人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支影響的實(shí)證研究

李軼琴

摘要：本文構(gòu)建了貿(mào)易收支理論模型，基于加入世界貿(mào)易組織后的數(shù)據(jù)，以美國(guó)和歐盟是目前我國(guó)最大的兩個(gè)貿(mào)易伙伴為依據(jù)，選取中美雙邊貿(mào)易和中歐雙邊貿(mào)易作為典型樣本，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，實(shí)證分析了本幣貶值對(duì)貿(mào)易收支的正向促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易順差;匯率;單位根檢驗(yàn);協(xié)整檢驗(yàn)

匯率，亦稱“匯價(jià)”，是不同國(guó)家貨幣間的兌換比率，是用一種貨幣來(lái)表示的另一種貨幣的價(jià)格。短期來(lái)看，匯率主要由外匯市場(chǎng)的需求和供給決定;長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、國(guó)際貿(mào)易收支、外匯儲(chǔ)備、外匯投機(jī)以及各國(guó)的國(guó)家政策等均會(huì)對(duì)匯率波動(dòng)產(chǎn)生不可忽視的影響。同樣地，匯率的波動(dòng)也會(huì)反過(guò)來(lái)影響一國(guó)的貿(mào)易收支、出口、進(jìn)口、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)等。其中，就匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的影響來(lái)說(shuō)，傳統(tǒng)理論認(rèn)為，匯率貶值會(huì)促進(jìn)出口、抑制進(jìn)口，且當(dāng)進(jìn)出口需求彈性之和大于1時(shí)，匯率貶值能夠改善貿(mào)易收支。

我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展“三駕馬車(chē)”以及出口導(dǎo)向型貿(mào)易政策等的影響下，對(duì)外貿(mào)易取得飛速發(fā)展。尤其是2001年加入世界貿(mào)易組織之后，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易規(guī)模迅猛增長(zhǎng)，貿(mào)易總額由2002年的6207.7億美元快速增至2020年的46559.1億美元，增長(zhǎng)7.5倍，在全球貿(mào)易額排名中已躍居首位，國(guó)際貿(mào)易地位隨之迅速提升，如圖1所示。

在對(duì)外貿(mào)易總額持續(xù)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，基于出口導(dǎo)向型貿(mào)易政策的影響，我國(guó)持續(xù)呈現(xiàn)貿(mào)易順差并不斷擴(kuò)大趨勢(shì)。尤其是2004年2008年間貿(mào)易順差增長(zhǎng)迅猛，出口年均增速為26. 84%，進(jìn)口年均增速為22. 56%，高出4.28個(gè)百分點(diǎn)，從而貿(mào)易順差快速擴(kuò)大，不斷刷新紀(jì)錄，從2004年的321.0億美元增長(zhǎng)到2008年的2981.3億美元，漲幅達(dá)9.3倍。即使是受2008年全球金融危機(jī)的影響，2009年順差有所下降，依然達(dá)到1956.9億美元。并且隨著經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，重新企穩(wěn)回升，2020年貿(mào)易順差高達(dá)5239.9億美元。持續(xù)多年的貿(mào)易順差以及高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起了西方國(guó)家越來(lái)越多的關(guān)注甚至摩擦與不滿，并且西方國(guó)家普遍認(rèn)為是人民幣的匯率政策即人民幣的過(guò)度低估導(dǎo)致了進(jìn)出口的快速增長(zhǎng)，不斷要求人民幣大幅升值。

與此同時(shí)，根據(jù)國(guó)際清算銀行的數(shù)據(jù)顯示，自2005年7月21日，中國(guó)人民銀行進(jìn)行匯率制度改革，公布從即日起開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的、有管理的浮動(dòng)匯率制度到2020年末，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)有11年上升，5年下跌，累計(jì)升值44. 3%，如圖2所示。而這一時(shí)期，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易順差經(jīng)歷了先2005- 2008年的迅猛增長(zhǎng)后2009- 2011年的下降再2012- 2020年的總體回升過(guò)程。

