游桂云 呂方釗 趙智慧

(1.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學，保險學院，北京 100029；2.中國海洋大學 經(jīng)濟學院，山東 青島 266100)

近年來金融危機蔓延，世界經(jīng)濟下行風險不斷加大*世界銀行《2012年全球經(jīng)濟展望》報告。，出口信用保險在保障世界各國出口貿(mào)易方面的重要性突顯，出口信用保險與出口貿(mào)易間的關(guān)系成為學術(shù)界的研究熱點。國外學者雖然較多認為出口信用保險與出口貿(mào)易在理論層面應(yīng)存在相互促進關(guān)系，但這種關(guān)系在不同國家的實證檢驗層面上并沒有達成一致的結(jié)論。

國內(nèi)學者的研究多集中在出口信用保險對出口貿(mào)易的影響方面，而對于兩者之間的雙向互動關(guān)系的研究較少。此外，與西方發(fā)達國家保險費率厘定市場化程度較高的背景不同，我國存在突出的保險費率厘定市場化程度不夠、費率壟斷現(xiàn)象。特殊的背景決定了我國的出口信用保險與出口貿(mào)易間的關(guān)系會呈現(xiàn)不同于西方發(fā)達國家的獨特特征。我國出口信用保險是否促進了出口貿(mào)易，出口貿(mào)易對出口信用保險的影響又是怎么樣的，兩者之間的動態(tài)關(guān)系如何？論文對上述問題進行研究。出于對我國沿海經(jīng)濟圈在出口信用保險和出口貿(mào)易方面絕對優(yōu)勢地位的考慮，將實證對象選定在沿海經(jīng)濟圈。以沿海經(jīng)濟圈省際面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用面板向量自回歸模型對兩者雙向互動關(guān)系進行檢驗。

一、文獻綜述

國外關(guān)于出口信用保險對出口貿(mào)易影響作用的研究較為成熟，文獻較多，研究的思路和方法也有多種。在實證研究方面，學者們對出口信用保險能否促進出口貿(mào)易看法不一。這在一定程度上是由于研究方法不同，或設(shè)定變量、選取的樣本時期和數(shù)據(jù)存在差異造成的。Funatsu H最早建立數(shù)理模型分別論證了出口信用保險是分散信用風險、促進出口貿(mào)易的有力工具，他還指出政府應(yīng)該通過補貼等方式使保險費率更加公平來促進出口貿(mào)易。[1]Rienstra-Munnicha P和Turvey C G將出口額與收匯可能性、產(chǎn)品價格和出口信用保險等變量納入函數(shù)模型，運用加拿大、美國和澳大利亞1998年出口數(shù)據(jù)得出結(jié)論：這些國家的出口額與信用保險之間存在正相關(guān)關(guān)系。他們認為原因可能是出口信用保險可以幫助出口商消除面臨的風險，增大供給曲線彈性，促進出口。[2]與之相反的是，Mah J S使用世界上出口信用保險發(fā)展程度比較高的日本的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，通過Johansen和Engle-Granger協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)出口信用保險額與真實出口額之間的協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計上不顯著，出口信用保險對出口的作用很不明顯。[3]另外，從出口信用保險對出口貿(mào)易的長期和短期影響來看，Egger P和Url T使用奧地利的數(shù)據(jù)研究出口信用保險對出口的影響，得到結(jié)論：出口信用保險短期內(nèi)能極大地促進出口，但是長期來看效果不明顯。[4]Kotowski M在研究加拿大出口發(fā)展公司對加拿大出口的影響時，發(fā)現(xiàn)短期出口信用保險會促進出口的增加。他還指出，出口信用保險和出口之間的關(guān)系值得警惕，雖然實證結(jié)果支持出口信用保險會促進出口，但是也可能是因為出口的增加能相應(yīng)提高出口信用保險的需求。[5]

