人民幣匯率雙向波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)口價(jià)格傳遞效應(yīng)研究

文/張建偉

一、引言

近年來，人民幣匯率彈性不斷增強(qiáng)，雙向波動(dòng)成為常態(tài)。人民幣匯率的波動(dòng)及傳遞對(duì)我國(guó)的外貿(mào)進(jìn)出口、國(guó)際收支以及貨幣政策效果產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。另一方面，進(jìn)入21世紀(jì)以來，隨著全球價(jià)值鏈不斷深入發(fā)展，國(guó)際貿(mào)易模式的結(jié)構(gòu)性變化對(duì)匯率傳遞效應(yīng)產(chǎn)生了新的影響，不完全性、非對(duì)稱性成為匯率傳遞的新特征。

2021年以來，全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇以及流動(dòng)性泛濫等因素推動(dòng)國(guó)際大宗商品價(jià)格持續(xù)上漲，一度引發(fā)了國(guó)內(nèi)對(duì)輸入型通貨膨脹的擔(dān)憂。在此背景下，本文以2006年至2020年相關(guān)變量以及7個(gè)代表性行業(yè)——有色金屬采選冶煉業(yè)、黑色金屬采選冶煉業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、煤炭開采業(yè)、紡織業(yè)、食品制造業(yè)、通信與電子信息制造業(yè)（分屬資源密集型、勞動(dòng)密集型、技術(shù)密集型）的月度數(shù)據(jù)為樣本，通過構(gòu)建自回歸分布滯后模型（ARDL模型）和誤差修正模型（ECM模型），研究人民幣匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)及其在不同行業(yè)間的異質(zhì)性，進(jìn)而將理論研究結(jié)論與我國(guó)相關(guān)政策實(shí)際相結(jié)合，提出更具實(shí)踐性和可行性的措施和建議。

二、文獻(xiàn)回顧

匯率傳遞有廣義和狹義之分。學(xué)界普遍認(rèn)為，廣義的匯率傳遞是指由于匯率變化導(dǎo)致的消費(fèi)者價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格等國(guó)內(nèi)價(jià)格水平的變化程度。如果國(guó)內(nèi)價(jià)格水平變化幅度等于匯率變化幅度，則匯率是完全傳遞的；如果國(guó)內(nèi)價(jià)格水平變化幅度小于匯率變化幅度，則表明匯率不完全傳遞。狹義的匯率傳遞是指進(jìn)出口價(jià)格對(duì)匯率的彈性。本文研究的傳遞效應(yīng)屬于狹義概念。

Dornbusch（1987）認(rèn)為由于現(xiàn)實(shí)中的市場(chǎng)是不完全競(jìng)爭(zhēng)的，導(dǎo)致匯率傳遞的不完全。Pollard（2003）通過實(shí)證研究證明了匯率升貶值的匯率傳遞效應(yīng)存在非對(duì)稱性。肖文（2017）通過構(gòu)建向量自回歸模型（VAR模型），研究匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)出口價(jià)格的傳遞效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)無論長(zhǎng)期還是短期，匯率對(duì)出口價(jià)格的傳遞效應(yīng)均較小。從目前國(guó)內(nèi)研究來看，對(duì)匯率傳遞效應(yīng)的研究主要集中在非對(duì)稱性、不完全性的實(shí)證分析，而行業(yè)異質(zhì)性方面的研究成果較少。本文從行業(yè)異質(zhì)性切入，根據(jù)我國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展實(shí)際，引入不同代表性行業(yè)，重點(diǎn)研究匯率傳遞效應(yīng)在不同行業(yè)中的差異，有助于充分反映國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力和議價(jià)能力與人民幣匯率傳遞效應(yīng)行業(yè)異質(zhì)性的關(guān)系。

三、模型構(gòu)建及變量描述

（一）模型選取和簡(jiǎn)介

本文采用Pesaran-Shin（1998）提出的ARDL模型以及邊限協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行研究。ARDL模型的基本形式如下：

