CEO认知偏差、出口信用保险与企业出口决策

张 璐 李 雪

一、引言

出口贸易对经济发展具有重要意义。在全球经济下行风险增加、疫情和地缘冲突超预期扰动、主要经济体需求前景不确定等多重因素的影响下，我国出口贸易仍面临着严峻挑战。除了宏观调控部署、实施多项稳外贸举措外，从企业角度出发，聚焦微观主体的出口决策过程也至关重要。企业的出口决策既包括是否出口，出口价格、出口数量的考虑，还涉及向谁出口、出口品类、融资渠道等问题。而这一系列出口决策中充斥着大量的商业不确定性以及政治不稳定性，由此构成了出口过程中主要的风险敞口。管理出口风险敞口的一种有效选择是出口信用保险。出口信用保险是一剂针对买方违约的“疫苗”，它不仅能起到直接缓解不付款风险带来的损失，还能间接提高贷款人的经营能力、借款人的流动性以及整个贸易体系的信心。

无论是出口还是保险决策，都与出口风险的大小有关。以往关于出口风险的研究都以客观风险为主，一方面假设企业能够准确认知客观风险概率，另一方面认为企业是基于客观风险做出利润最大化的出口及保险决策。但事实上，当处于复杂的不确定性环境中，人们往往偏离完全理性人假设，通过直觉思维过程调用启发式或经验法则(Kahneman和Frederick，2002[1]；Slovic等，2007[2])来简化决策过程(Simon，1957[3])，从而导致主观认知与客观事实不符，形成认知偏差。

正确认知出口风险、缩小认知偏差是指导出口决策的重要前提。我国2021年发布的《“十四五”对外贸易高质量发展规划》中提出“要增强企业的风险意识，准确识变、科学应变”。但现实中，由于认知能力、信息成本、贸易关系维护、品牌效应等因素，企业对买方的基本情况、交易所涉的行业风险、进口国的商业环境认知不足，容易过度低估信用风险，产生认知偏差，最终可能导致“财货两空”的后果。2018年，墨西哥买方B公司向河北唐山一家出口陶瓷制品的贸易企业A公司提出了采购80万美元货物的发盘。A公司考虑到买方B公司同自己合作多年且付款情况良好，认为相应的交易较为安全，于是同B公司签署了贸易合同，并在仅有B公司20万美元信用限额的情况下于2018年7月至10月间陆续出运9票瓷质餐具，总额达75.6万美元，支付方式为OA90天。但是当贸易合同约定的应付款日到期后，B公司拖欠货款，而此时A公司通过各种手段均已无法同B公司取得任何联系，全部应收账款受损(1)案例源自中国出口信用保险公司官网。。

诸如此类的真实案例不胜枚举，多数外贸企业决策心理始于出口获利，囿于信用风险，损于认知偏差。但是在复杂严峻的外贸环境中，出口信用保险能够依靠遍及全球的资信、追偿渠道以及驻外机构，再结合理赔大数据，帮助企业有效控制风险，及时补偿损失。例如，某出口企业最早于2004年投保出口信用保险，出口额从最初的7 000万美元增长至2019年的6亿美元。2020年伊始，新冠疫情全球暴发之后，国外买方纷纷取消订单，拒收货物甚至破产拖欠，企业出口额迅速下降，风险急剧增加。为了应对疫情影响，该公司及时启动出口信用保险机制，获得赔款近250万美元。截至2020年年底，该企业共向日本、美国、荷兰等20多个国家和地区出口防疫物资7亿美元，为全球抗疫做出了积极贡献，同时也充分体现了出口信用保险的“逆周期”调节作用(2)案例源自中国出口信用保险公司2020年度报告。。

结合现实考虑，既然企业的风险认知、出口决策与信用保险息息相关，那么站在微观主体的角度，明确企业对外贸风险的认知偏差是否与出口信保需求相关，是否影响出口决策，以及出口信保在认知偏差对出口决策的作用机制中发挥何种效应成为颇具研究价值的现实问题。本文基于行为经济学视角，初步构建认知偏差、出口信保与出口决策的理论模型，通过实证分析、验证并解释三者之间的作用机制，为研判企业决策心理、发挥出口信保政策性职能，引导外贸在合理区间运行提供经验支撑。

