中国车险市场分析.docx

随着近几年我国汽车市场和保险市场的不断发展壮大和完善，车险业务的发展极为迅速，机动车辆的承保面已达到50％以上，尤其是乘用车辆的承保比例更高，达到了80%。车险已成为国内保险业务中最大的险种，如1997年全国机动车辆保险费收入为287.68亿元，占财产险保险费总收入的60％左右 参见《财产保险原理和实务》，许谨良、王明初、陆熊编著，上海财经大学出版社1998年11月第1版
。我国将于2004年12月11日以后，允许外资财产保险公司经营除法定保险业务以外的全部非寿险业务，这其中就包括了汽车保险业务 参见《中国入世问题报告》，陈春洁、李小东等著，中国社会科学出版社2002年1月第1版
。而最近几年以至今后几年中，国内汽车价格的不断下降使私家车的数量不断增加，国内的汽车保险市场自然也将迅速膨胀。巨大的市场需求，使我国的车险市场成为全球最引人注目的新兴汽车保险市场。随着外资保险公司业务经营范围的逐渐放开，汽车保险产品的供应能力将极大增强，投保人的需求也将更为多样化、选择的范围也更为广泛，各家保险公司之间的竞争也将更加激烈。与此同时，由于汽车市场的扩大，人们家用轿车的快速增加，再加上各大中城市交通的承载运营能力未能及时改善，使得车辆出险率上升，以致机动车保险的赔付率业务也随之急剧上升。由于汽车产业和保险产业之间信息的不对称，使得各大经营车险的保险公司虽通过几次调整费率（主要是家用车和营运车保费的提高及一些车型保险系数的变化）、不断推出新的车险品种，但赔付率仍然高居不下，致使一些保险公司在某些地区的车险业务曾一度处于亏损状态。可见，把“车险”仅单纯的作为保险业务，而忽视它与汽车产业的密切联系的原有“车险”运作模式已不再适应汽车和保险市场的迅速变化。可预见，未来“车险”的规模之大，保费收入之多，汽车、保险市场联系之紧密对中国汽车和保险产业的经营有着举足轻重的影响，这也必将是中外保险公司竞争、争夺的热点之一。
因此，中国车险市场正成为中国汽车市场和保险市场联系的纽带，它的发展规范与否会对汽车、保险两个市场的壮大、拓展产生重要影响。因此研究它对汽车、保险两市场的关系及两市场对它所起的作用对于两个产业的协调发展和车险市场进一步完善和规范是一个重要课题。

一、 数据的选择和模型分析
车险，狭义的讲是属于保险业一部分。车险业务更是财险业务中所占比例最大的业务。而从广义来看车险又是汽车产业和保险产业的交汇点，它的生存、发展不仅受到汽车市场中各个生产企业间激烈竞争的影响，而且也受到保险市场诸如：制度、费率调整、险种创新、服务质量的制约。本文正是从广义的车险——车险市场来分析的。
（一）样本选取和模型的理论基础
本文选取的样本数据为2003年1月到2005年4月的包括车险保费收入、乘用车销售量和保费收入，共28组数据。其具体数据如表1所示：

表1
2003年1月－2005年4月保费收入和乘用车销量
保费收入（万元）
乘用车销量
时间
财产险收入 数据来自中国保险监督管理委员会（CIRC）

车险收入 车险收入＝第k月的财产险收入×68.3%，其中k＝1，2，……，12。（68.3%为车险收入占财险收入的比例）。

总保费收入(累计) 数据来源同①

月保费收入 第n月的月保费收入＝第n月总保费收入－第（n-1）月总保费收入，（n=2，3，……，12）；各年第1月的月保费收入即为第1月的总保费收入。

销售量(乘用车 数据来自《轿车情报AUTOCAR》2005年2月刊，《进口车面临前所未有的挑战》张伯顺；中国汽车工业协会统计信息网，http://www.auto-
)
比例 第k月乘用车销量的比例＝，其中k＝1，2，……，12。