其中，Yt為t期被解釋變量，Xt為t期解釋變量，t=1,2,3...,n，t- 1代表滯后1期，p、q為滯后階數(shù)，μt為隨機(jī)誤差。ARDL模型檢驗(yàn)原理和步驟如下。

首先是通過邊限協(xié)整檢驗(yàn)判斷變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。構(gòu)建邊限協(xié)整模型如下：

原假設(shè)變量Yt和Xt之間不存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系，即H0:δ1=δ2= 0，如統(tǒng)計(jì)結(jié)果拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為變量之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系。

然后是估計(jì)ARDL長(zhǎng)期模型。在邊限協(xié)整檢驗(yàn)確定Yt和Xt之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系后，通過兩階段最小二乘法（TSLS）對(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)，可得到關(guān)于Yt和Xt的長(zhǎng)期關(guān)系式：

最后是估計(jì)ARDL誤差修正模型（ECM模型），考察變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。理論上ECM模型須符合負(fù)反饋機(jī)制，即ECM系數(shù)取值范圍為[-1,0]。誤差修正模型表達(dá)式如下式：

其中ECM代表誤差修正項(xiàng)，通過上式可分析Xt對(duì)Yt的短期影響，ECM的系數(shù)δ表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)受到短期沖擊后回到長(zhǎng)期均衡的速度，其系數(shù)絕對(duì)值越大，表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)回到長(zhǎng)期均衡的速度越快。

（二）匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格傳遞效應(yīng)的模型構(gòu)建

1.基本模型

基于廠商利潤(rùn)最大化原則，本文借鑒Ghosh（2009）的建模方法，假定存在本國(guó)和外國(guó)兩個(gè)國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易且存在不完全競(jìng)爭(zhēng)，針對(duì)匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)建立如下基本模型：

其中，Pt表示以人民幣計(jì)價(jià)的進(jìn)口價(jià)格，Et表示人民幣名義有效匯率，PPIt表示國(guó)內(nèi)進(jìn)口替代品的價(jià)格，Wct表示進(jìn)口商品的邊際成本，GDPt表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，α1、α2、α3、α4分別代表Et、PPIt、Wct、GDPt對(duì)進(jìn)口價(jià)格Pt的影響。

對(duì)應(yīng)的ECM模型如下：

2.匯率升值和貶值對(duì)進(jìn)口價(jià)格非對(duì)稱傳遞效應(yīng)模型

通過對(duì)式（6）進(jìn)行實(shí)證分析，可以得到匯率傳遞效應(yīng)的大小。接下來本文通過引入虛擬變量tA和tD來模擬匯率升值和貶值，從而進(jìn)一步研究人民幣匯率雙向波動(dòng)對(duì)進(jìn)口價(jià)格的非對(duì)稱性，建立如下模型：

3.匯率傳遞效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性模型

由于解釋變量Et、GDPt等在不同的行業(yè)中是相同的，不便于建立面板模型，因此針對(duì)各行業(yè)的方程分別進(jìn)行估計(jì)。建立分行業(yè)模型如下：

其中，Pit、PPIit分別代表不同行業(yè)的進(jìn)口價(jià)格和國(guó)內(nèi)進(jìn)口替代品的價(jià)格，i=1,2,3...,7。

（三）數(shù)據(jù)選取和處理

2005年“7·21”匯改后，我國(guó)開始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，因此本文著重研究匯率雙向波動(dòng)的傳遞效應(yīng)。選取數(shù)據(jù)范圍為2006—2020年的月度數(shù)據(jù)，共180個(gè)樣本。同時(shí)，為避免異方差，變量數(shù)據(jù)全部取自然對(duì)數(shù)。具體變量設(shè)置和變量說明如表1所示。

表1 整體及分行業(yè)匯率傳遞效應(yīng)模型變量說明

四、人民幣匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格傳遞效應(yīng)的非對(duì)稱性分析

（一）長(zhǎng)期和短期的非對(duì)稱傳遞效應(yīng)分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)變量lnPt、lnEt、lnPPIt、lnWct、lnGDPt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最小化的原則，確定各變量的最優(yōu)滯后階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 各變量的ADF單位根檢驗(yàn)