二、文献综述

(一)认知偏差与出口信用保险决策

从现有文献来看，有关出口信用保险的认知偏差可以按照认知对象的不同划分为以下两类：第一类是对出口风险本身的认知偏差，即低估/高估客观风险概率。此类认知偏差主要源于信息不完全或信息不对称。出口企业作为国际贸易的重要参与者，受制于错综复杂的国际市场，难以掌握海外买方的资信数据，因此在信息占有、风险感知、决策机制等方面存在一定的认知偏差(卓志和毛勤晶，2018[4])。反之，若经济政策的不确定性增加，企业的主观风险认知和实际客观风险都会增加，于是对出口信用保险的需求增大(胡赛和蒋韶华，2021[5])。第二类认知偏差是企业对出口信用保险的认知缺乏。我国企业对出口信保的认知比较浅薄，保险意愿不高(赵慧萍和王国军，2006[6])。以某一省份的中小企业为对象的研究发现，企业对出口信用保险的参保条件不了解，投保意识不强，利用率偏低(陈利馥等，2017[7])。在国际市场上存在同样的问题(Ross，2001[8])。以澳大利亚为例，Zammit 等(2009)[9]指出，对出口信用保险缺乏认知是非参保企业不使用保险的主要原因。

(二)出口信用保险对出口决策的影响

国内外关于出口信用保险影响出口决策的研究日趋成熟，涉及的研究方法从理论模型(Funatsu，1986[10]；Ford等，1996[11]；Dewit，2001[12]；Rienstra-Munnicha和Turvey，2002[13])到实证分析(Auboin和Engemann，2014[14]；Anderson 和Wincoop，2003[15])，研究角度从宏观功能(Egger和Url，2006[16])到微观作用(Badinger 和Url，2013[17]；胡赛和蒋韶华，2021[5])，研究逻辑从相关关系(魏巧琴，2017[18])到因果效应(Veer和Koen，2019[19])，最终得出了出口信用保险对出口贸易具有促进作用的一致结论(李晓洁和魏巧琴，2010[20]；王国军等，2014[21]；章添香和关晶，2017[22])。

(三)认知偏差与企业的出口决策

以往文献对企业出口的微观基础和发生机制的探讨主要集中在三个方面：一是基于企业基本面，如企业生产率(刘儒和刘江，2020[23]；Melitz和Ottaviano，2008[24])、产品创新(吴飞飞和邱斌，2015[25])、融资约束(孙志贤等，2016[26]；Chaney，2016[27])等；二是基于外部不确定性，如经济风险(汪建新等，2019[28]；Tunc 和Solakoglu，2016[29])、政治风险(綦建红等，2020[30]；王稳等，2020[31])等；三是基于企业高管特征，例如CEO是否海归(许家云，2018[32])、是否拥有贫困经历(李宏等，2019[33])等。

然而，大量研究都忽视了不确定性环境下因高管的认知偏差对企业出口决策的影响。事实上，企业对出口风险的认知与其出口决策之间的关系是显而易见的，即当企业判断进口商的违约风险水平上升，就会调低预期出口额(茹玉骢和文娟，2021[34])。出口决策是企业众多的生产和金融决策之一，尽管直接分析认知偏差对企业出口决策影响的文献较少，但关于认知偏差扭曲企业其他经营决策的研究已经十分丰富。例如，对自我认知能力盲目自信的经理人所在的企业更有可能过度投资(Velez和Nieto，1986[35]；Barber 和Odean，2002[36])，或者进行价值破坏的并购(Malmendier和Tate，2005[37])；但若企业家的主观风险预期上升就会显著抑制投资规模，同时也会恶化企业投资结构(陈东等，2021[38])。管理层因过去经历或回忆形成的预期偏差而错判风险概率，可能减少企业利润，降低企业价值(Shefrin，2007[39])。

通过文献梳理我们发现，现有研究并未将认知偏差、出口信用保险和企业的出口决策纳入统一的分析框架。有鉴于此，我们关注的问题是认知偏差是否抑制企业多维度的出口决策？如果是，出口信用保险在其中扮演怎样的角色？综上，本文希望在已有研究的基础上，做出如下边际贡献：第一，由于数据可得性问题，以往文献难以验证认知偏差、出口信用保险对企业出口决策的微观影响，本文首次对中国海关数据库、中国上市公司数据库、中国出口信用保险公司数据库进行合并整理，从实证层面考察三者之间的微观效应。第二，在出口决策的影响方面，跳出以往保险文献只针对宏观出口量或企业出口总额的研究范畴，本文不仅考虑了总量决策，同时还关注企业出口的二元边际，通过长时间高度细化的海关数据测度上市公司的集约边际和扩展边际，试图在出口全貌、出口广度、出口深度等决策中探索新的贸易行为动因。第三，本文的研究视角从完全理性高管转入有限理性经理人，基于不确定的决策环境，从CEO的认知偏差角度出发，为企业的保险决策及出口决策提供新的理论依据和经验证据。

