張 璐 李 雪

一、引言

出口貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。在全球經(jīng)濟下行風(fēng)險增加、疫情和地緣沖突超預(yù)期擾動、主要經(jīng)濟體需求前景不確定等多重因素的影響下，我國出口貿(mào)易仍面臨著嚴峻挑戰(zhàn)。除了宏觀調(diào)控部署、實施多項穩(wěn)外貿(mào)舉措外，從企業(yè)角度出發(fā)，聚焦微觀主體的出口決策過程也至關(guān)重要。企業(yè)的出口決策既包括是否出口，出口價格、出口數(shù)量的考慮，還涉及向誰出口、出口品類、融資渠道等問題。而這一系列出口決策中充斥著大量的商業(yè)不確定性以及政治不穩(wěn)定性，由此構(gòu)成了出口過程中主要的風(fēng)險敞口。管理出口風(fēng)險敞口的一種有效選擇是出口信用保險。出口信用保險是一劑針對買方違約的“疫苗”，它不僅能起到直接緩解不付款風(fēng)險帶來的損失，還能間接提高貸款人的經(jīng)營能力、借款人的流動性以及整個貿(mào)易體系的信心。

無論是出口還是保險決策，都與出口風(fēng)險的大小有關(guān)。以往關(guān)于出口風(fēng)險的研究都以客觀風(fēng)險為主，一方面假設(shè)企業(yè)能夠準確認知客觀風(fēng)險概率，另一方面認為企業(yè)是基于客觀風(fēng)險做出利潤最大化的出口及保險決策。但事實上，當(dāng)處于復(fù)雜的不確定性環(huán)境中，人們往往偏離完全理性人假設(shè)，通過直覺思維過程調(diào)用啟發(fā)式或經(jīng)驗法則(Kahneman和Frederick，2002[1]；Slovic等，2007[2])來簡化決策過程(Simon，1957[3])，從而導(dǎo)致主觀認知與客觀事實不符，形成認知偏差。

正確認知出口風(fēng)險、縮小認知偏差是指導(dǎo)出口決策的重要前提。我國2021年發(fā)布的《“十四五”對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃》中提出“要增強企業(yè)的風(fēng)險意識，準確識變、科學(xué)應(yīng)變”。但現(xiàn)實中，由于認知能力、信息成本、貿(mào)易關(guān)系維護、品牌效應(yīng)等因素，企業(yè)對買方的基本情況、交易所涉的行業(yè)風(fēng)險、進口國的商業(yè)環(huán)境認知不足，容易過度低估信用風(fēng)險，產(chǎn)生認知偏差，最終可能導(dǎo)致“財貨兩空”的后果。2018年，墨西哥買方B公司向河北唐山一家出口陶瓷制品的貿(mào)易企業(yè)A公司提出了采購80萬美元貨物的發(fā)盤。A公司考慮到買方B公司同自己合作多年且付款情況良好，認為相應(yīng)的交易較為安全，于是同B公司簽署了貿(mào)易合同，并在僅有B公司20萬美元信用限額的情況下于2018年7月至10月間陸續(xù)出運9票瓷質(zhì)餐具，總額達75.6萬美元，支付方式為OA90天。但是當(dāng)貿(mào)易合同約定的應(yīng)付款日到期后，B公司拖欠貨款，而此時A公司通過各種手段均已無法同B公司取得任何聯(lián)系，全部應(yīng)收賬款受損(1)案例源自中國出口信用保險公司官網(wǎng)。。

諸如此類的真實案例不勝枚舉，多數(shù)外貿(mào)企業(yè)決策心理始于出口獲利，囿于信用風(fēng)險，損于認知偏差。但是在復(fù)雜嚴峻的外貿(mào)環(huán)境中，出口信用保險能夠依靠遍及全球的資信、追償渠道以及駐外機構(gòu)，再結(jié)合理賠大數(shù)據(jù)，幫助企業(yè)有效控制風(fēng)險，及時補償損失。例如，某出口企業(yè)最早于2004年投保出口信用保險，出口額從最初的7 000萬美元增長至2019年的6億美元。2020年伊始，新冠疫情全球暴發(fā)之后，國外買方紛紛取消訂單，拒收貨物甚至破產(chǎn)拖欠，企業(yè)出口額迅速下降，風(fēng)險急劇增加。為了應(yīng)對疫情影響，該公司及時啟動出口信用保險機制，獲得賠款近250萬美元。截至2020年年底，該企業(yè)共向日本、美國、荷蘭等20多個國家和地區(qū)出口防疫物資7億美元，為全球抗疫做出了積極貢獻，同時也充分體現(xiàn)了出口信用保險的“逆周期”調(diào)節(jié)作用(2)案例源自中國出口信用保險公司2020年度報告。。

結(jié)合現(xiàn)實考慮，既然企業(yè)的風(fēng)險認知、出口決策與信用保險息息相關(guān)，那么站在微觀主體的角度，明確企業(yè)對外貿(mào)風(fēng)險的認知偏差是否與出口信保需求相關(guān)，是否影響出口決策，以及出口信保在認知偏差對出口決策的作用機制中發(fā)揮何種效應(yīng)成為頗具研究價值的現(xiàn)實問題。本文基于行為經(jīng)濟學(xué)視角，初步構(gòu)建認知偏差、出口信保與出口決策的理論模型，通過實證分析、驗證并解釋三者之間的作用機制，為研判企業(yè)決策心理、發(fā)揮出口信保政策性職能，引導(dǎo)外貿(mào)在合理區(qū)間運行提供經(jīng)驗支撐。

