TÜRK SİGORTA SEKTÖRÜNDE İŞBİRLİĞİ VE REKABET: PANZAR VE ROSSE (1987) YAKLAŞIMI

Transkript

1 Süleyman Demirel Üniversitesi İtisadi ve İdari Bilimler Faültesi Dergisi Y.2018, C.23, S.4, s Suleyman Demirel University The Journal of Faculty of Economics and Administrative Sciences Y.2018, Vol.23, No.4, pp TÜRK SİGORTA SEKTÖRÜNDE İŞBİRLİĞİ VE REKABET: PANZAR VE ROSSE (1987) YAKLAŞIMI COLLUSION AND COMPETITION IN THE TURKISH NON-LIFE INSURANCE SECTOR: A PANZAR AND ROSSE (1987) APPROACH Tuncay ÇELİK * * Prof. Dr., Kayseri Üniversitesi, Uygulamalı Bilimler Faültesi, Uluslararası Ticaret ve Lojisti Bölümü, tceli@erciyes.edu.tr, ÖZ Gelenesel yapı-davranış performans (SCP) yalaşımı piyasa yoğunlaşması ile reabet düzeyi arasında negatif bir ilişi olduğunu varsayar. Bu yalaşıma göre yapılan analizlerde piyasa yoğunlaşmasında meydana gelen bir artışın reabet düzeyini azalttığı abul edilir ve bu sonuç piyasa davranışı haında ortalama bir anıya sahip olmamıza neden olur. Literatürde daha yeni bir yalaşım olan yeni ampiri endüstri itisadı apsamında geliştirilmiş olan yöntemlerden biri olan Panzar ve Rosse (1987) H indesi yalaşımı, spesifi firma verisi ullanımına dayandığı gibi piyasa yapısı haında daha esin bir bilgi sunabilmetedir. İlave olara bu yalaşım, SCP nin asine yoğunlaşmanın yüse olduğu piyasaların da reabetçi davranış sergileyebilecelerini göstermiştir. İşte bu çalışmada Tür sigortacılı setöründe piyasa yapısı, dönemi için yıllı olara firma bilanço verileri ullanılara Panzar ve Rosse modeliyle tahmin edilmiştir. Söz onusu dönemin başı ve sonunda Tür sigorta setöründe piyasa işbirliçi (monopolist) yapı gösteriren, döneminde monopolisti reabet ve 2014 yılında da tam reabetçi bir davranış göstermiştir. Anahtar Kelimeler: Piyasa yapısı, Tür sigorta setörü, Panzar ve Rosse modeli Jel Kodları: L11, L22 ABSTRACT Traditional structure-conduct and performance paradigm (SCP) assumes a negative relation between maret concentration and level of competition. Analysis carried out within the framewor of this paradigm suggest that an increase in maret concentration decreases the level of competition, and this leads us to have an average understanding about the maret s behaviour. Panzar and Rosse (1987) approach, a relatively recent approach which was developed within the scope of new empirical industry economics, is able to present more exact information about the maret structure in addition to being based on usage of specific data on firms. Moreover, contrary to SCP, this approach has indicated that high concentrated marets can exhibit competitive behaviour, too. Hence, this study forecasts the maret structure in Turish insurance sector by Panzar and Rose model using annual balance sheet data of firms over period. The findings suggest that the maret exhibited monopolistic competition behaviour in period and perfect competition behaviour in 2014, while exhitibiting monopolist pattern at the beginning and end of period. Keywords: Maret structure, Türish insurance sector, Panzar and Rosse model Jel Codes: L11, L

2 ÇELİK GİRİŞ Gelenesel endüstri itisadı teori olara piyasaya yeni firma girişlerinin reabet düzeyini artıracağını varsayar. Bain (1951) e göre piyasaya girişler bu piyasada yoğunlaşma oranının düşmesine ve dolayısıyla da reabet düzeyinin artmasına sebep olmatadır. Bununla beraber Demsetz (1973) in etin yapı hipotezi piyasada maliyet yapısı diğerlerine göre daha düşü yani daha etin biçimde üretim yapan firmaların bulunması aslında yoğunlaşma oranının artmasına sebep olacatır. Eğer yoğunlaşma oranı artışı bu durumdan aynalanıyorsa, bu piyasada reabetçi yapının olmadığı anlamına gelmemetedir. Kısaca belirtme gereirse