对外 圣 ２０１２年第８期总第２１８期 【国际经贸】 我国出口信用保险与 出口贸易关系的实证分析 刘祥祥王鑫 （东北财经大学金融学院，辽宁大连１１６０２５） ［摘要］运用计量经济学中的协整分析和向量自回归模型，选取我国１９８９－－２０１１年的贸易出口额和 出１３信用保险额年度数据进行实证分析。结果表明，出１３信用保险是出１３贸易的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。且彼此之间 存在长期的动态关系，同时出口信用保险对出口贸易有正的产出弹性，但是方差分解分析显示出口信用保险 对出口贸易的贡献率还不是太高。因此，我国应加大对出口信用保险的扶持力度，促进我国出口贸易健 康、持续发展。 ［关键词］出口信用保险额；出口贸易额；ＶＡＲ模型；脉冲响应函数；方差分解分析 ［中图分类号］Ｆ＇／５２．６２ ［文献标识码］Ａ ［文章编号］２０９５—３２８３（２０１２）０８—００１４—０３ 一、引言 着某种内在的联系？如果有，又会是怎样的关系？这些 出口信用保险是承保出口商在经营出口业务的过程 是摆在我们面前亟需讨论与分析的问题，更是实践中急 中因进口商的商业风险或进口国的政治风险而遭受损失 需解决的问题，因此研究出口信用保险与出口贸易之间 的一种信用风险。它同时也是一国为了推动本国出 的关系对发展出口贸易和促进我国经济发展具有重要的 口贸易，保障出口商收汇安全和银行信贷安全，促进经济 现实意义。 发展，以国家财政为后盾，为企业在出口贸易、对外投资 二、基于ＶＡＲ模型的我国出口信用保险与出口贸易 和对外工程承包等经济活动中提供风险保障的一项 关系实证研究 性保险。 （一）数据来源与处理 我国出口信用保险是在２０世纪８Ｏ年代末发展起来 本文的变量包括出口贸易额（ＥＸ）和出口信用保险 的。２００１年，在我国加入ＷＴＯ的背景下，批准成 额（ＥＣＩＣ）。由于我国出口信用保险开展得比较晚，所以 立专门的国家信用保险机构——中国出口信用保险公司 本文选取１９８９－－２０１１年年度数据作为样本进行实证研 （中国信保），由中国人民银行和中国进出口银行的信用 究。数据来源于《中国统计年鉴》《中国保险年鉴》等统 保险业务合并而成。２０１０年，我国实现出口信用保险额 计资料，并对选取的数据进行对数化处理，使之趋于线性 共１９６４．３亿美元。２０１１年，我国出口信用保险再接再厉 化，并且可以消除异方差，同时不改变原模型的协整关 实现了２５３８．９亿美元。我国出口信用保险对出口的渗 系。所以本文用ＬＮＥＸ、ＬＮＥＣＩＣ分别表示处理后的我国 透率２００８年仅有３％，到２０１１年则达到１１．４％，首次超 出口贸易额、出口信用保险额。 过了世界平均水平（１０．５％）（如图１所示），总体上我国 （二）平稳性检验 出口信用保险对出口的渗透率在不断上升。 表１ 相关数据进行单位根检验结果 临界水平 变量 ＡＤＦ值（ｔ值） Ｐ值 １％ ５％ ｌＯ％ ＩｍＥＸ 一１．８９７５７３ ｎ ３２７２ —３．７６９Ｓ９７ —３．００４８６ｌ 一２．６４２２４２ ＤＬＮＥｘ 一７．９９２１５８ ０．００００ —３．７８８０３０ —３．０１２３６３ —２．６４６ｌ】９ ＬＮＥＣＩＣ ０．３０ｏ３９５ ０．９７２７ —３．７６９５９７ —３．００４８６１ —２．６４２２４２ Ｄ眦ＩＣ 一４．３６６２７６ ０．０Ｑ３０ —３．８０８５４６ —３．０２ｏ６８６ —２．６５ｏ４１３ 注：Ｅｖｉｅｗｓ ６．０软件检验的结果不报具体的ＡＤＦ统计量，而 图１ 我国出口信用保险对出口的渗透率 是以ｔ统计值代替，另外，Ｄ代表一阶差分。 然而，我国出１：３信用保险与出口贸易之间是否存在 在现实生活中，许多经济变量是非平稳的时间序列， ・４涎 刘祥祥王鑫：我国出口信用保险与出口贸易关系的实证分析 若使用传统的计量经济方法分析易产生“伪回归”的问 题。进行协整分析的前提是各时间序列都是非平稳的， 所以首先对各序列做平稳性检验（见表１）。