二、文獻綜述

(一)認知偏差與出口信用保險決策

從現(xiàn)有文獻來看，有關(guān)出口信用保險的認知偏差可以按照認知對象的不同劃分為以下兩類：第一類是對出口風(fēng)險本身的認知偏差，即低估/高估客觀風(fēng)險概率。此類認知偏差主要源于信息不完全或信息不對稱。出口企業(yè)作為國際貿(mào)易的重要參與者，受制于錯綜復(fù)雜的國際市場，難以掌握海外買方的資信數(shù)據(jù)，因此在信息占有、風(fēng)險感知、決策機制等方面存在一定的認知偏差(卓志和毛勤晶，2018[4])。反之，若經(jīng)濟政策的不確定性增加，企業(yè)的主觀風(fēng)險認知和實際客觀風(fēng)險都會增加，于是對出口信用保險的需求增大(胡賽和蔣韶華，2021[5])。第二類認知偏差是企業(yè)對出口信用保險的認知缺乏。我國企業(yè)對出口信保的認知比較淺薄，保險意愿不高(趙慧萍和王國軍，2006[6])。以某一省份的中小企業(yè)為對象的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對出口信用保險的參保條件不了解，投保意識不強，利用率偏低(陳利馥等，2017[7])。在國際市場上存在同樣的問題(Ross，2001[8])。以澳大利亞為例，Zammit 等(2009)[9]指出，對出口信用保險缺乏認知是非參保企業(yè)不使用保險的主要原因。

(二)出口信用保險對出口決策的影響

國內(nèi)外關(guān)于出口信用保險影響出口決策的研究日趨成熟，涉及的研究方法從理論模型(Funatsu，1986[10]；Ford等，1996[11]；Dewit，2001[12]；Rienstra-Munnicha和Turvey，2002[13])到實證分析(Auboin和Engemann，2014[14]；Anderson 和Wincoop，2003[15])，研究角度從宏觀功能(Egger和Url，2006[16])到微觀作用(Badinger 和Url，2013[17]；胡賽和蔣韶華，2021[5])，研究邏輯從相關(guān)關(guān)系(魏巧琴，2017[18])到因果效應(yīng)(Veer和Koen，2019[19])，最終得出了出口信用保險對出口貿(mào)易具有促進作用的一致結(jié)論(李曉潔和魏巧琴，2010[20]；王國軍等，2014[21]；章添香和關(guān)晶，2017[22])。

(三)認知偏差與企業(yè)的出口決策

以往文獻對企業(yè)出口的微觀基礎(chǔ)和發(fā)生機制的探討主要集中在三個方面：一是基于企業(yè)基本面，如企業(yè)生產(chǎn)率(劉儒和劉江，2020[23]；Melitz和Ottaviano，2008[24])、產(chǎn)品創(chuàng)新(吳飛飛和邱斌，2015[25])、融資約束(孫志賢等，2016[26]；Chaney，2016[27])等；二是基于外部不確定性，如經(jīng)濟風(fēng)險(汪建新等，2019[28]；Tunc 和Solakoglu，2016[29])、政治風(fēng)險(綦建紅等，2020[30]；王穩(wěn)等，2020[31])等；三是基于企業(yè)高管特征，例如CEO是否海歸(許家云，2018[32])、是否擁有貧困經(jīng)歷(李宏等，2019[33])等。

然而，大量研究都忽視了不確定性環(huán)境下因高管的認知偏差對企業(yè)出口決策的影響。事實上，企業(yè)對出口風(fēng)險的認知與其出口決策之間的關(guān)系是顯而易見的，即當(dāng)企業(yè)判斷進口商的違約風(fēng)險水平上升，就會調(diào)低預(yù)期出口額(茹玉驄和文娟，2021[34])。出口決策是企業(yè)眾多的生產(chǎn)和金融決策之一，盡管直接分析認知偏差對企業(yè)出口決策影響的文獻較少，但關(guān)于認知偏差扭曲企業(yè)其他經(jīng)營決策的研究已經(jīng)十分豐富。例如，對自我認知能力盲目自信的經(jīng)理人所在的企業(yè)更有可能過度投資(Velez和Nieto，1986[35]；Barber 和Odean，2002[36])，或者進行價值破壞的并購(Malmendier和Tate，2005[37])；但若企業(yè)家的主觀風(fēng)險預(yù)期上升就會顯著抑制投資規(guī)模，同時也會惡化企業(yè)投資結(jié)構(gòu)(陳東等，2021[38])。管理層因過去經(jīng)歷或回憶形成的預(yù)期偏差而錯判風(fēng)險概率，可能減少企業(yè)利潤，降低企業(yè)價值(Shefrin，2007[39])。

通過文獻梳理我們發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究并未將認知偏差、出口信用保險和企業(yè)的出口決策納入統(tǒng)一的分析框架。有鑒于此，我們關(guān)注的問題是認知偏差是否抑制企業(yè)多維度的出口決策？如果是，出口信用保險在其中扮演怎樣的角色？綜上，本文希望在已有研究的基礎(chǔ)上，做出如下邊際貢獻：第一，由于數(shù)據(jù)可得性問題，以往文獻難以驗證認知偏差、出口信用保險對企業(yè)出口決策的微觀影響，本文首次對中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫、中國上市公司數(shù)據(jù)庫、中國出口信用保險公司數(shù)據(jù)庫進行合并整理，從實證層面考察三者之間的微觀效應(yīng)。第二，在出口決策的影響方面，跳出以往保險文獻只針對宏觀出口量或企業(yè)出口總額的研究范疇，本文不僅考慮了總量決策，同時還關(guān)注企業(yè)出口的二元邊際，通過長時間高度細化的海關(guān)數(shù)據(jù)測度上市公司的集約邊際和擴展邊際，試圖在出口全貌、出口廣度、出口深度等決策中探索新的貿(mào)易行為動因。第三，本文的研究視角從完全理性高管轉(zhuǎn)入有限理性經(jīng)理人，基于不確定的決策環(huán)境，從CEO的認知偏差角度出發(fā)，為企業(yè)的保險決策及出口決策提供新的理論依據(jù)和經(jīng)驗證據(jù)。