eğer gelenesel SCP yalaşımı yoğunlaşma oranının artması durumunda piyasada reabetin azalacağı, etin firma sayısının artması durumunda da reabetin artacağını varsaymatadır. Özellile 1980 lerden sonra gelişme gösteren yeni ampiri endüstri itisadı (NEIO) apsamında geliştirilmiş olan metodolojiler, yoğunlaşmanın yüse olduğu piyasaların da reabetçi bir yapı sergileyebilecelerini ortaya oymuşlardır. Bu yalaşımlardan biri olan Panzar ve Rosse (1987) modeli gelenesel yalaşımda piyasa yapısı haında sadece reabetin arttığı ya da azaldığı onusunda ortalama bir anıya varmamıza yarayan göstergelerden ziyade, piyasa yapısının reabetçi, monopolcü ya da oligopolisti olup olmadığını net olara ortaya oyan sonuçlar vermetedir. Bu çalışmada, indirgenmiş formda gelir denlemi tahminine dayanan ve piyasa yapısı haında gelenesel yalaşıma göre daha net bir bilgi sunan Panzar ve Rosse (1987) H istatistiği değeri Türiye de elementer alanda faaliyet gösteren sigorta şiretleri için tahmin edilmiştir 1. Bunun için Türiye Sigorta Birliği tarafından açılanan sigorta firmalarına ait dönemi bilanço verileri ullanılmıştır. Bu motivasyonla çalışmamızın giriş bölümünü taiben iinci bölümde Türiye de 1 Bu çalışmada hayat sigortası branşında faaliyet gösteren şiretler analiz dışında tutulmuştur. sigortacılı setörü haında ısa bir bilgilendirme yapılmış, üçüncü bölümde Panzar ve Rosse (1987) modeli tanıtılmış ve literatür özetlenmiş, dördüncü bölümde model ve tahmin sonuçları verilmiş, beşinci bölümde de genel bir değerlendirme yapılara çalışmamız sonlandırılmıştır. 2. TÜRK SİGORTA SEKTÖRÜNÜN KISA ÖZGEÇMİŞİ Ris üstlenme faaliyetiyle eonomide önemli bir atama değer yaratan sigorta setörünün Türiye de modern anlamda gelişimi 1927 yılında çıarılan Sigorta ve Sigorta Şiretleri Teftiş ve Muraabesi anunuyla başlar. Bu dönemden sonra setörde yabancı sermayeli şiretlerin varlığı yerini yavaş yavaş yerli şiretlere bıramaya başlamıştır yılında Milli Reasürans Tür Anonim Şireti urulmuş ve sigortacılı 1939 yılında Ticaret baanlığına bağlanmıştır. Gerçe anlamda sigorta setörünün Türiye dei gelişimi, 1980 yılından sonra alınan ararlarla liberalizasyon sürecinin hızlanmasıyla başlar. Özellile 1980 lerin ortalarından itibaren setördei regülasyonlara bağlı olara, piyasaya yeni girişler başlamıştır. Yabancı şiretlerin setöre yeniden ilgisinin artması bu döneme rastlamatadır yılında sigortacılı setörü Hazine Müsteşarlığına bağlanara mali yapının bir parçası haline getirilmiştir. Mayıs 1990 dan sonra ise aşamalı olara setörde tarife serbestisine geçilmeye başlamış, 1999 yılında yaşanan Marmara depreminin ardından da Doğal Afet Kanunu Sigortası Kurumu (DASK) faaliyete geçirilmiştir. Eim 2003 yılında da bireysel emelili sigortacılığı faaliyetlerine izin verilmiş, Haziran 2005 de Tarım Sigortaları anunu (TARSİM) yürürlüğe girere setörde faaliyet gösteren firmaların ürün çeşitliliği arttırılmıştır (TSRSB, 2006). Oca 2014 de zorunlu trafi sigortası uygulamasında tarife tamamen serbest bıraılmıştır. Setörde yapılan düzenlemelerle genel olara setörde reabetin artması ve eonomi ayıpları arşılama risini üstlenen firmaların reel 1206

3 C.23, S.4 Tür Sigorta Setöründe İşbirliği ve Reabet: Panzar ve Rosse (1987) Yalaşımı eonomiye daha düşü maliyetli prim üretimi sağlamalarıdır. Son dönemde Türiye de sigortacılı setöründe önemli gelişmeler görülmüşse de, toplam prim üretimi büyülüğü, setörde yer alan firma sayısı, işi başına düşen prim üretimi gibi onularda Avrupa Birliği ortalamasının gerisindedir. OECD istatistileri diate alındığında 2004 yılında İtalya da 249, Yunanistan da 105 sigorta firması faaliyet gösteriren aynı yıl Türiye de bu sayı 53 tür. Ayrıca yine 2004 de toplam