因此，人民幣匯率的波動(dòng)是否能顯著影響我國(guó)貿(mào)易收支，或者貿(mào)易收支受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等非匯率因素的影響是否遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于匯率波動(dòng)的影響，如2009年人民幣匯率貶值的同時(shí)貿(mào)易順差下降，而2010 -2020年人民幣匯率總體不斷升值的同時(shí)貿(mào)易順差卻有升有降;以及如果人民幣匯率波動(dòng)能夠顯著影響我國(guó)貿(mào)易收支，對(duì)貿(mào)易收支的作用是改善還是惡化。本文將基于歐盟和美國(guó)是目前我國(guó)兩個(gè)最大的貿(mào)易伙伴、具有較強(qiáng)的代表性，選取中美雙邊貿(mào)易與中歐雙邊貿(mào)易作為典型樣本，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，通過(guò)實(shí)證研究力圖探析人民匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支的影響。

一、實(shí)證模型構(gòu)建

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易收支受一國(guó)貨幣匯率、國(guó)內(nèi)外收入水平等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響。本文將基于簡(jiǎn)化式的貿(mào)易收支模型對(duì)這些經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系進(jìn)行分析研究，即假設(shè)任意兩國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易函數(shù)如下：

其中，EX表示一國(guó)的出口額，IM表示一國(guó)的進(jìn)口額，yF表示外國(guó)的收入水平，Y表示國(guó)內(nèi)收入水平，r表示兩國(guó)貨幣匯率。一國(guó)的出口主要受外國(guó)收入水平和兩國(guó)貨幣匯率影響，進(jìn)口則受本國(guó)收入水平和兩國(guó)貨幣匯率影響。因而由上述（1）-（2）式可得兩國(guó)的貿(mào)易順差模型為： 若用GDP表示收入水平，則貿(mào)易順差取決于兩國(guó)貨幣匯率和兩國(guó)實(shí)際GDP。為消除時(shí)間序列的異方差性，對(duì)上述經(jīng)濟(jì)變量分別取對(duì)數(shù)，則可進(jìn)一步將貿(mào)易收支模型設(shè)定為：

二、樣本選擇

本文選取中美雙邊貿(mào)易與中歐雙邊貿(mào)易作為典型樣本，采用加入世界貿(mào)易組織后的次年2002年至2020年間年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，其中，人民幣兌美元、歐元匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2020年統(tǒng)計(jì)年鑒，以現(xiàn)價(jià)美元計(jì)算的中國(guó)GDP數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行，美國(guó)GDP數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)商務(wù)部，歐盟GDP來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織，中美雙邊貿(mào)易順差與中歐雙邊貿(mào)易順差數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)商務(wù)部。根據(jù)前述構(gòu)建的實(shí)證模型，對(duì)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的調(diào)整處理具體如下：

（一）中美雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)調(diào)整

三、單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，對(duì)上述選擇并經(jīng)調(diào)整處理后的時(shí)間序列樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷其平穩(wěn)性，為協(xié)整檢驗(yàn)做準(zhǔn)備。只有當(dāng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)同階平穩(wěn)時(shí)，才能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的分析結(jié)果具體如下：

（一）中美雙邊貿(mào)易

從表3可以看出，變量LriBAA序列不平穩(wěn)，其一階差分與二階差分序列均平穩(wěn);其余變量均是原序列與一階差分序列不平穩(wěn)，二階差分序列平穩(wěn)。因此中美雙邊貿(mào)易的各變量均是二階單整序列，滿足同階平穩(wěn)的要求，可進(jìn)一步地進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）中歐雙邊貿(mào)易

同樣地，從表4可以看出，中歐雙邊貿(mào)易的各變量均是二階單整序列，滿足同階平穩(wěn)的要求，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

四、協(xié)整檢驗(yàn)

（一）中美雙邊貿(mào)易

對(duì)二階單整的序列LnBA A、LnGDP、LriGDPA和LnrA進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷中美雙邊貿(mào)易順差和兩國(guó)GDP、人民幣兌美元匯率之間是否存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)方法采用最常用的EG兩步法。

第一步，LnGDP、LriGDPA和LnrA對(duì)LnBA A進(jìn)行OLS回歸;第二步，對(duì)回歸的殘差序列εt做平穩(wěn)性檢驗(yàn)即ADF單位根檢驗(yàn)，如果εt序列平穩(wěn)，則說(shuō)明LriBAA、LnGDP、LriGDPA、LnrA間具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