從表2的結(jié)果可知，lnPt、lnWct為平穩(wěn)序列，而其他三個(gè)序列l(wèi)nEt、lnPPIt、lnGDPt為非平穩(wěn)序列，但經(jīng)一階差分處理后的序列dlnEt、dlnPPIt、dlnGDPt表現(xiàn)平穩(wěn)，可以使用ARDL邊限協(xié)整檢驗(yàn)。

2.ARDL邊限協(xié)整檢驗(yàn)

基于模型（5），本文通過F統(tǒng)計(jì)量來判斷變量dlnPt、dlnWct、dlnEt、dlnPPIt和dlnGDPt之間是否存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。F統(tǒng)計(jì)值大于1%顯著水平下的臨界上限5.61，認(rèn)為lnPt、lnEt、lnPPIt、lnWct、lnGDPt間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，lnEt、lnPPIt、lnWct和lnGDPt對(duì)lnPt有長(zhǎng)期影響。

表3 ARDL邊限協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.長(zhǎng)期傳遞效應(yīng)分析

確定了變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系后，本文分別基于AIC準(zhǔn)則和SBC準(zhǔn)則估計(jì)模型（5）變量之間的長(zhǎng)期均衡系數(shù)，結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，采用SBC和AIC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)模型是相同的，而且F統(tǒng)計(jì)值為116.4168，通過了F檢驗(yàn)。因此，本文選取AIC-ARDL(1,0,1,1,1)進(jìn)行分析。模型回歸結(jié)果如下：

表4 ARDL模型長(zhǎng)期均衡系數(shù)

可以看出，Et、PPIt、Wct均對(duì)Pt存在顯著的影響，而GDPt對(duì)Pt影響較小，且沒有通過顯著性檢驗(yàn)。具體來看，Et對(duì)Pt的影響是反向的且是不完全傳遞的，其彈性大小為-0.253，即Et每上升1個(gè)百分點(diǎn)，Pt下降0.253個(gè)百分點(diǎn)。PPIt、Wct與Pt呈正相關(guān)關(guān)系。PPIt每下降1個(gè)百分點(diǎn)，Pt下降0.137個(gè)百分點(diǎn)。Wct每下降1個(gè)百分點(diǎn)，Pt下降0.4873個(gè)百分點(diǎn)。

總體來看，通過長(zhǎng)期均衡系數(shù)估計(jì)，可以得出以下結(jié)論：長(zhǎng)期來看，人民幣匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)為-0.253，影響是反向且不完全的，與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基本相符。

4.短期傳遞效應(yīng)分析

現(xiàn)實(shí)中，長(zhǎng)期均衡關(guān)系并不一定總是成立，短期內(nèi)會(huì)受各種外部因素影響而偏離均衡關(guān)系?；诖?，本文在模型（9）基礎(chǔ)上構(gòu)建ECM模型，動(dòng)態(tài)分析變量之間的短期調(diào)整關(guān)系?；貧w結(jié)果如表5所示。

表5 ARDL-ECM模型短期動(dòng)態(tài)回歸系數(shù)

結(jié)果表明，匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)口價(jià)格的影響具有時(shí)滯性，dlnEt對(duì)dlnPt的影響為負(fù)向影響，其彈性大小為-0.22251，絕對(duì)值小于長(zhǎng)期均衡模型中的lnEt系數(shù)。ECM(-1)的系數(shù)為-0.4618，符合ARDL-ECM模型的負(fù)反饋機(jī)制，即變量受到短期波動(dòng)沖擊后，將以46.18%的速度向長(zhǎng)期均衡回歸。

（二）匯率升值和貶值的非對(duì)稱傳遞效應(yīng)分析

1.模型檢驗(yàn)與估計(jì)

為分析人民幣名義有效匯率升值、貶值的傳遞效應(yīng)是否存在不對(duì)稱性，即人民幣名義有效匯率升值1%或貶值1%對(duì)因變量的影響是否存在差異，本文引入虛擬變量tA和tD來模擬匯率升值和貶值，通過對(duì)模型（7）進(jìn)行實(shí)證分析，分別考察AtlnEt、DtlnEt系數(shù)孰大孰小。新引入變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。結(jié)果顯示，變量AtlnEt、DtlnEt均表現(xiàn)平穩(wěn)。同時(shí)，利用邊限協(xié)整檢驗(yàn)證明AtlnEt、DtlnEt、lnPPIt、lnWct和lnGDPt對(duì)lntP同樣存在長(zhǎng)期影響。

