题目：人民币跨境结算改革与企业出口
作者：孙浦阳；许茜；于春海
来源：世界经济，2024年第2期
关键词：结算方式；汇兑成本；企业出口；边境贸易
虽然全球分工促使关税壁垒大幅下降，但除关税壁垒外，进出口企业仍然面临纷杂的交易成本阻碍了贸易便利化的实际推进。在影响贸易便利化的因素中，较为突出的是复杂的外贸结算流程。按照中国的外贸企业结算管理制度，贸易结算需要审批、缴纳手续费，以及花费大量时间完成资金周转等。因此，汇兑成本是企业无法避免的交易成本，直接影响了其出口决策。在此背景下，如何通过政策实施减少企业面临的汇兑成本，是实现贸易便利化改革的重要内容。为此，文章基于中国2009年开始实施的《跨境贸易人民币结算试点出口企业名单》，从微观视角检验了人民币结算试点政策对中国企业出口的影响，并深入研究了可变汇兑成本和固定汇兑成本的影响机制。研究发现：首先，申请使用人民币结算能显著促进企业出口。其次，对汇兑成本反应较大的企业出口，受结算改革影响更为显著。因为向与中国签署本币互换协议的目的地出口，可变汇兑成本下降较大，结算改革对其影响也较大；非中间商对固定汇兑成本反应较大，所以改革对其出口的影响也更显著。最后，在使用堆积双重差分和工具变量法排除边境贸易结算改革提前和试点随机性的影响后，基本结论仍稳健。本文可能的边际贡献在于：首先，本币结算经济影响的相关研究发现本币结算可以有效促进出口，提高社会福利水平，但因为缺乏微观数据，该结论无法在企业层面上得到有效的定量分析。而本文通过中国跨境贸易人民币结算试点的实施，以及详细的出口和企业数据，深入微观企业层面分析本币结算的出口影响，填补了研究的空白。其次，国内目前仍较为缺乏针对汇兑成本的研究，且对于贸易便利化的衡量没有深入至结算环节。这为本文提供了研究契机，本文使用中国跨境贸易人民币结算试点的实施作为准自然实验的基础，将交易成本和贸易便利化的研究锁定在汇兑环节。本文构建多产品异质企业出口模型，阐释汇兑成本对出口的影响。在面对不同国家的市场时，各出口企业面对可变和固定两种汇兑成本。结算改革可以降低汇兑成本，从而促进企业出口。1.消费者偏好。本文假设市场上每位消费者的偏好是一致的，代表性消费者的效用取决于消费一系列不同种类产品的数量 ：其中，Ω 是异质性种类的消费可行集，k 代表产品，ρ 为异质种类间的替代弹性，υ 为产品间的替代弹性，其中同产品中的种类替代弹性大于产品间的替代弹性，则价格函数为：2.企业出口。假设企业所有产品种类共有的生产力为φ，各产品种类的专业知识为 ，二者的分布 和 相互独立。lk为指示变量，企业生产产品种类k 时取1，否则取0。 表示当一家企业对产品种类k 具有生产力 和产品专业知识 时，其生产种类k 的产量。本文假设企业的生产需要 fh 单位的劳动力作为企业总部需要的固定成本，同时需要 fv 单位劳动力作为每个种类的固定生产成本。则企业的劳动力需求 设定为：假设企业进行出口需要支付汇兑成本，并分为出口产品的固定汇兑成本( )和可变汇兑成本( )。在给定边际成本和需求函数的情况下，可以得到企业出口时的收入为：其中 为产品在国内销售时的收入，对应 为出口收入，考虑到出口的可变汇兑成本τ , 出口收入可以表达为： 。则该企业的利润为：其中， 为生产特定产品的固定成本 。假设出口临界企业的出口收益等于成本，则需要符合(6)式, 为出口临界企业的专业知识且 ，国家i 的企业出口到国家j 的企业-产品利润函数为：其中包含可变成本（ τij）和市场固定成本（fij）。假设生产力符合帕累托分布 ,专业知识符合帕累托分布 国家 i和j的工资分别为 和 ，所用劳动力分别为 和 。