prim üretiminin GSYİH a oranı AB de ortalama %8 ien bu oran Türiye de %1.5 düzeyindedir. Zaman ilerlese bile Türiye de sigorta setöründe işi başına sigorta harcaması hala AB ortalamasının olduça altındadır. Aşağıda verilen grafi bu durumu özetlemetedir. Grafi 1: 2012 Yılında Hayat Dışı Branşta Sigorta Setörü (Avrupa ve Türiye) Kişi Başı Sigorta Harcaması. ($) Kayna: Insurance Europe 2014 Report. ortalama 893 $ NL SWZ GER UK FRA SPA IT SWD POR CZR GRE POL HUN TR BUL ROM Grafite de görüldüğü gibi Türiye de 2012 yılında işi başı sigorta harcaması AB ortalaması olan 893 $ ın olduça altındadır. Türiye bu onuda sadece Romanya ve Bulgaristan ın önündedir. Türiye de sigorta setörünün hala istenen düzeyde olmamasının nedeni, toplumda sigorta ihtiyacı ve bilincinin yeterince gelişmemiş olmasına bağlı talep yetersizliği ve üle eonomisinde sıça rastlanan rizlerdir yılında yaşanan finansal rizin ardından setör toplam atifleri neredeyse yarı yarıya üçülmüştür. Bunun ardından 2008 de yaşanan global finansal rizin ardından da setörde dalgalanmalar yaşanmış, 2010 yılından itibaren setör canlanara bir öncei yıla göre %12 büyüyen setör 2013 e adar ortalama her yıl %20 büyümüş, bu yıldan sonra Türiye eonomisinde görülen genel eonomi durgunlula birlite setör 2014 te anca %9 büyüme göstermiştir (Maret Outloo, 2015). Bu açıdan baıldığında Tür sigortacılı setörünün, üle eonomisindei istirar ve uluslararası gelişmelere son derece duyarlı bir yapı gösterdiğini söyleyebiliriz. 3. PANZAR AND ROSSE (1987) MODELİ AND LİTERATÜR Panzar ve Rosse (1987) modeli, spesifi olara indirgenmiş formda bir gelir denleminin tahminine dayanmatadır. Bireysel bir firma için toplam gelir fonsiyonu, arı masimum yapan fiyat ve mitarın çarpımından elde edilmetedir. Bu değişenler firma maliyeti ve piyasa talebine bağlıyen, üretimde ullanılan fatör fiyatları da bu değişenleri etilediği için toplam gelir denlemi içinde yer 1207

4 ÇELİK 2018 almatadır. Piyasa yapısını tahmin etme üzere indirgenmiş formda bir gelir denlemi elde edebilme için, temsili bir i firması için sabit esnelili bir talep fonsiyonunun söz onusu olduğunu varsayalım (Panzar ve Rosse 1987: ; Vesala 1995: 59-60): e P y n A E n y A (1) 1 (,, ) ( )( ) ( ) i i i 0 i i Denlemde yer alan e 1, algılanan talep esneliğinin tersine eşittir (1/ e i ). Dışsal değişenler için (1) numaralı fonsiyonu log-doğrusal form varsaydığımızda marjinal gelir aşağıdai gibi olacatır: 2 ln R ( y, n, A ) e e ln y e ln A (2) yi i i 0 1 i 2 i Bu denlemde, ısaca, e ln ( e 1) E ( n) olara tanımlanmıştır i. firmanın marjinal maliyetinin ise aşağıdai log-doğrusal fonsiyon tarafından temsil edildiğini (diğer bir deyişle bu fonsiyonun marjinal maliyet için maul bir yaınlaştırma sağladığını) varsayalım: m yi i i i 0 1 i (3) i 2 i 1 ln C ( y, W, K ) c c ln y f lnw c ln K Denlemde yer alan f ifadesi, maliyet fonsiyonu üretim fatörlerinin fiyatlarına göre 1. dereceden homojen olduğu için 1 e eşit olacatır. Kar masimizasyonu marjinal gelirin marjinal maliyete eşit olmasını geretirdiği için (2) numaralı denlemi (3) numaralı denleme eşitleyebilir ve daha * sonra da ln y i için çözebiliriz: m * ln y ( W, A, K ) d i i i i g lnw d ln A d ln K 1 i 2 i 0 i 1 (4) (4) numaralı denlemde yer alan d i ( i 0,1, 2 ) ve g parametreleri aşağıdai ifadelere eşittir: d 0 c e e f g ( 1,, m) 0 0 c e c d1 e2 e c 1 1 d 1 c e c * ln y i için türetilen (4) numaralı ifadeyi ve (1) numaralı talep denlemini ullanara, tahmine yöneli indirgenmiş formda gelir denlemi aşağıdai gibi elde edilebilir: * * * ln R ( n, W, A, K ) ln [ (,, ),, ] (,, ) i i i i P y W A K n A y W A K i i i i i i i i i i * * ln P ( y, n, A ) ln y ( W, A, K ) i i i i i i i m lnr j ln ln ln 