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的 HHI 指數的不一樣結論，顯示集中度愈高並不代表獨占力也愈高的論證；再 加上，Gelos and Roldós(2002)藉由 P-R 檢定探討前後期 H 值的變化，發現在新興 市場中，除了土耳其之外，購併並未如外界所預期一樣能降低銀行業的競爭程度；
而臺灣銀行業方面，沈中華和呂美慧(2007)在 2003 年對銀行產業進行相關的競爭 程度研究，發現利用結構性指標並未能完全反映真實狀況，反而採用非結構性的 P-R 檢定法可增強其真實性。由此可見，本文對於國內壽險市場的研究所使用之 非結構法競爭程度分析，其結論極有可能會出垷與結構性競爭指標有不一致的可 能性。
3. 競爭的衡量
3.1 競爭程度的衡量:P-R H 檢定法
Panzar-Rosse(P-R)檢定法主要是利用壽險業的投入價格之比較作靜態分析，
以 H 檢定法來量化評估壽險市場的競爭程度，令 H 值為總收入對要素價格的彈 性加總13，並以利潤極大化前提下導出收益對投入價格彈性於獨占((M)、獨占或 壟斷性競爭(MC)及完全競爭(PC)市場下之關係，從而可反映壽險公司所經營之市 場結構與競爭程度，並強調整體壽險公司所面臨的競爭環境狀況，而不是著重個 別壽險公司所處於當地的競爭情況。當 H 值為負(H≦0)，代表壽險公司處於獨占
市場(M)14，由於要素價格的上升會導致邊際成本的增加，在均衡狀態下會減少產
13詳見沈中華和呂美慧(2007)
14 monopoly, a perfectly colluding oligopoly, or a conjectural variations short-run oligopoly
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出與總收入；而在完全競爭市場15(MC)下，H 值為 1(H=1)，此時要素價格的上升 會導致邊際與平均成本增加，在均衡狀態下因某些壽險公司的退出而增加整體市 場收益；而當 H 值處於 0~1 間(0<H<1)，市場則處於壟斷性競爭16(MC)(表一)。
壽險公司的收益主要可分為兩種來源，一種為壽險公司所提供的承擔風險和 分散風險服務，稱為「承保收入(Underwriting Revenue)」，另一種是壽險公司利用 保費收入去投資，其所得為「投資收入(investment Revenue)」。因此被解釋變數方 面，過去文獻會採用「總收入(TRTA)」(Kasman and Turgutlu, 2007)，有些也會使 用「承保收入(underwriting Revenue)」；而由於使用絶對數值(Absolute Value)會受到 壽險公司資產大小所影響，所以 Molyneux et al(1994)、Bikker and Gorveneveld(2000)、
Bikker and Haaf(2002)都是利用相對數值(Relative Value)收入變數/總資產，本文亦 將會使用此方法，利用總資產標準化的承保收入(URTA)和以總資產標準化的總 收入(TRTA)作為 P-R 模型的被解釋變數。
3.1.1 解釋變數:要素投入價格變數
而 PL、PBS、PFK 則為要素投入價格，分別是勞動價格(labor)、資本價格 (business service)和資金價格(financial capital)。由於 P-R 檢定法是測試公司收入之 總投入價格彈性，而投入要素是壽險公司獲利的成本，因此解釋變數裏的投入要 素則參考 Kasman and Turgutlu(2007)、Cummins and Weiss(1993)、Cummins and
15 Perfect competition
16 Monopolistic competition
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Zi(1998)、Cummins et al(2004)、Cummins et al.(2006)，而勞動價格(PL)原是薪資費 用除以員工人數，但由於臺灣員工人數資料不足，故 PL 是代表薪資費用除以總 資產作為其代理變數；資本價格(PBS)為非員工費用(折舊呆帳、業務管理費用和 其他支出)除以固定資產；至於資金價格(PFK)則採用業務支出與員工薪資費用之 差額，再除以當年度股東權益，代表壽險公司對於承擔風險所需付出的費用，故 壽險公司需要保留一定的資本去應付未來超出預期的理賠損失以及達到監理機 關的準備金要求。
3.1.2 解釋變數:控制變數
控制變數分別為 TA 和 ETA， TA 代表總資產、以控制壽險公司的規模，並 可了解其是否存在規模經濟的代理變數。若係數顯著為正時，則壽險業確實存在 規模經濟，而壽險公司經營風險指標變數，會採用 ETA，即股東權益除以總資產，
代表壽險公司的資本結構，比率越高除了暗示破產機率下降，更可成為誘因以制 止壽險公司做出減少收入的事情，道德風險也會因而降低。其定義與基本敍述統 計量為表二。
而 P-R 非結構法的競爭程度分析在過去常用在銀行與產險市場，很少只針對 壽險市場來進行研究，因此本研究將會參考 Kasman and Turgutlu(2007)和 Gelos, R.
G. and J. Roldos(2002)，藉參考產險文獻來探討臺灣壽險業競爭程度的逐年變化。
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InURTAit or InTRTAit =β0+β1InPLit+β2InPBSit+β3InPFKit+β4InETAit+β5InTAit+ɛit (1)
H=β1+β2β3 (2)
i 為每一間壽險公司，t 為當年年份
3.2 均衡式的估計
在進行 H 值的檢定推論前，必須確立市場是處於長期均衡狀態下的，以避 免出現獨占力高估的可能性出現(沈中華和呂美慧,2007)。例如，假設壽險業目前 是處於完全競爭(PC)市場狀態下，當成本要素價格上升時，部分蒙受損失的壽險 公司短期內會來不及退出，會產生成本要素價格與收益呈反向變動，出現類似獨 占廠商的行為反應；Shaffer(1982)、Nathan and Neave(1989)、Molyneux et al.(1994) 和 Molyneux et al.(1996)均用此觀念來進行壽險市場的均衡檢定，認為只要當成本 要素價格增加時，若市場是處於長期均衡狀態(E)下，廠商報酬率(如 ROA、ROE) 與要素價格是沒有關係的；若不在長期均衡(DisE)下，報酬率就會下跌，因此本 文亦將被解釋變數設為資產報酬率(ROA)以進行均衡檢定，其均衡檢定模型17如 下:
InROAit=𝜶0+𝜶1 InPLit+𝜶2InPBSit+𝜶3InPFKit+𝜶4InETAit+𝜶5InTAit+ɛit (3) H= 𝜶1+ 𝜶2+𝜶3 (4)
當 H 為 0，代表該期間壽險市場處於長期均衡，否則，該期間並不處於均衡狀態。
17為解決 ROA 負值問題，將均衡檢定的被解釋變數為原始的 ROA 值全部平移 100%，此舉只改變第(3)式的截距項，但 並不影響斜率，使 H 估計值不受影響。
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3.3 資料
本研究所利用的資料來源為臺灣財團法人保險事業發展中心與各壽險公司 年報，樣本期間為西元 1996 年至 2004 年，而直至 2004 年，臺灣壽險公司有 29 家，包括外商 8 家以及國內 21 家(表三)，但由於部分壽險公司資料不完整，因而 將部分在解釋變數裏出現負值樣本資料以及在各樣本期間(1996~2004)資料不存 在的壽險公司排除於樣本外，如法國巴黎人壽(從沒有業務員開支，因而員工薪 資為零)，因此各年壽險公司樣本總數分別介於 29~26 家，表四為樣本壽險公司 重要變數之平均值。