检验结果表 对外锚 其中，Ｖｅｃｍ 表示误差序列，对其进行ＡＤＦ检验，结果表 明它是一个平稳序列；说明该方程所显示的协整关系是 显著的，其长期均衡关系式为：ＬＮＥＸ＝２．１０１４５２ Ｘ ＬＮＥ． ＣＩＣ一１２．６５０８９。 明，在５％的显著水平下ＬＮＥＸ、ＬＮＥＣＩＣ皆服从，即时间 序列是不平稳的，而一阶差分后ＤＬＮＥＸ、ＤＬＮＥＣＩＣ皆服 从，即变平稳了，满足协整的前提条件。 （三）Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验 协整变量的参数代表弹性系数，反映变量间长期稳 定的平均速率关系。从长期看，出口信用保险额每增长 １％，贸易出口额增加２．１％，故出口信用保险对出口贸易 起到了积极的促进作用。 表３ ＬｎＴＥ、ＩｎＥＣＩＣ的Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果 为了进一步探明出口贸易额与出口信用保险额之间 的因果关系，本文对变量ＬＮＥＸ、ＬＮＥＣＩＣ在５％的显著水 平下，进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，检验结果见表２。 表２ Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果分析 原假设上Ｈｏ 滞后期Ｐ Ｆ一统计值 Ｐ值 ＤＬＮＥＸ不是ＤＬＮＥＣＩＣ的原因 ３ １．０８６２２ ０．３９２１ ＤＬＮＥＣＩＣ不是ＤＬＮＥＸ的原因 ３ ３．９９９８４ Ｏ．Ｏ３４６ 由检验结果可知，出口信用保险额是出口贸易额的 格兰杰原因，但是出口贸易额不是出口信用保险额的格 兰杰原因。即出口信用保险额增加促进了出口贸易额的 增加，而出口贸易额增加不能促使出口信用保险额增加。 因此，我国有必要加大对出口信用保险的扶持力度，充分 发挥其外部效应，起到对出口贸易的促进作用。 （四）ＶＡＲ模型的稳定性检验 如果模型不稳定，某些结果将无效。因此，本文利用 ＡＲ根进行检验，即如果估计的ＶＡＲ模型所有根的倒数 值小于１，即位于单位圆内，则其稳定。如图２所示，所有 的单位根都落于单位圆内，因此所设定的模型是稳定的， 表示所选取的变量间存在长期稳定的关系，可做进一步 分析。 图２ ＡＲ根 （五）协整检验 利用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验判断出口信用保额与出口贸 易额是否存在长期均衡关系，并进一步确定相关变量间 的符号关系。采用ＡＩＣ与ｓｃ信息准则确定ＶＡＲ模型的 最佳滞后期为１期。协整检验结果见表３。 借助Ｅｖｉｅｗｓ６．０软件进行Ｊｏｈａｎｓｅ协整检验，结果表 明出口信用保险额与出口贸易额在５％的显著水平下存 在一个协整关系： Ｖｅｃｍ ｔ＝ＬＮＥＸｔ一２．１０１４５２×ＬＮＥＣＩＣ，＋１２．６５０８９。 ５ Ｈ Ｔｒａｃｅ Ｐ删 Ｍ缸 Ｐｅｍｍｔ Ｎ仉ｄＣＥ（ｓ） Ｅｉｇｅｎｖａｌ￣ ｓｌａ ｃ Ｃ，ｉ酬 Ｐｒ Ｓ一Ｅ Ｐｒｏｂ．‘‘ Ｖａｌｕｅ ｔａｆｓｌｉｃ Ｖａ №Ｉｌｅ‘ ｎ ５６４１６７ 孤２７３５４ ２０．２６１８４ ｎＯ蜘 ｌ矗６０９９ｌ Ｉ５．８９２１０ ０．ｏ］８６ Ａｔｍｍｌｌ ０．１卵３８３ ３．６６＝｝６３ｌ ９．１６４６４６ ０．４６４５ ３．６６＝哟！ ９．１６４５４６ ｎ ４６４５ （六）脉冲响应与方差分解分析 １．脉冲响应分析 根据已建立的ＶＡＲ（１）模型，给ＬＮＥＣＩＣ一个正冲击 后ＬＮＥＸ的脉冲响应函数，如图３所示： Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ＬＮＥＸ ｔｏ ＬＮＥＣＩＣ 图３ ＶＡＲ模型出口信用保险保额 对出口贸易额脉冲分析 、 在图３中横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位： 年），纵轴表示出口额增长率的变化（单位：％）。