与(7)式不同的是，(8)式使用临界企业的专业知识 ，对积分进行了替换。在引入边界企业的企业-产品出口利润为零的条件后，可以得到：使用国家i 的企业出口到国家j 的企业利润为零的条件后（ 为产品固定成本），可以得到出口临界企业的生产力为：通过灵活进入的假设，我们可以得到国内企业的生产临界生产力，但这与本文研究问题无关，在此不再赘述。在国家和企业给定的情况下，可以得到企业出口的集约边际 和广延边际 。结合(11)和(12)式可得，给定企业从i 国向 j 国出口表达式为：首先，进行总出口额的比较静态分析。根据(13)式，总出口额的对数 对可变汇兑成本 的一阶导数为：命题1：可变汇兑成本和固定汇兑成本的降低都将提高企业的总出口。其次，为进一步验证汇兑成本这一理论机制，本文采用3类特殊企业与普通企业对比，这3类特殊企业在汇兑成本变化时，其整体成本变动与普通企业不同，除此之外企业间无明显差异。由此可以侧面验证，结算改革通过汇兑成本影响企业出口。基于现有的研究，中间商面临固定成本变动时，出口变动幅度小于非中间商企业；国有企业面临时间类固定成本时，出口变动幅度小于非国有企业。出口至签署互换协议国家的企业，其面临的可变汇兑成本下降得更多 。假设中间商出口和固定成本分别为 和 ；国有企业出口和固定成本分别为 和 ；签署互换协议面临的可变成本为 则对上述3类企业的描述分别为：命题2：中间商或国有企业在固定汇兑成本下降时，其总出口的变动幅度小于非中间商或非国有企业；出口至互换签署地的企业，可变汇兑成本下降得更多，所以出口提高更多。最后，我们对广延边际和集约边际分别进行比较静态分析。根据(11)式，集约边际的对数 对可变汇兑成本 的一阶导数为：根据(12)式，广延边际的对数 对可变汇兑本 的一阶导数为：![]()
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2009年4月8日国务院常务会议决定开展跨境贸易人民币结算试点，并分别于2010和2011年逐步扩大试点范围，直至2012年2月3日普及到全国企业。国家推进跨境贸易人民币结算，以服务实体经济、促进贸易便利化为结算改革的导向,该政策使得国内试点企业有资格使用人民币进行贸易，但最终使用人民币还是其他货币，由企业自行决定，并非强制试点企业必须使用人民币结算。具体政策实施时间见表1。本文使用的数据主要来自跨境贸易人民币结算试点出口企业名单、中国海关数据库以及全国税收调查数据库提供的相关企业信息。商务部财务司公布了改革的试点企业名单，本文将名单下载后进行整理，收集到2009和2010年共67359家结算改革试点企业名单（与其公布的企业数相同）。将企业名称进行简化后（去除类似“有限责任公司”等尾缀），与税收调查数据库和海关数据库的公司名称进行匹配，最终获得“年份-企业-目的地”维度的结算改革冲击数据。本文使用的企业出口数据来自中国海关总署统计的外贸产品海关数据库。由于结算改革仅涉及“年份-企业-目的地”维度，所以本文加总到该维度上为避免物价波动对结果产生影响，本文使用《中国统计年鉴》中的美元-人民币的货币汇率（年平均价）将出口价值转换为人民币计价，再通过国家统计局公布的国家或各省的GDP指数和名义GDP对出口价值进行平减。
