欧元区国家向中国出口商品结算货币选择的影响因素，本文主要内容关键词为：欧元论文,货币论文,因素论文,国家论文,中国出口商品论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
自2009年中国启动跨境贸易人民币结算试点工作以来，跨境贸易人民币结算总额增长迅猛。2010年银行累计办理跨境贸易人民币结算业务5063.4亿元；2011年上涨为2.08万亿元；2012年达到2.94万亿元，同比增长41%；2013年增长至4.63万亿元，同比增长57%：2014年人民币贸易结算业务累计6.55万亿元，同比增长41.5%①。然而，人民币贸易结算的境外地域主要集中于俄罗斯、蒙古、韩国以及东盟国家，中国与美国、欧盟等发达经济体之间的人民币贸易结算金额非常有限，因此人民币贸易结算亟待实现由区域化向全球化发展的转变。 现有国际贸易结算货币选择理论的一般均衡模型未对参与贸易国家的经济规模给予足够重视，而相关经验分析主要使用国别数据，难以深入分析企业行为对国际贸易结算货币选择的影响。本文通过建立贸易结算货币选择的大国一般均衡模型，从企业利润最大化的视角讨论货币供给量变动所引发的汇率波动对贸易大国价格水平以及出口利润的影响，由此确定贸易商品需求价格弹性、贸易大国相对市场份额影响力对结算货币选择的决定作用。 本文的贡献在于首先将一般均衡分析的研究对象从贸易大国与小国之间的博弈拓展为贸易大国之间的博弈，从而使理论分析更好地服务于人民币贸易结算的现实需求；其次，本文基于贸易商品需求价格弹性的差异，对贸易大国的相对市场份额效应进行细分，提出市场份额效应和市场依赖效应的概念；最后，本文在产业内贸易视角下最终锁定中欧贸易适于采用人民币结算的具体对象，为中国进口企业规避汇率风险、促进人民币贸易结算可持续发展措施的制定提供决策依据。 本文第二部分对国际贸易结算货币选择影响因素的典型文献进行回顾；第三部分建立国际贸易结算货币选择的大国一般均衡模型，重点讨论贸易品需求价格弹性以及相对市场份额对贸易结算货币选择的影响；第四部分是计量模型设定、变量含义解释以及数据来源介绍，重点对企业问卷调查的内容、样本特征以及计算方法进行说明；第五部分报告分析结果以及对内生性和稳健性问题的处理；最后部分是结论与政策建议。 二、文献综述 针对国际贸易结算货币②选择影响因素的研究起步于20世纪60年代，以下从三个方面对其发展历程进行梳理：某种货币（美元）能够成为国际贸易通行结算货币（国际媒介货币）的成因与条件；双边贸易结算货币选择的影响因素；人民币贸易结算的现状与问题。 （一）国际贸易媒介货币的成因与条件 国际贸易媒介货币的形成主要取决于一国的货币交易成本和贸易市场份额，同时国际贸易媒介货币的使用还受商品需求价格弹性、企业风险规避需求以及相关制度因素的影响。针对美元国际化，Swoboda（1968）从交易成本角度对媒介货币的形成原因和条件进行分析，认为美元交易成本低是其成为贸易结算媒介货币的重要因素，而交易成本的高低与货币使用范围成反比。该文成为此领域的开创性成果。此后，McKinnon（1979）、Krugman（1980）、Rey（2001）均从交易成本角度对美元成为贸易媒介货币的原因进行分析，得出了与Swoboda相似的结论。 Goldberg和Tille（2008）利用包含23个国家数据库的经验分析表明，媒介货币形成的决定因素是一国贸易品的需求价格弹性与市场份额，美国凭借商品技术含量与市场份额方面的优势，使得与其相关的大部分贸易均采用美元结算。董有德等（2010）收集了41个国家1992年-2007年的样本数据，得出了类似结论。Fukuda和Ji（1994）对日本对外贸易使用日元结算比例偏低的原因进行了考察，认为进口需求变动以及过度依赖美国市场导致多数日本出口商选择美元结算。Oi等（2004）认为，由于日本制造业的出口竞争力和国际市场份额未能明显提升，所以其始终无法改变依赖美元结算的现实。 Kamps（2006）对42个国家的国际贸易结算货币选择行为进行分析，发现一国是否为欧盟成员或正寻求加入欧盟等制度特征对结算货币选择具有重要影响。此外，Ito等（2012）基于企业层面数据的经验分析发现，日本母公司为确保设立在亚洲其他国家或地区的工厂向海外出口产品与从母公司进口零部件采用结算货币的一致性，往往在亚洲区域公司内贸易中使用美元结算。