三、理論模型與假設(shè)提出

出口信用風(fēng)險是因政治或商業(yè)風(fēng)險導(dǎo)致的商務(wù)合同項下成本投入的損失。經(jīng)理人對出口風(fēng)險的準確認知直接影響到企業(yè)的出口決策以及信用保險決策。本文在Melitz(2003)[40]、Funatsu(1986)[10]、茹玉驄和文娟(2021)[34]提出的模型基礎(chǔ)上，加入主觀認知風(fēng)險因素，在壟斷競爭市場中建立有關(guān)認知偏差、出口信保和出口決策的模型，以探究三者之間的關(guān)系。

(一)基本模型設(shè)定

(1)

首先，保險市場是嚴重的信息不完全市場。由于技術(shù)限制或歷史資料不可得等原因，保險公司對任何風(fēng)險池的預(yù)期損失都無法準確估計，而且通常情況下，消費者對自身風(fēng)險的發(fā)生概率也無法精準掌握。其次，保險市場是嚴重的信息不對稱市場。一方面，潛在投保人很少被告知他們的客觀損失概率，更無法準確判斷保險人違約的可能性；另一方面，保險人也難以充分探悉單一投保人的風(fēng)險分布。因此，保險決策過程中或多或少都存在著不確定性或模糊性(Alary等，2013[41])。我們假設(shè)保險公司按照歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算得到的、用以制定保費的依據(jù)是客觀風(fēng)險概率，用β表示；假設(shè)企業(yè)CEO對自身面臨的出口信用風(fēng)險形成自我判斷與認知，即主觀風(fēng)險概率為β′；進一步假設(shè)β′=β-d，其中d表示認知偏差。與茹玉驄和文娟等(2021)[34]不同，我們認為在保險滲透率較低的出口信保市場，其主觀風(fēng)險概率普遍小于客觀風(fēng)險概率。郭振華(2020)[42]也提出了多數(shù)人低估小概率風(fēng)險，少數(shù)人高估小概率風(fēng)險的風(fēng)險判斷偏差規(guī)律，而且客觀概率越低，低估風(fēng)險者占比就越大。因此，本文主要考慮0≤d≤β的情形，即認為企業(yè)決策者對出口商業(yè)或政治風(fēng)險的認知偏差主要指向低估客觀風(fēng)險的方向。

1.未投保企業(yè)的期望利潤函數(shù)。

當(dāng)出口企業(yè)不投保出口信用保險時，風(fēng)險事故發(fā)生會致其無法收回貨款R，風(fēng)險不發(fā)生時順利獲得銷售額R。站在企業(yè)決策的角度，兩種隨機事件發(fā)生的概率分別是β′和(1-β′)，因此企業(yè)的預(yù)期利潤水平如下：

EπN=(1-β′)R-cq-b

(2)

其中：企業(yè)生產(chǎn)的固定成本為b；可變成本為cq，假設(shè)邊際成本c為常數(shù)，保持不變。在多國模型中，出口的運輸成本會發(fā)生變化，我們參考茹玉驄和文娟等(2021)[34]的處理，把所有進口國的平均運輸成本費用視作c的一部分。

2.投保企業(yè)的期望利潤函數(shù)。

當(dāng)出口企業(yè)參加出口信用保險時，與未投保企業(yè)分析類似，企業(yè)高管仍然以主觀概率衡量風(fēng)險發(fā)生的可能性(β′)，但是保險公司將站在客觀的角度計算應(yīng)繳保費，費率制定與單個企業(yè)的主觀認知無關(guān)，即精算公平原則下保險公司的費率設(shè)為β。對于投保企業(yè)而言，風(fēng)險事故不發(fā)生時，企業(yè)不僅要支付生產(chǎn)成本，還要繳納保費βR；若事故發(fā)生，企業(yè)可以獲得保險公司承諾的賠付比例為λ的保險金。此外，假設(shè)風(fēng)險一旦發(fā)生，企業(yè)遭至全損且無力追償。因此，投保企業(yè)的期望利潤函數(shù)如下：

Eπy=(1-β′+β′λ-β)R-cq-b

(3)

(二)認知偏差與最優(yōu)出口決策

1.認知偏差與最優(yōu)出口總額。

出口企業(yè)在進行出口決策時，要根據(jù)微觀產(chǎn)能、供需狀況，綜合考量目的國地緣政治風(fēng)險、交易對象信用風(fēng)險等方面，然后基于期望利潤最大化原則做出最優(yōu)出口決策。對于沒有出口信用保險影響下的企業(yè)而言，由式(2)可得：

企業(yè)的最優(yōu)產(chǎn)量：

(4)

企業(yè)的最優(yōu)定價：

(5)

企業(yè)的預(yù)期出口額：

(6)

由式(4)、式(5)可知，企業(yè)的主觀風(fēng)險概率越大，最優(yōu)出口數(shù)量越小，最優(yōu)定價越高，這與現(xiàn)實情況相符：隨著CEO感知到的出口風(fēng)險擴大，出口決策趨向保守謹慎，并減小出口量，提高風(fēng)險溢價。把β′=β-d代入式(6)，求導(dǎo)可得：

(7)

由式(7)可知，企業(yè)的預(yù)期出口額隨認知偏差d的擴大而增加，從而得到本文的第一個假設(shè)。

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，CEO對風(fēng)險的主觀認知概率越低，偏離客觀風(fēng)險概率越大，出口額越大。

2.認知偏差與出口的二元邊際。

(8)

(三)認知偏差與出口信用保險決策

出口信用保險通過保護出口商免受違約風(fēng)險造成的潛在損失來創(chuàng)造出口促進價值，但前提是企業(yè)愿意投保。決定企業(yè)是否購買出口信用保險的條件是參保情形下的期望利潤至少比不參保情形高，即Eπy≥EπN，由此可得企業(yè)參保的臨界條件：

β′λ-β≥0

(9)

