صفر باشد، مقدار مارک‌آپ برابر با یک‌ است‌ و بیانگر رقابت‌ کامل‌ بوده و P=MC است. اگر شاخص‌ لرنر، ٢٠/٠ باشد، مقدار مارک‌آپ ٢٥/١ بوده و بنگاه ٢٥/١ برابر MC، قیمت‌ را تعیین‌ کرده است‌. همچنین،‌ توماس رابرت سوینگ ‌ (١٩٧٠) نشان داد که‌ شاخص‌ لرنر به‌ تمرکز m بنگاه برتر ( (CRM بستگی‌ دارد.
(5)    L_M=(p-mc)/p=((1+λ_FM )CR_M)/ε_Q      و  CR_M=∑▒〖S_i  .i= ⋯.⋯.〗 M
که P قیمت، mc هزینه نهایی بنگاه‌های برتر صنعت وε_Q   کشش قیمتی تقاضا و S_i سهم بنگاه i ام صنعت است. بنابراین، او ثابت کرد که شاخص لرنر ضریبی از CR_M است.
(6)    L_M=(p-mc)/p=ΦCR_M
بر مبنای روش سوینگ‌ می‌توان ثابت‌ کرد که‌ ارتباط بین‌ شاخص‌ هرفیندال - هیرشمن‌ (HHI) و شاخص‌ لرنر به‌صورت زیر است‌:
(7)    L_M=(1+λ)HHI/ε_Q                           L_M=Φ^/  HHI
(8)    HHI=∑_(i=1)^n▒〖S_i^(2 )  .i=⋯.⋯.n∙〗
با نگاهی به فرایند مدل‌سازی شاخص لرنر و اهمیت این شاخص، حال این سوال مطرح می‌شود که چگونه می‌توان این شاخص را عملا محاسبه کرد و مبنای ارزیابی قدرت انحصاری قرار داد. با مرور ادبیات، رویکردهای مختلف توسط‌ بون  (٢٠08)، والیجو  (٢٠٠٦)، اعظم، لوپز و لیرون- اسپانا  (٢٠٠٢)، تامپسون  (٢٠٠٠)، مارتینز و اسکارپتا  (١٩٩٩)، کورتز  (١٩٩٩)، راجر  (١٩٩٥)، مارتین‌  (١٩٨٨)، شروتر  (١٩٨٨)، دوموویتز، هوبارد و پترسون  (١٩٨٨)، هال  (١٩٨٨)، شاپیرو  (١٩٨٧)، سالیوان  (١٩٨٥)، گروسکی، ماسون و شانان‌  (١٩٨٧)، اشنفلتر و سالیوان  (١٩٨٧)، کالینگ و واترسون‌  (1976) ارائه شده است‌ که‌ هریک‌ از این‌ رویکردها با توجه‌ به مقیاس بررسی‌ صنعت‌ (سطح‌ خرد یا کلان) و ساختار داده‌های موجود در کشورها انتخاب می‌شوند. در این‌ مقاله‌ با توجه ‌به محدودیت‌های آماری در ایران، بهترین‌ روش، استفاده از متدولوژی هال - راجر است. براین ‌اساس، به‌ مدل هال - راجر و چگونگی‌ محاسبه شاخص‌ لرنر و سنجش‌ مارک‌آپ طبق‌ این‌ روش اشاره می‌شود. فرض کنید یک‌ بنگاه دارای تابع‌ تولید همگن‌ از درجه‌ یک‌ و تکنولوژی خنثی‌ هیکسی‌ همانند تابع‌ تولید زیر است‌.
(9)    Y(X_1.X_2.⋯.X_n.K.E)=F(X_1.X_2.⋯.X_n.K)E
با دیفرانسیل لگاریتمی از تابع (9) خواهیم داشت: 
(10)    dY/Y=∑_i▒〖∂F/(∂X_i )∙〗  (dX_i)/F+∂F/(∂K_i )∙(dK_i)/F+dE/E
(11)    dY/Y=∑_i▒〖∂Y/(∂X_i )∙〗  (dX_i)/F+∂Y/(∂K_i )∙(dK_i)/F+dE/E
اگر بنگاه در بازار نهاده با ساختار رقابت‌ کامل‌ و در بازار محصول با ساختار رقابت‌ ناقص‌ مواجه‌ باشد، در این صورت P ≠ MC نخواهد بود، به‌عبارت‌دیگر، P  μ MC است‌. در این‌ صورت خواهیم‌ داشت‌:
(12)    W_i=∂Y/(∂X_i )∙MC=∂Y/(∂X_i )∙P/μ
(13)    r=∂Y/∂K∙MC=∂Y/∂K∙P/μ
که در در روابط (12 و 13)، W_i قیمت نهاده‌های Xi و r قیمت سرمایه است. با توجه به روابط (10-13) خواهیم داشت: 
(14)    dY/Y=∑_i▒(W_i X_i)/(YP/μ)∙(dX_i)/X_i +rK/(YP/μ)∙dE/E=∑_i▒〖(W_i X_i)/(Y∙MC)∙(dX_i)/X_i +rK/(Y∙MC)∙dk/k+dE/E〗
(15)    dY/Y=∑_i▒α_i ∙(dX_i)/X_i +α_K∙dk/k+dE/E
در رابطه‌ (15) ɑi و ɑK بیانگر سهم‌ هزینه‌ نهاده‌ها در هزینه‌ تولید است‌. اگر بازار محصول رقابت‌ کامل‌ بود؛ آنگاه، ɑi و ɑK نشان‌دهنده سهم‌ هزینه‌ نهاده‌ها به‌ فروش می‌بود؛ زیرا در بازار رقابت‌ کامل‌ P  MC  بوده و α_i=(W_i X_i)/PY وα_k=rk/PY می‌‌گردد. اما از آنجا که‌ فرض آن است‌ که‌ ساختار بازار محصول رقابت‌ ناقص‌ است‌، خواهیم داشت:
(16)    α_i=P/MC∙(W_i X_i)/PY=θ_i μ
(17)    α_K=P/MC∙rK/pY=θ_k μ
در رابطه (16) اگر α_i=θ_i باشد؛ آنگاه، μ=1 خواهد بود و ساختار بازار رقابت کامل خواهد بود. اگر α_i≠θ_i؛ آنگاه، μ>1 بوده و ساختار بازار، رقابت ناقص است. ما می‌توانیم برمبنای تابع‌ دیفرانسیلی‌ ( 15و1٤) و در ساختار بازار رقابت‌ کامل‌، رابطه‌ زیر را که‌ اصطلاحا به‌ آن «پسماند سولو اولیه‌ (SR)»  در رابطه (18)، β=1-1/μ است‌ که‌ β همان شاخص‌ لرنر است.