（1）OLS回歸分析

根據(jù)上述回歸分析的實(shí)證結(jié)果，可得到如下模擬方程：

從上述模型的輸出結(jié)果看，在顯著性水平為5%的情況下，三個(gè)參數(shù)的估計(jì)值均通過(guò)了檢驗(yàn)，表明兩國(guó)GDP和人民幣兌美元的匯率對(duì)中美雙邊貿(mào)易順差有顯著影響。同時(shí)F檢驗(yàn)的相伴概率為0. 000000，通過(guò)F檢驗(yàn)。并且可決系數(shù)R2=0. 991825，表明樣本回歸方程的解釋能力超過(guò)99%，即中美雙邊貿(mào)易順差的gg%可由樣本回歸方程來(lái)解釋?zhuān)簿褪钦f(shuō)在中美雙邊貿(mào)易順差的總波動(dòng)中，由解釋變量中國(guó)GDP、美國(guó)GDP和人民幣兌美元匯率解釋的部分占了gg%左右，模型擬合優(yōu)度高。

解釋變量的系數(shù)表明中美雙邊貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、美國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人民幣兌美元匯率的彈性水平分別為0. 936745、2.883628、4.168130，并且均呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。即：匯率每貶值1%，中美雙邊貿(mào)易順差增長(zhǎng)4.17%;中國(guó)GDP每增長(zhǎng)1%，順差增長(zhǎng)0.94%;美國(guó)GDP相關(guān)性更明顯一些，每增長(zhǎng)1%，順差增長(zhǎng)2. 88%。

因此，就中美雙邊貿(mào)易來(lái)說(shuō)，人民幣匯率貶值能夠改善我國(guó)貿(mào)易收支。一般而言，出口主要受?chē)?guó)外GDP的影響，進(jìn)口主要受?chē)?guó)內(nèi)GDP的影響，因而上述模擬方程中的LnGDP的系數(shù)可近似地看作進(jìn)口需求彈性，LriGDPA的系數(shù)可近似地看作出口需求彈性，很明顯地，出口需求彈性與進(jìn)口需求彈性之和大于l，符合馬歇爾勒納條件。

（2）回歸方程殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表中殘差A(yù)DF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，ADF統(tǒng)計(jì)值小于1%、5%、10%水平的臨界值，拒絕原假設(shè)，表明殘差序列是平穩(wěn)的。因此，可判定中美雙邊貿(mào)易順差與中國(guó)GDP、美國(guó)GDP、人民幣兌美元匯率之間具有長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)上述OLS回歸的模擬方程及其分析結(jié)果均成立。

（二）中歐雙邊貿(mào)易

對(duì)二階單整的序列LnBA U、LnGDP、LnGDPU和Lnr U進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷中歐雙邊貿(mào)易和中國(guó)GDP、歐盟GDP、人民幣兌歐元匯率之間是否具有長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)方法亦采用EG兩步法。

第一步，LnGDP、LnGDP U和Lnr U對(duì)LnBA U進(jìn)行OLS回歸;第二步，對(duì)回歸的殘差序列εt做平穩(wěn)性檢驗(yàn)即ADF單位根檢驗(yàn)，若εt序列平穩(wěn)，則說(shuō)明LnBA U、LnGDP、LnGDP U 和Lnr U間具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

（1）OLS回歸分析（表7）

根據(jù)上述回歸分析的實(shí)證結(jié)果，可得到如下模擬方程：

從上述模型的輸出結(jié)果來(lái)看，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)均已通過(guò)，表明中國(guó)GDP、歐盟GDP和人民幣兌歐元匯率對(duì)中歐雙邊貿(mào)易順差有顯著影響。同時(shí)可決系數(shù)R20. 960687，表明樣本回歸方程的解釋能力超過(guò)96%，即中歐雙邊貿(mào)易順差的96%可由樣本回歸方程來(lái)解釋?zhuān)簿褪钦f(shuō)在中歐雙邊貿(mào)易順差的總波動(dòng)中，由解釋變量中國(guó)GDP、歐盟GDP和人民幣兌歐元匯率解釋的部分占了96%左右，模型擬合優(yōu)度較高。