三、理论模型与假设提出

出口信用风险是因政治或商业风险导致的商务合同项下成本投入的损失。经理人对出口风险的准确认知直接影响到企业的出口决策以及信用保险决策。本文在Melitz(2003)[40]、Funatsu(1986)[10]、茹玉骢和文娟(2021)[34]提出的模型基础上，加入主观认知风险因素，在垄断竞争市场中建立有关认知偏差、出口信保和出口决策的模型，以探究三者之间的关系。

(一)基本模型设定

(1)

首先，保险市场是严重的信息不完全市场。由于技术限制或历史资料不可得等原因，保险公司对任何风险池的预期损失都无法准确估计，而且通常情况下，消费者对自身风险的发生概率也无法精准掌握。其次，保险市场是严重的信息不对称市场。一方面，潜在投保人很少被告知他们的客观损失概率，更无法准确判断保险人违约的可能性；另一方面，保险人也难以充分探悉单一投保人的风险分布。因此，保险决策过程中或多或少都存在着不确定性或模糊性(Alary等，2013[41])。我们假设保险公司按照历史统计数据计算得到的、用以制定保费的依据是客观风险概率，用β表示；假设企业CEO对自身面临的出口信用风险形成自我判断与认知，即主观风险概率为β′；进一步假设β′=β-d，其中d表示认知偏差。与茹玉骢和文娟等(2021)[34]不同，我们认为在保险渗透率较低的出口信保市场，其主观风险概率普遍小于客观风险概率。郭振华(2020)[42]也提出了多数人低估小概率风险，少数人高估小概率风险的风险判断偏差规律，而且客观概率越低，低估风险者占比就越大。因此，本文主要考虑0≤d≤β的情形，即认为企业决策者对出口商业或政治风险的认知偏差主要指向低估客观风险的方向。

1.未投保企业的期望利润函数。

当出口企业不投保出口信用保险时，风险事故发生会致其无法收回货款R，风险不发生时顺利获得销售额R。站在企业决策的角度，两种随机事件发生的概率分别是β′和(1-β′)，因此企业的预期利润水平如下：

EπN=(1-β′)R-cq-b

(2)

其中：企业生产的固定成本为b；可变成本为cq，假设边际成本c为常数，保持不变。在多国模型中，出口的运输成本会发生变化，我们参考茹玉骢和文娟等(2021)[34]的处理，把所有进口国的平均运输成本费用视作c的一部分。

2.投保企业的期望利润函数。

当出口企业参加出口信用保险时，与未投保企业分析类似，企业高管仍然以主观概率衡量风险发生的可能性(β′)，但是保险公司将站在客观的角度计算应缴保费，费率制定与单个企业的主观认知无关，即精算公平原则下保险公司的费率设为β。对于投保企业而言，风险事故不发生时，企业不仅要支付生产成本，还要缴纳保费βR；若事故发生，企业可以获得保险公司承诺的赔付比例为λ的保险金。此外，假设风险一旦发生，企业遭至全损且无力追偿。因此，投保企业的期望利润函数如下：

Eπy=(1-β′+β′λ-β)R-cq-b

(3)

(二)认知偏差与最优出口决策

1.认知偏差与最优出口总额。

出口企业在进行出口决策时，要根据微观产能、供需状况，综合考量目的国地缘政治风险、交易对象信用风险等方面，然后基于期望利润最大化原则做出最优出口决策。对于没有出口信用保险影响下的企业而言，由式(2)可得：

企业的最优产量：

(4)

企业的最优定价：

(5)

企业的预期出口额：

(6)

由式(4)、式(5)可知，企业的主观风险概率越大，最优出口数量越小，最优定价越高，这与现实情况相符：随着CEO感知到的出口风险扩大，出口决策趋向保守谨慎，并减小出口量，提高风险溢价。把β′=β-d代入式(6)，求导可得：

(7)

由式(7)可知，企业的预期出口额随认知偏差d的扩大而增加，从而得到本文的第一个假设。

假设1：在其他条件不变的情况下，CEO对风险的主观认知概率越低，偏离客观风险概率越大，出口额越大。

2.认知偏差与出口的二元边际。

(8)

(三)认知偏差与出口信用保险决策

出口信用保险通过保护出口商免受违约风险造成的潜在损失来创造出口促进价值，但前提是企业愿意投保。决定企业是否购买出口信用保险的条件是参保情形下的期望利润至少比不参保情形高，即Eπy≥EπN，由此可得企业参保的临界条件：