假設(shè)2：CEO對出口風(fēng)險低估的認知偏差越大，購買出口信用保險的可能性越小。

(四)出口信用保險的作用

如果企業(yè)參加出口信用保險，那么預(yù)期出口額為：

(10)

對比式(6)與式(10)，可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)參保與未參保情形下的出口額差異。若β′λ-β>0，則參保企業(yè)的預(yù)期出口額大于未參保企業(yè)，意味著出口信用保險不僅可以彌補企業(yè)直接損失，還起到了出口促進效應(yīng)。有趣的是，這一條件也是認知偏差決定企業(yè)是否參保的臨界條件(公式(9))。結(jié)合以上兩點，說明出口信用保險在二者關(guān)系中可能存在中介作用。由此，我們得到本文的第三個假設(shè)。

假設(shè)3：出口信用保險在認知偏差影響企業(yè)出口決策中起到中介作用。

四、變量描述與實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與變量描述

1.數(shù)據(jù)來源。

本文采用中國海關(guān)數(shù)據(jù)、CSMAR上市公司數(shù)據(jù)庫以及中國出口信用保險公司提供的企業(yè)投保信息的合并數(shù)據(jù)庫。由于中國信保于2001年年底成立，又因中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的更新截至2016年年底，受到以上兩端的限制，樣本區(qū)間選取2002—2016年。此外，我們選取了2016年之前上市的滬深A(yù)股企業(yè)，保證樣本期內(nèi)至少有一年的觀測值；并且剔除了在國民經(jīng)濟行業(yè)分類基礎(chǔ)上的金融類上市企業(yè)；為了降低極端值或異常值的干擾，對連續(xù)變量在1%、99%分位數(shù)上進行了縮尾處理。最終構(gòu)成了包含690家公司的非平衡面板數(shù)據(jù)。

2.變量描述。

(1)被解釋變量。

出口總額(EXP)。本文把2012年以前中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的月度數(shù)據(jù)加總為年度數(shù)據(jù)，然后與之后年份的年度數(shù)據(jù)進行合并，提取樣本企業(yè)的出口額作為因變量，用以衡量企業(yè)每年的整體出口情況。

擴展邊際(EM)。參考Bernard 等(2010)[43]的方法，我們把出口額分解為擴展邊際和集約邊際兩部分。擴展邊際定義為出口企業(yè)產(chǎn)品種類的增加，用海關(guān)數(shù)據(jù)庫中每一樣本企業(yè)、每年實際發(fā)生的產(chǎn)品-目的地的組合數(shù)量進行衡量，產(chǎn)品按HS-8位編碼分類(3)HS-8為8位國際HS編碼，該編碼將產(chǎn)品分為22 個大類，大類下分98章，章下再分為品目和子目。(Mayer等，2014[45]；Iacovone 和Javorcik，2010[46])，目的地按不同國家或地區(qū)計算。該因變量代表了企業(yè)的出口廣度。

集約邊際(IM)。集約邊際指企業(yè)的出口種類在數(shù)量上的擴張，用產(chǎn)品-目的地的平均出口額衡量，計算公式為IM=EXP/EM。該因變量代表了企業(yè)的出口深度。

(2)核心解釋變量。

認知偏差(CB)。企業(yè)對于出口風(fēng)險的認知偏差主要來源于內(nèi)部高管。怡安翰威特(4)怡安翰威特是世界上領(lǐng)先的集風(fēng)險管理咨詢、保險經(jīng)紀和再保險經(jīng)紀、人力資源咨詢于一體的綜合性集團公司。怡安2019年全球風(fēng)險管理調(diào)查是一份基于網(wǎng)絡(luò)開展的兩年一度的研究報告，于2018年第四季度以八種語言同時進行。在接受調(diào)查的組織中，約66%為私人所有，21%為公共組織，其余主要是政府或非營利實體。2019年做過一項全球風(fēng)險管理調(diào)查(Global Risk Management Survey)，這項研究收集了來自33個行業(yè)、涵蓋全球60多個國家的2 672名風(fēng)險決策者的回應(yīng)。根據(jù)調(diào)查報告，全球65%的公司是由CEO獨立做出關(guān)鍵的風(fēng)險管理決策，在所有職位或部門中位列第一。這意味著CEO對企業(yè)風(fēng)險的主觀判斷起著決定性作用。另一方面，有大量研究證明，決策者的認知能力會受教育程度或知識儲備的影響(Wiersema和Bantel，1992[47]；Datta等，2003[48]；周建和李小青，2012[49]；舒波和杜曉君，2020[50])，且學(xué)校教育對認知偏差具有糾正作用(李燁等，2022[51])。正規(guī)又系統(tǒng)的學(xué)習(xí)背景能夠影響個人的認知能力、判斷力和決策力(陳洪，2012[52])。學(xué)歷越高，對既有事物的接受度和理解力更強(例如對保險本質(zhì)的認知更深刻)；學(xué)歷越高，獲取信息的渠道和方式增多，信息不對稱與信息不完全程度下降，因而在不確定性環(huán)境中能做出更準確的判斷和預(yù)測。綜上，本文選擇CEO的學(xué)歷作為衡量認知偏差的變量，認為CEO學(xué)歷程度越高，其對風(fēng)險與保險的認知偏差越小，因此將CEO學(xué)歷為中專及以下、大專、本科、研究生、博士及以上五個層次分別賦值為5、4、3、2、1，如此可使CEO學(xué)歷變化與認知偏差的變化方向一致，便于分析。該變量主要來源于CSMAR上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫，然后通過查詢公司官網(wǎng)、企查查等網(wǎng)絡(luò)平臺對部分學(xué)歷的缺失值進行手工補充，以盡力擴大樣本容量。