表6 新引入變量的ADF單位根檢驗(yàn)

最后，本文應(yīng)用上文方法對(duì)模型變量關(guān)系進(jìn)行回歸，最終選擇AIC-ARDL（1,0,1,1,1）進(jìn)行分析，具體結(jié)果見表7。從表7可以看出，新引入變量AtlnEt和DtlnEt在1%的置信水平上對(duì)lnPt存在顯著影響。

表7 ARDL模型長(zhǎng)期均衡系數(shù)（因變量為lntP）

2.實(shí)證結(jié)果和原因分析

回歸結(jié)果顯示：人民幣升值1%將導(dǎo)致進(jìn)口價(jià)格下降0.196%；反之，人民幣貶值1%，進(jìn)口價(jià)格將上漲0.3168%。人民幣名義有效匯率升值的傳遞效應(yīng)小于貶值的傳遞效應(yīng)，具有非對(duì)稱性。所得結(jié)論符合我國(guó)國(guó)情特點(diǎn)。當(dāng)前，我國(guó)進(jìn)口需求更多偏向于技術(shù)密集型及資源密集型行業(yè)，進(jìn)口依賴度高且國(guó)產(chǎn)替代程度較低，導(dǎo)致我國(guó)企業(yè)在進(jìn)口環(huán)節(jié)的議價(jià)能力偏低。在人民幣升值的情況下，外國(guó)出口廠商有能力通過成本加成來保持人民幣標(biāo)價(jià)的出口商品價(jià)格穩(wěn)定，獲取較高的邊際利潤(rùn)，從而抑制匯率傳遞效應(yīng)。相反，當(dāng)人民幣貶值時(shí)，擁有定價(jià)權(quán)的外國(guó)企業(yè)為維持原有利潤(rùn)水平，很可能通過固定成本加成來維持以外幣計(jì)價(jià)的出口商品價(jià)格不變（我國(guó)以人民幣計(jì)價(jià)的進(jìn)口商品價(jià)格變得更貴），從而產(chǎn)生較大的匯率傳遞效應(yīng)。綜上，本文認(rèn)為我國(guó)進(jìn)口商品的議價(jià)能力不高導(dǎo)致人民幣升值的傳遞效應(yīng)相對(duì)較小。

五、人民幣匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格傳遞效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性分析

不同的行業(yè)在商品需求彈性、貿(mào)易議價(jià)權(quán)等方面均具有差異，這種差異是否會(huì)導(dǎo)致匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)存在行業(yè)異質(zhì)性，是一個(gè)值得探討的問題。本章基于模型（8）構(gòu)建分行業(yè)ARDL模型，對(duì)我國(guó)7個(gè)具有代表性的重點(diǎn)進(jìn)口行業(yè)（資源密集型、勞動(dòng)密集型、技術(shù)密集型）的匯率傳遞效應(yīng)進(jìn)行考察。

（一）模型檢驗(yàn)與估計(jì)

為單獨(dú)考察和分析不同行業(yè)的匯率傳遞效應(yīng)，本文引入變量lnPit和lnPPIit分別表示分行業(yè)的進(jìn)口價(jià)格和國(guó)內(nèi)進(jìn)口替代品的價(jià)格，其中i=1,2,3...,7分別代表有色金屬采選冶煉業(yè)、黑色金屬采選冶煉業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、煤炭開采業(yè)、紡織業(yè)、食品制造業(yè)、通信與電子信息制造業(yè)。

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lnPit、dlnPPIit為平穩(wěn)序列，其余變量如上文所述。邊限協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lnEt、lnPPIit、lnWct和lnGDPt對(duì)lnPit有長(zhǎng)期影響。