(18)    dY/Y-∑_i▒〖θ_i  (dX_i)/X_i -(1-∑_i▒θ_i )  dK/K=[1-1/μ][dY/Y-dK/K]+1/μ∙dE/E       〗
                       SR                                   

(19)    dY/Y-∑_i▒〖θ_i  (dX_i)/X_i -(1-∑_i▒θ_i )  dK/K=β  [dY/Y-dK/K]+1/μ∙dE/E       〗
                     SR

مدل (18) که‌ توسط‌ هال (1988) استخراج‌شده با مشکل‌ درون‌زایی‌ مواجه است‌. راجر (١٩٩٥) این‌ مشکل‌ را با ملحوظ داشتن ویژگی‌های تابع‌ هزینه‌ و ساختن‌ رابطه‌ همزاد (Dual) پسماند سولو، این‌ مشکل‌ را مرتفع نمود. راجر، تابع‌ هزینه‌ متناظر با رابطه‌ (9) را به‌صورت زیر تعریف‌ کرده است. 
(19)    〖C( W〗_1.W_2.⋯.W_K.Y.E)=G(W_1.W_2.⋯.W_K )Y/E
(20)    MC=(∂C(〖 W〗_1.W_2.⋯.W_K.Y.E))/∂Y=G(W_1.W_2.⋯.W_K )/E