本文使用的企业经营数据来自全国税收调查数据，该数据由中国财政部和国家税务总局选取重点调查企业和抽样调查企业填报“税收调查表”得到，包括企业的行业、财务及地址等信息。我们的数据虽为非平衡面板，但数据结构对本文经验分析无太大影响，因为数据库中包含部分每年都会被调查的平衡面板数据，保证了样本的稳定性，同时抽样调查又是随机的。本文删除了样本期内仅有1年被税收调查的样本企业，进一步加强了样本的连续性。按照企业名称，本文将结算改革试点名单与税调数据库和海关数据库进行匹配，分别去除试点名单和税调、海关数据中企业类别的字样, 去除后进行企业名称的直接匹配。最终得到2007-2016年共126380家企业的出口和基本信息数据，其中出口结算改革前两批试点企业共34656家，占比27.42%。2016年抽样数量虽较前几年有所下降，但这对本文的影响较小，因为2016年人民币结算已全面放开。本文最终共得到5413323个样本数据，表3为主要变量的描述性统计。从中可知，约有60%的样本出口时有人民币结算的资格。年份-目的地级控制变量的数据来自世界银行公开数据。本文主要探究的问题是在贸易便利化导向下，结算改革发生后，企业使用人民币结算是否能提高其出口，因此我们采用DID模型进行回归。该模型通过使用外生的结算改革冲击，比较处理组和控制组在人民币结算前后出口的净变化，以衡量冲击结果。试点企业出口至试点目的地的样本为处理组，其余情况为控制组。具体方程为：其中，被解释变量 指企业n在t年出口到d 地的出口总额，因存在0值所以加1取对数。解释变量 是划分处理组和控制组的虚拟变量，当企业n 在t 年出口到d 地的结算可以使用人民币结算时取值为1，反之为0。处理组具体定义如下： 为控制变量矩阵，包括主营业务收入（Income）、年末资产总额（Asset）、年末固定资产（Plant Asset）、消费者物价指数（CPI）、国内生产总值（GDP）和人口（POP），均取对数，以此实现对企业规模、营业能力和目的地需求等因素的控制。回归中加入个体固定效应 和年份固定效应 。为保证稳健性，本文既使用了企业-目的地维度的固定效应 ，也使用了企业和目的地维度的固定效应 ( 和 )。这样企业固定效应可以吸收企业个体特征对结果的影响，目的地固定效应可以排除目的地特征对结果的影响，但出口也可能会受到企业-目的地的影响（例如，英国对华为5G设备的禁用），所以也将其进行控制。 为误差项，为避免序列相关、异方差以及统计量聚类特征对结果的影响，本文采用2分位行业层面的聚类稳健标准差。此外，本文应用事件研究法（event study）检验事前平行趋势。具体模型设定为：其中， 为年度虚拟变量，若t 期为企业结算改革的第 s 年，则取值为 1，否则为0（s < 0 表示事前，s = 0表示结算改革当年，s > 0 表示事后），此外，若t期为企业结算改革的第3年或超过3年， 取值为1。如果本文的假设合理，则事前 的估计系数应与0值没有显著区别，而事后 的估计系数会显著大于0值。此外，固定效应和聚类与(23)式相同。为检验出口结算方式与企业出口的关系，本文使用(23)式进行回归，预计 是正数，因为人民币结算降低了企业面对的出口汇兑成本，应能促进企业出口增加。从表5第(1)-(4)列可知，结果与预期相同，解释变量与企业出口之间呈显著正相关关系。这表明在出口结算方式改变后，贸易便利化程度提高，汇兑成本降低，从而企业出口价值增多。从回归系数看，在试点政策实施后，出口价值上升2.8%-5.5%。第(3)和(4)列控制了企业-目的地固定效应时，系数有所上升，可能因为出口受到企业-目的地的影响较小，所以解释变量的解释性更强。在加入控制变量后，系数有所降低，说明控制变量对结果有一定解释作用，故选用控制变量有效。由于本文被解释变量是出口价值，出口产品的价格可能受到物价水平的影响，所以本文用当年的美元和人民币汇率的年平均价折合成以人民币为单位，并用 2007年为基期的年度GDP平减指数，和年度-省份维度的GDP平减指数予以平减相关。