0 h W j A j K i 1 i 2 i 1 i 1,..., n (5) Bu denlemde yer alan j i ( i 0,1, 2 ) ve h parametreleri ise aşağıdai ifadelere eşittir: j e ( e 1) d h ( e 1) g ( 1,..., m) 1 ( 1) j ( e 1) d j e d e (5) numaralı denlem eonometri olara tahmin edildiğinde, elde edilen h ( 1,, m) parametreleri tahmin değerlerinin toplamı (fatör fiyatlarına göre gelir esnelileri toplamı) Panzar-Rosse H istatistiği değeri için bir tahmin vermiş olacatır 3. Diğer bir deyişle, Panzar-Rosse H istatistiği değerini, (5) numaralı denlemi tahmin etme suretiyle, H m h 1 şelinde hesaplama mümündür. Fatör fiyatları gelir esneliği toplamı olan H 0 olduğunda piyasa yapısı monopolcü (işbirliği), 0<H<1 arasında olduğunda piyasa yapısı monopolcü reabeti ve H=1 olduğunda da piyasa yapısı tam reabeti temsil etmetedir. Eonometri tahminlerde H 0 hipotez testinin reddedilmesi monopolcü yapıyı dışlaren, H 1 hipotezinin reddedilmesi de her üç piyasa yapısının da deste bulmaması anlamına gelmetedir. Ayrıca hem H 0 hem de H=1 hipotezinin reddedilmesi durumunda H 1 hipotezinin 2 Bu denlemde A i, talep oşullarını temsil etmetedir. 3 Bu denlemde A i talep oşullarını, K i firma apasitesini temsile den değişenleri ifade etmetedir. 1208

5 C.23, S.4 Tür Sigorta Setöründe İşbirliği ve Reabet: Panzar ve Rosse (1987) Yalaşımı abul edilmesi ise piyasa yapısının monopolcü reabet olduğunu göstermetedir. Aşağıdai tabloda H istatistiğinin hangi değeri aldığında hangi piyasa yapısını temsil ettiği ısaca özetlenmiştir. Tahmin edilen H değeri H 0 0<H<1 H=1 Tablo 1: H istatistiğine arşılı gelen piyasa türleri Piyasa Yapısı Teel piyasası, işbirliçi yapı. Her firma endi talep eğrisi üzerinde bağımsız hareet etmetedir. (H algılanan talep esneliğinin azalan bir fonsiyonudur) Piyasaya girişlerin serbest olduğu monopolcü reabet. Chamberlin modeli, fazla apasite söz onusudur. (H algılanan talep esneliğinin artan fonsiyonudur.) Tam reabet piyasası (Etin, tam apasite ullanımı söz onusudur) Kayna: Vesela, 1995:59. Panzar ve Rosse (1987) modeli Amerian banacılı setörüne il defa Shaffer (1982) tarafından uygulanmıştır. Shaffer in çalışmasından sonra Panzar ve Rosse metodunu farlı ülelerin banacılı setörüne uygulayan çalışmalar hızla artmaya başlamıştır. Nathan and Neave (1989) bu yöntemi Kanada banacılığına, Molyneux and et. al. (1994), Bier and Groeveneld (2000), Weill (2004) and Casu and Girardone (2006) Avrupa Birliği banacılı setörüne, Vesela (1995) Finlandiya, Cocrosse (2004) İtalya, Günalp ve Çeli (2006) Türiye, Prasad and Ghosh (2007) and Arrawatia and Misra (2014) Hindistan banacılığında Panzar ve Rosse H indesini tahmin etmişlerdir. H indesi tahminin sigortacılı setörü üzerine tahmini literatürde yo denece adar azdır. Bu onudai il çalışma Gülümser ve diğ. (2002) tarafından 1998 yılında 58 firma için Avustralya sigorta setöründe H indesi tahminidir. Gülümser ve diğerleri analiz yılında Avustralya sigortacılı setörünün reabetçi bir yapı gösterdiği sonucuna ulaşmışlardır. Hemen ardından Tsutsui ve Kamesaa (2005) dönemi için Japon sigortacılı setöründe H indesi tahmini gerçeleştirmişlerdir. Yaptıları çalışmada Tsutsui ve Kamesaa, Japon sigortacılı setöründe esi reabetçi bir yapının varlığını bulmuşlardır. Çeli ve Kaplan (2007), dönemi için Tür sigortacılı setöründe non-life firmalar için H indesi tahmini yapmışlar ve araştırma döneminde piyasa davranışının monopolcü olduğunu bulmuşlardır. Kasman ve Turgutlu (2008) dönemi için Tür sigortacılı setöründe non-life firmalar için H indesi tahmin etmişler ve dönem boyunca piyasa davranışının monopolcü reabet tarafından araterize edildiğini bulmuşlardır. Coccoresse (2010) döneminde 39 İtalyan sigorta şireti için yaptığı H indesi tahmininde setörde monopolcü davranışın haim olduğu sonucuna ulaşmıştır. Todorov (2016) dönemi Bulgaristan sigortacılığı için yaptığı H indesi tahmininde setördei piyasa yapısının reabetçi davranıştan olduça uza bir görüntü çizdiği sonucuna ulaşmıştır. 