با گرفتن‌ دیفرانسیل‌ لگاریتمی‌ از طرفین‌ رابطه‌ هزینه‌ نهایی‌ در روابط (20) و (19) و به‌کارگیری لم‌‌شفارد خواهیم‌ داشت‌:
(21)    dMC/MC=∑_i▒〖α_i  (dW_i)/W_i +α_k  (dW_k)/W_k -dE/E〗

اگر مارک آپ (μ) ثابت باشد، آنگاه نرخ رشد قیمت با نرخ رشد هزینه نهایی برابر خواهد بود؛ از این‌رو، خواهیم داشت:
(22)    dMC/MC=dP/P
با استفاده از روابط‌ (19)، (20)، (21) و (22) نیز با توجه ‌به رابطه‌ (16) و (17) پس‌ از جای‌گذاری مرتب‌سازی به‌ رابطه‌ای که‌ اصطلاحاً به‌ آن «همزاد پسماند سولو (DSR)» گفته‌ می‌شود و توسط‌ تابع‌ هزینه‌ نهایی‌ استخراج می‌شود می‌توان دست‌یافت.
(23)    dY/Y-∑_i▒〖θ_i  (dX_i)/X_i -(1-∑_i▒θ_i )  dK/K=[1-1/μ][dY/Y-dK/K]+1/μ∙dE/E    〗
SR

در رابطه (23)، β=1-1/μ   است که β همان شاخص لرنر است. بنابراین، خواهیم داشت: 
(24)    dY/Y-∑_i▒〖θ_i  (dX_i)/X_i -(1-∑_i▒θ_i )  dK/K=[1-1/μ][dY/Y-dK/K]+1/μ∙dE/E    〗
(25)    SR
dY/Y+dP/P-∑_i▒〖θ_i  (〗_i  (dX_i)/X_i +(dW_i)/W_i )-(1-∑_i▒θ_i )  dK/K+dk/W_k )=β((dY/Y+dp/p)-(dK/K+(dw_k)/W_k ))