(3)中介變量。

出口信用保險(ECI)。按照樣本企業(yè)當(dāng)年是否投保短期出口信用綜合險設(shè)置虛擬變量，1表示投保，0表示未投保。短期出口信用綜合險主要補償出口企業(yè)按合同約定或信用證約定出口貨物后，因政治風(fēng)險或商業(yè)風(fēng)險發(fā)生而導(dǎo)致的直接損失，承保業(yè)務(wù)的信用期限一般為一年以內(nèi)(5)資料來源：中國出口信用保險公司，https：//www.sinosure.com.cn/ywjs/myxcp/dqckxybx/dqckxybxjj/index.shtml。。該變量的數(shù)據(jù)來源于中國出口信用保險公司。

(4)控制變量。

參考相關(guān)文獻，本文選取的控制變量主要有三類：一是企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP)，按照LP方法計算(Levinsohn和Petrin，2010[53]；魯曉東和連玉君，2012[54])；二是企業(yè)規(guī)模，用每年年末的員工人數(shù)(POP)、固定資產(chǎn)凈額(NFA)兩個指標(biāo)衡量；三是企業(yè)的融資約束，用資產(chǎn)負債率(LEV)、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率(TTM)、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(CAT)代表。所有控制變量的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫中上市公司的合并財務(wù)報表，具體的變量定義見表1，各變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表1 各變量定義

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)計量模型

模型設(shè)定以非平衡面板雙向固定效應(yīng)為基礎(chǔ)，為了檢驗假設(shè)1，我們建立如下估計模型：

lnYit=α+α0CBit+∑αiCONTROLit+γt

+δi+εit

(11)

其中，i指企業(yè)，t指年份，Yit統(tǒng)一表示i企業(yè)第t年的出口總額(EXP)、擴展邊際(EM)、集約邊際(IM)。CONTROLit指各控制變量，γt表示年份固定效應(yīng)，δi表示個體固定效應(yīng)，分別用于控制未觀察到的時間、個體因素的影響。CEO認知偏差與出口總額呈正比時，α0>0。

為了檢驗假設(shè)2，本文建立CEO認知偏差與出口信用保險的回歸模型。由于出口信用保險是二元分類變量，因此采用雙向固定效應(yīng)logit模型，回歸方程如下：

Pr(ECIit=1|CBit)=F(β0CBit+∑βiCONTROLit

+γt+δi+εit)

(12)

其中，ECIit表示i企業(yè)第t年購買出口信用保險的情況，F(xiàn)為logit累積分布函數(shù)，其他變量設(shè)定同上。如果假設(shè)2成立，則β0<0，意味著企業(yè)樂觀的認知偏差越大，參加出口信用保險的可能性越小。

為了檢驗假設(shè)3，即出口信用保險在認知偏差影響出口決策中的作用機制，我們進一步構(gòu)建如下模型：

lnYit=θ+θ0CBit+θ1ECIit+∑θiCONTROLit

+γt+δi+εit

(13)

由于式(12)是logit回歸，式(13)是線性回歸，為了更好地實現(xiàn)中介效應(yīng)的尺度統(tǒng)一，我們采用方杰等(2017)[55]提出的方法，通過Zβ0×Zθ1的顯著性來判斷出口信用保險的中介作用是否顯著。

(三)實證分析

1.CEO認知偏差對企業(yè)出口決策的影響。

表3列(1)～列(3)報告了認知偏差分別對企業(yè)出口總額、擴展邊際和集約邊際回歸的結(jié)果。無論是出口整體情況、出口廣度還是出口強度，CEO的認知偏差對其都有顯著的正向影響。當(dāng)CEO主觀估計的出口風(fēng)險與客觀統(tǒng)計的風(fēng)險概率之間差距越大，企業(yè)的出口行為越積極，平均出口產(chǎn)品種類增多，平均出口額增大。其中，認知偏差對出口總額的促進效應(yīng)最強烈，平均每低估1單位的風(fēng)險，企業(yè)會增加9.1%的出口額，假設(shè)1得到驗證。

表3 基準回歸

2.CEO認知偏差對企業(yè)購買出口信用保險的影響。

認知偏差對出口信用保險需求的回歸結(jié)果列于表3列(4)。在1%的顯著性水平上，隨著認知偏差的逐漸擴大，企業(yè)購買出口信用保險的意愿明顯下降，假設(shè)2得到證實。事實上，2021年中國信保的承保金額占出口總額的比重只有20.3%(6)數(shù)據(jù)來源：中國出口信用保險公司官網(wǎng)，出口風(fēng)險仍留有較大敞口。根據(jù)假設(shè)2，若CEO主觀認為商業(yè)或政治風(fēng)險發(fā)生的概率極低，那么企業(yè)幾乎不可能投保出口信保。結(jié)合回歸結(jié)果，我們推測，實務(wù)中出口信保滲透率低的原因之一可能是多數(shù)CEO對外貿(mào)風(fēng)險存在低估的認知偏差。CEO的認知能力限制其對進口國政治、商業(yè)環(huán)境的風(fēng)險判斷，增加了信息不對稱下獲取及更新交易對手信用風(fēng)險的難度，于是形成過度低估境外貿(mào)易風(fēng)險的認知偏差，使得出口信保的損失補償功能失去吸引力。

3.出口信用保險的中介效應(yīng)檢驗。

為了考察CEO認知偏差是否通過影響出口信用保險的投保進而影響企業(yè)的出口決策，我們進一步以出口信用保險作為中介變量進行中介效應(yīng)檢驗，結(jié)果見表4。模型(5)～模型(7)是根據(jù)式(13)分別以出口總額、擴展邊際與集約邊際作為因變量的回歸。

表4 出口信用保險的中介效應(yīng)

