出口信用保险市场是否存在代表性启发效应.pdf
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1、第44卷第3期2023年5月财经理论与实践(双月刊)THE THEORY AND P RACTICE OF FINANCE AND ECONOMICSVo l.44 No.3Ma y.2023金融与保险DOI:10.16339/ ki.h d x bcj b.2023.03.006出口信用保险市场是否存在代表性启发效应张璐(1 对外经济贸易大学保险学院,北京100105;2.西北民族大学经济学院,甘肃兰州730030)*收稿日期:2022-05-28;修回日期:2022-12-02基金项目:国家社会科学基金资助项目(19XJY005);甘肃省哲学社会科学规划青年项目阶段性研究成果(2022QN
2、004);西北民族大 学西北民族地区经济与管理科研创新团队(10014664)作者简介:张璐(1991-),女,甘肃定西人,对外经济贸易大学博士研究生,西北民族大学经济学院讲师,研究方向:商业保险、行为 保险学。摘 要:基于贝叶斯概率模型,采用20092019年的省级面板数据,通过动态GMM回归分析出口信用 保险市场是否受到代表性启发效应的干扰。研究表明:受制于代表性启发的决策者扭曲未来损失的概率估 计,形成损前投保不足、损后过度投保的需求模式;代表性启发确实影响我国出口信用保险的需求市场,但时 间递减效应不显著。关键词:代表性启发效应;出口信用保险;行为偏差中图分类号:F069.9;F840
3、.6 文献标识码:A 文章编号:1003-7217(2023)03-0043-07一、引言与文献综述出口信用保险是降低跨境贸易支付风险的重要 工具,在宏观层面充分发挥着“逆周期”调节作 用在微观层面保护出口商免受不付款风险。自 2015年以来,政府工作报告已连续八年明确提及 出口信用保险的有关内容。而近期受外部环境复杂 性和国内外疫情频发的影响,市场主体企业经营难 度显著增大,经营形势不容乐观囚。为帮助外贸企 业克服困难、迎接挑战,国务院、商务部等部门多次 强调要“进一步拓宽出口信用保险覆盖面”,维护产 业链及供应链安全稳定,完成进出口保稳提质的任 务目标。中信保2020年度报告显示,出口信用
4、保险对全 国出口总额的覆盖率为22%,虽高于世界平均水 平,但仍与传统保险需求理论的预测不符。传统的 企业最优投保理论最初由Mo ssin提出,他基于期 望效用最大化原则证明了决策者在面临精算公平保 费时会选择购买全额保险闪;但是Ma yers和S mit h 认为,可保风险能够通过分散化投资消除,不投保才 是企业的最优策略。显然,上述两种观点均不能 充分拟合现实情形。我国出口信用保险属于政策性 保险,与Mo ssin等人的预测相比,市场发展现状处 于“投保不足”阶段;但相较于Ma yers等的观点而 言又处于“过度投保”状态。如果按照理性行为的标 准判断,那么以上两种现象均属于“保险异常”。
5、在已观察到的各类保险异象中,投保过度或投 保不足是较为突出的两种市场表现页,对经典理论 构成了巨大挑战。传统的理性学派认为,这种反应 过度和反应不足都可以通过有效市场范式得到解 释卩刀,而行为偏差学派对此提出了质疑,于是尝试 构建各种有限理性行为模型或引入各类非理性行为 因素来更好地描述这两种现象“,代表性启发就 是其中一种偏差类型。代表性启发最早由Tv ersky 提出,用来刻画人们预测未来状态时受到以往类似 事件影响的思维模式诃,即通过过往经历或回忆辅 助现时决策。实践证明代表性启发可能是一种高效 的思维捷径,但有时也会造成严重的行为偏差 因为这种思维模式主要通过典型或近期事件构建代 表性
6、信息子集,理所当然地认为过去代表未 来”删,所以在信息更新时可能违背理性贝叶斯规 则匚,从而导致判断偏误,做出非理性决策。个人很难处理小概率大损失的风险信息如,因 此在保险需求决策中也会频繁使用启发式思 维16U7 o目前,启发式在保险领域的研究内容主要 聚焦于损失概率的判断和解释如,研究方法涵盖理 论推导和实证检验两个维度。在理论层面,代表性 启发引起概率判断偏差,在损失未发生时低估概率,44财经理论与实践(双月刊)2023年第3期抑制保险需求;在损失发生后高估概率,刺激保险需 求匚加。在实证层面,大量学者也发现了代表性启发 影响投保决策的证据。洪灾发生前后,受灾地区的 保险需求发生逆转,这