解釋變量的系數(shù)表明中歐雙邊貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、歐盟經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人民幣對(duì)歐元匯率的彈性水平分別為1. 211222、0.743588、4.523379，并且均呈正相關(guān)關(guān)系。即：匯率每貶值1%，中歐雙邊貿(mào)易順差增長(zhǎng)4.52%;歐盟GDP每增長(zhǎng)1%，順差增長(zhǎng)0.74%;中國(guó)GDP相關(guān)性更明顯一些，每增長(zhǎng)1%，順差增長(zhǎng)1.21%。

因此，就中歐雙邊貿(mào)易來(lái)說(shuō)，人民幣匯率貶值亦能夠改善我國(guó)的貿(mào)易收支。上述模擬方程中的LnGDP的系數(shù)可近似地看作進(jìn)口需求彈性，LnGDP U的系數(shù)可近似地看作出口需求彈性，很明顯地，出口需求彈性與進(jìn)口需求彈性之和大于1，符合馬歇爾勒納條件。

（2）回歸方程殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表中殘差A(yù)DF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，ADF統(tǒng)計(jì)值小于1%、5%、10%水平的臨界值，拒絕原假設(shè)，表明殘差序列是平穩(wěn)的。因此，可判定中歐雙邊貿(mào)易順差與中國(guó)GDP、歐盟GDP、人民幣兌歐元匯率之間具有長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)上述OLS回歸的模擬方程及其分析結(jié)果均成立。

五、研究結(jié)論與對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論

本文構(gòu)建了貿(mào)易收支理論模型，并選取中美雙邊貿(mào)易和中歐雙邊貿(mào)易作為典型樣本，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行了實(shí)證研究，得到以下主要結(jié)論：

1.人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支的影響是顯著的，并且呈正相關(guān)關(guān)系，即人民幣匯率貶值促進(jìn)貿(mào)易順差增長(zhǎng)，改善貿(mào)易收支，符合馬歇爾勒納條件。上述實(shí)證研究得出，中美雙邊貿(mào)易的匯率彈性水平為4. 168130，中歐雙邊貿(mào)易的匯率彈性水平為4. 523379，表明人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中美雙邊貿(mào)易和中歐雙邊貿(mào)易的影響均較為顯著。同時(shí)，出口需求彈性與進(jìn)口需求彈性之和均大于1，升值會(huì)惡化貿(mào)易收支。

2.國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均影響我國(guó)貿(mào)易收支，并均呈正相關(guān)關(guān)系。上述實(shí)證研究得出，就中美雙邊貿(mào)易而言，對(duì)中國(guó)GDP的彈性水平為0.936745，對(duì)美國(guó)GDP的彈性水平為2.883628，表明：就非匯率因素來(lái)說(shuō)，中美雙邊貿(mào)易順差受中國(guó)GDP的影響不大，主要受美國(guó)GDP的影響;就中歐雙邊貿(mào)易來(lái)說(shuō)，對(duì)中國(guó)GDP的彈性水平為1.211222，對(duì)歐盟GDP的彈性水平為0. 743588，表明兩國(guó)GDP對(duì)中歐雙邊貿(mào)易順差的影響都不大，中國(guó)GDP影響略微明顯一些。

這與傳統(tǒng)理論不盡完全一致，傳統(tǒng)理論一般認(rèn)為，出口主要受?chē)?guó)外需求即國(guó)外GDP影響，國(guó)外GDP增長(zhǎng)時(shí)，促進(jìn)出口增加;進(jìn)口主要受?chē)?guó)內(nèi)需求即國(guó)內(nèi)GDP影響，國(guó)內(nèi)GDP增長(zhǎng)時(shí)，推動(dòng)進(jìn)口增加，即貿(mào)易順差與國(guó)外GDP呈正相關(guān)關(guān)系、與國(guó)內(nèi)GDP呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。但是，本文實(shí)證研究得出貿(mào)易順差與國(guó)內(nèi)GDP也正相關(guān)，這是由于2002年至今國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，國(guó)內(nèi)GDP即本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高時(shí)，不僅直接地促進(jìn)對(duì)國(guó)外需求的增加，同時(shí)也直接地推動(dòng)國(guó)內(nèi)各行各業(yè)的發(fā)展，各行業(yè)生產(chǎn)能力隨之提高，有更多可供出口的供給，并且對(duì)國(guó)外需求增長(zhǎng)速度小于出口供給增長(zhǎng)速度，從而間接地推動(dòng)出口增加。