β′λ-β≥0

(9)

假设2：CEO对出口风险低估的认知偏差越大，购买出口信用保险的可能性越小。

(四)出口信用保险的作用

如果企业参加出口信用保险，那么预期出口额为：

(10)

对比式(6)与式(10)，可以发现企业参保与未参保情形下的出口额差异。若β′λ-β>0，则参保企业的预期出口额大于未参保企业，意味着出口信用保险不仅可以弥补企业直接损失，还起到了出口促进效应。有趣的是，这一条件也是认知偏差决定企业是否参保的临界条件(公式(9))。结合以上两点，说明出口信用保险在二者关系中可能存在中介作用。由此，我们得到本文的第三个假设。

假设3：出口信用保险在认知偏差影响企业出口决策中起到中介作用。

四、变量描述与实证分析

(一)数据来源与变量描述

1.数据来源。

本文采用中国海关数据、CSMAR上市公司数据库以及中国出口信用保险公司提供的企业投保信息的合并数据库。由于中国信保于2001年年底成立，又因中国海关数据库的更新截至2016年年底，受到以上两端的限制，样本区间选取2002—2016年。此外，我们选取了2016年之前上市的沪深A股企业，保证样本期内至少有一年的观测值；并且剔除了在国民经济行业分类基础上的金融类上市企业；为了降低极端值或异常值的干扰，对连续变量在1%、99%分位数上进行了缩尾处理。最终构成了包含690家公司的非平衡面板数据。

2.变量描述。

(1)被解释变量。

出口总额(EXP)。本文把2012年以前中国海关数据库的月度数据加总为年度数据，然后与之后年份的年度数据进行合并，提取样本企业的出口额作为因变量，用以衡量企业每年的整体出口情况。

扩展边际(EM)。参考Bernard 等(2010)[43]的方法，我们把出口额分解为扩展边际和集约边际两部分。扩展边际定义为出口企业产品种类的增加，用海关数据库中每一样本企业、每年实际发生的产品-目的地的组合数量进行衡量，产品按HS-8位编码分类(3)HS-8为8位国际HS编码，该编码将产品分为22 个大类，大类下分98章，章下再分为品目和子目。(Mayer等，2014[45]；Iacovone 和Javorcik，2010[46])，目的地按不同国家或地区计算。该因变量代表了企业的出口广度。

集约边际(IM)。集约边际指企业的出口种类在数量上的扩张，用产品-目的地的平均出口额衡量，计算公式为IM=EXP/EM。该因变量代表了企业的出口深度。

(2)核心解释变量。

认知偏差(CB)。企业对于出口风险的认知偏差主要来源于内部高管。怡安翰威特(4)怡安翰威特是世界上领先的集风险管理咨询、保险经纪和再保险经纪、人力资源咨询于一体的综合性集团公司。怡安2019年全球风险管理调查是一份基于网络开展的两年一度的研究报告，于2018年第四季度以八种语言同时进行。在接受调查的组织中，约66%为私人所有，21%为公共组织，其余主要是政府或非营利实体。2019年做过一项全球风险管理调查(Global Risk Management Survey)，这项研究收集了来自33个行业、涵盖全球60多个国家的2 672名风险决策者的回应。根据调查报告，全球65%的公司是由CEO独立做出关键的风险管理决策，在所有职位或部门中位列第一。这意味着CEO对企业风险的主观判断起着决定性作用。另一方面，有大量研究证明，决策者的认知能力会受教育程度或知识储备的影响(Wiersema和Bantel，1992[47]；Datta等，2003[48]；周建和李小青，2012[49]；舒波和杜晓君，2020[50])，且学校教育对认知偏差具有纠正作用(李烨等，2022[51])。正规又系统的学习背景能够影响个人的认知能力、判断力和决策力(陈洪，2012[52])。学历越高，对既有事物的接受度和理解力更强(例如对保险本质的认知更深刻)；学历越高，获取信息的渠道和方式增多，信息不对称与信息不完全程度下降，因而在不确定性环境中能做出更准确的判断和预测。综上，本文选择CEO的学历作为衡量认知偏差的变量，认为CEO学历程度越高，其对风险与保险的认知偏差越小，因此将CEO学历为中专及以下、大专、本科、研究生、博士及以上五个层次分别赋值为5、4、3、2、1，如此可使CEO学历变化与认知偏差的变化方向一致，便于分析。该变量主要来源于CSMAR上市公司治理结构数据库，然后通过查询公司官网、企查查等网络平台对部分学历的缺失值进行手工补充，以尽力扩大样本容量。