7、表明一旦亲历洪水灾害,个人就会高估未来洪灾的可能性,然后寻求更多的 保险保障口口。类似地,严重的暴风雨不仅会促进更 高的洪水保险购买,还会进一步降低免赔额水 平口幻。此外,在地震保险市场中也发现许多代表性 启发扭曲保险决策的现象E2324=综上,现有文献指 出代表性启发效应可能导致使用者对风险的先验概 率不敏感、对参考样本的规模不敏感,从而严重低估 或高估损失概率,于是在不同的保险市场中出现投 保不足或投保过度等“异象”。但是鲜有文献涉及出 口信用保险领域。我国出口信用保险是政策性保 险,保险渗透率普遍较低,面临需求疲软等发展困 境。除传统的市场因素外,企业的行为因素可能也 会影响保险需求。鉴
8、于此,考察我国出口信用保险 市场上是否存在代表性启发效应,识别启发式思维 引致的需求模式,有助于减轻非理性因素对保险需 求的影响,从而改善出口信用保险增长乏力的现状,进一步扩大出口信保的覆盖范围。二、理论模型代表性启发意味着个人常常无意识地将信息子 集视为信息总体的代表匚诃,忽略保险事件的随机性 与偶然性,认为过往经历表征着同质风险的损失分 布。当子样本只涵括最新信息时,代表性启发式的 思维体系将引致决策者对最近事件的结果赋予过高 权重,即对先验概率重视不足以及对后验概率过度 关注I。以此为模型演化的基础,构建代表性启发 影响出口信用保险需求的理论框架。(一)代表性启发对损失概率估计的影响用P
9、1表示本期信用风险不发生且下一期也不 发生的概率,P2表示本期损失发生但下一期不发生 的概率。显然,对于完全理性的决策者而言,无论是 第/期还是第t+1期,独立随机事件发生与否不受 上一期状态结果的影响,即Pl=Pi=0。相比之下,若决策者非完全理性,其思维受代表性启发的支配,则会导致P1PP2,意味着若第t期未出现违约 事件,决策者将提高下一期损失也不发生的概率估 计,结果导致过度低估损失发生的概率(1-A)o同 样,如果第/期造成损失,代表性启发决策者将高估 下一期的损失概率(1 為)而低估為。结合贝叶斯公式与Gret h er提出的方法,这 种降低先验概率但增加后验概率影响力的信息更新
10、规则可以通过式(1)式(3)衡量。在给定一系列观 测样本(D)的情况下,预测强机制(st ro n g regime,S)与弱机制(w ea k regime,W)的条件概率可写成P CS I D)=P(D I S)P(S)P(W|D)P(D|W)P(W)对式(1)两边取对数,可得1/PCS|D)./P(D|S)P(.W|D)丿(P(D|W)丿十g)Gret h e r认为,贝叶斯决策者对式(2)的右边两 项赋予相同权重,而代表性启发会减少对先验概率 P(S)/P(W)的关注。基于此,他首先设置了一 系列实验,给被试者分别提供先验与后验信息,根据 贝叶斯规则计算出后验概率,然后利用如下的l o
11、 git 回归方程对先验概率的低估程度进行估计:1/P(S|D)丄/P(D|S),叫P(W|D)丿 一 +如叫p(D|W)丿+(3)最终得到代表性启发决策者的如2.08,a p=1.69,两个系数在1%的水平上存在显著差异,这说 明代表性启发确实会对决策过程中的先验、后验概 率产生不均等的影响。基于此,参考Vo l kma n-Wise的模型询,把代表性启发正式地引入出口信 用风险的估计框架。假设进口商在第t期出现违约 不付款事件记为D,反之,把未发生损失事件记为 N,。相应地,随机事件D发生的概率写作P(D),那么下一年出口商遭遇信用风险损失的概率为 P(D屮),这两个概率均为先验概率。遵循
12、贝叶斯 规则,如果出口商会根据上期的结果状态(后验信 息)调整并更新下期的损失预期,那么第r+1期形 成的主观概率为条件概率,即为P(D申|D)或 P(D屮|N”),分别表示上期发生了损失与未发生 损失情形下的概率估计,这两个概率均为后验概率。于是,按照Gret h e r的思路皿,可以定义如下公式:P(ND)=P(D 丨 N沖)P(N沖)P(D|D)P(D)P(D)=P(D”|NQPCDt|D沖)P(D屮)P(Dt|Dm)*P叫)P(D)对式(4)两边取对数,并赋予等号右边两项不同 的决策权重况和d p,得吋虻说)期陽韶)+d p InP(N 沖)P(如)(5)对于理性的贝叶斯遵循者而言,式