结果见表5第(5)-(8)列。其中第(5)和(6)列使用年度数据进行平减，第(7)和(8)列使用年度-省份维度数据进行平减，年度平减方法在显著性和系数大小上与没有平减过的结果没有差异，年度-省份维度的平减方法使回归系数略有上升，排除了物价水平对本文结果的错估。根据(19)-(22)式，结算改革将降低可变和固定汇兑成本，因此企业出口的广延边际，即出口种类的数量将提高；而集约边际（企业出口每类产品的金额）变化方向不确定。下面本文验证这一理论结论。我们将主回归的被解释变量更换为t 年企业n 向d 地出口的种类数，其余与主回归保持一致，结果见表6的第(1)和(2)列。从中可知，与理论结果相同，结算改革会提高企业出口的广延边际。然后我们将被解释变量更换为t 年企业n 向d 地出口y 产品的金额，其中产品维度为HS6分位，结果见表6第(3)-(6)列。从中可知，结算改革对企业出口产品的金额有正向促进作用，但该作用并不十分显著（接近10%），原因可能是固定汇兑成本的降低使得集约边际有所下降，可变汇兑成本的促进作用被削弱。此外，本文能使用DID模型的前提是，在结算改革冲击之前，控制组与处理组出口的变化趋势应该是相同的。我们根据(24)式，使用事件研究法对平行趋势进行检验，将结算改革发生前1期作为基期，结果见表7。其中，出口结算改革前 系数不显著，改革后 系数在10%水平上显著，故通过平行趋势检验。同时可以看出，结算改革当年就可以显著推动企业出口，与实际数据相符。2010年以来，跨境贸易人民币结算试点地区业务持续大幅增长。2010年第一季度，银行累计办理跨境贸易人民币结算业务183.5亿元，为2009年下半年结算量的5倍多。可见改革对企业的影响是即期的。从表7第(1)和(2)列结果还可以看出，一直到冲击后3年，结算改革对出口均有 明显促进作用 。为确定该促进作用的持续时间，本文将(24)式中的变量改为：若t 期为企业结算改革的第3年， 取值为1；若t期为企业结算改革的第4 年或超过4年， 取值为1，结果见表7第(3)和(4)列，可以发现该促进作用在第3年后不再显著，说明结算改革的促进作用可以持续3年左右。原因可能在于：人民币结算在2015-2017年经历了调整与回落期，人民币国际化指数（RII）显著回落。由于本文样本到放开后4年，无法看到更长时期政策效应的变化。由于本文的样本期为2007-2016年，缺少前期影响，我们选择使用样本中企业在2007年前的海关数据库对数据进行补全，将年度虚拟变量延长至 。使用每个企业最初出现在2007-2016年样本期内的控制变量值，乘以时间趋势作为控制变量。具体结果见表7第(5)和(6)列，为保证样本增加后基准结果仍然稳健，在第(5)列中补充了基准回归的结果。从第(6)列结果可知，冲击前结果不显著，且系数有正有负，不存在显著趋势差异，也说明平行趋势假设是通过的。结算改革对企业出口行为较为外生，一方面企业出口难以影响政府决定改革的时间；另一方面试点企业需经各省级部门推荐，还需中国人民银行等部门审核, 审核标准对出口等企业表现无具体要求，企业出口难以影响试点资格。所以，结算改革的内生性较弱。但本文基准回归中仍存在内生问题：第一，解释变量与被解释变量之间存在共同影响因素，例如政府在实施试点政策时可能偏向成本负担较重的企业，使结算改革实施概率和出口同时增大；第二，反向因果，由于试点遵循自愿原则，所以出口更高的企业有更大的意愿申请成为试点企业，导致结果高估；第三，冲击前和冲击后的出口变 化可能存在突增趋势，导致结果高估 。针对以上问题，本文分别选择几种不同方法进行检验。