2003年1月
603746.98
362248.19
3639081.42
3639081.42
166360.00
7.56%
2003年2月
650954.95
390572.97
6999970.61
3360889.19
118461.00
5.38%
2003年3月
870372.76
522223.66
11416903.62
4416933.01
164582.00
7.48%
2003年4月
739525.31
443715.19
14424300.00
3007396.38
180035.00
8.18%
2003年5月
737200.00
442320.00
17281500.00
2857200.00
168368.00
7.65%
2003年6月
1163109.83
697865.90
21542557.24
4261057.24
179089.00
8.14%
2003年7月
588123.52
352874.11
23983671.16
2441113.92
181590.00
8.25%
2003年8月
633856.33
380313.80
26540979.90
2557308.74
181937.00
8.27%
2003年9月
732788.88
439673.33
29681281.39
3140301.49
212168.00
9.64%
2003年10月
581362.02
348817.21
32280402.48
2599121.09
190371.00
8.65%
2003年11月
574230.69
344538.41
35307832.59
3027430.11
210203.00
9.55%
2003年12月
818777.83
491266.70
38803960.93
3496128.34
247909.00
11.26%
2004年1月
813186.00
555406.04
3818449.82
3818449.82
168942.00
6.74%
2004年2月
770695.38
526384.94
7437527.97
3619078.15
204388.00
8.16%
2004年3月
1193999.14
815501.41
11998333.73
4560805.76
250167.00
9.99%
2004年4月
963833.95
658298.59
15539594.72
3541260.99
245198.00
9.79%
2004年5月
986914.15
674062.36
19019179.33
3479584.61
199240.00
7.95%
2004年6月
1131836.20
773044.12
23735402.13
4716222.80
188556.00
7.53%
2004年7月
861514.25
588414.23
26666153.21
2930751.08
184815.00
7.38%
2004年8月
963082.98
657785.68
29793615.38
3127462.17
185738.00
7.41%
2004年9月
933305.78
637447.85
33397675.29
3604059.91
207586.00
8.29%
2004年10月
746931.40
510154.15
36693357.83
3295682.54
189600.00
7.57%
2004年11月
714571.37
488052.25
39956981.05
3263623.22
217311.00
8.68%
2004年12月
818988.30
559369.01
43181349.81
3224368.76
263373.00
10.51%
2005年1月
1443625.48
985996.20
4588781.69
4588781.69
242000.00
21.07%
2005年2月
719771.09
491603.65
7720019.26
3131237.57
213500.00
18.59%
2005年3月
1266257.91
864854.15
14768499.86
7048480.60
355800.00
30.98%
2005年4月
1139430.81
778231.24
18483822.90
3715323.04
337000.00
29.35%

模型及有关符号说明：
（1）一元线性回归模型。由经济理论和实际经济问题可知，车险费率的高低会影响汽车的销售量：车险费率高意味着购车费用加大，消费者的购买数量和购买时间将发生变化，从而影响汽车的销量；同理，车险收入作为财险收入的主要组成部分，车险收入的增加或减少，也会影响到保险收入的变化。故，建立数学模型：

其中，——各月的车险保费收入；
——各月的保险收入；
——各月的乘用车销售量；
为相应的回归系数（待定系数）；
——误差项。
（2）二元线性回归模型。现实经济问题中，随着汽车销售量（Z）的变化，以及由于保险政策、费率调整等因素引起的保险收入（Y）的变化，都会影响车险收入（X）的变化。可建立数学模型：

其中，——误差项；
——回归系数。

模型的估计方法：OLS法即最小二乘法。

检验模型的方法：
（1） 检验估计参数是否符合经济理论和实际经济问题的要求；
（2） 用数据统计中关于假设检验的原理进行统计检验。
统计检验的指标：
R-squared：样本可决系数，用以检验回归方程的拟合优度。
t检验：
H0：β1=0；H1：β1≠0；
t=
|t|>tα/2(n-2),则拒绝原假设H0，表明解释变量对被解释变量有显著影响；否则，接受原假设H0，解释变量对被解释变量没有显著影响。
F检验：
H0：β1＝β2＝0； H1：至少有一个βi(i=1,2)不等于零；

k：解释变量的个数；n：样本的个数。

DW：利用残差et构成的统计量推断误差项ut是否存在自相关。
H0：ρ＝0；H1：ρ≠0；

（二）模型估计及检验
1、建立保险收入Y与车险保费收入X之间的一元线性回归模型：
Yi=α0+α1Xi+ui
应用Eviews软件采用最小二乘法（OLS）进行估计，结果如表2所示：