13、(5)等号右侧 2023年第3期(总第243期)张 璐:出口信用保险市场是否存在代表性启发效应45第一项d j n(l)=0,几=d p=1;但受限于代表性 启发的决策者在更新概率时会侧重后验概率而轻视 先验概率,因而偏离贝叶斯规则,赋予几$1 A$0的权重。可以进一步推出损失发生后在代表性 启发作用下形成的条件概率,记作P(D屮|N严:P(D屮|DJRH=-_1+(p(D)(6)类似地,通过定义式(7)可以计算第t期未发生 信用风险损失情形下代表性启发决策者的后验概率 P(D+i 丨 n,)Rh。,/P(D|Nt+1)fP(Nt+1 I U),lnp(NjN1+1)=况叫 p(Nl+11 N
14、l)rT翳)等号两边同时取以e为底的指数,得 P(D|N2=/P(ND)尤P(N”I N屮)一(P(N申|N,)丿(8)由于以下一期损失事件为前提的条件概率等于 无条件概率,因此式(8)等号左边等于P(DJ/P(Nt),整理后可得P(D沖|N,)Rh=1 P(N屮|N,)RH=(P(D+i)、晋U-P(Dm)J综上,式(6)和式(9)分别表示代表性启发决策 者在经历损失与未经历损失后对违约风险形成的概 率估计。对于理性决策者而言,有限的过往经历只 是小样本信息,并不足以影响总体损失概率的判断,即 P(D+1|D)=P(D+1|NJ=P(Di+1)o保险事件普遍属于低概率、高损失的随机事件,因此
15、假设出口信用风险的损失概率小于50%。根 据式(6)与式(9),可以分别得到推论1与推论2。推论1如果出口信用风险的损失概率小于 0.5,那么在发生损失后代表性启发决策者对下一期 损失发生的概率预测大于贝叶斯理性决策者。证明 由于P(D)1,对于受代表性启发影响的决策者,A V1,于 是可得1/1 r pP(D沖)1(P(D+1)1)1,P(D申 I D()RH P(Dm)o推论2如果出口信用风险的损失概率小于 0.5,那么在上一期未发生损失时代表性启发决策者 对下一期损失发生的概率预测小于贝叶斯理性决 束苕。证明 同理,由于P(0(+1)V寺,d p V 1,几$1,可得(P(D屮)疋11
16、P(D 丿1 P(%】),(P(D屮)、可(1 P(D屮)丿P(D+1|N,)RH 0的假设相矛 盾,说明即使收取精算公平保费(入=0),理性的贝 叶斯决策者也不会购买出口信用保险。46财经理论与实践(双月刊)2023年第3期2.代表性启发决策者的出口信保决策。违背 贝叶斯规则的代表性启发决策者对未来损失概率的 判断依赖于近期是否发生损失事件。如果第t期企 业没有遭遇违约欠款的情况,那么受代表性启发支 配的决策者预计t+1期的损失概率为卩頭=P(Dm|ND1 pzyg=P(Dm)o 要使 式(12)成立,需要满足条件P(D屮|D)RH 屮P(D沖)。这意味着当后验概率比先验概率高U估号 1时企
17、业才会产生保险需求。进一步引 入保险研究中常见的入、0取值组合,能够得到以下 推论。推论3精算公平保费下(人=0),若保险公司 全额赔付(0=1),则代表性启发决策者在经历损 失灾难后会购买出口信保;推论4若保险人全额赔付(0=1),即使存在 保费溢价(人 0),代表性启发决策者也可能会进 行投保,且能够承受的溢价水平由后验概率的高估 程度决定。结合以上理论框架发现,理性决策者对未来概率 的判断不受上期损失事件发生与否的影响,无论保险 定价是否公平,出口商都不购买全额保险。相比之 下,受制于代表性启发的决策者,在上期未发生违约 事件的情况下,会低估未来损失发生的可能性,同时 也不会全额投保;但
18、若上期遭遇过政治或商业风险,代表性启发决策者会高估未来损失概率,即使面对不 公平的保险定价,也可能会购买保险转移风险。三、变量描述与模型构建由于企业微观资料难以获取,参考Dumm等的 做法旳,选取中国出口信用保险公司各营业部作为 主要研究对象,共涉及22个省(区、市)的出口信 用保险数据。又由于中国保险年鉴从2009年开 始才有中信保分营业部报告的详细信息,于是最终 采用2009-2019年的样本数据,剔除异常值后把个 别单列城市纳入对应的省级层面合并统计,然后 检验代表性启发对出口信用保险需求的影响。(一)变量设定与描述1.被解释变量:信用保险保费收入(Premium,单位:百万元)。我国出
19、口信用保险是政策性保险,中信保作为唯一的官方ECA(ex po rt cred it a gen-cy),占据信用保险市场中绝大部分市场份额,因而 可以较好地代表我国出口信用保险市场。此外,为 了鼓励更多的出口企业运用保险降低风险,在商务 部等相关部门的指导下,中信保连续多年下调结构 性平均费率,因此保费收入的增加能直接刻画消费 者保险需求的扩张。2.解释变量:核心解释变量选取为保险损失,用 信用保险的赔付金额indemnity,单位:百万元)衡 量。代表性启发最显著的特征是决策者会因过往损 失经历而扭曲未来概率估计,尤其是近期发生的同 质风险,往往是触发代表性启发思维的重要参 考河。考虑到出