Chung（2013）利用企业层面数据对英国与其他欧盟国家之间的贸易进行分析，发现中间产品进口依赖性较强的公司倾向于在出口时采用与中间品进口相同的货币结算，以规避汇率风险。由于中间品进口往往采用美元结算，导致上述企业出口时使用美元结算的比例也相对较高。 （二）双边贸易结算货币选择的影响因素 除选择国际贸易媒介货币结算（Vehicle Currency Pricing，VCP）之外，一国是选择出口国货币结算（Producer Currency Pricing，PCP）还是进口国货币结算（Local Currency Pricing，LCP）受到出口利润函数特征、贸易体经济规模的差异、贸易品需求价格弹性以及贸易订单金额的影响。Giovannini（1988）利用局部均衡模型对一个垄断竞争厂商在国内外市场的定价行为进行分析，其结论认为：如果出口利润是汇率变动的凹函数，采用LCP会获得更高利润，反之则反是。Baron（1976）、Donnenfeld和Zilcha（1991）、Johnson和Pick（1997）、Friberg（1998）、Bacchetta和Wincoop（2002）、Engel（2006）均得出类似结论。值得指出的是，Bacchetta和Wincoop（2002）将局部均衡分析拓展至贸易大国与小国博弈的一般均衡分析，结论发现处于市场份额劣势的贸易小国会选择大国的货币结算。而史龙祥（2014）则将一般均衡分析的对象拓展至贸易大国之间的博弈，认为相对市场份额而非绝对市场份额是决定贸易大国之间结算货币选择的重要因素。 此外，Grassman（1973）发现发达国家之间的制成品贸易通常采用PCP，而发展中国家的货币在与发达国家之间的贸易结算中不会被使用，因为发展中国家出口产品的需求价格弹性较大。此后的大量经验研究证明了商品需求价格弹性大不利于采用PCP的结论，如Donnenfeld和Haug（2003）采用加拿大进口数据，Wilander（2006）采用瑞典出口数据，Hopkins（2006）采用瑞典进口数据，Listhart和Da Silva（2007）使用荷兰贸易数据，Sato（2003）使用日本进出口数据，许祥云和张为付（2013）使用日本出口数据，罗忠洲和吕怡（2014）使用中国出口企业问卷数据均证实了此结论。 贸易订单的金额大小对国际贸易结算货币选择也具有一定的影响。Friberg和Wilander（2008）采用瑞典出口商随机样本的问卷数据分析表明，多数出口商选择LCP，对于重要市场及大额订单交易尤其如此。Goldberg和Tille（2009）基于加拿大按产业分类的高度分散数据集的经验分析同样发现，大额订单往往采用LCP。 （三）人民币贸易结算的现状与问题 近年来，随着人民币币值走强，中国边境贸易以人民币结算的金额在稳步增长，但其发展受到出口退税、资本管制政策的制约，因此应在出口退税、外汇管理方面为人民币结算创造宽松环境（李东荣，2009）。许祥云等（2013）同样证明了资本和金融项目开放度对促进货币结算的重要性。此外，吴志明等（2014）认为，人均GDP增长率、中国与发达国家的贸易份额、人民币实际有效汇率波动等因素对人民币跨境贸易结算额具有显著影响。人民币贸易结算与离岸市场人民币升值预期存在长期均衡关系（李波等，2013），同时与中国的经济发展总量、通货膨胀率、真实利率水平相关（李稻葵和刘霖林，2008）。值得注意的是，人民币国际化进程将是一个漫长过程，原因在于其主要通过市场驱动实现（马荣华，2009）。针对人民币贸易结算的市场驱动力，王炜瀚等（2011）提出中国应凭借重要的买方市场份额影响力，大力推动石油进口使用人民币结算，进而将其作为推动人民币国际化的突破口。 从国内外文献的发展态势来看，以企业利润最大化为视角，利用微观数据对贸易结算货币选择影响因素进行定量分析的文献逐渐成为主流，如Friberg和Wilander（2008）、Goldberg和Tille（2008、2009）重点关注市场份额、贸易订单金额以及商品需求价格弹性等因素对贸易结算货币选择的影响。然而Swoboda（1968）、McKinnon（1979）、Krugman（1980）、Rey（2001）等分析国际贸易媒介货币成因的文献多关注货币交易成本、汇率波动等宏观经济因素的作用。有鉴于此，本文将微观与宏观影响因素相结合，以求对贸易大国之间结算货币选择的影响因素进行较为全面的分析。