4. EKONOMTERİK MODEL VE TAHMİN SONUÇLARI Bu çalışmada Tür Sigortacılı setöründe piyasa yapısını tahmin etme için Tür Sigorta Birliği tarafından açılanan firmalara ait bilanço verileri ullanılmıştır. Tür sigortacılı setöründe piyasa yapısı döneminde yıllara göre 34 ile 39 arasında değişen hayat dışı sigorta firma (non-life insurance firms) sayısı diate 1209

6 ÇELİK 2018 alınara yıllı olara tahmin edilmiştir 4. Piyasa yapısı haında bilgi veren Panzar ve Rosse H indesi tahmini için oluşturduğumuz indirgenmiş formda gelir denlemi çapraz esit verisi ullanılara en üçü areler yöntemi ile tahmin edilmiş ve elde edilen sonuçlar aşağıda sunulmuştur. lntg ln PGİD lnygid ln DGİD ln PRGEL (6) i 0 1 i 2 i 3 i 4 i lntgel ln FGEL 5 i 6 i i Aşağıda modelde ullanılan değişenlerin tanımlamaları verilmiştir. Buna göre: Bağımlı değişen: TG i : i.firma toplam geliri Bağımsız Değişenler: PGİD i YGİD i DGİD i PRGEL i TGEL i FGEL i i : i.firma toplam personel giderleri/toplam giderler : i.firma toplam yönetim ve pazarlama giderleri/toplam giderler : i.firma toplam diğer giderler/toplam giderler 5 : i.firma toplam prim geliri/toplam gelirler : i.firma toplam teni geliri/toplam gelirler : i.firma toplam finansal geliri/toplam gelirler : Hata terimi (6) numaralı denlemde yer alan il üç değişen olan PGİD, YGİD ve DGİD sigorta setörünün girdileridir ve birim fiyat olara modele dahil edilmişlerdir. Bu değişenler (5) numaralı denlemde W vetörünün elemanlarını oluşturmatadır. İşte Panzar ve Rosse (1987) H istatistiği değeri, tahmin edilen (6) numaralı denlemdei bu il üç girdinin fiyatlarına göre gelir esnelileri toplamından ( H ) oluşmatadır. H Türiye Sigorta Birliği tarafından açılanan 3 er aylı bilanço verileri yıllı veriye dönüştürülmüştür. 5 Diğer giderler: Sabit ve tazminat giderleri toplamı istatistiği, Tablo 1 de verildiği gibi alacağı farlı değerlere göre farlı piyasa yapısını temsil edecetir. Finansal aracılı yalaşımı apsamında sigorta şiretleri müşterilerine belli bir hizmet demeti sunar. Bu hizmet demetinin en önemli unsuru, sigorta firmalarının gelecete ödemeyi vaat ettileri tazminatlardır. Gelecete muhtemel zararlar arşılığı tazminat ödemeyi garanti eden sigorta şiretleri bu sayede müşterilerine poliçe satara prim geliri elde ederler (Brocet ve diğ., 2005). Bu hizmetin sunulmasında rol oynayan girdilerin başında işgücü gelir. Bu nedenle (6) numaralı denlemde sigorta firmasının il girdisi olara birim işgücü gideri (PGİD) diate alınmıştır. Sigorta hizmetinin sunulması ve daha ço poliçe satılabilmesi için yönetim ve pazarlama birimlerinin faaliyetleri de önemlidir. Bu nedenle (6) numaralı denlemde setörün iinci girdisi olara birim yönetim ve pazarlama gideri (YGİD) diate alınmıştır. Setörün son girdisi olara da, bu hizmetin sunulabilmesi için gereli olan sabit varlılar ve tazminatlar için yapılan ödemeler toplamından oluşan diğer brim giderler (DGİD) diate alınmıştır. Sigorta setörünün girdilerini temsilen modelde yer alan bu üç değişene ait atsayıların toplamından oluşan Panzar ve Rosse H indesi bize piyasa yapısı ve reabetçi davranış haında bilgi verebilecetir. Teori olara girdi fiyatlarında meydana gelen bir artış setör geliri üzerinde azaltıcı bir eti yaratacağı için, bu değişenlerin atsayı işareti negatif belenmetedir. Personele, sabit varlılara ve yönetime yapılan harcamaların verimliliği arttırması, iyi pazarlama hizmetinin poliçe ve prim üretimine olumlu yansıması durumunda setör geliri artabileceği için girdilere ait atsayı işaretleri pozitif de olabilecetir. Girdiler dışında (6) numaralı denlemde yer alan diğer değişenler ontrol değişenleri olara modele dahil edilmiş ve 5 numaralı denlemde yer alan A ve K vetörünü temsil eden değişenlerdir. Sigorta firmalarının ana faaliyet gelirini oluşturan brim prim gelirleri (PRGEL), firmanın 1210