(3)中介变量。

出口信用保险(ECI)。按照样本企业当年是否投保短期出口信用综合险设置虚拟变量，1表示投保，0表示未投保。短期出口信用综合险主要补偿出口企业按合同约定或信用证约定出口货物后，因政治风险或商业风险发生而导致的直接损失，承保业务的信用期限一般为一年以内(5)资料来源：中国出口信用保险公司，https：//www.sinosure.com.cn/ywjs/myxcp/dqckxybx/dqckxybxjj/index.shtml。。该变量的数据来源于中国出口信用保险公司。

(4)控制变量。

参考相关文献，本文选取的控制变量主要有三类：一是企业的全要素生产率(TFP)，按照LP方法计算(Levinsohn和Petrin，2010[53]；鲁晓东和连玉君，2012[54])；二是企业规模，用每年年末的员工人数(POP)、固定资产净额(NFA)两个指标衡量；三是企业的融资约束，用资产负债率(LEV)、应收账款周转率(TTM)、流动资产周转率(CAT)代表。所有控制变量的数据来源于CSMAR数据库中上市公司的合并财务报表，具体的变量定义见表1，各变量的描述性统计见表2。

表1 各变量定义

表2 变量描述性统计

(二)计量模型

模型设定以非平衡面板双向固定效应为基础，为了检验假设1，我们建立如下估计模型：

lnYit=α+α0CBit+∑αiCONTROLit+γt

+δi+εit

(11)

其中，i指企业，t指年份，Yit统一表示i企业第t年的出口总额(EXP)、扩展边际(EM)、集约边际(IM)。CONTROLit指各控制变量，γt表示年份固定效应，δi表示个体固定效应，分别用于控制未观察到的时间、个体因素的影响。CEO认知偏差与出口总额呈正比时，α0>0。

为了检验假设2，本文建立CEO认知偏差与出口信用保险的回归模型。由于出口信用保险是二元分类变量，因此采用双向固定效应logit模型，回归方程如下：

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

+γt+δi+εit)

(12)

其中，ECIit表示i企业第t年购买出口信用保险的情况，F为logit累积分布函数，其他变量设定同上。如果假设2成立，则β0<0，意味着企业乐观的认知偏差越大，参加出口信用保险的可能性越小。

为了检验假设3，即出口信用保险在认知偏差影响出口决策中的作用机制，我们进一步构建如下模型：

lnYit=θ+θ0CBit+θ1ECIit+∑θiCONTROLit

+γt+δi+εit

(13)

由于式(12)是logit回归，式(13)是线性回归，为了更好地实现中介效应的尺度统一，我们采用方杰等(2017)[55]提出的方法，通过Zβ0×Zθ1的显著性来判断出口信用保险的中介作用是否显著。

(三)实证分析

1.CEO认知偏差对企业出口决策的影响。

表3列(1)～列(3)报告了认知偏差分别对企业出口总额、扩展边际和集约边际回归的结果。无论是出口整体情况、出口广度还是出口强度，CEO的认知偏差对其都有显著的正向影响。当CEO主观估计的出口风险与客观统计的风险概率之间差距越大，企业的出口行为越积极，平均出口产品种类增多，平均出口额增大。其中，认知偏差对出口总额的促进效应最强烈，平均每低估1单位的风险，企业会增加9.1%的出口额，假设1得到验证。

表3 基准回归

2.CEO认知偏差对企业购买出口信用保险的影响。

认知偏差对出口信用保险需求的回归结果列于表3列(4)。在1%的显著性水平上，随着认知偏差的逐渐扩大，企业购买出口信用保险的意愿明显下降，假设2得到证实。事实上，2021年中国信保的承保金额占出口总额的比重只有20.3%(6)数据来源：中国出口信用保险公司官网，出口风险仍留有较大敞口。根据假设2，若CEO主观认为商业或政治风险发生的概率极低，那么企业几乎不可能投保出口信保。结合回归结果，我们推测，实务中出口信保渗透率低的原因之一可能是多数CEO对外贸风险存在低估的认知偏差。CEO的认知能力限制其对进口国政治、商业环境的风险判断，增加了信息不对称下获取及更新交易对手信用风险的难度，于是形成过度低估境外贸易风险的认知偏差，使得出口信保的损失补偿功能失去吸引力。

3.出口信用保险的中介效应检验。

为了考察CEO认知偏差是否通过影响出口信用保险的投保进而影响企业的出口决策，我们进一步以出口信用保险作为中介变量进行中介效应检验，结果见表4。模型(5)～模型(7)是根据式(13)分别以出口总额、扩展边际与集约边际作为因变量的回归。