与Bacchetta和Wincoop（2002）研究相比较，本文首先在一般均衡分析框架下，将国际贸易结算货币选择的分析对象由贸易大国与小国的博弈拓展至贸易大国之间的博弈，实现了研究内容的拓展；与史龙祥（2014）相比，本文将贸易大国之间决定结算货币选择的相对市场份额因素进行细分，提出了市场份额效应和市场依赖效应，实现了研究深度的递进；与Goldberg和Tille（2008、2009）分析大额贸易订单对结算货币选择的影响不同，本文着重分析行业间订单平均金额的差异对贸易结算货币选择的影响，以实现对贸易订单金额因素的控制。 三、理论模型 借鉴Bacchetta和Wincoop（2002）的研究③，本文新建理论模型如下：假设世界上存在两个经济体E（欧元区）和I（中国），每个经济体均具有两个贸易部门（A和B），一个非贸易部门（F）；双方进行产业内贸易，行业市场份额由厂商数量决定，并且厂商不存在规模差异，每个厂商在本国或外国销售自己的全部商品。与Bacchetta和Wincoop（2002）的研究有所不同，E和I均为贸易大国。E经济体A和B部门的厂商数量分别为
（J为常数），
；I分别为
，
④；因此当J＞1时，E和1分别在A部门和B部门具有相对市场份额优势，但无法完全排除进口产品价格变动对本国价格水平的影响。 在此仅考虑货币供给变动作为外生冲击引发物价水平和汇率波动，进而考虑对两国结算货币选择造成的影响。在货币约束条件下，E与I的人均货币供给量分别为M和
，两国厂商数量分别为N和
，并与各自的消费者人数相等。代表性厂商（消费者）的福利水平期望值由下式决定⑤：
为消费边际效用，∏是厂商利润（消费者收入），P是总体价格水平。
其中
分别为三个部门的市场份额，而部门市场份额由部门厂商数量与厂商总数之比决定，因此E与I的厂商总数分别为：
相关经验研究表明，E和I非贸易部门的市场份额
和
均大于0.5⑥。 （一）需求函数与均衡汇率 假设I国名义收入等于其货币供给量
；每个国家不同部门间商品价格替代弹性的绝对值为1，而部门内商品间价格替代弹性的绝对值μ＞1；需求函数的具体形式设定为：
对于部门i而言，如果i为非贸易部门，令其国内需求为：
如果i为贸易部门，当E国厂商z出口i部门产品以本币结算时，需求函数为：
其中，
为i部门产品以E国货币结算的出口价格，
为I国i部门产品的市场价格，S为汇率（1单位I国货币兑E国货币的数量），
为I国在i部门产品上的实际支出。而当出口商z以I国货币结算时，其需求函数变为：
其中，
为i部门产品以I国货币结算的出口价格。另外，E国厂商仅在国内销售产品时所面对的需求函数为：
令部门价格水平的具体形式为
，由此I国i部门产品的价格水平最终可表示为：
其中，
是E国i部门产品的出口商在I国的市场份额，
是I国仅在国内销售厂商的市场定价，
是E国i部门出口商中选择以E国货币结算者所占的比例。同理可得E国i部门产品的价格水平为：
其中，
是I国i部门出口商在E国的市场份额，
是E国仅在国内销售厂商的市场定价，
是I国i部门出口商中选择以I国货币结算者所占的比例，
和
分别为I国出口商选择以I国和E国货币结算的出口价格⑦。结合公式（2）、（10）、（11），可分别推导出E国和I国的总体价格水平P和
。当E国货币市场出清时须满足：
NM为货币供给，而公式（12）的右端表示货币需求，将公式（7）、（8）、（9）、（10）、（11）代人式（12），可求得均衡汇率。以部门A为例，考虑均衡汇率的两种极端状态：当J→∞并且E国出口商全部选择E国货币结算（
=1）时，可得：
当出口商全部选择I国货币结算
时，可得：
与Bacchetta和Wincoop（2002）所求解的内生均衡汇率S=M/
相比，本文所求解的均衡汇率除包括相对货币供给量的部分（M/
）之外，还与贸易品相对价格水平和需求价格弹性相关。E国货币供给量相对于I国货币供给量（M/
）上升会引发S值上升，从而说明E国货币贬值。此外，由于贸易品需求价格弹性的绝对值μ＞1，E国进口品价格相对于本国同类产品价格
上升，而E国出口品价格相对于I国同类产品价格
下降会导致S值下降，从而说明E国通货膨胀程度低于I国，导致E国货币升值。 （二）成本与利润函数 令成本函数具体表达式为：
（15） q为产出量，w为名义工资率，η为劳动在生产成本中所占比例的倒数⑧。以A部门为例，假设E国出口商选择I国和E国货币结算时的利润函数分别为：
由公式（7）、（15）、（16）可求得：
由公式（8）、（15）、（17）可求得：