國內(nèi)的研究相對較少，主要集中于出口信用保險的發(fā)展現(xiàn)狀、國際比較和發(fā)展模式等方面。近年來實證研究的方法較為簡單，考慮因素比較單一。在理論研究方面，荊濤等認為出口信用保險是支持一國對外出口，幫助企業(yè)規(guī)避出口收匯風險的有力工具，特別是在宏觀經(jīng)濟面臨不利因素的情況下，出口企業(yè)應(yīng)利用專業(yè)的風險管理機構(gòu)保障自身的利益。[6]在實證研究方面，李曉潔等研究了信用風險、出口信用保險與最優(yōu)出口量之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)理論分析和實證檢驗都驗證了信用風險對出口貿(mào)易的負面效應(yīng)，并且強調(diào)了中國作為新興市場加強發(fā)揮出口信用保險功能的必要性。[7]何慎遠等在引力模型的框架下使用104個國家的數(shù)據(jù)作為樣本分別估計了靜態(tài)面板和動態(tài)面板模型，分析結(jié)果表明：出口信用保險對我國的出口有著顯著的促進作用；在短期內(nèi)對出口企業(yè)向發(fā)展中國家或地區(qū)的出口更具有明顯促進作用，在長期內(nèi)對向發(fā)達國家的出口支持作用更大。[8]

與以往研究不同，論文的主要貢獻體現(xiàn)在以下方面：第一，以出口信用保險與出口貿(mào)易的雙向動態(tài)關(guān)系作為研究角度；第二，使用面板向量自回歸模型(PVAR)、脈沖響應(yīng)函數(shù)，以及方差分解等研究方法得出新的結(jié)論，更為可信；第三，研究樣本選擇為更具有代表性的我國三個沿海經(jīng)濟圈省際面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)比時間序列數(shù)據(jù)包含了更多的經(jīng)驗信息，使得模型估計的精度大大提高。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

沿海經(jīng)濟圈包括環(huán)渤海經(jīng)濟圈、長三角經(jīng)濟圈和珠三角經(jīng)濟圈。環(huán)渤海經(jīng)濟圈的地域范圍尚未形成十分一致的界定，目前較為通用的概念指遼寧、河北、山東、北京、天津三省兩市?？紤]到北京市位居內(nèi)陸的地理位置和綜合發(fā)展戰(zhàn)略，且其出口貿(mào)易依存度為22.88%，低于全國平均水平25.29%，論文未將北京納入研究范疇。長三角經(jīng)濟圈涵蓋了上海市、江蘇省南部和浙江省北部，考慮到數(shù)據(jù)可得性，論文將其范圍確定在上海市、江蘇省和浙江省。珠三角經(jīng)濟圈主要包括香港、澳門和廣東，然而香港和澳門是我國的特別行政區(qū)，由于香港和澳門特別行政區(qū)實行不同于我國內(nèi)地的政治和經(jīng)濟制度，具有很強的異質(zhì)性，將其剔除。以小珠三角經(jīng)濟圈代替，即僅包含廣東一省。論文以經(jīng)過上述調(diào)整后的沿海經(jīng)濟圈各省市作為研究樣本。

(二)指標構(gòu)建和數(shù)據(jù)來源

本文研究出口信用保險與出口貿(mào)易的關(guān)系，選取中國出口信用保險公司的保費收入來衡量出口信用保險發(fā)展水平，以ECI表示，計價單位為億元；選取出口貿(mào)易額來衡量出口貿(mào)易水平，以Export表示，計價單位為萬美元。另外，借鑒已有文獻，經(jīng)濟發(fā)展水平對出口貿(mào)易影響很大，因此選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值作為控制變量，以GDP表示，計價單位為億元。為體現(xiàn)匯率風險對出口貿(mào)易的影響，用中國外匯交易中心發(fā)布的人民幣對美元的年平均匯率將出口貿(mào)易額的計價單位調(diào)整為億元，與出口信用保險保費和國內(nèi)生產(chǎn)總值的計價單位相統(tǒng)一。