表4 出口信用保险的中介效应

根据方杰等(2017)[55]的研究，中介变量为二分类别变量的中介模型存在尺度不统一的问题，即logit回归系数(β0)与线性回归系数(θ1)不在相同尺度上，因此不可比。如果使用传统的“三步法”计算和检验中介效应，可能存在较大的偏差(MacKinnon 和 Cox，2012[56])。于是Iacobucci(2012)[57]指出，通过对两个系数进行标准化处理可以降低偏误。据此，本文采用相同的方法估计和检验中介效应。具体地，在大样本中，logit回归系数β0标准化为Zβ0，Zβ0=β0/SE(β0)；同样可以得到线性回归的标准化系数Zθ1，Zθ1=θ1/SE(θ1)；中介效应的大小为Zβ0×Zθ1，显著性检验即检验Zβ0×Zθ1的置信区间是否包含0。

因此，结合表3和表4，我们得到标准化后的系数Zβ0和Zθ1，以及中介效应Zβ0×Zθ1，结果列于表5。然后我们利用R语言的RMediation软件包(Tofighi和MacKinnon，2011[58])得到乘积分布法计算出的Zβ0×Zθ1的95%置信区间。结果表明，三个置信区间都不包含0，说明中介效应显著，假设3得到证实。

表5 中介效应的估计与检验

表6 稳健性检验(1)

中介效应的显著性意味着在认知偏差影响出口决策的过程中，出口信用保险作为风险管理工具发挥了重要作用。又由于中介效应为负，说明出口信用保险的作用体现为“遮掩效应”，即出口信用保险会遮挡一部分认知偏差对出口决策的影响。以出口总额为例，平均而言，CEO认知偏差每增加1单位，原本会导致企业扩大11.3%的出口总额。但是，在出口信用保险的“遮掩”下，投保企业最终增加的出口额为9.1%。换句话说，当CEO低估风险的认知偏差扩大时，保险需求下降，本应该增加的出口总额会因保险需求的下降而达不到最初的涨幅。认知偏差、出口信保对出口广度和出口强度的作用机制也与此类似。联系实际，这种“遮掩效应”也符合出口信用保险“逆周期”的调节作用。

4.稳健性检验。

(1)改变因变量的度量尺度。

目前我国现行的8位数商品编码分为4个等级，前2位表示类别，前4位表示章节，前6位表示品目，前8位表示子目。其中，前六位数字是基于海关合作理事会制定的《商品名称和编码协调制度》设定的，后两位数字是基于中国关税、统计和贸易管理需要而增加的子目。因而，HS-8位码在我国贸易问题的研究中具有较好的代表性，是扩展边际和集约边际的研究中普遍采用的产品维度分类方法，因此我们在基准回归中采用了HS-8位编码。为了检验认知偏差、出口信保与多产品出口企业在横向和纵向上决策行为的稳健性，本文参考易靖韬和蒙双(2017)[59]的做法，分别以HS-6位、HS-4位替换原HS-8位数编码来衡量企业的二元边际，以减少子类产品关联性对回归结果的影响(7)之所以不选择HS-2位编码是因为HS-2编码的分类比较笼统(合计22个大类)，若根据这一标准划分产品种类，则大部分企业只生产单一品种，产品范围差异不大，无法反映企业的实际产品结构状况。。由于篇幅限制，我们仅列出以HS-6位编码的回归结果，HS-4位编码也得到了一致结论，即认知偏差对出口广度及出口强度都具有显著的正向影响，且出口信用保险在其中发挥了重要的遮掩效应。该结果与前文保持一致，说明具有一定的稳健性。

(2)替换自变量的衡量指标。

根据Durand等(2013，2019)[60][61]和Lin(2011)[62]的研究，人口统计学特征可能会影响风险认知偏差。例如，性别已被广泛用于一般风险行为和金融决策的建模(Charness和Gneezy，2012[63]；Eckel和Fullbrunn，2015[64])。研究发现，由于男性产生更多的睾丸激素，这种激素与金融风险承担(Coates和Herbert，2008[65]；Coates等，2009[66])和其他风险行为(Roberti，2004[67])相关。此外，男性比女性更容易过度自信，这可能导致更重大的风险损失(Acker和Duck，2008[68])。因此，我们考虑用性别作为预测与衡量CEO认知偏差的另一个指标进行稳健性检验，若CEO为女性取值为0，男性则取值为1。