4. یافته‌های پژوهش 
4-1. برآورد مدل اقتصادسنجی‌              
در این مقاله از رویکرد تعمیم‌یافته راجر برای اندازه‌گیری شاخص لرنر و ارزیابی شدت انحصار به‌شرح زیر استفاده شده است.
(26)    dY/Y+dp/p-∑_i▒〖θ_i  (〗_i  (dX_i)/X_i +(dW_i)/W_i )-(1-∑_i▒θ_i )(dk/k+(dw_k)/W_k )=β((dY/Y+dp/p)-(dk/k+(dw_k)/W_k ))
که‌ بردار X شامل‌ تعداد نیروی کار (l) و نهاده‌های واسطه‌ای (m) بوده و بردار w شامل‌ دستمزد نیروی کار است. همچنین،‌ قیمت‌ سرمایه‌ برابر با r ملحوظ شده است‌.
X=[ l,m]                 W=[ω,Pm] ,             Wp=r
برای متنوع کردن محصولات صنعت بیمه و همچنین، نرمالیزه کردن آن از ضریب خسارت بیمه، به‌عنوان شاخص کلی قیمت بهره گرفته شد. ضریب خسارت در واقع حق بیمه است؛ بیمه‌نامه‌هایی که طی دوران گذشته دریافت شده‌، ولی هنوز منقضی نشده‌است، به حق بیمه صادره اضافه می‌شود و طبیعتا، حق بیمه دریافت‌شده مربوطه به دوره‌های آتی از آن کسر می‌شود. به‌عبارت دیگر، در این حالت، مخرج کسر نشان‌دهنده مقدار حق بیمه‌ای است که شرکت برای پاسخ به خسارات خود طی آن دوره در اختیار دارد. در صورت کسر نیز چنین تعدیلی رخ می‌دهد؛ یعنی، خسارات پرداخت‌شده طی دوره که مربوط به بیمه‌نامه‌های گذشته است، از خسارات پرداختی طی دوره کسر می‌شود و خسارت‌های واقع‌شده، ولی پرداخت‌نشده مربوط به بیمه‌نامه‌های درجریان به آن اضافه می‌شود. پژوهشگران می‌توانند ضریب خسارت کلی شرکت را براساس سود و زیان با توجه به فرمول زیر محاسبه کنند.
    شرکت کلی خسارت ضریب=(خسارت هزینه  )/(بیمه حق درآمد )
نرخ‌گذاری بیمه‌نامه‌ها براساس متوسط نرخ خسارت مورد انتظار انجام می‌شود. معمولاً برای محاسبه قیمت نهایی بیمه‌نامه‌ها، از مجموعه امید ریاضی خسارت‌ها و ضریبی از آن و یا ضریبی از شاخص‌های پراکندگی خسارت‌ها استفاده می‌شود (منطقی‌پور، غفاری حدیقه و صفری، 1396). برای برآورد این‌ مدل از داده‌های مربوط به‌ 27 صنعت‌ بیمه‌ای طی‌ سال‌های ١٣80- ١٣٩9 استفاده شده است‌. با توجه ‌به مدل یادشده، شاخص لرنر در صنعت بیمه ایران به‌وسیله مدل پانل با اثرات ثابت (FE) برآورد شده است. در این مقاله از اثرات ثابت (و نه اثرات تصادفی (RE)  مناسب دانسته شد؛ زیرا نخست اینکه آزمون هاسمن موید آن است که مدل پانل با اثرات ثابت (FE)  مناسب است و همچنین، با محاسبه پایایی مرکب (ضریب RHO) در مدل پانل با اثرات تصادفی، می‌توان دریافت که این شاخص در اکثر مقاطع صفر است.
شایان ذکر است برای برآورد مدل فوق ابتدا باید سهم هزینه موسسات در فرایند تولید محاسبه شود (θi)؛ سپس با توجه به اطلاعات حجم تولید، قیمت و هزینه موسسات تولیدی، متغیر  سمت راست و متغیر مستقل سمت چپ باید محاسبه شود. پس از استخراج متغیرهای وابسته و مستقل برای هرشرکت، می‌توان رگرسیون اخیر را با توجه به داده‌های پانل برآورد کرد. همچنین، برای تعیین نوع پیش آزمون ابتدا باید آزمون ایستایی انجام شود که نتایج آن در جدول (2) آمده است.

جدول 2. نتایج ایستایی متغیرهای پژوهش
متغیرها    آزمون فیشر (ADF)    آزمون فیشر (PP)    سطح ایستایی
    آماره    سطح معناداری    آماره    سطح معناداری    
لگاریتم تعداد نیروی کار            ( LOGDAR)    17/75    0001/0    55/93    0000/0    I(1)
لگاریتم ارزش نهاده‌های واسطه‌ای (LOGHZOM)    53/60    0064/0    17/71    0005/0    I(1)
لگاریتم دستمزد نیروی کار         (LOGJDRM)    44/56    0162/0    05/65    0022/0    I(1)
لگاریتم قیمت سرمایه (نرخ بهره) (LOGSAYR)    75/51    0432/0    07/60    0073/0    I(1)
نتایج آزمون هم انباشتگی کائو
DF    979947/8-
(0000/0)
DF*    039868/9-
(0000/0)
              منبع: محاسبات پژوهش