在本文數(shù)據(jù)中，沿海經(jīng)濟圈內(nèi)各省市的出口信用保險保費數(shù)據(jù)來自于《中國保險年鑒》，沿海經(jīng)濟圈內(nèi)各省市的出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》?？紤]到沿海經(jīng)濟圈內(nèi)有的省市設(shè)立中國出口信用保險分公司的時間較晚，有些年份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)難以獲得，為保證統(tǒng)計數(shù)據(jù)時段一致，所以所有變量的時間區(qū)間設(shè)定為2004-2011年，頻率為年度。

另外，為了使出口信用保險保費、國內(nèi)生產(chǎn)總值和出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)的趨勢成線性化，并消除時間序列數(shù)據(jù)中潛在的異方差現(xiàn)象，對其進行自然對數(shù)變換*變量數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變時間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系。，分別表示為LECI、LGDP和LExport。

(三)實證模型構(gòu)建

傳統(tǒng)的向量自回歸模型具有對數(shù)據(jù)量有限制和不能體現(xiàn)空間個體異質(zhì)性影響的缺陷，1983年，Gary Chamberlain對其改進開始研究面板向量自回歸(PVAR)模型，經(jīng)過幾代學者的研究，面板向量自回歸模型逐漸成熟。

面板向量自回歸模型綜合了面板數(shù)據(jù)分析和向量自回歸模型的優(yōu)點：一方面既能夠借助面板數(shù)據(jù)分析法控制不可觀測的個體異質(zhì)性(包括個體效應(yīng)和時間效應(yīng))，減少變量之間受多重共線性的困擾，能夠充分利用更多的經(jīng)驗信息，提供更高的估計效率；[9]另一方面，也可以借助向量自回歸模型分析各經(jīng)濟變量面對沖擊時的動態(tài)反應(yīng)，進而通過動態(tài)調(diào)整過程較好地刻畫出各種沖擊的傳導(dǎo)機制。

為了研究我國出口信用保險與出口貿(mào)易的動態(tài)關(guān)系，本文構(gòu)建一個三變量的面板向量自回歸模型：

其中，yi,t={LExporti,t,LECIi,t,LGDPi,t},Aj是待估系數(shù)矩陣；fi為省際個體效應(yīng)；ei為時間效應(yīng)；vi,t是擾動項；i表示省際截面?zhèn)€體；t表示年份。

三、實證結(jié)果與分析

(一)模型設(shè)定檢驗

實證研究中為了避免面板數(shù)據(jù)模型估計出現(xiàn)“虛假回歸”，確保估計結(jié)果的有效性，模型設(shè)定檢驗成為了面板數(shù)據(jù)分析中的重要組成部分。模型設(shè)定檢驗主要包括檢驗變量數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的單位根檢驗、檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系的協(xié)整檢驗，以及變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

1、面板單位根檢驗

根據(jù)對一階自回歸系數(shù)同(異)質(zhì)性假定的不同，面板單位根檢驗方法分為兩類：同質(zhì)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，如LLC檢驗(Levin，Lin和Chu，2002)、Breitung檢驗(Breitung，2000)；異質(zhì)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，如IPS檢驗(Im，Pesaran和Shin，2003)、ADF-Fisher檢驗檢驗(Maddala和Wu，1999；Hadri，2000)和PP檢驗(Phillips和Perron，1987)。本文采用綜合檢驗的方式，選取LLC檢驗和ADF-Fisher兩種代表性檢驗方法，使用Eviews6.0軟件得出的面板單位根檢驗結(jié)果如表1所示。

表1顯示LExport、LECI和LGDP在5%的水平上都不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即各變量均是非平穩(wěn)過程。然而對各變量經(jīng)過一階差分后檢驗統(tǒng)計量的概率值均近似為0，在5%的水平上高度顯著地拒絕原假設(shè)，即各變量的一階差分量均是平穩(wěn)過程。所以，可判定三個變量的面板數(shù)據(jù)均為一階單整過程，滿足面板協(xié)整檢驗的前提條件。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