7 C.23, S.4 Tür Sigorta Setöründe İşbirliği ve Reabet: Panzar ve Rosse (1987) Yalaşımı poliçelerine olan talebi temsil etmetedir. Firmaların prim gelirlerinde medya gelen bir artış, firma toplam gelirine olumlu yansıyacağı için bu değişene ait atsayı işareti pozitif olara belenmetedir. Diğer bir ontrol değişeni olan teni gelir (TGEL) de, Tür sigortacılı setöründe önemli bir gelir alemidir. Coccorese (2012), teni gelirin ris büyülüğünü etileyen önemli bir değişen olduğunu varsaymatadır. Firmaların teni gelirlerinde ortaya çıan bir artış, toplam gelirlerini de artıracağı için bu değişenin belenen işareti de pozitiftir. Modelde yer alan son değişen, sigorta firmalarının üstlendileri rise arşı sahip olduları gelir portföyünü değerlendirdileri finansal yatırımlardan elde ettileri gelir toplamından oluşan (FGEL) dir. Benzer şeilde sigorta firmalarının finansal gelirlerinde meydana gelen bir artışın toplam gelirlerinde de bir artış yaratacağı varsayıldığında, bu değişenin de belenen atsayı işareti pozitif olacatır. Literatürde yer alan bir ço çalışmada toplam varlılar firmanın apasitesini (ölçeğini) belirleyen önemli bir değişen olara tahminlerde yerini almıştır. Varsayım olara, yüse toplam varlı firma ölçeğinin de büyü olduğu anlamına gelmetedir. Bununla birlite Bier ve diğ. (2006) toplam varlıların tahmin edilen toplam gelir denleminde yer almasının yanlı sonuçlar vereceğini bulmuşlardır. Bu nedenle onlara göre tahmin edilen toplam gelir denleminde toplam varlı değişeni yer almamalıdır. Bu nedenle bu çalışmada tahmin edilen (6) numaralı modele, piyasa yapısını doğru tahmin edebilme amacıyla Bier ve diğ. (2006) nin uyarısı diate alınara toplam varlı değişeni dahil edilmemiştir. Hayat dışı Tür sigortacılı setöründe dönemi için yıllı olara tahmin ettiğimiz (6) numaralı indirgenmiş formda gelir denlemi sonuçları aşağıda Tablo 2 de sunulmuştur. Tablo 2: Panzar and Rosse H istatistiği tahmin sonuçları ( ) Yıllar Değişenler Katsayılar PGİD YGİD DGİD PRGEL TGEL FGEL R D-Watson F istatistiği H istatistiği Wald testi H = 0 ya da =1 in test edilmesi (%5 anlamlılı düzeyinde) H ist. = H ist. = n: gözlem Not: tabloda gri olara verilmiş değerler F olasılı değerleridir. Buna göre %5 anlamlılı düzeyinde Wald testi, H=0 hipotezi için olasılı değerinin örneğin %17>%5 olması durumunda H0=0 hipotezi abul ediliren H1 arşıt hipotezi reddedilir. 1211

8 ÇELİK 2018 Modelde yer alan değişenler teori olara genelde belenen işaretlere sahiptir. Teori olara belenen işarete sahip olmayan değişenler de genelde istatistii olara anlamsız çımıştır. Tablo 1 de görüldüğü gibi dönem boyu tahminlerin R 2 si ortalama 0.70 seviyelerindedir. Modelde sigortacılı setörü toplam gelirini açıladığı düşünülen değişenlerin bağımlı değişeni açılama gücü yeterli düzeydedir. Yıllı tahmin yapıldığı için durağanlı probleminin olmadığı varsayılmıştır ve yıllı tahminlerde Durbin-Watson istatistiği değerleri de problemin olmadığını göstermetedir. Konumuz açısından oda notamız olan Panzar ve Rosse H indesi değerleri ise yıldan yıla farlılı göstermetedir yılında H indesi değeri 0.14, Wald test sonucuna göre istatistii olara 0 dan farsızdır ve Tür sigortacılı setörü 2010 yılında monopolcü (işbirliçi) bir yapıya sahiptir. Setörde bu yılı taiben reabetçi davranışlarda artış meydana gelmiştir. 