3.我國(guó)貿(mào)易收支受人民幣匯率波動(dòng)的影響遠(yuǎn)大于受?chē)?guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。上述實(shí)證研究得出，就中美雙邊貿(mào)易而言，對(duì)匯率的彈性水平為4. 168130，而對(duì)美國(guó)GDP的彈性水平為2.883628，對(duì)中國(guó)GDP的彈性水平僅為0.936745;就中歐雙邊貿(mào)易而言，對(duì)匯率的彈性水平為4. 523379，而對(duì)歐盟GDP的彈性水平僅為0.743588，對(duì)中國(guó)GDP的彈性水平亦僅為1. 211222，可以看出貿(mào)易順差受人民幣匯率波動(dòng)影響較受GDP影響顯著。這主要受益于人民幣匯率制度不斷改革、越來(lái)越靈活的浮動(dòng)匯率制度以及經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)手段越來(lái)越趨于多樣化等。

（二）政策建議

基于前述實(shí)證研究，在進(jìn)一步完善有管理的浮動(dòng)匯率制度、促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展方面，提出以下建議：

一是完善人民幣匯率制度，增強(qiáng)人民幣匯率彈性。從前述實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率制度的改革尤其是2005年7月實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的、有管理的浮動(dòng)匯率制度之后，人民幣匯率對(duì)貿(mào)易收支調(diào)節(jié)的貢獻(xiàn)作用已初步顯現(xiàn)，即在本文的中美雙邊貿(mào)易與中歐雙邊貿(mào)易研究中、僅考慮匯率因素和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素的情況下，人民幣匯率的貢獻(xiàn)度占到一半甚至更多。因此，要進(jìn)一步加大對(duì)人民幣匯率制度改革的力度，增強(qiáng)人民幣匯率彈性，更好地發(fā)揮匯率政策對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易及順差調(diào)節(jié)的作用。

首先，進(jìn)一步改革完善人民幣匯率制度。要?jiǎng)討B(tài)地選取主要貿(mào)易伙伴國(guó)貨幣，靈活調(diào)整一籃子貨幣中貨幣。只有當(dāng)一籃子貨幣中貨幣發(fā)生較大波動(dòng)或中國(guó)經(jīng)濟(jì)基本面變化過(guò)大時(shí)，政府及央行才會(huì)調(diào)整中心匯率;通常情況下，不會(huì)對(duì)匯率波動(dòng)過(guò)度干預(yù)，以保持人民幣匯率的相對(duì)穩(wěn)定。

其次，增強(qiáng)人民幣匯率彈性。1994年至今，雖然國(guó)家對(duì)人民幣匯率制度進(jìn)行多次改革，但匯率波動(dòng)依然缺乏彈性，市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用仍非常有限。要進(jìn)一步加快人民幣匯率形成機(jī)制的市場(chǎng)化改革，合理加大人民幣匯率浮動(dòng)幅度空間，才有可能使匯率真實(shí)反映外匯市場(chǎng)的供求情況，從而真正有效地發(fā)揮人民幣匯率對(duì)貿(mào)易收支以及在國(guó)際資源配置中的作用。

再次，健全完善外匯市場(chǎng)。目前，我國(guó)外匯市場(chǎng)存在交易主體單一、交易品種與方式有限以及干預(yù)過(guò)多等問(wèn)題。要增加更多的交易主體，讓商業(yè)銀行以及其他金融機(jī)構(gòu)參與到外匯市場(chǎng)買(mǎi)賣(mài);創(chuàng)新增加更多的外匯交易種類(lèi)，除現(xiàn)有人民幣利率互換交易試點(diǎn)、外匯掉期以及遠(yuǎn)期結(jié)售匯外，增加外匯期權(quán)、外匯期貨等;完善外匯交易方式，除現(xiàn)有的計(jì)算機(jī)自動(dòng)撮合交易外，進(jìn)一步加大對(duì)做市商制度的推廣力度;健全中央銀行的干預(yù)機(jī)制，減少央行對(duì)外匯市場(chǎng)干預(yù)的頻率。