注：Δ表示差分項；滯后階數(shù)的選取根據(jù)Schwarz原則自動選擇。

2、面板協(xié)整檢驗

依據(jù)原假設(shè)的不同，余官勝、劉慧媛和楊忠直認為面板協(xié)整檢驗方法大體上可以分為兩類：一類是基于“不存在協(xié)整關(guān)系”原假設(shè)的檢驗，建立在Engle-Granger 二步法檢驗基礎(chǔ)上，Kao和Pedroni等構(gòu)造了此類方法的統(tǒng)計量；另一類是基于“存在協(xié)整關(guān)系”原假設(shè)的檢驗，建立在Johansen協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上，Mcolosky和Westerlund等構(gòu)造了此類方法的統(tǒng)計量。[10-11]由于在對出口信用保險與出口貿(mào)易協(xié)整關(guān)系的實證研究中，并沒有很多文獻能支持“存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，因此本文采用Kao檢驗和Pedroni檢驗進行面板協(xié)整檢驗*Kao檢驗和Pedroni 檢驗的區(qū)別在于Kao檢驗將原回歸方程設(shè)定為每一個截面?zhèn)€體有不同的截距項和相同的系數(shù)。。本文使用Eviews6.0軟件得出如表2所示的面板協(xié)整檢驗結(jié)果。

表2 Kao和Pedroni面板協(xié)整檢驗結(jié)果

從表2可見，各統(tǒng)計量分別在1%和5%的顯著性水平下拒絕了“變量間不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，即LExport、LECI和LGDP之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。這一結(jié)論是本文進一步建立面板向量自回歸模型(PVAR)進行分析的基礎(chǔ)。

3、基于面板數(shù)據(jù)誤差修正模型的Granger因果關(guān)系檢驗

由前文知，LExport、LECI和LGDP均為非平穩(wěn)且存在協(xié)整關(guān)系。Maish認為非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，它們的因果關(guān)系可以由誤差修正模型得到。因此，本文借鑒Edward F. Blackburne III等和陳守東的方法，采用面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型(ECM)檢驗LExport和LECI是否存在Granger因果關(guān)系。[12]

表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

注：***、**與*分別表示在1%、5%與10%水平下顯著；ECM是誤差修正項。

表3顯示了LExport和LECI的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果。從中可以看出，當以LECI為自變量建立ECM模型估計時，它的差分項是顯著的，而以LExport為自變量建立ECM模型估計時，它的差分項是不顯著的。所以，本文認為LExport和LECI之間具有Granger 因果關(guān)系，出口貿(mào)易是出口信用保險的Granger原因，而出口信用保險不是出口貿(mào)易的Granger原因，這與事實相符。一方面，出口信用保險的投保率低，使得出口信用保險對出口貿(mào)易的影響能力有限；另一方面，出口信用保險主要服務(wù)于出口貿(mào)易，出口貿(mào)易對它的影響較強。

(二)面板向量自回歸模型分析

由于模型中包含了不可觀測的固定效應(yīng)，在模型參數(shù)估計時通常先要消除樣本中的固定效應(yīng)。但是模型的自變量與固定效應(yīng)相關(guān)，導(dǎo)致內(nèi)生性問題的產(chǎn)生，因此通常所用的均值差分法會導(dǎo)致系數(shù)估計有偏。所以，本文采用Arellano等所發(fā)展的前向均值差分方法(又稱Helmert過程)來消除固定效應(yīng)。前向均值差分方法通過消除每個個體每一時期未來觀測值的均值，使滯后變量與變換后的變量正交，進而保證與誤差項無關(guān)。[13]因此模型中可以使用變量的滯后量作為工具變量，通過Arellano and Bond及Arellano and Bover提出的系統(tǒng)廣義矩方法(GMM)進行估計得到系數(shù)矩陣*GMM估計方法可以控制模型中可能存在的內(nèi)生性和異方差問題，而混合最小二乘法等其他方法只是簡單地假設(shè)解釋變量與誤差項的協(xié)方差為零、不存在異方差等，在現(xiàn)實中難以做到。。