2011, 2012 ve 2013 yıllarında sırasıyla H indesi istatistii olara 0.49, 0.53 ve 0.69 değeri almış ve bu değerler Wald test sonucuna göre istatistii olara pozitif ve 1 den üçütür. Bu sonuç, söz onusu bu üç yılda setörün reabetçi bir yapı azandığını göstermetedir. Söz onusu bu dönemde Tür sigortacılı setöründe piyasa yapısı monopolcü reabettir. 6 yıllı dönem içinde reabetçi davranışın en yüse olduğu yıl 2014 tür. Bu yıl H indesi 0.89 değeri, Wald test sonucuna göre istatistii olara pozitif ve 1 e eşittir. Bu sonuç 2014 yılında Tür sigortacılı setörünün tam reabetçi bir yapıya sahip olduğunu göstermetedir. Setördei piyasa yapısı açısından ortaya çımış olan bu olumlu gelişme yerini reabetçi davranışta gerilemeye bıramıştır. Analizimizde yer alan son yıl olan 2015 de Tür sigortacılı setörü 2010 yılındai gibi yeniden monopolcü bir yapı sergilemiştir. Tahmin sonuçları esin olara göstermiştir i, döneminde Tür sigortacılı setöründe reabet istirarsız ve dalgalanan bir yapı göstermiştir. Tür sigortacılı setöründe piyasa yapısı davranışını belirleme üzere Çeli ve Kaplan (2007) dönemi için, Kasman ve diğ. (2008) tarafından yapılmış çalışmada dönemi için panel data analizi ile tüm dönem için ortalama yapıyı gösteren H indesi tahmin edilmiştir. İncelediğimiz dönem ve eonometri yöntem benzer olmamala birlite Çeli ve Kaplan (2007) analiz döneminde Tür sigortacılı setöründe monopolcü, Kasman ve diğ. (2008) ele aldığı dönemde Tür sigortacılı setöründe piyasa yapısının monopolisti reabet davranış tarafından belirlendiğini belirlemişlerdir. Bu çalışmada ele aldığımız 6 yıllı dönemin yarısında da piyasa yapısı monopolisti reabetçi piyasa davranışı tarafından belirlenmetedir. 5. SONUÇ Sigorta şiretleri, gelecete ortaya çıması muhtemel eonomi ayıpların arşılanması için tazminat ödemeyi abul etmiş, bu tazminatlar için de müşterilerinden prim toplayan ve bu primleri finansal olara değerlendiren urumlardır. Reel eonomi ativitenin sorunsuz işlememsi ve zararların tazmin edilmesinde önemli rol oynayan sigorta setörü, tarifelerin serbest bıraılmasıyla ortaya çıaca olan reabet ortamında müşterilerine daha ucuz maliyetli poliçe imanları sunabileceler ve bu da eonomi atma değere olumlu yansıyacatır. Bu açıdan baıldığında setördei düzenlemelerin reabet arttırıcı etiler doğurması belenmetedir. Bu nedenle birço ülede setörde reabet arttırıcı uygulama ve düzenlemelere sıça başvurulduğu görülmetedir. Yapılan düzenlemelerin setörde reabeti ne derecede etileyip etilemediğinin belirlenmesi de endüstri eonominsin önemli alanlarından biri olmuştur. Gelenesel SCP yalaşımı, yoğunlaşma ile reabet arasında negatif bir ilişi varsayar ve yoğunlaşma oranlarında meydana gelen artış ve azalışları reabetle ilişilendirir. Burada reabetçi davranış haında genel 1212

9 C.23, S.4 Tür Sigorta Setöründe İşbirliği ve Reabet: Panzar ve Rosse (1987) Yalaşımı eğilim görülebilir faat piyasa yapısının tam olara ne olduğu söylenemez. Oysai SCP ye göre daha yeni olan NEIO yalaşımı apsamında geliştirilmiş olan modeller, yoğunlaşmanın yüse olduğu piyasaların da reabetçi davranış sergilediğini ispat etmişlerdir. Bu yalaşımlardan biri olan Panzar ve Rosse H indesi tahmini, setörde piyasa yapısının monopol, monopolcü reabet ya da tam reabet olduğunu net olara gösterebilmetedir. Bu yalaşım SCP de ullanılan toplulaştırılmış piyasa verisinden ziyade, firma spesifi veri ullanımına dayalıdır. İşte bu çalışmada Tür banacılı setöründe reabetçi davranıştai gelişmeler Panzar ve Rosse H indesi tahmini ile, dönemi için yıllı olara yapılmıştır. Çapraz esit verisi ullanılara yapılan eonometri tahminlerimiz analiz dönemin başı ve sonunda Tür sigorta setöründe piyasa yapısının monopolcü (işbirliçi), döneminde