進(jìn)一步，本文分別在AIC準(zhǔn)則、SBC準(zhǔn)則下估計(jì)最優(yōu)的分行業(yè)ARDL模型，以標(biāo)準(zhǔn)誤差較小者為最優(yōu)。模型回歸結(jié)果如表8所示。

表8 分行業(yè)ARDL模型長(zhǎng)期均衡系數(shù)（因變量為lnitP ）

（二）實(shí)證結(jié)果和原因分析

從回歸結(jié)果可以看出：第一，除通信與電子信息制造業(yè)外，其余6個(gè)行業(yè)模型的lntE系數(shù)均為負(fù)值且小于1，表明人民幣名義有效匯率與6個(gè)行業(yè)的進(jìn)口價(jià)格都呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且匯率傳遞效應(yīng)不完全。第二，7個(gè)行業(yè)的lntE系數(shù)各不相同，表明人民幣名義有效匯率的傳遞效應(yīng)確實(shí)存在行業(yè)異質(zhì)性。從匯率傳遞效應(yīng)大小對(duì)比來看，lntE對(duì)lnP1t、lnP2t、lnP3t（有色金屬、黑色金屬、石油行業(yè)）的傳遞系數(shù)較小，且對(duì)lnP3t（石油行業(yè)）的傳遞系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。lntE對(duì)lnP4t、lnP5t、lnP6t（煤炭、紡織、食品行業(yè)）的傳遞系數(shù)相對(duì)較大且是顯著的。lntE對(duì)lnP7t（通信與電子信息制造業(yè)）的傳遞系數(shù)為正，存在逆?zhèn)鬟f效應(yīng)。

學(xué)界研究普遍認(rèn)為，商品定價(jià)權(quán)和企業(yè)的議價(jià)能力不同是匯率傳遞存在行業(yè)異質(zhì)性的主要原因。本文基于實(shí)證結(jié)果，具體分析如下：

第一，有色金屬、黑色金屬、石油業(yè)（資源密集型代表）的人民幣匯率傳遞效應(yīng)較小，而同屬于資源密集型的煤炭行業(yè)的傳遞效應(yīng)較大。中國(guó)是資源類產(chǎn)品進(jìn)口大國(guó)，對(duì)有色、黑色金屬礦以及原油等大宗商品進(jìn)口的高度依賴導(dǎo)致國(guó)際市場(chǎng)定價(jià)權(quán)不高。在人民幣升值時(shí)，外國(guó)出口商能夠通過成本加成來維持人民幣計(jì)價(jià)的出口價(jià)格穩(wěn)定，造成匯率傳遞效應(yīng)偏小。而對(duì)于煤炭行業(yè)，我國(guó)擁有豐富的資源儲(chǔ)備和較強(qiáng)的國(guó)際議價(jià)權(quán)，煤炭進(jìn)口價(jià)格對(duì)匯率變動(dòng)彈性較高。

第二，勞動(dòng)密集型代表行業(yè)（紡織、食品）的匯率傳遞效應(yīng)較大。這是由于此類商品的進(jìn)口替代程度較高，外國(guó)企業(yè)為爭(zhēng)取國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額，不會(huì)輕易提高出口商品的本幣價(jià)格，從而匯率傳遞效應(yīng)較大。

第三，技術(shù)密集型代表行業(yè)（通信與電子信息制造）的匯率傳遞效應(yīng)為正。近年來，以美國(guó)為代表的西方發(fā)達(dá)國(guó)家在芯片、信息技術(shù)等高端制造領(lǐng)域?qū)ξ覈?guó)采取“卡脖子”政策，我國(guó)在這些領(lǐng)域?qū)ν庖蕾囕^大，外國(guó)出口商憑借技術(shù)壟斷優(yōu)勢(shì)可以獲得超額利潤(rùn)，在人民幣升值下，進(jìn)口價(jià)格反而上升。

六、研究結(jié)論與建議措施

（一）研究結(jié)論

1.關(guān)于長(zhǎng)短期的非對(duì)稱傳遞效應(yīng)