表7列出了回归结果：相对于女性而言，男性CEO对企业的出口总额与集约边际的促进作用更加显著。这可能是因为，平均而言男性更容易出现冒险精神，从而低估客观风险概率，再加之男性易于过度自信的心理特征，很可能进一步固化风险认知偏差，最终表现出更加激进的出口行为。此外，出口信用保险的遮掩效应不显著，说明保险在性别变量影响出口决策的过程中并无明显的中介作用。

表7 稳健性检验(2)

5.内生性讨论。

基准回归中的认知偏差对出口决策的影响可能存在内生性问题。虽然使用面板数据的双向固定效应模型能够解决一部分遗漏变量带来的内生性，但还存在双向因果导致回归不一致的可能。根据Helpman等(2010)[69]的观点，对外贸易具有就业的筛选匹配机制，会引导高学历劳动力进入高技术行业，但是关于中国出口贸易中学历筛选效应是否存在的探讨，到目前为止，还缺乏强有力的依据(陈昊，2016[70])。此外，考虑到出口的“自选择假说”，出口企业的经营绩效高于非出口企业，其对高学历人才也更具吸引力，因此不能完全排除CEO学历水平本身就是优质企业自选择的结果。为了降低这种反向因果的担忧，我们选择“CEO早年是否具有贫困经历”以及“CEO的学术背景”作为学历水平的工具变量，以解决潜在的内生问题。一方面，学历水平直接依赖于童年经历及成长环境，而且一般而言，具有学术背景的人其学历水平通常较高；另一方面，出口企业在选择CEO时更多关注的是浅表特征，因而出口绩效对CEO是否拥有童年贫困经历以及是否拥有高校或科研机构的学术背景可能无直接影响，满足外生性。

工具变量“CEO早年是否具有贫困经历”的衡量参考许年行和李哲(2016)[71]的方法，以CEO在1959—1961年的“大饥荒”时期是否正处于童年阶段为判断标准，若是，则取值为1。工具变量“CEO的学术背景”的度量取自CEO是否曾在高校任教，或在科研机构任职，或是否在相关协会从事研究工作。若有以上经历，则该变量取值为1，否则为0。表8列出了工具变量法的回归结果。首先，工具变量一阶段回归的F值大于10，且两个工具变量与内生变量在1%的水平上显著相关，拒绝弱工具变量的原假设，满足相关性要求。其次，Hansen J统计量的p值大于0.1，说明无法拒绝没有过度识别的原假设，意味着选择的工具变量是适度的。最后，二阶段回归结果显示，核心解释变量的显著性和影响方向都与基准回归中的一致，证明了认知偏差对出口贸易确实具有促进作用，消除了内生性担忧。

表8 内生性分析：工具变量法

6.异质性分析。

前文的基准估计和稳健性检验都是基于CEO认知偏差对全样本中上市公司出口决策的平均影响效应，下面我们将结合现实情况，多角度考察认知偏差、出口信保对企业出口决策的异质性影响。

(1)资金来源异质性。

资金来源是指企业生产经营取得资金的渠道。从逻辑上看，如果企业有外国投资者投入的资金，可能更容易获得关于国际市场和贸易伙伴的信息，降低信息不完全程度。此外，如果企业属于外国跨国公司的一部分，那么信息渠道、信息质量等方面都会有所提升，出口贸易更加便利，于是会减少对出口信用保险的依赖，进而削弱其功能和作用(Badinger和Url，2013[17])。基于此，本文根据企业经营性质，把中外合资或外商独资企业视为有外资注入，其他性质的企业归为无外资企业，针对这两个子样本分别进行出口总额和二元边际的分析，结果报告在表9中。

表9 资金来源异质性分析

整体来看，认知偏差对有无外资企业的出口决策都有显著的正向影响，但出口信用保险的中介作用确实存在异质性，体现为外资企业并不因是否参加出口信用保险而改变认知偏差引起的出口波动。产生这种差异的原因可能是，外资企业往往通过其特有的国际资源获取风险信息，其出口决策主要基于已形成的风险认知做出，可能不会受出口信用保险的影响。另一方面，对于无外资的企业而言，无论是整体出口情况还是结构性出口决策都会受到出口信用保险遮掩效应的作用，这说明无外资且参保的外贸企业在跨境交易中更加依赖出口信保所具有的损失补偿、贸易融资等功能。

(2)公司治理特征异质性。

无论是保险决策还是出口决策，都可能因公司内部的治理特征而异。于是我们从治理特征的角度出发，进一步探究在董事会独立程度不同的出口企业中，其CEO认知偏差与出口决策的关系是否存在差异。通过董事长与CEO是否二职合一的二元变量(若当年CEO身兼二职，该变量取值为1，否则为0)来衡量董事会的独立性，据此分为两个子样本，回归结果列于表10。