表2
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
1406804.
424039.2
3.317626
0.0027
X
3.870381
0.721178
5.366750
0.0000
R-squared
0.525565
Mean dependent var
3588183.
Adjusted R-squared
0.507317
S.D. dependent var
910839.4
S.E. of regression
639330.6
Akaike info criterion
29.64298
Sum squared resid
1.06E+13
Schwarz criterion
29.73814
Log likelihood
-413.0017
F-statistic
28.80200
Durbin-Watson stat
1.920810
Prob(F-statistic)
0.000013

相应的样本回归方程为：Y = 1406803.842 + 3.870381426*X (2.1)
（3.317626） （5.366750）
R-squared＝0.525565， F-statistic＝28.80200， DW＝1.920810
α1＝3.870381426为样本回归方程的斜率，表示月保险收入的边际收入倾向，说明月车险保费收入每增加1万元，月保费收入将相应增加约3.87万元；拟合优度为0.525565，说明X和Y有一定的相关性；α0＝1406803.842是样本回归方程的截距，表示不发生车险收入的情况下，保险收入也会发生1406803.842万元，这是由于保险收入中除了车险收入外还有包括寿险、财险中的非车险等诸多项目及一些其它因素带来的。可见，α0和α1的符号和大小，基本均符合经济理论及目前市场的实际情况。
R-squared＝0.525565，说明离差平方和的约52.56%被样本回归直线解释，样本回归直线对样本点的拟合优度在考虑有其他因素存在的条件下，是可以接受的；给定显著性水平α＝0.05，查自由度为28－2＝26的t分布，则tα/2（26）＝2.08，样本回归方程的t检验值均大于2.08，该模型可通过t检验，即回归系数均显著不为零，回归模型中应包含常数项，X对Y有显著影响；F（1，26）＝4.23，28.8>4.23，通过F检验；由于DW的值接近于2，所以ut不存在自相关。可见，该模型通过了各项统计检验。
以上的评价可看出，此模型是比较好的，较为合理的反映了车险收入（X）和保险收入（Y）间的关系。

2、 乘用车月销售量Z与车险收入X之间的一元线性回归模型：
Zi=β0+β1Xi+vi
同上例，应用Eviews软件采用最小二乘法（OLS）进行估计，估计结果如下：
样本回归方程为：Z = 113504.2303 + 0.1695813041*X
（4.12） （3.62）
R-squared=0.34， F-statistic=13.10， DW=1.00

从上面的统计量可知：给定α＝0.05，样本回归方程的t检验值均大于2.08，可通过t检验，说明回归系数显著不为零，X对Z有显著影响；F（1，26）＝4.23，13.10>4.23，通过F检验；但由于，在样本容量T＝28，α＝0.05，解释变量个数k＝1时，DW检验的临界下值dL为1.33，而0<DW＝1.00<1.33即vt存在一阶正自相关。因此，为了消除自相关对模型进行修正，考虑AR（1）并重新进行估计，估计结果如下表3所示：

表3
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
161630.4
35820.92
4.512180
0.0001
X
0.100658
0.045071
2.233307
0.0351
AR(1)
0.639195
0.201062
3.179097
0.0040
R-squared
0.496637
Mean dependent var
210664.0
Adjusted R-squared
0.454690
S.D. dependent var
50212.54
S.E. of regression
37079.49
Akaike info criterion
23.98395
Sum squared resid
3.30E+10
Schwarz criterion
24.12794
Log likelihood
-320.7834
F-statistic
11.83967
Durbin-Watson stat
1.874313
Prob(F-statistic)
0.000265