monopolisti reabetçi ve 2014 yılında da tam reabetçi davranış tarafından araterize edildiğini göstermiştir. Tahmin sonuçları esin olara göstermiştir i, döneminde Tür sigortacılı setöründe reabet istirarsız ve dalgalanan bir yapı sergilemiştir. KAYNAKÇA 1. ARRAWATIA R. and A. MİSRA (2014), Competition, Concentration and the Relevance of New Bans Entry in the Indian Baning System, Global Business Review, 15(2) BAIN, J.S. (1951), Relation of Profit Rate to Industry Concentration, Quarterly Journal of Economics, 65, BIKKER, J. A. ve GROENEVELD, J. M. (2000), Competition and Concentration in the EU Baning Industry, Kredit und Kapital., 33, BIKKER, J.A., L. SPİERDİJK ve P. Finnie, (2006), Misspecification in the Panzar-Rosse Model: Assessing Competition in the Baning Industry, DNB Woring Paper, BROCKETT, P.L./COOPER, W. W./GOLDEN, L. L./ROUSSEAU, J. J./WANG, Y. (2005), Financial Intermediary Versus Production Approach to Efficiency of Mareting Distribution Systems and Organisational Structure of Insurance Companies, Journal of Ris and Insurance, 72/3: CASU, B. ve GIRARDONE C. (2006), Ban Competition, concentration and Efficiency in the Single European Maret, The Manchester School, 74(4), COCCORESE, P. (2004), Baning competition and macroeconomic conditions: a disaggregate analysis, Journal of International Financial Marets, Institutions and Money, 14, COCCORESE, P. (2010), Information Exchange as a Means of Collusion: The Case of the Italian Car Insurance Maret Journal of Industry, Competition and Trade 10(1): ÇELİK T. ve M. KAPLAN (2007), Tür Banacılı Setöründe Etinli ve Reabet , Sosyo Eonomi, 2: DEMSETZ, H (1973), Industry Structure, Maret Rivalry, and Public Policy, Journal of Law and Economics, 16,(1), GÜLÜMSER, M.; TONKİNUND, R. S. ve JÜTTNER, D. J. (2002), Competition in the General Insurance Industry, Zvers Wiss, GÜNALP, B. ve ÇELİK, T. (2006), Competition in the Turish Baning Industry, Applied Economics, 38(11):

10 ÇELİK IE (2014), Insurance Europe Annual Report, France. sites/default/files/attachments/annual %20report% pdf 14. KASMAN A. ve E. TURGUTLU (2007), Competitive Conditions in the Turish Non-Life Insurance Industry 8. Türiye Eonometri ve İstatisti Kongresi Mayıs 2007 İnönü Üniversitesi Malatya 15. MOLYNEUX, P., WİLLİAMS, L. ve THORNTON, J. (1994), Competitive Conditions in European Baning, Journal of Baning and Finance,.18, NATHAN, A. and NEAVE, E. H. (1989) Competition and contestability in Canada s financial system: empirical results, Canadian Journal of Economics, 22, PANZAR, J. C. and ROSSE, J. N. (1987), Testing for Monopoly equilibrium, Journal of Industrial Economics, 35, PRASAD A. ve GHOSH S. (2007), Competition in Indian Baning, South Asian Economic Journal, 8(2): TSUTSUI, Y. ve KAMESAKA, A. (2005), Degree of Competition in the Japanese Securities Industry, Journal of Economics and Busines, 57, TSRSB (2006), Türiye Sigorta ve Reasüranslar Birliği web sayfası, (17/08/06) 21. TSRSB (2015), Insurance And Reınsurance Maret Outloo, Türiye Sigorta ve Reasüranslar Birliği Yayını, İstanbul, SHAFFER, S. (1982), A non-structural test for competition in financial marets, in Proceedings of a Conference on Ban Structure and Competition, Federal Reserve Ban of Chicago, Chicago, VESALA, J. (1995), Testing for Competition in Baning: Behavioral Evidence from Finland, Ban of Finland Studies E:1, Helsini. 24. WEILL, L. (2004), On the Relationship between Competition and Efficiency in the EU Baning Sector, Kredit und Capital, 37, (3), TODOROV A. B. (2016), Assessing Competition in the Bulgarian Insurance Industry: A Panzar-Rosse Approach, International Journal of Economics and Financial Issues, 6(3),