其中
为劳动力市场出清时的均衡工资率。 （三）期望效用函数 根据公式（1），可计算E国出口商分别选择E国和I国货币结算利润差额的期望效用随汇率波动而变动，即：
将式（13）、（14）、（18）、（19）代入式（20）可得如下结果。 其一，
→1（
国A部门出口商均选择E国货币结算）：
其中，ρ为两国货币供给量的相关系数。 由（21）式可知，E国A部门出口商均选择本币结算时，边际出口商的最优决策同样是选择本币结算，因为（21）式始终为正。影响出口商决策的另一个重要变量是
。由（10）和（11）式可知，
反映E国A部门商品进口价格对国内部门价格水平的影响力，而
反映I国A部门进口商品价格对国内部门价格水平的影响力，决定上述影响力的关键在于进口占国内市场份额的大小，因此本文将
命名为市场份额比率，用以反映E国与I国A部门商品进口的相对市场份额。由于μ＞1，市场份额比率越高，即E国相对市场份额优势越弱，E国出口商选择本币结算的动力越弱。因此，在其他出口商选择E国货币结算的条件下，E国的边际出口商也会选择E国货币结算，但选择本币结算的动力会随着市场份额比率提高而减弱。 其二，
（E国A部门出口商均选择I国货币结算）：
由（22）式可知，如果μ值较大使得（μ-1）（η-1）＞1，上式结果为负，因此边际出口商选择，国货币结算较为有利，但市场榜额比率
越高，选择I国与E国货币结算的利润差额越小，即上述因素的变化对选择I国货币结算具有不利影响，从而有利于选择E国货币结算。 （四）理论假说与经济机制 1.理论假说一：贸易大国之间结算货币选择的决定因素主要体现为商品需求价格弹性。当商品需求价格弹性较小时，欧元区出口商选择本币结算较为有利，而当商品需求价格弹性较大时，欧元区出口商选择人民币结算较为有利。 2.理论假说二：产业内贸易模式下，贸易大国之间结算货币选择的另一决定因素是市场份额比率。贸易品需求价格弹性较小时，欧元区出口商选择本币结算的比例会随着市场份额比率的上升（中国相对市场份额优势上升）而下降，即市场份额效应；贸易品需求价格弹性较大时，欧元区出口商选择人民币结算的比例会随着市场份额比率的上升（中国对欧元区市场依赖性增强）而下降，从而选择欧元结算的比例可能上升，即市场依赖效应。 如图1所示，（μ-1）（η-1）＜1时，
欧元区出口商选择本币结算会获得更多利润，但随着市场份额比率的上升，利润差额减少，因此选择欧元结算的比例可能下降⑨；（μ-1）（η-1）＞1时，
，欧元区出口商选择人民币结算会获得更高利润，但随着市场份额比率的上升，利润差额减少，因此选择欧元结算的比例可能上升⑩。
3.经济机制。表1是2000年至2012年欧元区国家向中国出口商品关键变量的描述性统计结果。对应图1中的（μ-1）（η-1）＜1，欧元区向中国出口的是航空器、机动车辆、有线电话、自动数据处理设备等产品（N类商品），欧洲出口商可凭借出口产品较小的需求价格弹性选择欧元结算，从而规避汇率风险。因此，N类商品出口以欧元结算的比例总体上较高(11)。然而出于产品特征的相同逻辑，欧元区从中国进口此类产品时采用人民币结算的可能性较大，进而承担汇率风险。随着市场份额比率的上升，欧元区向中国出口的同时从中国进口同类产品的市场份额扩大，从而汇率波动所形成的进口价格冲击造成欧元区市场以欧元表示的市场价格和出口利润出现明显波动，最终Ⅳ类商品出口以欧元结算的比例与市场份额比率成反比，本文称之为市场份额效应。 对应图1中的（μ-1）（η-1）＞1，欧元区向中国出口的是铜废碎料、不锈钢板材、钻石原料等产品（R类商品），受制于出口产品较高的需求价格弹性，出口商选择人民币结算更为有利。因此，R类商品出口以欧元结算的比例总体上低于N类商品。随着市场份额比率的上升，欧元区出口上述产品的同时以更大份额从中国进口同类产品，因此中国对欧洲市场的依赖性增强，导致欧元区进口上述产品使用欧元结算的比例提高。最终，欧元区厂商出口采用人民币结算，但进口采用欧元结算，上述结算货币选择的不对称性会加剧商品价格和出口利润的波动（见表2），导致欧元区厂商降低出口使用人民币结算的比例，而提高使用欧元结算的比例。欧元区出口商品以欧元结算的比例与市场份额比率成正比，本文称之为市场依赖效应。 四、经验分析 （一）计量经济模型设定
1.被解释变量及重要解释变量。公式（23）中的PCPR为i行业t年欧洲出口商选择欧元结算的比例(12)；lnMSR为市场份额比率的对数值(13)；