第一，为避免政府给予试点资格和企业出口存在共同影响因素，本文将企业年末未交增值税额作为工具变量，并使用2SLS法进行回归，一阶段回归方程为：其中， 为工具变量，即企业的年末未交增值税额。选择该工具变量的原因在于：一是该工具变量满足相关性，国家给予试点资格重点考察企业的税务合规性，其中增值税为企业的主要赋税，所以企业未交增值税额越高，被授予试点资格的可能性越小；二是该工具变量满足外生性，未交增值税额与出口没有明确的相关关系，出口较少的企业业绩较差，未交额可能较高，而出口较多的企业因勾结等原因，未交额也可能较低。使用Logit模型根据(25)式进行回归后，将 作为解释变量再进行基准回归，结果见表8。第(1)列为第一阶段回归结果，表明罚款金额与结算改革呈显著负向关系，说明该企业年末未交增值税额越多，就有更低概率更早实现结算改革，相关性存在。工具变量存在缺失值，所以第(2)列为防止样本量减少的影响，使用有工具变量数据的样本进行的基准回归结果。从第(3)列可知第二阶段结果显著为正，说明在排除共同影响因素后，结算改革仍能正向影响企业出口。为减弱企业规模与工具变量间存在的内生问题，本文加入更多控制企业经营规模的变量, 结果见表8第(4)列，结果依然稳健。表8第(5)和(6)列是结算改革对出口广延边际和集约边际的影响结果，在排除出口与结算资格的共同影响因素后，广延边际仍显著为正。第二，针对企业表现等样本差异性以及遗漏变量对结果的影响，本文借鉴Colonnelli et al.(2022)的研究，使用CEM方法，减少试点与非试点企业间企业因素的差异。具体而言，本文使用企业控制变量作为协变量，分别对2008和2009年（试点改革前1期）的控制组企业进行筛选，匹配方式为K2K。首先，进行匹配前后的样本差异性展示。CEM匹配的效果可由统计量L1衡量，L1介于0到1之间，值越大，则组间不平衡性越大。表9报告了L1统计量的变化，筛选前L1统计量为0.994和0.480，匹配后为0.361和0.442，说明CEM方法确实提高了样本平衡性。本文在匹配样本基础上再次进行基准回归，结果见表10。从中可知，在企业因素基本相似的情况下，结算改革对出口仍有1.1%的促进作用。与基准回归系数 (2.8%-5.5%) 相比有所下降，说明企业表现的差异性会使得结果高估，但回归系数依然显著为正，表明基本结论稳健。第三，为排除冲击前和冲击后时间趋势的影响，以及排除控制组和处理组其他特征的影响，本文使用两种反事实检验方法进行验证。一是参考McCaig and Pavcnik(2018)的方法使用2000-2009年的海关数据 , 将结算改革的3次时间分配给2002、2003和2005年，结算改革的试点企业保持不变进行回归，结果见表11。第(1)和(2)列使用在2007-2016年有出口且在2000-2009年也有出口的企业-目的地样本；第(3)和(4)列使用了完整的2000-2009年海关样本。结果显示，结算改革的估计系数不显著。因此，事前冲击和潜在趋势没有导致企业出口的提高。二是借鉴Cantoni et al.(2017)的方法进行另一种反事实检验。本文随机打乱样本100次，然后将结算改革的冲击时间和处理组的定义分配到打乱后的样本中，重新按照(23)式进行回归。从系数β的t值概率密度分布图中可以发现，绝大部分t值分布在0左右，在95%置信水平上说明结果是不显著的，这表明出口价值的改变是由出口结算方式改变导致的，而不是由其他冲击或处理组的特质导致的。第四，本文采取前置控制变量的方式处理自选择问题。本身规模大、业绩好和出口多的企业会更倾向于申请试点资格，导致结果被高估。