در جدول (2) متغیرهای لگاریتم تعداد نیروی کار بیانگر لگاریتم تعداد افراد شاغل در بخش‌های مختلف طی دوره مورد بررسی و لگاریتم ارزش نهاده‌های واسطه‌ای بیانگر ارزش کل کالاها و خدمات واسطه‌ای مورد استفاده بنگاه‌ها و لگاریتم دستمزد نیروی کار شاخص قیمت دستمزد نیروی کار در دوره مورد بررسی است. همچنین، لگاریتم قیمت سرمایه (نرخ بهره) لگاریتم نرخ بهره بانکی سپرده‌های کوتاه‌مدت است.
نتایج ایستایی متغیرها در سطح 05/0 نشان می‌دهد که وجود یک ریشه برای همه متغیرها مردود نیست و تمامی متغیرهای مدل در سطح 05/0 غیرایستا بوده و با یک‌بار تفاضل‌گیری ایستا می‌شوند. بنابراین، تمام متغیرهای مدل تجمعی از مرتبه یک یا یا I(1) هستند. براساس نتایج جدول (2)، رویکرد هم‌انباشتگی کائو، نتایج DF و DF* نشان‌دهنده وجود هم‌انباشتگی بین متغیرهای مورد نظر است.
جدول (3) نتایج محاسباتی مربوط به شاخص لرنر براساس مدل هال - راجر و اطلاعات مربوط به ضریب ناهمگونی در بین شرکت‌های بیمه را نشان می‌دهد. براساس نتایج جدول (3)، بیمه ایران با ضریب 565/0 دارای بالاترین شاخص لرنر بوده و بیمه‌های آسیا، دانا و پاسارگاد به‌ترتیب، با 419/0 و 248/0 و 182/0 در رتبه‌های بعدی قرار دارند. این مولفه به این معناست که این بیمه‌ها به‌دلیل فاصله قیمت تا هزینه نهایی بیشترین حاشیه سود را کسب کرده‌اند. بیمه امید نیز در این مدت با 15/0 کمترین حاشیه سود را داشته است. لازم به ذکر است 3 شرکت بیمه امید، کیش و زندگی شرایط مساعدی نداشته و حاشیه زیان قابل توجهی داشته‌اند.

جدول 3. نتایج برآورد شاخص لرنر صنعت بیمه
ردیف    صنعت بیمه    لرنر( (p-MC)/p)    T-Statistic    Prob
1    بیمه ایران    565/0    64/33    0000/0
2    بیمه آسیا    419/0    17/61    0000/0
3    بیمه دانا    248/0    08/77    0000/0
4    بیمه پاسارگاد    182/0    54/93    0000/0
5    بیمه دی    174/0    62/143    0000/0
6    بیمه البرز    165/0    62/14    0000/0
7    بیمه پارسیان    158/0    63/21    0000/0
8    بیمه کوثر    146/0    23/72    0000/0
9    بیمه معلم    142/0    48/81    0000/0
10    بیمه سینا    139/0    46/13    0000/0
11    بیمه ملت    134/0    58/137    0000/0
12    بیمه کارآفرین    132/0    28/105    0000/0
13    بیمه سامان    128/0    41/154    0000/0
14    بیمه ما    123/0    47/96    0000/0
15    بیمه سرمد    118/0    87/300    0000/0
16    بیمه رازی    112/0    11/21    0000/0
17    بیمه نوین    109/0    06/56    0000/0
18    بیمه تجارت نو    099/0    08/53    0000/0
19    بیمه تعاون    093/0    04/53    0000/0
20-    بیمه میهن    089/0    06/49    0000/0
21    بیمه آرمان    085/0    08/47    0000/0
22    بیمه ایران معین    081/0    11/45    0000/0
23    بیمه حکمت صبا    076/0    58/211    0000/0
24    بیمه آسماری    063/0    36/15    0000/0
25    بیمه متقابل کیش    048/0    00/12    0000/0
26    بیمه امید    048/0    21/11    0000/0
27    بیمه زندگی باران    048/0    20/11    0000/0
               منبع: محاسبات تحقیق

جدول (4) نتایج محاسبات مربوط به شاخص مارک‌آپ را نشان می‌دهد که صنعت بیمه ایران، بیمه آسیا، بیمه دانا و بیمه پاسارگاد به‌ترتیب، با شاخص مارک‌آپ 29/2، 71/1، 32/1، 22/1 توانسته‌اند شکاف معناداری بین قیمت و هزینه اعمال کنند.