無論長(zhǎng)期還是短期，人民幣匯率與進(jìn)口價(jià)格都呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且傳遞效應(yīng)是不完全的。人民幣匯率的長(zhǎng)期傳遞效應(yīng)大于短期傳遞效應(yīng)，表明匯率傳遞具有時(shí)滯性。

2.關(guān)于匯率升貶值的非對(duì)稱傳遞效應(yīng)

人民幣升值對(duì)進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)要小于貶值的傳遞效應(yīng)。外國(guó)出口企業(yè)在雙邊貿(mào)易中具有較強(qiáng)議價(jià)權(quán)是導(dǎo)致人民幣升值對(duì)進(jìn)口價(jià)格傳遞效應(yīng)相對(duì)較小的主要原因。在國(guó)際大宗商品價(jià)格持續(xù)上漲的背景下，人民幣升值在壓低進(jìn)口價(jià)格進(jìn)而穩(wěn)定國(guó)內(nèi)通貨膨脹水平、促進(jìn)進(jìn)口方面的作用相對(duì)有限。

3.關(guān)于匯率傳遞效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性

人民幣匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)在不同行業(yè)間存在異質(zhì)性。具體來看，資源密集型行業(yè)（如石油行業(yè)）的人民幣匯率傳遞效應(yīng)較小，而我國(guó)擁有定價(jià)權(quán)的煤炭行業(yè)的人民幣匯率傳遞效應(yīng)較大；勞動(dòng)密集型行業(yè)（如紡織業(yè)）的人民幣匯率傳遞效應(yīng)較大；技術(shù)密集型行業(yè)（如電子信息業(yè)）存在逆?zhèn)鬟f效應(yīng)。

進(jìn)口商品定價(jià)權(quán)和企業(yè)的議價(jià)能力差異同樣是匯率傳遞存在行業(yè)異質(zhì)性的主要原因。通常，對(duì)于外國(guó)出口企業(yè)擁有定價(jià)權(quán)的行業(yè)，匯率傳遞效應(yīng)較??；反之，匯率傳遞效應(yīng)較大。

（二）政策建議

一是保持外匯政策跨周期穩(wěn)定性，深化人民幣匯率市場(chǎng)化改革。進(jìn)一步擴(kuò)大外匯市場(chǎng)雙向開放，健全外匯市場(chǎng)“宏觀審慎+微觀監(jiān)管”兩位一體管理框架，保持外匯政策跨周期的穩(wěn)定性。不斷完善人民幣匯率市場(chǎng)化形成機(jī)制，增強(qiáng)匯率彈性，為其他逆周期政策留下足夠的空間。

二是穩(wěn)定外匯市場(chǎng)預(yù)期，推動(dòng)市場(chǎng)主體樹立匯率風(fēng)險(xiǎn)中性理念。積極做好人民幣匯率雙向波動(dòng)常態(tài)化預(yù)期引導(dǎo)，推動(dòng)市場(chǎng)主體樹立匯率風(fēng)險(xiǎn)中性理念，提升外貿(mào)企業(yè)應(yīng)對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)的能力。同時(shí)，進(jìn)一步豐富國(guó)內(nèi)銀行外匯衍生產(chǎn)品，優(yōu)化金融基礎(chǔ)設(shè)施，鼓勵(lì)企業(yè)在貿(mào)易經(jīng)營(yíng)中聚焦主業(yè)，合理運(yùn)用外匯衍生品套保、人民幣結(jié)算等手段加強(qiáng)匯率風(fēng)險(xiǎn)管理，避免盲目進(jìn)行“順周期”財(cái)務(wù)操作。

三是推動(dòng)新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，提升產(chǎn)業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力以及國(guó)際經(jīng)貿(mào)影響力。一方面，加大產(chǎn)業(yè)政策支持力度，提升制造業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，激發(fā)涌現(xiàn)一大批“專精特新”企業(yè)，實(shí)現(xiàn)高端技術(shù)和制造的自主可控；另一方面，依托《區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定》（RCEP）、共建“一帶一路”以及進(jìn)口博覽會(huì)等平臺(tái)，加強(qiáng)國(guó)際貿(mào)易合作，提升國(guó)際影響力。