使用前置控制变量，可以控制企业的初始规模和初始面临的经济形势。由于本文为非平衡面板，所以选取每个个体最初出现在样本中的那一期变量值作为初期值。分别采取乘以一阶时间趋势和时间固定效应的方式，作为控制变量。结果如表12所示，在控制了企业初始状态和初期市场环境后，回归结果仍然稳健。1.边境贸易。2003年9月，国家外汇管理局颁布了《边境贸易外汇管理法》，允许在边境贸易中用人民币计价和结算 。即当2009年出口结算方式改变时，边境贸易的汇兑成本无法再下降，所以本文排除边境贸易样本进行检验，避免结果的错估。本文根据中国边境口岸进行测度。当企业n 位于边境口岸所在县，且出口目的地d 为该边境口岸接壤国家，则认为该出口是边境贸易。仅使用非边境贸易样本回归的结果见表13第(1)和(2)列。从中可知，非边境贸易的出口量增长更多。本文将边境企业的范围进一步扩大，分别认定边境口岸所在市和所在省的企业为边境企业。回归结果见表13的第(3)-(6)列，结算改革系数随着边境企业定义范围的扩大不断增大，原因是边境企业范围越大，样本中边境贸易排除的越干净，结算改革对出口的促进作用越大。2.处理效应异质性问题。2012年2月3日结算改革普及到全国企业，本文样本期为2007-2016年，即覆盖了全面放开后4年的数据，由于本文处理组个体接受处理的时间是交错的，且存在所有企业最终均为处理组的情况，此时常见的差分估计不能做出合理的度量，所以后4年的样本可能会影响本文结论。我们删除全面放开后的样本后再次回归，结果表明结算改革仍然对出口存在显著的正向影响（见表14）。为进一步解决处理效应异质性问题，我们借鉴Cengiz et al.(2019)使用的堆叠DID方法，将样本缩减到2007-2011年，即存在企业未经历过结算改革的时期。使用堆叠方式的回归结果见表15。从中可知，在使用堆叠方式后，结果依然显著为正，说明结算改革对出口的推动作用，并不是2012年后全面放开造成的坏处理组影响，基准结果是合理的。3.缩尾处理。为防止本文结果被极端样本影响，我们使用缩尾方法处理各变量处于两极的数据，从而检验结算改革对结果的推动作用是否普遍存在。本文选择将样本进行前后1%和10%的缩尾处理，平滑样本中的企业表现，结果见表16。从中可知，缩尾处理后的结果依然显著为正，表明在规避了极端值的影响后，本文基准结论依然稳健。广义上，贸易便利化措施就是一系列削减贸易成本的措施，作为贸易便利化的一种方式，结算改革的作用机制是降低汇兑成本，其中汇兑成本包括手续费类的可变成本，以及时间成本类的固定成本。1.固定成本反应异质性与固定汇兑成本。本文对比两类对固定成本反应有差异的企业，若结算改革对这两类企业的影响有差异，则说明汇兑成本中包含固定汇兑成本这种形式。两类差异企业分别是中间商与非中间商，国有企业和非国有企业。（1）中间商与非中间商。中间商与非中间商出口对固定成本变化存在异质反应， 可以验证汇兑成本中固定成本的渠道。中间商可以通过范围经济分散出口的固定成本，所以低生产率企业通过中间商出口。当固定汇兑成本降低时，中低生产率企业可自行出口，所以非中间商的出口会因结算改革而上升，但中间商的出口会降低。已有文献通过行业分类、主营业务及企业名称关键词3种方式识别中间商。其中第2种受数据限制，第3种划分方式较为粗糙，所以本文定义属于批发和零售行业的企业为中间商 。具体来说，我们首先将样本分为中间商和非中间商，使用分样本回归的方式按照(23)式进行回归，结果见表17第(1)-(4)列 。结算改革对非中间商出口有显著正向作用，但对中间商出口作用并不显著。为进一步研究，本文运用三重差分方法研究出口结算与中间商异质性。