根據(jù)方杰等(2017)[55]的研究，中介變量為二分類別變量的中介模型存在尺度不統(tǒng)一的問題，即logit回歸系數(shù)(β0)與線性回歸系數(shù)(θ1)不在相同尺度上，因此不可比。如果使用傳統(tǒng)的“三步法”計算和檢驗中介效應(yīng)，可能存在較大的偏差(MacKinnon 和 Cox，2012[56])。于是Iacobucci(2012)[57]指出，通過對兩個系數(shù)進行標(biāo)準化處理可以降低偏誤。據(jù)此，本文采用相同的方法估計和檢驗中介效應(yīng)。具體地，在大樣本中，logit回歸系數(shù)β0標(biāo)準化為Zβ0，Zβ0=β0/SE(β0)；同樣可以得到線性回歸的標(biāo)準化系數(shù)Zθ1，Zθ1=θ1/SE(θ1)；中介效應(yīng)的大小為Zβ0×Zθ1，顯著性檢驗即檢驗Zβ0×Zθ1的置信區(qū)間是否包含0。

因此，結(jié)合表3和表4，我們得到標(biāo)準化后的系數(shù)Zβ0和Zθ1，以及中介效應(yīng)Zβ0×Zθ1，結(jié)果列于表5。然后我們利用R語言的RMediation軟件包(Tofighi和MacKinnon，2011[58])得到乘積分布法計算出的Zβ0×Zθ1的95%置信區(qū)間。結(jié)果表明，三個置信區(qū)間都不包含0，說明中介效應(yīng)顯著，假設(shè)3得到證實。

表5 中介效應(yīng)的估計與檢驗

表6 穩(wěn)健性檢驗(1)

中介效應(yīng)的顯著性意味著在認知偏差影響出口決策的過程中，出口信用保險作為風(fēng)險管理工具發(fā)揮了重要作用。又由于中介效應(yīng)為負，說明出口信用保險的作用體現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”，即出口信用保險會遮擋一部分認知偏差對出口決策的影響。以出口總額為例，平均而言，CEO認知偏差每增加1單位，原本會導(dǎo)致企業(yè)擴大11.3%的出口總額。但是，在出口信用保險的“遮掩”下，投保企業(yè)最終增加的出口額為9.1%。換句話說，當(dāng)CEO低估風(fēng)險的認知偏差擴大時，保險需求下降，本應(yīng)該增加的出口總額會因保險需求的下降而達不到最初的漲幅。認知偏差、出口信保對出口廣度和出口強度的作用機制也與此類似。聯(lián)系實際，這種“遮掩效應(yīng)”也符合出口信用保險“逆周期”的調(diào)節(jié)作用。

4.穩(wěn)健性檢驗。

(1)改變因變量的度量尺度。

目前我國現(xiàn)行的8位數(shù)商品編碼分為4個等級，前2位表示類別，前4位表示章節(jié)，前6位表示品目，前8位表示子目。其中，前六位數(shù)字是基于海關(guān)合作理事會制定的《商品名稱和編碼協(xié)調(diào)制度》設(shè)定的，后兩位數(shù)字是基于中國關(guān)稅、統(tǒng)計和貿(mào)易管理需要而增加的子目。因而，HS-8位碼在我國貿(mào)易問題的研究中具有較好的代表性，是擴展邊際和集約邊際的研究中普遍采用的產(chǎn)品維度分類方法，因此我們在基準回歸中采用了HS-8位編碼。為了檢驗認知偏差、出口信保與多產(chǎn)品出口企業(yè)在橫向和縱向上決策行為的穩(wěn)健性，本文參考易靖韜和蒙雙(2017)[59]的做法，分別以HS-6位、HS-4位替換原HS-8位數(shù)編碼來衡量企業(yè)的二元邊際，以減少子類產(chǎn)品關(guān)聯(lián)性對回歸結(jié)果的影響(7)之所以不選擇HS-2位編碼是因為HS-2編碼的分類比較籠統(tǒng)(合計22個大類)，若根據(jù)這一標(biāo)準劃分產(chǎn)品種類，則大部分企業(yè)只生產(chǎn)單一品種，產(chǎn)品范圍差異不大，無法反映企業(yè)的實際產(chǎn)品結(jié)構(gòu)狀況。。由于篇幅限制，我們僅列出以HS-6位編碼的回歸結(jié)果，HS-4位編碼也得到了一致結(jié)論，即認知偏差對出口廣度及出口強度都具有顯著的正向影響，且出口信用保險在其中發(fā)揮了重要的遮掩效應(yīng)。該結(jié)果與前文保持一致，說明具有一定的穩(wěn)健性。

(2)替換自變量的衡量指標(biāo)。

根據(jù)Durand等(2013，2019)[60][61]和Lin(2011)[62]的研究，人口統(tǒng)計學(xué)特征可能會影響風(fēng)險認知偏差。例如，性別已被廣泛用于一般風(fēng)險行為和金融決策的建模(Charness和Gneezy，2012[63]；Eckel和Fullbrunn，2015[64])。研究發(fā)現(xiàn)，由于男性產(chǎn)生更多的睪丸激素，這種激素與金融風(fēng)險承擔(dān)(Coates和Herbert，2008[65]；Coates等，2009[66])和其他風(fēng)險行為(Roberti，2004[67])相關(guān)。此外，男性比女性更容易過度自信，這可能導(dǎo)致更重大的風(fēng)險損失(Acker和Duck，2008[68])。因此，我們考慮用性別作為預(yù)測與衡量CEO認知偏差的另一個指標(biāo)進行穩(wěn)健性檢驗，若CEO為女性取值為0，男性則取值為1。

表7列出了回歸結(jié)果：相對于女性而言，男性CEO對企業(yè)的出口總額與集約邊際的促進作用更加顯著。這可能是因為，平均而言男性更容易出現(xiàn)冒險精神，從而低估客觀風(fēng)險概率，再加之男性易于過度自信的心理特征，很可能進一步固化風(fēng)險認知偏差，最終表現(xiàn)出更加激進的出口行為。此外，出口信用保險的遮掩效應(yīng)不顯著，說明保險在性別變量影響出口決策的過程中并無明顯的中介作用。

表7 穩(wěn)健性檢驗(2)