为反映贸易品需求价格弹性的虚拟变量，根据Rauch（1999）的产品需求价格弹性分类原则，当贸易品属于N类时制成品
=1，否则
=0。此外，Friberg和Wilander（2008）、Goldberg和Tille（2009）等文献认为，贸易订单的金额大小对结算货币选择具有重要影响。本文采用交易频次比率（Transaction Frequency Rate，TFR）控制贸易订单金额对结算货币选择的影响。具体而言：
公式（24）中的
为市场份额比率，表示i行业t年中国对欧元区的出口额占欧元区总进口额的比例
与欧元区向中国的出口额占中国总进口额的比例
之比，此变量来源于理论模型，用以反映贸易大国之间的相对市场份额因素对贸易结算货币选择的影响。由于总体样本同时包含N类与R类商品，
符号不确定。根据图1，如果市场份额效应占主导地位，
＜0；如果市场依赖效应占主导地位，
＞0。另外，依据理论假说一，预期
＞0。
公式（25）中的
为交易频次比例，是为反映贸易订单平均金额在行业间的差异所引入的解释变量。交易频次比例为i行业t年的贸易订单数量
与j行业（订单数量最多行业）的订单数量之比。当i=j时，
=1；当i≠j时，0＜
＜1。交易频次比例越高，表明该行业一年之中交易越频繁，因此订单平均金额可能越低。而小额多次的交易使得中国进口商在与欧元区出口商的谈判中处于不利地位，贸易订单采用欧元结算的可能性较大，因此TFR与PCPR成正比，预期
＞0。
2.控制变量。Friberg和Wilander（2008）、Goldberg和Tille（2009）等文献认为，货币交易成本差异、货币套期保值需求以及汇率波动程度等因素均对贸易结算货币选择具有重要影响。由于相当部分的中欧贸易采用美元结算，本文从货币交易成本和货币套期保值功能角度对中欧贸易使用美元结算的因素予以控制。借鉴Goldberg和Tille（2008）的方法，TCD是反映欧元与美元交易成本差额的虚拟变量，如欧元交易成本低于美元，TCD取值为1，否则TCD取值为0。货币交易成本可表示为汇率买入价与卖出价之间的信用差额除以汇率买入价与卖出价之和(14)，上述汇率均为名义汇率年度均值。欧元交易成本低于美元，有利于选择欧元结算（预期
＞0）。 HED为反映欧洲出口商规避汇率波动引发生产成本变动风险（套期保值）的虚拟变量，借鉴Goldberg和Tille（2009）的测算方法，生产成本的套期保值动机与汇率波动引发出口商边际成本的变动相关。本文分别测算欧元对人民币汇率、美元对人民币汇率与欧洲厂商向中国出口的边际成本(15)之间的相关性。如果欧元相关性较强，HED取值为1，否则HED取值为0。欧元的套期保值作用强于美元有利于选择欧元结算（预期
＞0）。DlnEXR反映欧元对人民币名义汇率的波动程度，参照张志文等（2013）的计算方法，取欧元对人民币年度平均汇率的对数作一阶差分，并计算标准离差值。欧元汇率波动幅度越大，越不利于选择欧元结算（预期
＜0）。
和
分别代表行业和年度固定效应，
为同时固定行业和年度效应。下面为子模型：
公式（26）中的
为i行业t年欧元区进口额占欧元区GDP的比例(16)。依据市场份额效应，当商品需求价格弹性较小时，市场份额比率与欧元区出口商选择欧元结算的比例成反比。公式（26）中ITG越大，市场份额效应经由汇率传导对欧元区物价水平的影响越显著，因此对选择欧元结算造成的负面影响越明显；依据市场依赖效应，当商品需求价格弹性较大时，市场份额比率与欧元区出口商选择欧元结算的比例成正比。ITG越大，市场依赖效应经由汇率传导对欧元区物价水平的影响越显著，因此对选择欧元结算形成的正面影响越明显。其余变量的含义与总模型一致。 结合样本数据的分布特点，本文将总样本分为N类商品和R类商品两个子样本，以分别检验市场份额效应和市场依赖效应对欧洲出口商选择欧元结算的影响。根据理论假说二，市场份额效应使得市场份额比率与选择欧元结算的比例成反比（N类商品样本组预期
＜0），而市场依赖效应使得市场份额比率与选择欧元结算的比例成正比（R类商品样本组预期
＞0）；ITG越大，市场份额效应越显著（N类商品样本组预期
＜0），同时市场依赖效应也越显著（R类商品样本组预期