具体方程设计为：其中，在(23)式基础上加入中间商虚拟变量 企业n 是中间商则取值为1，反之为0。结果见表17第(5)和(6)列，δ 显著小于0，说明相对于非中间商，出口结算方式的转变相对降低了中间商的出口，与分组回归结果一致。该结果还进一步说明结算改革对中间商出口的影响是负向的(β + δ < 0)，因为非中间商不再需要中间商规避汇兑成本，而是直接受益于出口结算方式改变消除的汇兑成本。两种方法均说明：中间商汇兑成本降低后出口下降，非中间商相反，因为汇兑成本的降低产生了类似固定交易成本降低的影响，即汇兑成本中包含固定汇兑成本的影响。（2）国有企业与非国有企业。国有企业与非国有企业在资金运转周期方面存在异质性，在中国，政府与银行信用向国有企业提供的信贷数量更多（Fang，2007），故国有企业资金周转效率较高，时间成本对国有企业出口影响较小。结算改革将使得汇兑程序便利化，从而降低汇兑时间成本，那么非国有企业将能尽快组织生产和出口，而国有企业受影响较小。因此，出口结算方式对国有企业的影响不如非国有企业，说明汇兑成本中存在时间成本。本文首先将样本分为国有企业和非国有企业，按照(23)式进行回归，结果见表18 第(1)-(4)列 。出口结算方式转变对非国有企业出口有显著正向作用，但对国有企业出口作用不显著。说明国有企业对时间成本的不敏感性使出口结算对国有企业与非国有企业的影响有差异。为进一步研究国有企业的时间成本不敏感性，本文再次利用三重差分进行研究，具体方程设计为：其中，加入国有企业虚拟变量 企业n 是国有企业则取值为1，反之为 0 。结果见表18第(5)和(6)列，δ小于0，说明相对于非国有企业，出口结算方式的转变对国有企业出口的影响呈显著负相关关系。这意味着出口结算方式提高了国有企业的出口量，但增长幅度相对小于非国有企业。两种回归方式均证明，结算改革对国有企业出 口的促进作用低于非国有企业。原因是，国有企业出口无需减少汇兑程序，也可以及时获得资金支持，所以汇兑时间降低对国有企业出口不会产生显著影响 。系数 为负说明结算改革可以实现汇兑程序便利化，带来时间成本的降低。2.互换协议与可变汇兑成本。双边本币互换协议的签署，可以使出口目的地拥有一定量的人民币，减少企业跨国贸易的双边交易成本。所以出口目的地签订互换协议时，进口方可以选择执行互换额度,那么结算改革仅会降低手续费，不会造成其他成本。因此，我们可以通过对比出口目的地的差异，研究汇兑成本中是否存在可变汇兑成本的影响。为区分目的地是否签署互换协议，本文根据中国人民银行公布的《中国人民银行和其他中央银行或货币当局双边本币互换一览表》，设定当目的地d与中国在结算改革前后均签署了互换协议或尚在有效期时， 取值为1，否则为0。本文先将样本分为两组，分别是目的地有签署互换协议的和没有签署的，然后分别按照(23)式进行回归，结果见表19第(1)-(4)列，从中可知：出口结算方式转变对有互换协议签署的目的地出口影响更大。本文仍使用三重DID方法进行回归，具体方程设计为：回归结果见表19第(5)和(6)列， 均显著为正，证明在结算改革发生后，出口至签署互换协议目的地的价值提高的幅度更高 。以上两种方法均可以说明：在出口结算方式影响下，出口至签署互换协议目的地的价值相对增多。因为互换协议可以使得目的地有充足的人民币，在减少汇兑手续费的同时，不会产生其他可变成本，这意味着结算改革降低了可变汇兑成本，互换协议便于出口结算方式发挥这一作用，对比说明结算改革降低了可变汇兑成本。前文从理论和经验两方面证明人民币结算可以促进中国企业出口，理论上人民 币结算同时也降低了中国企业的进口汇兑成本，能促进企业进口 。