20、口信用保险实务,从保费缴纳、货 物交付、损失发生、索赔申请、理赔调查到最终的赔 款支付,这一流程往往耗时数月甚至数年,导致赔付 数据与保费收入的统计期间本身具有一定程度的错 配,当期赔付无法及时反映当期损失,存在时滞性。而且根据中信保历年赔付资料发现,出口信用保险 赔案的平均结案时间约为300天。因此,当期赔付 实际上反映的是上期保险事故的损失状况,于是在 实证研究中把当期赔付金额视为“近期损失”,重点 关注其对当期保费收入的影响。3.控制变量:根据现有文献,影响出口信用保险 需求的主要因素包括出口额、企业规模、生产能力以 及客观出口风险等如帀。对应省级层面的数据,选 取相应省(区、市)的年出
21、口额(Export,单位:百万 美元)、地区生产总值CGDP,单位:百万元)、规模以 上企业数量(Firms,单位:个)以及全球政治风险指 数(GP R)作为控制变量。其中,前三个变量的观测 取自EP S数据库,全球政治风险指数(GP R)来源于 学者Ca l d a ra和Ia co v iel l o构建的政治风险指标,它 是基于全球最具影响力的十种报纸中有关地缘政 治紧张局势的文章所构建的衡量世界各地地缘政治 风险强度的年度指标。一般而言,地缘政治风险越 高,发生经济灾难的可能性越大,全球出口违约风险 越高,因此保险需求增加。各变量的描述性统计如 表1所示。表1各变量描述性统计变量观测值
22、均值标准差最小值最大值Pr emium218590.6171009.0794,67923&63Ind emnity218299.589501.6260,613119.77Expor t218620257.766933898.536.79794000000GDP21829028.72919605.0056169.75107672GPR21893.0779.12381.475107,377Fir ms21817514.76614831.7332773643642023年第3期(总第243期)张 璐:出口信用保险市场是否存在代表性启发效应47(二)模型设定与估计方法选择为了探究我国出口信保市场是否存
23、在代表性启 发效应,在设定模型时,需要考虑以下三个方面:首 先,核心自变量(赔付金额)与因变量(保费收入)可 能存在反向因果关系;其次,由于经济活动惯性和经 济行为的持续性,保费收入可能会受到上一期的影 响幻;最后,由于获取的样本数据具有“小T大N”的短面板特点,传统的组内回归可能存在严重偏差。动态广义矩估计可以有效避免以上可能导致的内生 性问题,因此引入因变量的一阶滞后作为解释变量,建立如下的动态GMM面板模型:InQPremium)=a +a i XnQPremium)+2 nClndemnity+03 lnQExportu)+a4l n(GDP J+a 5l n(GDPi!_1)+a6
24、l n(GP J?i)+a7 n(Firmsn(13)回归模型对各变量取对数形式,其下标i.t分 别表示第2个省(区、市)第t年的观测值,表示省(区、市)固定效应。考虑到保险期间与统计年度不 完全重合,大部分保单都横跨两个自然年度,投保决 策可能同时受到上期期末及当期发展的影响,因此 加入地区生产总值的当期值与滞后一期的观测值作 为控制变量。此外,Dumm等发现旳,过往损失对保险需求 产生的影响将随着时间的流逝逐渐减弱。换句话 说,损失事件距离决策时点越远,代表性启发效应越 弱。因此在上述模型的基础上又依次增加了赔付金 额的k阶滞后项以验证我国出口信用保险市场中是 否也存在这种“时间递减效应”
25、,回归模型为lnQPremiumn)=a。+a i XnQPremium-x)+22 In(Indemnity n-k)+k=0a2 port+a3ri(GDP+a JiKGDP i)+a 5 1n(GP RQ+a6 ln(Firms)+/,+e4(14)由于客观因素的限制,样本期间仅包含11年的 数据,权衡滞后阶数增加与样本量减少的矛盾后,最 终选择最高滞后二阶的赔付数据作为核心解释变 量,其他控制变量与式(13)保持一致。动态面板的 估计通常采用差分GMM或系统GMM两种方法。差分GMM无法估计不随时点变化的变量的参数,且差分后的解释变量仍然可能存在内生性问题,而 系统GMM能进一步提高估
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