实线表 示脉冲响应函数，代表了出口额对冲击的反应，虚线表示 正负二倍标准差偏离带。 从图３可以看出，ＬＮＥＣＩＣ对ＬＮＥＸ的一个标准差扰 动的响应总体上是正向的。在前４期波动较大，且在第３ 期达到正的最大值；在第６期以后，ＬＮＥＸ呈现稳定的收 敛迹象。这表明不仅在短期内出口信用保险增加对出口 起到了明显的拉动作用，而且这一冲击具有长期的持续 效应，长期呈现平稳收敛的现象。 ２．方差分解分析 脉冲响应函数描述的是ＶＡＲ模型中的一个内生变 量的冲击给其他内生变量带来的影响。还有另外一种分 析可以揭示每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度， 即方差分解，来进一步评价不同结构冲击的重要性。从 图４可以看出出口信用保险对出口的贡献程度。 横轴代表滞后期间数（单位：年），纵轴表示人力资 本对出口额的贡献率（单位：％）。在不考虑出口额对自 瓣 ・５ 对外 圣 刘祥祥王鑫：我国出口信用保险与出口贸易关系的实证分析 Ｐｅｒｃｅｎｔ ＬＮＥＸ ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｕｅ ｔｏ ＬＮＥＣＩＣ 促进作用，但是我国出口信用保险中出现的问题是无法 １０Ｏ ８０ 从数字和模型中得出结论的。从Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验中得 ６０ 出贸易出口的增加不是引起出口信用保险增加的直接原 ４０ 因。目前我国相关法制不健全、投保费率过高、承保方式 ２０ ０ 单一、出口企业风险防范意识薄弱，投保意识差、投保申 请周期过长等，因此，我国应培育和强化外贸企业的出口 图４ ＶＡＲ模型出口信用保险额 信用保险意识，建立健全出口信用保险的法律保障机制； 对出口贸易额方差分解分析 加大财政的支持力度，实现增加出口和扩大财政收入的 身的贡献率情况下，ＬＮＥＣＩＣ对ＬＮＥＸ的贡献率随着时间 良性循环；ｒ６低保费费率、简化申报程序，建立保险公司 推移呈递增趋势，但最高未达到２０％。 与出口企业的客户信息资源共享机制；提高我国出口信 三、结论与建议 用保险机构的承保能力，增加出口信用保险的分散风险 （一）出口信用保险对出口贸易有积极的促进作用 与经济保障的功能等。 从Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结论可知，出口信用保险对出口 四、结束语 有积极的促进作用。然而通过脉冲响应分析和方差分解 本文通过实证分析我国１９８９－－２０１１年贸易出口额 分析来看对出口的促进作用不太明显，特别是从方差分 和出口信用保险额年度数据之间的关系得出我国贸易出 解分析上看，出口信用保险对出口的贡献率还不到 口额和出口信用保险额有着长期的相关关系的结论，并 ２０％，其原因可能是由于由于我国出口信用保险刚刚起 且通过向量自回归模型分析认为，出口信用保险对我国 步，才发展２０多年，时间上相对较短，从而影响了研究的 出口的作用十分巨大。 结果，但是这并不影响出口信用保险对出口有积极的促 随着中国经济的快速发展和与世界经济的进一步融 进作用的结论。 合，中国出口信用保险的作用将越来越明显，发展空间也 （二）我国出１７：信用保险存在巨大的发展空间 将越来越大。虽然目前我国出口信用保险制度在实施和 从Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整方程看，出口信用保险额每增加约 具体操作方面还有很多问题和缺陷，但通过、行业、 １％，贸易出口额相应的增加约２．１％。根据以上数字不 企业及学术界的共同努力，一定能够探索出适合我国出 难分析出以下事实：在其他条件不变的情况下，贸易出口 口信用保险发展的模式和道路。 每增加约０．５％单位价值的商品，出口信用保险额相应 ［参考文献］ 增加１％个单位货币价值。 ［１］应世昌．新编财产保险［Ｍ］．