جدول 4. شاخص مارک‌آپ صنعت بیمه
ردیف    صنعت بیمه    مارک‌آپ(1/(1-L))    T-Statistic    Prob
1    بیمه ایران    297/2    64/33    0000/0
2    بیمه آسیا    718/1    17/61    0000/0
3    بیمه دانا    329/1    08/77    0000/0
4    بیمه پاسارگاد    223/1    54/93    0000/0
5    بیمه دی    210/1    62/143    0000/0
6    بیمه البرز    197/1    62/14    0000/0
7    بیمه پارسیان    187/1    63/21    0000/0
8    بیمه کوثر    170/1    23/72    0000/0
9    بیمه معلم    165/1    48/81    0000/0
10    بیمه سینا    161/1    46/13    0000/0
11    بیمه ملت    154/1    58/137    0000/0
12    بیمه کارآفرین    152/1    28/105    0000/0
13    بیمه سامان    146/1    41/154    0000/0
14    بیمه ما    140/1    47/96    0000/0
15    بیمه سرمد    133/1    87/300    0000/0
16    بیمه رازی    126/1    11/21    0000/0
17    بیمه نوین    122/1    06/56    0000/0
18    بیمه تجارت نو    109/1    62/14    0000/0
19    بیمه تعاون    102/1    63/21    0000/0
20    بیمه میهن    097/1    23/72    0000/0
21    بیمه آرمان    092/1    48/81    0000/0
22    بیمه ایران معین    088/1    46/13    0000/0
23    بیمه حکمت صبا    082/1    58/137    0000/0
24    بیمه آسماری    067/1    28/105    0000/0
25    بیمه متقابل کیش    050/1    41/154    0000/0
26    بیمه امید    050/1    62/14    0000/0
27    بیمه زندگی باران    050/1    63/21    0000/0
                منبع: محاسبات تحقیق

در جدول (5) با توجه به محاسبات جدول (4)، طبقه‌بندی ساختار بازار صنعت بیمه کشور ارائه شده است. نتیجه این تحقیق نشان می‌دهد که بیمه آسیا، بیمه دانا، بیمه کارآفرین، بیمه سینا و بیمه کوثر صنایعی با ساختار رقابتی موثر بوده‌اند و بیمه ایران، بیمه پارسیان، بیمه ملت، بیمه نوین و بیمه پاسارگاد ازجمله شرکت‌هایی هستند که دارای ساختار انحصار موثر می‌باشند.

جدول ۵. ساختار بازار صنعت بیمه بر مبنای مارک‌آپ
دامنه مارک‌آپ    0≤1/(1-L)≤1/10    1/10≤1/(1-L)≤1/20    1/(1-L)>1/20
ساختار بازار    ساختار رقابت موثر    ساختار رقابت معتدل    ساختار انحصار موثر
صنعت بیمه    بیمه‌های مهین، آرمان، ایران معین،حکمت‌صبا، آسماری، کیش و زندگی    بیمه‌های البرز، پارسیان، کوثر،
معلم، سینا، ملت، کارآفرین،
سامان، ما، سرمد، رازی، نوین،
تجارت نو و تعاون    بیمه‌های ایران، آسیا، دانا، پاسارگاد و دی
              منبع: محاسبات تحقیق
5. جمع‌بندی و پیشنهادها           
آگاهی از وضعیت فعلی بازار و محیطی که شرکت‌های بیمه در آن فعالیت می‌کنند برای سیاست‌گذاران اقتصادی مهم است. بنابراین با توجه به اهمیت موضوع، در این تحقیق با استفاده از مدل هال - راجر، شاخص لرنر برای 27 شرکت بیمه فعال صنعت بیمه کشور محاسبه شد. نتایج تحقیق نشان داد بیش از 85 درصد شرکت‌های بیمه مورد بررسی با ایجاد شکاف بین قیمت و هزینه نهایی توانسته‌اند از حاشیه سود قابل توجهی برخوردار شوند. همچنین، شاخص لرنر برای بیمه‌های امید، کیش و زندگی منفی شده است که با توجه به زیان‌دهی این بیمه‌ها در طول دوره می‌توان آن را قابل قبول دانست. 
براساس نتایج و برای بهبود سطح رقابت و کاهش تمرکز در صنعت بیمه ایران پیشنهاد می‌گردد، سرمایه‌گذاری بیشتری در فعالیت‌های بازاریابی، ارائه خدمات نوین بیمه‌ای مناسب با شرایط و نیاز جامعه ایجاد و گسترش بیمه تکافل در شرکت‌های بیمه‌‌ای ضعیف مانند بیمه امید، کیش و زندگی صورت گیرد. همچنین، موانع ایجاد و توسعه شرکت‌های بیمه جدید از میان برداشته شود و از آنها حمایت مناسب به-عمل آید.