＞0）。其余变量影响系数符号与总模型一致。 （二）数据来源与处理 1.被解释变量的数据来源及计算方法。被解释变量的数据来自企业问卷调查。本文首先统计2000年-2012年的问卷调查结果(17)，在以欧元区向中国出口商品金额排名前10位行业（H.S.4位编码，共21个，见表1）的基础上结合数据可获得确定性数据样本（H.S.8位编码，共227个，见附表），上述数据来源于联合国商品贸易统计数据库以及中国海关企业数据库。以H.S.8位编码为层面，本文对统计期间所涉及的中国进口企业采取分层随机抽样方法进行问卷调查，抽样比例为10%。共发放企业问卷30198份，回收问卷17249份，回收率为57.11%，其中有效问卷为16 779份。企业问卷调查的内容共包括3部分9个问题：第1部分是公司基本情况，包括所属行业、企业所有制性质、所在省份（限于篇幅，结果未列出，备索）；第2部分是企业贸易基本情况，包括进口贸易类型、最主要的进口来源地（结果未列出，备索）；第3部分是2000年-2012年企业进口订单明细，内容包括订单数量、单笔进口订单金额、进口订单结算币种。按照统计期间的年度实际汇率均值，将企业订单金额统一折算为美元，并以每个订单金额占相应行业订单总额的比例为权重，采用加权平均方法计算出227个行业在统计期间选择欧元结算的比例。 下页图2是2000年-2012年227个行业以欧元结算比例的年度均值。上述行业在2000年以欧元结算的比例为50%左右，随后伴随欧元在世界货币体系中地位的提升而有所上升，2008年达到60%左右。然而，伴随欧元区债务危机的出现以及人民币跨境贸易结算的启动，欧元区出口商使用欧元结算的比例近年来出现下降态势，总体保持在55%左右。
2.其余变量数据来源。市场份额比率的数据来自联合国商品贸易统计数据库；在交易频次比例中关于年度H.S.8位编码的贸易订单数量来自中国海关企业数据库的统计结果；所有涉及汇率的年度数据均来自《国际金融统计年鉴》（International Finance Statistics）；欧元区出口边际成本计算中所使用的欧元区生产者价格指数（we）数据来自经济合作与发展组织（OECD）数据库，中国真实消费水平（Cd）来自国研网宏观统计数据库。 我们对中国海关企业数据库中的日期、产品代码、进出口代码、企业代码、原产国/起运国、交易金额等变量信息进行了逐一核对，剔除了企业信息重复统计的情况，同时保留同一企业在一年之中多次交易相同产品的情况；对交易频次比例和订单平均金额进行了行业间比较，以确保两者之间存在负相关关系；剔除企业调研数据中的失真情况，并对统计期间企业调研数据存在的非连续问题进行处理，保留了有关缺失值。另外，对企业问卷数据中的贸易订单金额进行汇率折算后，与中国海关企业数据库中的订单金额进行了比对(18)，以确保企业问卷调研数据的可靠性。
五、计量分析结果 （一）固定效应分析与工具变量回归 表3面板数据固定效应的分析结果显示(19)：总样本中市场份额比率（InMSR）对欧洲出口商选择欧元结算的比例具有负面影响（见总样本（1）和（2）列），但影响力较为微弱；N类商品虚拟变量与市场份额比率的交互项显著为正，并且影响系数较大，表明出口工业制成品相对初级产品对选择欧元结算具有明显的正面影响，从而对假说一予以证实。交易频次比例（TFR）的影响系数显著为正，表明小额多次的贸易订单有利于采用欧元结算，而大额少次的进口订单对选择人民币结算有利。欧元与美元交易成本差额的虚拟变量（TCD）影响系数显著为正，说明欧元交易成本低于美元对选择欧元结算具有正面影响；反映货币套期保值需求的虚拟变量（HED）影响系数显著为正，说明欧元相对于美元更好地规避出口商的生产成本变动风险，从而有利于选择欧元结算；欧元对人民币的汇率波动程度（DlnEXR）显著为负，表明欧元对人民币汇率波动程度越大，越不利于选择欧元结算。上述回归结果均与预期结果一致。 在N类商品子样本中，市场份额比率（lnMSR）与选择欧元结算具有显著的负相关关系（见（3）至（4）列），即证实市场份额效应。在控制中欧贸易采用美元结算的影响因素后，上述结果意味着N类商品样本组中，市场份额比率越高的行业采用欧元结算的比例越低，而使用人民币结算的可能性越大。此外，在R类商品子样本中，市场份额比率与选择欧元结算具有显著的正相关关系（见R类商品（7）和（8）列），即证实市场依赖效应。上述结果意味着在R类商品样本组中，市场份额比率越低的行业采用欧元结算的比例越低，而使用人民币结算的可能性越大。