相应的样本回归方程为：
Z= 161630.4385 + 0.1006582368*X + [AR(1)=0.6391951397] (2.2)
（4.512180） （2.233307） （3.179097）
R-squared＝0.496637， F-statistic＝11.83967， DW＝1.874313

通过对模型的修正从上表中可知，R-squared＝0.496637，说明离差平方和的约有50%被样本回归直线解释，样本回归直线对样本点的拟合优度在考虑有其他因素存在的条件下，是可以接受的；给定显著性水平α＝0.05，查自由度为28－2＝26的t分布，则t0.025（26）＝2.08，样本回归方程的t检验值t0＝4.512180和t1＝2.233307均大于2.08，该模型可通过t检验，即回归系数均显著不为零，回归模型中也应该包含常数项，X对Z即车险收入对乘用车销量有显著影响；F（1，26）＝4.23，11.84>4.23，通过F检验；修正后dU=1.48<DW＝1.874<4-dU=2.52，所以就排除了vt的自相关。此时，模型通过了各项统计检验。
β1＝0.1006582368为样本回归方程的斜率，表示月乘用车销售量的边际销售倾向，说明月车险保费收入每增加1万元，月乘用车销售量将相应增加约0.1万辆；拟合优度为0.496637，说明车险收入X和乘用车销量Z有一定的相关性；β0＝161630.4385是样本回归方程的截距，表示不发生车险收入的情况下，乘用车也会销售161630.4385辆，这是由于乘用车的销量很大程度上是要受到人们对乘用车的消费倾向、购买力以及乘用车的价格等因素制约，即使没有车险作为规避购买和使用乘用车风险的方式，人们也会因为自己的生活需求、消费偏好来购车的。可见，β0和β1的符号和大小，基本均符合经济理论及目前汽车市场的实际情况。
以上的评价可看出，此模型已较为合理的反映了车险收入（X）和乘用车销售量（Z）之间的关系，车险收入（X）对乘用车销售量（Z）有重要影响。

在看到车险收入（X）对保险收入（Y）和乘用车销售量（Z）的相关性的同时，也应该看到：车险收入作为连接汽车市场和保险市场的纽带，也直接受到汽车市场和保险市场变动的制约和影响，至于有多大的影响，下面通过作出模型进行分析。

3、建立车险月收入X与保险月收入Y和乘用车月销售量Z之间的二元线性回归模型：
Xi=γ0+γ1Yi+γ2Zi+wi。
同上例，应用Eviews软件采用最小二乘法（OLS）进行估计，估计结果如下：
X = -20202.43434 + 0.1089254034*Y + 0.9229241059*Z
（-0.192） （3.797） （1.764）
R-squared=0.59， F-statistic＝17.12， DW＝1.27

由于γ0＝-20202.43434，即保险收入和乘用车销售量均不发生的情况下车险收入为负值，不符合经济理论与汽车市场和保险市场及车险收入的实际情况。而且γ0的t值不能通过t值检验，应该将截距常数项γ0消去。故对模型进行修正：Xi=γ1Yi+γ2Zi+wi，可得到重新修正后的回归估计结果.
修正后的样本回归方程为：X = 0.1065741263*Y + 0.8707772333*Z
（4.184134） （1.985452）
R-squared＝0.577473， DW＝1.248913，
通过上述对模型的修正，可得到拟合优度R-squared＝0.577473，说明该模型的离差平方和的约有57.75%被样本回归线解释，该拟合优度是可以接受的；给定显著性水平α＝0.1，查自由度为28－2＝26的t分布，则t0.05（26）＝1.71，样本回归方程的t检验值t1＝4.184134和t2＝1.985452均大于1.71，该模型可通过t检验，即两个回归系数均显著不为零，回归模型中应该包含常数项，保险收入Y和乘用车销量Z对车险收入X有显著影响；0<DW＝1.248913<dL=1.26，说明wt存在一阶正自相关，为了消除自相关须对模型进行再次的修正，即考虑AR（1）后重新估计。估计结果如下表4所示：