關(guān)于滯后階數(shù)的選取，本文根據(jù)GMM估計系數(shù)的t統(tǒng)計量值及脈沖響應(yīng)函數(shù)的收斂情況，最終選取滯后期為2期。

在此基礎(chǔ)上，本文以STATA11為計量分析軟件，使用世界銀行Inessa Love提供的程序分別對面板數(shù)據(jù)進行GMM矩估計、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。[14]

1、面板VAR模型的GMM矩估計

表4是面板VAR模型的GMM估計結(jié)果，用回歸方程的形式顯示了出口信用保險與出口貿(mào)易的動態(tài)數(shù)量關(guān)系。從表4的回歸結(jié)果可以看出：

表4 面板VAR模型GMM估計結(jié)果

注：數(shù)據(jù)使用STATA11計算整理所得；b_GMM表示GMM估計系數(shù)，t_GMM表示GMM估計系數(shù)的T檢驗值。

(1)LExport作為被解釋變量時，面板VAR模型中LECI滯后一期變量的系數(shù)是0.129，滯后二期變量的系數(shù)是-0.0765，并且t檢驗值顯著程度較高。這說明我國出口信用保險在短期內(nèi)能促進出口貿(mào)易，但長期來看，出口信用保險對出口的促進作用不斷降低。

(2)LECI作為被解釋變量時，面板VAR模型中LExport滯后一期變量的系數(shù)為-2.3278，滯后二期變量的系數(shù)為0.5552。另外，LExport滯后二期的t檢驗值顯著程度相對不高。這說明我國出口貿(mào)易沒有很好地提高對出口信用保險的需求。

2、脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是研究出口信用保險和出口貿(mào)易相互影響動態(tài)路徑的主要方法。其原理是，依據(jù)VAR模型中變量的排列順序，將彼此相關(guān)的擾動項變換成一組不相關(guān)的隨機干擾項，通過變量之間的動態(tài)聯(lián)系進而分析變量受到一單位標準差的沖擊的動態(tài)響應(yīng)，[15]并提供系統(tǒng)受沖擊所產(chǎn)生響應(yīng)的正負方向、調(diào)整時滯、穩(wěn)定過程等信息。一般的基于Choleski分解的脈沖響應(yīng)分析會由于所選取變量順序的不同而形成不同的結(jié)果，這是因為后面的變量同期和滯后期都受到前面變量的影響，前面變量只受到后面變量滯后期的影響?？紤]到經(jīng)濟意義，本文的變量順序設(shè)定為LExport、LECI和LGDP。

圖1 出口信用保險和出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)圖*橫軸表示沖擊的滯后期數(shù)(年)，中間曲線為脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，兩側(cè)為95 %置信區(qū)間的上下界。使用蒙特卡羅法模擬1000次計算脈沖響應(yīng)函數(shù)的標準差。

(1)出口貿(mào)易對出口信用保險沖擊的響應(yīng)

圖1左側(cè)顯示了出口貿(mào)易對各種沖擊的累積響應(yīng)。從圖1(a)可以看出，當期給LECI一單位標準差的正沖擊，LExport在整個沖擊響應(yīng)期內(nèi)的響應(yīng)曲線大致呈現(xiàn)N形：脈沖響應(yīng)曲線當期從0開始逐漸變大，并在第1期末達到最大響應(yīng)值。第2期開始逐漸降低，在第2期末響應(yīng)值達到最小，且為負值。在隨后的第3～6期重新開始不斷上升，響應(yīng)值最終趨向于0。從整體來看，我國出口信用保險短期內(nèi)能促進出口貿(mào)易。解釋是，我國出口信用保險業(yè)務(wù)主要是保障期限在一年以內(nèi)的短期出口信用保險，其在總承保規(guī)模中占有很大的比重，所以在短期內(nèi)能有效促進出口貿(mào)易。