مراجع

منابع

-‌ برقندان، کامران، پهلوانی، مصیب و شهیکی تاش، محمدنبی (1398). شاخص لرنر استراتژی‌محور جهت تعیین قدرت بازاری دو شرکت ایران خودرو و سایپا. فصلنامه مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، (29)، 73-95.

-‌ پژویان، جمشید، خداداد کاشی، فرهاد و شهیکی تاش، محمدنبی (1390). ارزیابی ناپارامتریک شکاف بین قیمت و هزینه نهایی در صنایع ایران در قالب یک مدل کورنویی، فصلنامه علمی اقتصاد مقداری، 8 (2)، 95-121.

-‌ جانی، سیاوش (۱۳۹۸). تحلیل رشد بهره‌وری صنایع کارخانه‌ای ایران با تأکید بر اثرات شومپیتری و رهایی از رقابت. فصلنامه پژوهش‌های اقتصاد صنعتی، 3 (7)، 19-30.

-‌ خداداد کاشی، فرهاد، نورانی آزاد، سمانه، اسحاقی گرجی، مرضیه (1395). رقابت، انحصار و الگوی رفتاری در صنعت ایران با استفاده از روش‌های غیرساختاری. فصلنامه پژوهشنامه بازرگانی، (81)، 1-29.

-‌ شریفی‌نیا، حسین، مؤمنی وصالیان، هوشنگ، دقیقی اصلی، علیرضا، دامن کشیده، مرجان و افشاری‌راد، مجید (1399). ارزیابی تأثیر قدرت رقابتی و سیاست پولی بر بازده دارایی‌ در بانک‌های ایران (رهیافت الگوهای ساختاری). فصلنامه اقتصاد مالی، 14 (51)، 1-28.

-‌ میرجلالی، فرشته‌السادات و عبداله‌زاده، رضا (6 و 7 آذرماه 1389). صنعت بیمه و نقش آن در توسعه راهبردی بازارهای مالی ایران. کنفرانس بین المللی بازاریابی خدمات مالی. قابل دسترس در سایت:

                                                                              https://www.sid.ir/fa/seminar/   

-‌ نورانی آزاد و اسحاقی، گرجی (1397). سنجش پویای ضریب کشش تغییرات حدسی و قدرت بازاری در صنعت چاپ ایران. فصلنامه پژوهش‌های اقتصاد صنعتی، 2(4)، 89-102. ‏

-‌ یوسفی حاجی‌آباد، رضا (1397). بررسی اثرات درجه انحصار بازار بر سودآوری سیستم بانکداری ایران با استفاده از روش خود رگرسیون با وقفه توزیعی. فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی صنعتی، 2(3(3))، 45-56.

-‌ یوسفی حاجی‌آباد، رضا و اقبالی، علیرضا (۱۳۹۹). قدرت بازاری در صنعت بانکداری ایران و عوامل مؤثر بر آن، فصلنامه پژوهش‌های اقتصاد صنعتی، 4 (12)، 25-34.

-‌ یوسفی حاجی‌آباد، رضا و خداداد کاشی، فرهاد (1392). بررسی ارتباط عملکرد صنایع با سطح تمرکز و نوآوری بخش صنعت ایران با استفاده از مدل‌های رگرسیونی PVAR، فصلنامه علمی مدلسازی اقتصادی، 7 (24 (24))، 121-135.

-‌ Ashenfelter O. & D. Sullivan (1987). Nonparametric tests of market structure: An application to the cigarette industry. Journal of Industrial Economics, (35), 483-98.

-‌ Asongu, S. A., & Odhiambo, N. M. (2019). Size, efficiency, market power, and economies of scale in the African banking sector. Financial Innovation, 5(1), 1-22.