上海：同济大学出 实际上目前我国出口信用保险金额占出口贸易额的 版社．２００５：３３７—３３８． 比例非常小，世界贸易组织公布的数据表明，全球贸易额 ［２］高铁梅．计量经济分析方法与建模：Ｅｖｉｅｗｓ应用 的１２％一１５％是在出口信用保险的支持下实现的，发达 及实例［Ｍ］．北京：清华大学出版社，２００６：２４９—２６８． 国家的出口信用保险渗透率在２０％～３０％之间或者更 ［３］王智慧．出口信用保险对我国出口贸易影响的 高。尽管２０１１年我国出口信用保险对我国出口的渗透 实证分析［Ｊ］．海南金融，２０１０（１０）：５６—６１． 率达到了１１．４％，超过了国际平均水平（１０．５％），但与 ［４］张路．出口信用保险的现状与对策［Ｊ］．西安工 发达国家相比仍有发展的空间与潜力。 程科技学院学报，２００７（８）：５２３—５２５． （三）优化我国出口信用保险模式及发展对策 ［５］毕甫清．浅谈出口信用保险对外贸企业的作用 从实证角度，虽然出口信用保险与贸易出口额之间 及完善［Ｊ］．高教研究，２０１０（９）：２６—２７． 有长期协整关系，而且出口信用保险对出口有着巨大的 Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ＵＳｅＳ ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ ａｎｄ ｖｅｃｔｏｒ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｍｏｄｅｌ，ｓｅｌｅｃｔｓ ｔｈｅ ａｍｏｕｎｔ ｏｆ ａｎｎｕａｌ ｄａｔａ ｏｆ ｔｈｅ ｌ９８９—＿２０１ １ ｔｒａｄｅ ｅｘｐｏｒｔ ａｎｄ ｅｘｐｏｒｔ ｃｒｅｄｉｔ ｉｎｓｕｒａｎｃｅ ｆｏｒ ｅｍｐｉｉｒｃａｌ ａｎａｌｙｓｉｓ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｅｘｐｏｒｔ ｃｒｅｄｉｔ ｉｎｓｕｒａｎｃｅ ｉｓ ｔｈｅ Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓｅ ｏｆ ｅｘｐｏｒｔ ｔｒａｄｅ．Ｂｅｓｉｄｅｓ，ｔｈｅｒｅ ｉｓ ａ ｌｏｎｇ—ｔｅｒｍ ｄｙｎａｍｉｃ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ａｎｄ ｔｈｅ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｏｕｔｐｕｔ ｅｌａｓｔｉｃｉｔｙ ｂｅ－ ｔｗｅｅｎ ｅｘｐｏｒｔ ｃｒｅｄｉｔ ｉｎｓｕｒａｎｃｅ ａｎｄ ｅｘｐｏｒｔ ｔｒａｄｅ，ｂｕｔ ｔｈｅ ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｅｘｐｏｒｔ ｃｒｅｄｉｔ ｉｎｓｕｒａｎｃｅ ｏｎ ｅｘｐｏｒｔ ｔｒａｄｅ ｉｓ ｎｏｔ ｔｏｏ ｈＪ ｓｈ．Ｔｈｕｓ，ｔｈｅ ｇｏｖｅｍｍｅｎｔ ｓｈｏｕｌｄ ｓｕｐｐｏｒｔ ｅｘｐｏｒｔ ｃｒｅｄｉｔ ｉｎｓｕｒａｎｃｅ ＳＯ ａｓ ｔｏ ｐｒｏｍｏｔｅ ｔｈｅ ｅｈａｌｔｈ ａｎｄ ｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆ ｅｘｐｏｒｔ ｔｒａｄｅ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｅｘｐｏｒｔ ｃｒｅｄｉｔ ｉｎｓｕｒａｎｃｅ ａｍｏｕｎｔ；ｅｘｐｏ￣ｔｒａｄｅ；ＶＡＲ ｍｏｄｅｌ；ｉｍｐｕｌｓｅ ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｆｕｎｃｔｉｏｎ；ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ａｎａｌ一 ）＇ｓｉｓ （责任编辑：乔虹） ｌ６