表4
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Y
0.114482
0.023393
4.893885
0.0001
Z
0.764451
0.407548
1.875730
0.0729
AR(1)
0.326379
0.186628
1.748827
0.0931
R-squared
0.641596
Mean dependent var
571066.2
Adjusted R-squared
0.611729
S.D. dependent var
169143.8
S.E. of regression
105395.9
Akaike info criterion
26.07327
Sum squared resid
2.67E+11
Schwarz criterion
26.21726
Log likelihood
-348.9892
Durbin-Watson stat
1.893710
Inverted AR Roots
.33

样本回归方程：
X = 0.1144819703*Y + 0.7644505762*Z + [AR(1)=0.3263792949] (2.3)
（4.893885） （1.875730） （1.748827）
R-squared＝0.641596， DW＝1.893710，

通过对模型的再次修正，样本回归方程发生变化：从表4中可看到，拟合优度R-squared由0.577473提高到0.641596，此时回归模型的离差平方和约有64.16%被样本回归线解释。认为样本回归线对样本点的拟合优度在考虑有汽车市场和保险市场的其他因素及相关政策因素存在的条件下，以及中国车险市场目前存在的管理不规范、品种不够丰富、行业的竞争力弱等原因情况下，该拟合优度是可以接受的；给定显著性水平α＝0.1，查自由度为28－2＝26的t分布，则t0.05(26)＝1.71,模型的t检验值t1=4.893885，t2=1.875730，t3=1.748827均大于1.71，该模型可通过t检验，即回归系数均显著不为零，回归模型中应该包含常数项，保险收入Y和乘用车销量Z对车险收入X有显著影响；又由dU=1.56<DW=1.893710<4-dU=2.44，可见通过了DW检验也即是消除了wt的自相关。此时，模型通过了各项统计检验。也可通过样本回归模型的残差图进行比较如下图1。
γ1＝0.1144819703，表示月乘用车销售量对月车险收入的边际收入倾向，说明当其它条件不变的情况下月乘用车销量每增加1辆，月车险收入约增加0.114482万元。γ2＝0.7644505762，表示月保险收入对月车险收入的边际收入倾向，说明在其它情况保持不变的时候月保险收入每增加1万元，月车险收入约增加0.76445万元。拟合优度提高到0.641596，说明车险收入X与保险收入Y和乘用车销量Z都有相关性，也说明保险收入和乘用车销量的变化对车险收入有很大的影响。由于样本回归方程的截距不存在，即表示如果保险收入和乘用车销售量均未发生时，车险收入就为零。
从以上的分析可知，该二元回归模型基本符合经济理论及目前汽车和保险产业的实际情况。模型也较为合理的反映了车险收入（X）与保险收入（Y）和乘用车销售量（Z）之间的关系，从而定量的说明保险收入和乘用车销售量的变化对车险收入的影响。

图1：二元线性回归残差图

通过建立车险市场与汽车、保险市场间的模型，从估计出的样本回归方程式（2.1）、（2.2）和（2.3）并经各项经济理论和统计量的检验，可知道车险市场与汽车市场、与保险市场间有显著的相关关系；同时，汽车市场和保险市场也共同作用于车险市场即汽车和保险市场对车险市场也有较大的相关性。

二、 汽车保险产业间不协调的原因及车险市场的滞后表现

通过上面的模型分析，已知车险市场对汽车（乘用车）市场和保险市场有较大的相关作用，因此汽车和保险两个产业是否协调的发展对车险市场的顺利拓展和壮大，有着极为重要的影响；同时，车险市场发展的滞后与否也必然对汽车、保险市场能否正常的、顺利的发展起着重要的作用。所以为了对我国汽车和保险产业是否是协调的进行分析，本文根据上面的模型对汽车和保险产业进行了预期，并根据汽车和保险产业的预期作出了二者的走势图。相应的预测图和走势图见下图：图2（车险市场对保险市场）、图3（车险市场对汽车市场）和图4（保险收入预期YF和乘用车销售量预期ZF的走势图）。