-‌ Azzam, A., Lopez, R.A. & Liron-Espana, C. (2002). Market Power and efficiency: A structural approach. Review of Industrial Organization, (20), 115–126.

-‌ Boone, J. (2008). A new way of measuring competition. The Economic Journal, 118(531), 1245-1261.

-‌‌‌ Clark, R., & Davies, S. (1982). Market structure and price-cost argins.
Economica, 49, 277-287.

-‌ Corts, K.S. (1999). Conduct parameters and the measurement of market power. Journal of Econometrics, (88), 227-250.

-‌ Cowling, K.G., & Waterson, M. (1976). Price-cost margins and market structure. Economica, (43). 267-274.

-‌ Delis, M. D., Kokas, S., & Ongena, S. (2017). Bank market power and firm performance. Review of Finance, 21(1), 299-326.

-‌ Demsetz, H. (1973). Industry structure, market rivalry and public policy.
Journal of Law and Economics, 16(1), 1-9.

-‌ Domowitz, I., Hubbard R. G., & Petersen, B. C. (1988). Market structure and cyclical fluctuations in U. S. manufacturing. Review of Economics and Statistics, (70), 55-66.

-‌ Geroski, P., Masson, R., & Shaanan, J.  (1987). The dynamics of market structure. International Journal of Industrial Organization, (5), 93–100.

-‌ Hall, R. E. (1988). The relationship between price and marginal cost in U.S. Industry. Journal of Political Economy, (96), 921-47.

-‌ Lopez, R., Zheng, H., & Azzam, A. (2015). Oligopoly power in the food industries revisited: A stochastic frontier approach. AAEA and WAEA Joint Annual Meetings San Francisco, California, 26-28.

-‌ Martin, S. (1988). The measurement of profitability and the diagnosis of market power. International Journal of Industrial Organization, (6), 301–321.

-‌ Ofori-Boateng, K., Ohemeng, W., Ahawaadong Boro, E. & Agyapong, E. K.(2022). Efficiency, market structure and performance of the insurance industry in an emerging economy. Cogent Economics & Finance, 10(1), 2068784. DOI:10.1080/23322039. 2022.2068784.

-‌ Oliveira Martins, J. & Scarpetta, S. (1999). the levels and cyclical behaviour of mark-ups across countries and market structures.OECD Economics Department Working Papers, No. 213, OECD Publishing, Paris, https://doi.org/10.1787/817488867486.

-‌ Roeger, W. (1995). Can Imperfect Competition Explain the Difference between Primal and Dual Productivity Measures? Estimates for US Manufacturing. Journal of Political Economy, (103), 316-330.

-‌ Saving, Th. R. (1970). Concentration and the degree of monopoly. International Economic Review, (11), 139-146.

-‌ Schroeter, J. R. (1988). Estimating the degree of market power in the beef packing industry. Review of Economics and Statistics, (70), 158–162.

-‌ Shapiro, M. D. (1987). Measuring market power in U. S. Industry. National Bureau of (Economic Research Working Paper No. 2212). http:// www.nber. org/ papers/w2212.

-‌ Spence, J. T., & Helmreich, R. L. (1980). Masculine instrumentality and feminine expressiveness: Their relationships with sex role attitudes and  behaviors. Psychology of Women Quarterly, 5(2), 147-163.

-‌ Stiglitz  J. (1982). A theory of sales: A simpe model of  price  dispersion  with  identical  agents.  American  Economic  Review, 72, 1121-1130.

-‌ Sullivan, D. (1985). Testing hypotheses about firm behavior in the cigarette industry. Journal of Political Economy, (93), 586-598.

-‌ Thompson A.J. (2000). Import Competition and Market Power: Canadian Evidence. Analytical Studies Branch research paper series1205-9153No. 139. www. AOL.Com

-‌ Vallejo, H. (2006). A generalized index of market power. Revista de Economía del Rosario, 10 (2), 95-108.

-‌ Waterson, M. (1982). Vertical integration, variable proportions and oligopoly. The Economic Journal, 92(365), 129-144.