表10 公司治理特征异质性分析

从结果来看，董事长与CEO分设的企业其出口总额与扩展边际不仅受到认知偏差显著的正向促进作用，而且这种作用还依赖于出口信用保险的遮掩效应。而对于二职合一的企业而言，三者之间的关系并不明显，且CEO认知偏差通过出口信保的渠道作用于出口决策的微观机制不存在。形成这种异质性的原因可能是，一方面，传统的“代理问题”使CEO的判断与决策更具风险性，认知偏差所导致的风险低估与扩张性出口决策之间的联系更加紧密；另一方面，二职合一CEO的注意力有限，未必能追踪聚焦海外买方的资信数据，特别是对出口信保利用率与依赖度较低时，保险的遮掩效应发挥空间有限。

(3)外部市场环境异质性。

企业经营与决策常常受外部市场不确定性因素的干扰。那么很自然的一个问题是，在高低位风险切换的动荡环境中，CEO认知偏差、出口信保与出口决策之间的关系是否也是动态变化的？考虑到出口企业既要面对不断演化的国内行业竞争压力，又要承担瞬息万变的国际风险，接下来我们从国内和国际两方面对外部市场环境的异质性展开分析。

首先，根据证监会2012年发布的行业分类表，计算出各行业营业收入的年复合增长率(以2002年为基年)。再将年平均增长率以下的行业归为竞争激烈行业，反之归为竞争缓和行业，所得子样本回归列于表11。可以发现，关于CEO认知偏差，出口信保与出口决策的结论和基准回归中得到的一致，这意味着不确定的国内行业竞争环境并未给三者之间的关系造成显著差别。

表11 国内行业竞争异质性分析

其次，出口企业还面临着复杂的全球政治、经济风险。出口信保作为有效管理外贸风险的工具之一，国际局势不稳定也会引起需求波动，进而导致三者之间关系的改变。据此，我们采用学者Caldara和 Iacoviello构建的全球风险指数(GPR)来刻画企业所面临的国际市场的不确定性(8)有关该指数更多的详细说明及数据下载请参考：https：//www.matteoiacoviello.com/gpr.htm。。该风险指数是基于全球最具影响力的十家报纸中有关政治局势紧张的报道计算出来的综合指数，用于衡量世界地缘政治风险的强度。一般而言，更高的地缘政治风险与更高的经济灾难概率和更大的全球经济下行风险有关。以基数100为临界值，GPR低于100的年份视作国际市场相对平稳的时期，高于100的年份视作国际市场的动荡期。从而得出，样本区间2002—2006年间为地缘政治的高风险期，2007—2016年间为国际贸易提供了一个相对平稳的经营环境。表12结果显示，伴随着国际环境由动荡走向平稳，CEO认知偏差、出口信保与出口决策之间的作用机理更加清晰。

表12 国际市场不确定性异质分析

五、结论与建议

本文将企业的主观风险认知与出口信用保险引入新新贸易理论模型，提出认知偏差影响出口信保与出口决策的理论假设。然后通过上市公司非平衡面板数据从实证层面验证三者之间的作用机制，得到如下结论：第一，CEO的认知偏差与企业出口总额、出口广度、出口强度均有显著正相关关系。第二，企业对于出口信用保险的投保意愿随主观风险概率低估程度的增大而逐渐降低。第三，出口信用保险在认知偏差影响出口决策的过程中起到遮掩效应，实际上掩盖了出口决策对认知偏差的部分反应程度，但这种遮掩效应的发挥依赖于企业的资金来源、治理特征以及国际市场的不稳定程度。

本文的研究结论对于我国现阶段出口信用保险政策以及此背景下出口贸易的调控实施具有以下启示：第一，在企业层面，积极鼓励企业高管参加培训，提高对自身非理性的认知，通过深入且系统的学习尽量减少认知偏差，规范内部风险管理，提升风险管控水平。第二，在保险公司层面，应强化出口信用保险的宣传端，组织举办高端讲堂，提高出口信用保险的价值认知，帮助微观企业及时更新外贸风险信息，做好跨周期产品设计。第三，在政府层面，加大对外贸企业的支持力度，充分调用出口信用保险的遮掩效应，趋利避害。当市场过热盲目乐观时，快速调整风险预期，利用出口信用保险对市场降温；在市场情绪过度悲观时，积极给予信心与鼓励，利用出口信用保险提振贸易水平。通过这种方式可以从整体上把出口贸易风险敞口控制在合理区间范围内，实现外贸稳定和高质量发展。