(2)出口信用保險對出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)

圖1右側(cè)顯示了出口信用保險對各種沖擊的累積響應(yīng)。我們可以從圖1(d)得到，當期給LExport一單位標準差的正沖擊，LECI的脈沖響應(yīng)曲線在當期產(chǎn)生一個較小的正響應(yīng)值，并不斷減小到逼近0值。第2期小幅度上升，在隨后的第3～6期脈沖響應(yīng)曲線趨于平穩(wěn)。這說明出口貿(mào)易對出口信用保險的引致需求存在至少一年的滯后效應(yīng)，主要原因是我國出口貿(mào)易多采用賒銷方式，而回款周期較長、回款率較低造成資金約束，制約了下期的出口規(guī)模，從而通過財富效應(yīng)機制阻礙了對下期出口信用保險的需求。圖1(b)證明這一觀點，LExport脈沖響應(yīng)曲線在第1～2期處于下降趨勢。從整體來看，我國出口貿(mào)易未能很好地提高對出口信用保險的需求。

3、面板方差分解

方差分解是另一種研究變量之間動態(tài)關(guān)系的方法。它將模型的預(yù)測均方誤差分解成各變量沖擊所作的貢獻，進而可考察隨著時間的積累，每個變量的變化在多大程度上能被其他變量的沖擊所解釋。表5分別給出各變量10年、20年和30年的面板方差分解結(jié)果，反映的是在位于行上的變量由位于列上的變量所解釋的程度。

表5 面板方差分解結(jié)果

注： ***、**與*分別表示在1%、5%與10%水平下顯著。

從表5可以看出，第10個預(yù)測期和第20個預(yù)測期的方差分析結(jié)果基本一致，說明在第20個預(yù)測期之后系統(tǒng)已基本穩(wěn)定，對結(jié)果沒有影響。其中，LExport波動的27%左右能被LECI所解釋，貢獻率較高。由于模型沒有考慮更多的因素，這個值可能相對較大，但它還是很清楚地表明LECI是影響LExport的重要因素。因此，出口信用保險在一定程度上對出口貿(mào)易有促進作用。與之相反，LExport對LECI波動的解釋程度僅為10%，相對較低，這表明我國出口貿(mào)易沒有很好地提高對出口信用保險的需求。這兩個結(jié)論均與前文一致。

四、結(jié)論

使用沿海經(jīng)濟圈省際面板數(shù)據(jù)對我國出口信用保險與出口貿(mào)易動態(tài)關(guān)系進行研究，得出以下主要結(jié)論：出口信用保險與出口貿(mào)易具有長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。出口貿(mào)易是出口信用保險的Granger原因，而出口信用保險不是出口貿(mào)易的Granger原因。這說明，出口信用保險主要服務(wù)于出口貿(mào)易，出口貿(mào)易是影響出口信用保險的主要因素；另一方面，出口信用保險的投保率低等原因使得對出口貿(mào)易的影響能力有限，出口信用保險對出口貿(mào)易的貢獻還不高，不是出口貿(mào)易的主要影響因素。另外，出口信用保險在短期內(nèi)對出口貿(mào)易有一定的促進作用，但長期來看這種影響不具有持續(xù)效應(yīng)。相反，出口貿(mào)易提高出口信用保險需求水平的能力有限，且存在至少一年的滯后效應(yīng)。

出口貿(mào)易與出口信用保險兩者之間呈現(xiàn)出非對等關(guān)系，保險費率壟斷是主要原因。因此，政府應(yīng)通過補貼或者稅收優(yōu)惠等方式使保險費率更加公平。另外從長遠看來，應(yīng)逐步向商業(yè)保險公司開放市場，適當引入競爭機制，使出口信用保險費率的定價機制更加市場化。

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