图2：X对Y的预测图

图3：X对Z的预测图

图4：保险收入预期YF和乘用车销售量预期ZF的走势图
从图4中可发现，随着时间的推移两产业的不断发展、壮大，YF和ZF间的差距越来越大，说明中国汽车和保险产业出现了不协调。中国汽车和保险产业的不协调、不匹配原因主要有以下几点：
首先，尽管中国汽车产业和保险产业都有较大发展，但相对汽车产业，保险产业发展较为滞后。从图4中可以看出，保险业的波动幅度远大于汽车业的幅度，即保险业更具有不稳定性。近几年，中国汽车产销量都在快速的增加（尤其是产量），而保险产业作为为汽车产业生产、销售提供抗拒风险、质量监督、消费者保障的产业链条相对滞后。虽然中国保险产业在这几年里也在迅速发展，在资产总额、保费收入、财产险等多项指标都有所增加。仅以2005年来看，与2005年1月份相比，2月份总保费收入增长68.24%，财产险保费收入增长49.85% 中国保险监督管理委员会（CIRC）
。但是，保险市场现有的一些问题如：经营粗放、管理不规范、服务质量等，降低了汽车生产和销售企业抗风险的能力，制约了汽车市场更快速的发展。这也致使中国车险的赔付率很高（将近达到了100％），车险业务出现全线亏损的局面（冯晓增，2005）。同时，中国保险市场的各种滞后也使汽车消费者和购车者的续险率大大降低，从而加大了购车（包括二手车的购买）的风险；由于保险市场再保险体系的不完善性，也使得汽车生产企业开发、研制新型车型，并生产投放市场的企业风险加大，这会限制中国汽车产业的发展，也会阻碍中国本土汽车生产企业对本土品牌的开发、创新。保险产业的这些滞后，使它滞后于汽车产业的发展。
其次,中国汽车产业现有的一些不良的行业习惯，也是造成中国汽车和保险产业不协调的一个原因。这些不良的行业习惯中，最突出的表现就是：汽车销售商在向消费者售出车辆之后，汽车营销商摇身一变又成为保险公司的“代理商”，继而又向客户提供车险服务。这种行业习惯不仅对漠视了消费者自由选择投保企业的权利，而且这种做法使保险公司的一大部分利益被转移给了汽车营销商，使保险企业受到一定损失。同时，由于汽车销售商不是保险专业代理人其操作过程很有可能十分不规范，一旦车辆出险很可能给保险公司带来不利，也极有可能造成投保人对该保险公司信誉的置疑，从而有可能使企业失去相应的保险市场。这些都不利于中国保险企业的发展、壮大，进一步拉大了保险与汽车产业间的距离。
再次，保险公司进入汽车市场及汽车生产企业涉足财险公司，也使中国汽车和保险产业间的不协调加剧。这种保险公司与汽车生产企业间相互渗入的现象在中国的出现，是中国汽车和保险产业还未达到发展专业化、管理标准化的表现形式。最近，上汽集团成为安邦财产保险公司第一大股东，这标志着上汽开始进入车险市场（同时，安邦也进入汽车市场）。上汽的这种想通过形成生产——销售——风险管理——售后服务的行为不仅会打乱原本就较为滞后的保险市场，而且很可能会使中国保险产业走入畸形。可以预见，一旦国外保险公司进入中国市场，上汽的这种行为会给本土保险产业的发展带来极大的风险。而安邦进入汽车市场则是一个一专业化经营拼抢市场的开始（郝演苏，2005），这反而有利于中国汽车和保险产业的专业化，促进汽车市场各种后续服务的完善，有利于提高汽车市场抗风险的能力，便于汽车市场的更好发展。保险和汽车企业间的这种相互渗入实质上更进一步激化了中国汽车和保险产业间的不协调。
从以上的分析中可以看出，中国汽车产业和保险产业间存在着不协调；同时通过回归分析（模型分析）也证明了车险市场与汽车和保险市场间有着极大的相关性（见上式2.3），因此中国汽车和保险产业间的这种不协调就必然会制约车险市场的发展，也会阻碍车险市场的规范化、自由化甚至国际化的发展进程。正是这种不协调引起了中国车险市场（与国外车险市场相比）的滞后。这种滞后主要表现在：
（1）车险费率非自由化张建军《美国保险业的运作现状及其启示》，《深圳金融》97年第5期
。在国外，尤其像美、日等汽车和保险市场相对十分完善的国家，车险的费率是实行费率自由化的。投保车辆的保险费率完全是与投保人相互协商达成的，一般根据投保车辆的车型、价格等物化指标，以及包括驾车者的年龄、驾龄、有无交通违规记录、婚姻状况、家庭子女的数量及年龄和所居住地的地理环境（地域系数）等多项人性化的指标来协商费率。这种做法，使公司对投保车辆和投保人有了更为充分的了解，使保险公司的利润合理化，注重人的因素让利于消费者，利于产业内部企业间的优胜劣汰。同时也有利于产品的开发、创新、销售和进行服务、成本管理。而国内的车险费率是非自由化的，各个保险企业只能进行微调，同时费率调整更看重的是一些硬性指标，很少关注客户的人性化需求，这也是造成赔付率高、续保率低的很重要的一个原因。
(2)车险市场运作粗放，市场缺乏细分，这是中国车险市场的又一大滞后性。中国车市场在运作过程中往往基于一些明文规定和各个保险公司制定的一些内部规章制度，业务工作千篇一律，难以针对不同的客户实行不同的运作方式即不能量体裁衣。车险市场缺乏细分，使得当前的车险业务难以满足消费者复杂多样的需求，难以适应今后汽车和保险市场的发展。
(3)难以最大限度的保护被害者的利益。在我国虽然强制实行新车购买后要进行车险的购买，但并没有以法律的形式强制实施汽车第三责任保险，尤其是旧车很多时候不再进行续险。而且，由于在费率制定方面不是采用零利润原则即收支相抵、不亏不赢的原则，一旦车辆出险不能够最大限度的保护被害者的利益。这也不利于维护社会的稳定。