为探究该机制是 否存在，本文根据进口方向的人民币结算改革设计了回归方程 。具体为：其中，被解释变量为 ，指企业n 在t 年从d 地的进口额，因存在0值所以加1取对数。解释变量 指当企业n 在t 年从d 地进口的结算可以使用人民币结算时取值为1，反之则为0。其余变量及固定效应等设定与(23)式相同。由于进口和出口的政策安排不同，所以处理组定义也有所区别（见表20）。回归结果见表21，其中DID项与企业进口额之间并没有显著关系。这一点与现实数据契合。从现实数据看，自2014年11月开始，经常账户人民币跨境长期存在回流状态，主要归因于出口货物贸易中使用人民币结算的比例大幅上升，而进口贸易中使用比例保持稳定。聚焦到行业，中国石油贸易可以作为推动人民币国际化的突破口。但直至2022年年底“石油人民币结算”机制仍然任重而道远,说明中国在进口方向使用人民结算的现象不如出口方向积极有效。可能的原因在于，出口与进口在计价货币选择上本身存在差异，且中国的进出口产品结构存在差异，也会造成人民币结算的作用存在差异。有文章认为，对出口商，极端规模的企业倾向于以外币计价；而对进口商，规模与传递呈正向关系，并且以当地货币计价更为普遍。所以大部分出口企业在有条件的情况下会选择本币；但对进口企业而言，会因企业规模等因素，倾向使用外币计价。从中国进出口产品结构看，中国在2007-2016年出口的工业制成品相对进口也较高，以2012年为例，中国工业制成品出口占95.10%，而工业制成品进口占64.84%，相较于工业制成品，初级产品的差异化更弱，而人民币国际化的汇率风险规避能力，对差异化产品更能发挥作用，所以改革对出口的影响大于进口。推动中国贸易便利化，需要从更细微的国际贸易流程入手，减少出口贸易企业花费的时间和交易成本，进一步促进中国企业出口。本文将视角聚焦在贸易环节中的结算环节，研究中国于2009年开始进行的跨境贸易人民币支付试点改革，改革中逐步使用人民币结算以简化结算汇兑环节，从而降低汇兑成本，提高企业出口能力。本文的主要研究结论如下：
第一，本文使用理论模型，说明结算改革通过降低固定汇兑成本和可变汇兑成本，均可以促进出口。第二，本文设计多期DID模型进行回归，检验发现结算改革对出口有显著正向影响，对出口的广延边际也有此效果。第三，本文对结果进行了多项内生性、安慰剂及稳健性检验，发现在降低诸多问题的影响后，结果仍然显著。第四，机制分析发现，汇兑成本是结算改革影响出口的重要机制，中间商或国有企业受汇兑成本影响小，故结算改革对其出口没有显著影响；出口至签有互换协议的目的地受汇兑成本影响更大，故改革对该出口有显著影响。第五，本文对进口方向进行了检验，发现影响并不显著。
本文基于中国2009年开始实施的“跨境贸易人民币结算试点”改革，整理并使用参与试点改革的企业名单，与全国税收调查数据库和海关数据库进行匹配，同时考虑边境贸易、中间商贸易以及人民币互换协议等具体问题，通过使用准自然实验的多期差分模型进行研究。研究发现：首先，使用人民币结算显著促进了中国企业出口；其次，对比出口目的地是否与中国签署本币互换协议，以及中间商与非中间商的差异，探讨了可变和固定汇兑成本的机制；最后，本文使用工具变量、广义精确匹配以及识别排除边境贸易等方法，检验并解决了改革试点企业的随机性、处理效应异质性等问题。总的来说，文章利用结算改革，从企业视角验证了跨境贸易本币结算对中国出口的积极作用，为进一步简化贸易流程，提高贸易便利性提供了微观证据。
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