5.內(nèi)生性討論。

基準回歸中的認知偏差對出口決策的影響可能存在內(nèi)生性問題。雖然使用面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型能夠解決一部分遺漏變量帶來的內(nèi)生性，但還存在雙向因果導(dǎo)致回歸不一致的可能。根據(jù)Helpman等(2010)[69]的觀點，對外貿(mào)易具有就業(yè)的篩選匹配機制，會引導(dǎo)高學(xué)歷勞動力進入高技術(shù)行業(yè)，但是關(guān)于中國出口貿(mào)易中學(xué)歷篩選效應(yīng)是否存在的探討，到目前為止，還缺乏強有力的依據(jù)(陳昊，2016[70])。此外，考慮到出口的“自選擇假說”，出口企業(yè)的經(jīng)營績效高于非出口企業(yè)，其對高學(xué)歷人才也更具吸引力，因此不能完全排除CEO學(xué)歷水平本身就是優(yōu)質(zhì)企業(yè)自選擇的結(jié)果。為了降低這種反向因果的擔(dān)憂，我們選擇“CEO早年是否具有貧困經(jīng)歷”以及“CEO的學(xué)術(shù)背景”作為學(xué)歷水平的工具變量，以解決潛在的內(nèi)生問題。一方面，學(xué)歷水平直接依賴于童年經(jīng)歷及成長環(huán)境，而且一般而言，具有學(xué)術(shù)背景的人其學(xué)歷水平通常較高；另一方面，出口企業(yè)在選擇CEO時更多關(guān)注的是淺表特征，因而出口績效對CEO是否擁有童年貧困經(jīng)歷以及是否擁有高?；蚩蒲袡C構(gòu)的學(xué)術(shù)背景可能無直接影響，滿足外生性。

工具變量“CEO早年是否具有貧困經(jīng)歷”的衡量參考許年行和李哲(2016)[71]的方法，以CEO在1959—1961年的“大饑荒”時期是否正處于童年階段為判斷標(biāo)準，若是，則取值為1。工具變量“CEO的學(xué)術(shù)背景”的度量取自CEO是否曾在高校任教，或在科研機構(gòu)任職，或是否在相關(guān)協(xié)會從事研究工作。若有以上經(jīng)歷，則該變量取值為1，否則為0。表8列出了工具變量法的回歸結(jié)果。首先，工具變量一階段回歸的F值大于10，且兩個工具變量與內(nèi)生變量在1%的水平上顯著相關(guān)，拒絕弱工具變量的原假設(shè)，滿足相關(guān)性要求。其次，Hansen J統(tǒng)計量的p值大于0.1，說明無法拒絕沒有過度識別的原假設(shè)，意味著選擇的工具變量是適度的。最后，二階段回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量的顯著性和影響方向都與基準回歸中的一致，證明了認知偏差對出口貿(mào)易確實具有促進作用，消除了內(nèi)生性擔(dān)憂。

表8 內(nèi)生性分析：工具變量法

6.異質(zhì)性分析。

前文的基準估計和穩(wěn)健性檢驗都是基于CEO認知偏差對全樣本中上市公司出口決策的平均影響效應(yīng)，下面我們將結(jié)合現(xiàn)實情況，多角度考察認知偏差、出口信保對企業(yè)出口決策的異質(zhì)性影響。

(1)資金來源異質(zhì)性。

資金來源是指企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營取得資金的渠道。從邏輯上看，如果企業(yè)有外國投資者投入的資金，可能更容易獲得關(guān)于國際市場和貿(mào)易伙伴的信息，降低信息不完全程度。此外，如果企業(yè)屬于外國跨國公司的一部分，那么信息渠道、信息質(zhì)量等方面都會有所提升，出口貿(mào)易更加便利，于是會減少對出口信用保險的依賴，進而削弱其功能和作用(Badinger和Url，2013[17])?；诖?，本文根據(jù)企業(yè)經(jīng)營性質(zhì)，把中外合資或外商獨資企業(yè)視為有外資注入，其他性質(zhì)的企業(yè)歸為無外資企業(yè)，針對這兩個子樣本分別進行出口總額和二元邊際的分析，結(jié)果報告在表9中。

表9 資金來源異質(zhì)性分析

整體來看，認知偏差對有無外資企業(yè)的出口決策都有顯著的正向影響，但出口信用保險的中介作用確實存在異質(zhì)性，體現(xiàn)為外資企業(yè)并不因是否參加出口信用保險而改變認知偏差引起的出口波動。產(chǎn)生這種差異的原因可能是，外資企業(yè)往往通過其特有的國際資源獲取風(fēng)險信息，其出口決策主要基于已形成的風(fēng)險認知做出，可能不會受出口信用保險的影響。另一方面，對于無外資的企業(yè)而言，無論是整體出口情況還是結(jié)構(gòu)性出口決策都會受到出口信用保險遮掩效應(yīng)的作用，這說明無外資且參保的外貿(mào)企業(yè)在跨境交易中更加依賴出口信保所具有的損失補償、貿(mào)易融資等功能。

(2)公司治理特征異質(zhì)性。

無論是保險決策還是出口決策，都可能因公司內(nèi)部的治理特征而異。于是我們從治理特征的角度出發(fā)，進一步探究在董事會獨立程度不同的出口企業(yè)中，其CEO認知偏差與出口決策的關(guān)系是否存在差異。通過董事長與CEO是否二職合一的二元變量(若當(dāng)年CEO身兼二職，該變量取值為1，否則為0)來衡量董事會的獨立性，據(jù)此分為兩個子樣本，回歸結(jié)果列于表10。