欧元区行业进口额占其GDP的比重与市场份额比率的乘积项并不显著（见N类商品（3）至（6）列），表明市场份额效应基于汇率波动对欧元区物价水平造成的影响并不明显，可能的原因在于欧元区各行业的进口额占其GDP的比例过小，从而导致回归结果不显著；欧元区各行业进口额占GDP的比例与市场份额比率的乘积项在（9）和（10）列显著为正，从而一定程度上表明市场依赖效应基于汇率波动对欧元区物价水平的变动产生了明显影响。其余自变量的影响系数与总样本保持一致。 考虑到欧洲出口商选择欧元结算的比例与市场份额之间可能存在相互影响从而导致内生性问题，本文将与市场份额比率相关变量的一阶滞后值作为工具变量进行固定效应回归分析（见（5）、（6）、（9）、（10）列）。这样做的理由在于，滞后期的市场份额比率不会受到当期结算货币选择行为的影响，但是会与市场份额比率的当期值存在相关性，因为市场份额在时间上具有一定的稳定性和延续性。除第（10）列中的HED（套期保值虚拟变量）和DlnEXR（欧元汇率波动程度）变为不显著之外，N类商品样本组中的（5）和（6）列，以及R类商品样本组中的（9）和（10）列的工具变量回归分析结果与前述结果基本保持一致(20)。 （二）稳健性检验 图2中227个行业以欧元结算比例的年度均值是以贸易订单金额为权重，采用加权平均方法进行统计，本文采用简单平均方法再次对每一年度227个行业使用欧元结算的比例进行统计，以对前述结果进行稳健性检验(21)。图3是对贸易订单数量采用简单平均方法所统计的227个行业欧元结算比例的年度均值。简单平均与加权平均统计方法的计算结果在变化趋势方面基本一致，但依据简单平均方法所计算的欧元结算比例年度均值的最大值约为65%，而且其均值略高于使用加权平均统计方法的计算结果。上述发现一定程度上反映在图2的计算结果中，大额贸易订单采用非欧元货币结算，进而导致以订单金额为权重所计算的欧元结算比例相对较低。
对采用新的统计方法所计算的被解释变量进行固定效应分析，稳健性检验结果如表4所示。总体样本中市场份额比率（lnMSR）显著为负，但影响力依然微弱，同时N类商品虚拟变量与市场份额比率的交互项（T·lnMSR）显著为正，并且影响力较强（见总模型第（1）和（2）列），从而再次印证假说一。子模型中N类商品市场份额比率（lnMSR）显著为负，而R类商品样本组市场份额比率（lnMSR）显著为正，从而假说二再次得以印证，即市场份额效应使得市场份额比率与采用欧元结算的比例成反比，市场依赖效应使得市场份额比率与采用欧元结算的比例成正比。然而，市场份额比率与欧元区进口额占其GDP比例的乘积项在N类商品样本中依然不显著，但在R类商品样本组第（9）和（10）列仍然显著为正；交易频次比例（TFR）在多数情况下显著为正，表明贸易订单的平均金额与选择欧元结算的比例之间存在负相关；欧元与美元交易成本差额虚拟变量（TCD）的影响系数始终显著为正，欧元区出口商套期保值虚拟变量（HED）的影响系数除第（10）列外也始终显著为正，而欧元汇率波动程度（DlnEXR）的影响系数多数情况下显著为负。上述各个自变量影响系数的符号和显著性与表3中的结果保持一致，说明前述的分析结论比较稳健。
根据上述结论，可以从商品需求价格弹性、市场份额比率、交易频次比例三个方面入手对欧元区向中国出口商品适于人民币结算的行业进行筛选。对于需求价格弹性较低的Ⅳ类商品，应选择市场份额比率高（中国具有相对市场份额优势）、交易频次比例低（贸易订单平均金额较大）的行业推动人民币结算；对于价格弹性较高的R类商品而言，应选择市场份额比率低（中国对欧元区市场依赖程度低）、交易频次比例低的行业推动人民币结算。依照样本数据，2000年-2012年N类商品样本组市场份额比率较高行业的税则号包括8471、8517、8414，而交易频次比例较低行业的税则号包括8517、8703，因此N类商品样本组中税则号为8517（有线电话、电报设备）的行业适于采用人民币结算；R类商品样本组市场份额比率较低行业的税则号包括7102、7219、8406，而交易频次比例较低行业的税则号包括7219、7102、8401，因此R类商品样本组中7219（不锈钢板材）和7102（工业及非工业用钻石原料）行业适于采用人民币结算。 本文的研究发现，影响欧元区国家向中国出口商品选择欧元结算的因素主要体现为商品需求价格弹性、相对市场份额以及贸易订单平均金额。对于需求价格弹性较低的商品而言，市场份额效应强（中国具有相对市场份额优势）并且订单平均金额大的行业适于选择人民币结算；对于需求价格弹性较高的商品而言，市场依赖效应弱（中国对欧元区市场的依赖程度低）并且贸易订单平均金额大的行业适于选择人民币结算。 