二是合理控制外匯儲(chǔ)備，提高外匯使用效率。從前述統(tǒng)計(jì)性描述發(fā)現(xiàn)，2002年至今，我國(guó)貿(mào)易順差持續(xù)呈現(xiàn)攀升趨勢(shì)，截至2020年末，國(guó)家外匯儲(chǔ)備高達(dá)32165億美元，己引起西方國(guó)家越來(lái)越多的關(guān)注甚至摩擦與不滿，對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易關(guān)系、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行以及宏觀調(diào)控帶來(lái)愈來(lái)愈沉重的壓力。因此，如何控制外匯儲(chǔ)備限定在合理范圍內(nèi)、提高外匯使用效率己成為一個(gè)亟待解決的問(wèn)題。

首先，國(guó)內(nèi)投資方面，目前中國(guó)雖然進(jìn)入小康社會(huì)，但是地區(qū)兩極分化問(wèn)題仍存在，依然有很多地區(qū)亟需建設(shè)資金。因而政府可利用一部分外匯儲(chǔ)備投資這些區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快區(qū)域發(fā)展，縮小區(qū)域差異，或者投資于教育、醫(yī)療等民生領(lǐng)域，推動(dòng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)更好更快的發(fā)展。其次，國(guó)際投資方面，政府可利用一部分外匯儲(chǔ)備進(jìn)口一些我國(guó)緊缺的重要戰(zhàn)略資源儲(chǔ)備，或者在國(guó)外一些科技含量高、技術(shù)密集型的行業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略性投資，從而最大限度地有效合理利用外匯儲(chǔ)備，全力提升外匯使用效率，大大增強(qiáng)外匯儲(chǔ)備對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)作用。

三是持續(xù)推動(dòng)向內(nèi)需型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變，降低外貿(mào)依存度。從前述統(tǒng)計(jì)性描述發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展。三駕馬車(chē)”以及出口導(dǎo)向型貿(mào)易政策的影響下，我國(guó)貿(mào)易領(lǐng)域迅猛增長(zhǎng)，尤其是2001年加入世界貿(mào)易組織之后，貿(mào)易總額由2002年的6207.7億美元快速增至2020年的46559.1億美元，增長(zhǎng)7.5倍，在全球貿(mào)易額排名中已躍居首位，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著舉足輕重的貢獻(xiàn)作用。但是根據(jù)傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，按照支出法，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP=消費(fèi)C+投資I+政府購(gòu)買(mǎi)十凈出口NX，也就是說(shuō)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素除凈出口NX外，還有一個(gè)很重要的因素就是消費(fèi)C，尤其是目前的經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期，外需低迷，凈出口NX的貢獻(xiàn)作用明顯減弱，更應(yīng)該加大刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)C的力度，積極調(diào)整國(guó)外需求與國(guó)內(nèi)需求的比例，進(jìn)一步促進(jìn)外向型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)需型經(jīng)濟(jì)，降低我國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)的過(guò)分依賴，從而確保經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)持續(xù)發(fā)展。

首先，進(jìn)一步深化我國(guó)的收入分配制度改革，增強(qiáng)居民普遍消費(fèi)能力。其次，加快發(fā)展旅游、金融保險(xiǎn)、醫(yī)療衛(wèi)生、信息咨詢等第三產(chǎn)業(yè)，培育我國(guó)新的消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)點(diǎn)，拓展開(kāi)發(fā)廣大群眾的消費(fèi)需求。再次，進(jìn)一步健全完善農(nóng)村的社會(huì)保障體系和醫(yī)療保險(xiǎn)制度，優(yōu)化農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高農(nóng)民收入，開(kāi)發(fā)農(nóng)村市場(chǎng)，挖掘內(nèi)需潛力?！?/p>

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