表10 公司治理特征異質(zhì)性分析

從結(jié)果來看，董事長與CEO分設(shè)的企業(yè)其出口總額與擴展邊際不僅受到認知偏差顯著的正向促進作用，而且這種作用還依賴于出口信用保險的遮掩效應(yīng)。而對于二職合一的企業(yè)而言，三者之間的關(guān)系并不明顯，且CEO認知偏差通過出口信保的渠道作用于出口決策的微觀機制不存在。形成這種異質(zhì)性的原因可能是，一方面，傳統(tǒng)的“代理問題”使CEO的判斷與決策更具風(fēng)險性，認知偏差所導(dǎo)致的風(fēng)險低估與擴張性出口決策之間的聯(lián)系更加緊密；另一方面，二職合一CEO的注意力有限，未必能追蹤聚焦海外買方的資信數(shù)據(jù)，特別是對出口信保利用率與依賴度較低時，保險的遮掩效應(yīng)發(fā)揮空間有限。

(3)外部市場環(huán)境異質(zhì)性。

企業(yè)經(jīng)營與決策常常受外部市場不確定性因素的干擾。那么很自然的一個問題是，在高低位風(fēng)險切換的動蕩環(huán)境中，CEO認知偏差、出口信保與出口決策之間的關(guān)系是否也是動態(tài)變化的？考慮到出口企業(yè)既要面對不斷演化的國內(nèi)行業(yè)競爭壓力，又要承擔(dān)瞬息萬變的國際風(fēng)險，接下來我們從國內(nèi)和國際兩方面對外部市場環(huán)境的異質(zhì)性展開分析。

首先，根據(jù)證監(jiān)會2012年發(fā)布的行業(yè)分類表，計算出各行業(yè)營業(yè)收入的年復(fù)合增長率(以2002年為基年)。再將年平均增長率以下的行業(yè)歸為競爭激烈行業(yè)，反之歸為競爭緩和行業(yè)，所得子樣本回歸列于表11?？梢园l(fā)現(xiàn)，關(guān)于CEO認知偏差，出口信保與出口決策的結(jié)論和基準回歸中得到的一致，這意味著不確定的國內(nèi)行業(yè)競爭環(huán)境并未給三者之間的關(guān)系造成顯著差別。

表11 國內(nèi)行業(yè)競爭異質(zhì)性分析

其次，出口企業(yè)還面臨著復(fù)雜的全球政治、經(jīng)濟風(fēng)險。出口信保作為有效管理外貿(mào)風(fēng)險的工具之一，國際局勢不穩(wěn)定也會引起需求波動，進而導(dǎo)致三者之間關(guān)系的改變。據(jù)此，我們采用學(xué)者Caldara和 Iacoviello構(gòu)建的全球風(fēng)險指數(shù)(GPR)來刻畫企業(yè)所面臨的國際市場的不確定性(8)有關(guān)該指數(shù)更多的詳細說明及數(shù)據(jù)下載請參考：https：//www.matteoiacoviello.com/gpr.htm。。該風(fēng)險指數(shù)是基于全球最具影響力的十家報紙中有關(guān)政治局勢緊張的報道計算出來的綜合指數(shù)，用于衡量世界地緣政治風(fēng)險的強度。一般而言，更高的地緣政治風(fēng)險與更高的經(jīng)濟災(zāi)難概率和更大的全球經(jīng)濟下行風(fēng)險有關(guān)。以基數(shù)100為臨界值，GPR低于100的年份視作國際市場相對平穩(wěn)的時期，高于100的年份視作國際市場的動蕩期。從而得出，樣本區(qū)間2002—2006年間為地緣政治的高風(fēng)險期，2007—2016年間為國際貿(mào)易提供了一個相對平穩(wěn)的經(jīng)營環(huán)境。表12結(jié)果顯示，伴隨著國際環(huán)境由動蕩走向平穩(wěn)，CEO認知偏差、出口信保與出口決策之間的作用機理更加清晰。

表12 國際市場不確定性異質(zhì)分析

五、結(jié)論與建議

本文將企業(yè)的主觀風(fēng)險認知與出口信用保險引入新新貿(mào)易理論模型，提出認知偏差影響出口信保與出口決策的理論假設(shè)。然后通過上市公司非平衡面板數(shù)據(jù)從實證層面驗證三者之間的作用機制，得到如下結(jié)論：第一，CEO的認知偏差與企業(yè)出口總額、出口廣度、出口強度均有顯著正相關(guān)關(guān)系。第二，企業(yè)對于出口信用保險的投保意愿隨主觀風(fēng)險概率低估程度的增大而逐漸降低。第三，出口信用保險在認知偏差影響出口決策的過程中起到遮掩效應(yīng)，實際上掩蓋了出口決策對認知偏差的部分反應(yīng)程度，但這種遮掩效應(yīng)的發(fā)揮依賴于企業(yè)的資金來源、治理特征以及國際市場的不穩(wěn)定程度。

本文的研究結(jié)論對于我國現(xiàn)階段出口信用保險政策以及此背景下出口貿(mào)易的調(diào)控實施具有以下啟示：第一，在企業(yè)層面，積極鼓勵企業(yè)高管參加培訓(xùn)，提高對自身非理性的認知，通過深入且系統(tǒng)的學(xué)習(xí)盡量減少認知偏差，規(guī)范內(nèi)部風(fēng)險管理，提升風(fēng)險管控水平。第二，在保險公司層面，應(yīng)強化出口信用保險的宣傳端，組織舉辦高端講堂，提高出口信用保險的價值認知，幫助微觀企業(yè)及時更新外貿(mào)風(fēng)險信息，做好跨周期產(chǎn)品設(shè)計。第三，在政府層面，加大對外貿(mào)企業(yè)的支持力度，充分調(diào)用出口信用保險的遮掩效應(yīng)，趨利避害。當(dāng)市場過熱盲目樂觀時，快速調(diào)整風(fēng)險預(yù)期，利用出口信用保險對市場降溫；在市場情緒過度悲觀時，積極給予信心與鼓勵，利用出口信用保險提振貿(mào)易水平。通過這種方式可以從整體上把出口貿(mào)易風(fēng)險敞口控制在合理區(qū)間范圍內(nèi)，實現(xiàn)外貿(mào)穩(wěn)定和高質(zhì)量發(fā)展。