感谢上海对外经贸大学国际经贸学院王乐、王黎、谢文斌、葛绍蔚、阮珍珍在数据收集和处理方面所做的工作。 ①数据来源于中国人民银行：《季度中国货币政策执行报告》（2010年-2014年），http://www.pbc.gov.cn。 ②Friberg（1998）等文献认为，计价货币与结算货币的概念虽不一致，但现实中两者通常为同一种货币。因此，本文未对计价货币与结算货币的概念进行专门区分。 ③公式（1）、（2）、（5）至（12）以及（15）至（20）借鉴Bacchetta和Wincoop（2002）的研究。 ④带*的变量表示I国变量，无*号的表示E国变量。 ⑤此处借鉴新开放宏观经济学文献中常用的福利函数，在函数中求解厂商利润或劳动收入对福利水平的影响无差别。 ⑥如果将非贸易部门的范围定义为包括传统服务部门以及由于贸易成本使得某些服务的消费仅能在国内完成的部门，
和
的值会更高，参见Wincoop（1999）的研究。 ⑦Bacchetta和Wincoop（2002）用“E”表示出口国货币结算，用“I”表示进口国货币结算，与其不同的是，本文中“E”表示用E国货币结算，用“I”表示用I国货币结算。 ⑧η通常介于1与2之间，意味着成本函数为凸导致规模报酬递减。 ⑨事实上出口商需要在规避汇率风险与保持出口份额稳定之间进行权衡，当选择E国相对于I国货币结算所带来的利润差额下降后，部分出口商可能转向选择I国货币结算以保持在I国市场份额的稳定，从而造成选择E国货币结算比例的下降。 ⑩当选择I国货币相对于E国货币所带来的利润差额下降后，E国部分出口商可能转向选择本币结算以规避汇率风险，从而可能带来选择本币结算比例的上升。 (11)N类商品出口以欧元结算的比例分布为21%-95%，算数均值为0.56；R类商品出口以欧元结算的比例分布为33%-55%，算数均值为0.44。 (12)理论模型的分析视角是欧元区出口商选择欧元与人民币结算之间的利润差额受哪些因素的影响，由于出口商具有选择本币结算以规避汇率风险的天然属性，经验分析部分选择欧元结算比例作为被解释变量，以保持理论模型与计量模型分析问题视角的一致性。此外，根据样本数据，欧元区厂商向中国出口时主要使用的结算货币为欧元、美元以及人民币。计量模型从货币交易成本、出口商结算货币选择的套期保值功能两个角度，对中欧贸易中使用美元结算的因素加以控制。因此，如果欧元区出口商使用欧元结算的比例出现下降，很可能会提高使用人民币结算的比例。 (13)由于市场份额比率（MSR）的取值分布范围较大，本文对其取对数值。 (14)此处利用欧元对人民币汇率计算欧元交易成本，利用美元对人民币汇率计算美元交易成本。 (15)根据Goldberg和Tille（2009）的研究，出口厂商的边际成本
是欧元区生产者价格指数的对数值，
为中国真实消费水平的对数值，α取值为0.65。计算时采用汇率与出口边际成本的月度数据进行相关性分析，如果欧元汇率与出口边际成本之间的相关系数较大，则令该年度HED取值为1，否则取值为0。 (16)由于i行业t年欧元区进口额占欧元区市场同类产品消费金额比例的数据不可得，因此公式（26）选择欧元区年度GDP数据对进口产品同类消费品金额的数据进行替代，但这会造成数值低估。 (17)问卷调查的工作量极其巨大，目前本文样本的时间周期仅能更新至2012年。此外，由于本文的被解释变量为选择欧元结算的比例，其基本分析结论和经济含义受人民币跨境贸易结算起始于2009年的影响不会太显著。本文利用2009年-2012年的数据进行稳健性分析的结果与现有结论类似。 (18)中国海关企业数据库的企业订单金额均采用美元结算，问卷调研中企业订单金额采用不同币种结算，利用汇率进行折算后通过比较两者以相同币种表示的金额是否存在明显差异，可对问卷调研数据的质量做出判断。 (19)限于篇幅，选择固定效应的依据未列出，相关检验结果可向作者索取。 (20)N类商品样本（5）和（6）列回归结果中的总体
产生显著变化，表明去除可能存在的内生性后，此样本组关键变量的边际解释力有所下降，但对总体回归结论不构成实质性影响。 (21)考虑到人民币跨境贸易结算于2009年正式启动，本文利用2009年-2012年的数据，再次进行了稳健性检验，回归结果与表3基本一致，备索。
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