根据上文的模型分析，车险市场对汽车市场和保险市场(见上式2.1、2.2)有较大的相关性。我国车险市场的这些滞后性反过来必然也将阻碍汽车市场和保险市场的发展，因此建立一个与我国现阶段汽车市场、保险市场发展特点相适应的，同时又与国际接轨的车险市场是当务之急。

三、小结
中国车险市场与汽车市场和保险市场之间有着密切的关系（相关分析见式2.1，式2.2，式2.3）。车险市场能否良好的发展，很大意义上依赖于汽车市场和保险市场能否协调的发展；同时，车险市场不断规范化、专业化、标准化和国际化，也将促进中国汽车产业和保险产业健康的向前发展、壮大，并对两个产业相互协调起着重要作用。为了汽车产业、保险产业能够协调健康发展，关注车险市场、规范车险市场十分重要。结合国际国内现有的一些成功经验，我们应该着力从以下几个方面入手：注重保险市场和汽车市场结合起来的分析；发展专业的保险中介、加强汽车和保险综合人才的培养；建立完善的服务体系，强调人的因素、让利于客户；进行车险市场细分的研究，并不断放开车险费率的自由力度；开发新的险种，以适应不同阶层、不同特点的消费者的需求；创新经营理念，打造自己的民族品牌。
致 谢

毕业论文写作过程中，感谢黄智进、字来宏两位老师给予我的指导和帮助。而且在这四年的学习中，在刁俊良老师、洪华喜老师、金荣老师、王少枋老师、牛晓帆老师、杨洁老师、胡其辉老师、袁崇坚老师、杨一姬老师、李贤老师、冯志勇老师、潘小春老师等多位老师的教授和指导下，使我对经济学理论有了较为深入、全面的理解，这必将对我今后的工作、学习产生有益的帮助。同时，四年来许多同学在我的学习、工作、生活上都给予了帮助和支持，使我的大学生活丰富而多彩。在此，我向给予我帮助和支持的所有老师和同学致以最真挚的感谢。

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