生產率沖擊與經常項目失衡
——基于新開放宏觀經濟學框架的研究

吳曉芳 謝建國 樊學瑞

(1.南京大學 商學院，江蘇 南京210093； 2.安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030； 3.蘭州大學 經濟學院，甘肅 蘭州730099)

全球經常項目失衡，或稱“全球經濟失衡”(global economic imbalance)，被概括為“一國擁有大量貿易赤字，而與該國貿易赤字相對應的貿易盈余則集中在另一些國家”的經濟狀態。近20年來，經常項目赤字多出現在高收入國家，比如美國、葡萄牙、西班牙等(IMF，2017)，而經常項目盈余則多出現在制造業規模較大的國家，比如德國、日本、中國等。2008年金融危機后，全球經常項目失衡開始緩慢調整，并于2013年開始保持平穩且略微收窄的趨勢，但截至目前，巨額、大量與持續的全球經濟失衡仍為國際經貿常態。

巨額貿易失衡會引發貿易摩擦，那么，全球經常項目失衡是主要國家自身經濟問題的投射，還是他國之罪？大量學者對此進行了深入探討，并得出一系列有價值的成果。Blanchard et al.(2005)認為，世界對美國金融資產外生需求的增加導致美國持續大規模赤字，從而造成全球經濟失衡。Bernanke et al.(2005)提出“全球儲蓄假說”，認為來自亞洲和石油輸出國的過剩儲蓄造成了全球經濟失衡。Reinhardt et al.(2013)指出，資本賬戶充分開放的國家，收入水平越高，經常項目越傾向于赤字，即收入水平的不均等導致全球經濟失衡。另外，全球經濟失衡還可能來自于實體經濟之生產率沖擊，Glick et al.(1995)首次將生產率沖擊區分為國家特定生產率沖擊(country-specific productivity shocks)和世界生產率沖擊(world productivity shocks)(10)Glick et al.(1995)將各國生產率沖擊的加權平均水平定義為世界生產率沖擊，將各國生產率沖擊與世界生產率沖擊的離差定義為國家特定生產率沖擊。，并將兩者用于分析經常項目的動態演化，實證結果顯示，國家特定生產率沖擊對一國經常項目的影響巨大。

鑒于全球經常項目失衡的持續存在以及當前全球貿易自由化遭遇前所未有的挑戰，本文基于新開放宏觀經濟學框架構建了經常項目的跨期理論模型，并從國家特定生產率及世界生產率兩類異質性生產率沖擊視角闡釋了全球經常項目失衡之謎。

一、文獻綜述

國內外學者從多個角度研究了全球經常項目失衡的原因，比如Kraay et al.(2000)從暫時性收入沖擊、Mendoza et al.(2009)從金融發展及金融全球化、Reinhardt et al.(2013)從資本賬戶開放度及收入水平、Erauskin et al.(2017)從對外金融地位(11)Erauskin et al.(2017)將一國對外金融地位界定為該國對外是凈債權國還是凈債務國。等視角展開探討。相比較而言，從生產率沖擊角度進行的研究起步較早，Glick et al.(1995)構建了包含生產率沖擊的經常項目跨期理論模型，后續學者在此基礎上進行了持續拓展與驗證。

Glick et al.(1995)分析了不同生產率沖擊(即國家特定生產率沖擊和世界生產率沖擊)對經常項目的影響，并使用1961—1990年8個工業化國家(12)Glick et al.(1995)研究的8個工業化國家包括美國、日本、德國、法國、意大利、英國、加拿大、荷蘭。數據進行實證分析，得出：國家特定生產率沖擊會顯著促進經常項目赤字，而世界生產率沖擊對經常項目的作用方向不明確。這項研究具開創性，但關于世界生產率沖擊對經常項目作用方向的檢驗結果和理論假設并不一致，對此他們沒有給出明確的解釋。

在Glick et al.(1995)模型的基礎上，Decressin et al.(2008)引入受流動性約束代理人，研究了不同資本市場一體化程度下，生產率沖擊對經常項目的影響。他們利用1969—1998年意大利20個區、加拿大10個區、歐元區7個國家數據進行實證分析，結果表明：生產率沖擊持續性越強，其對凈出口(14)由于國內各區沒有經常項目數據，用凈出口數據來替代。的反向作用就越大，即越有利于貿易赤字。

本文在Glick et al.(1995)模型的基礎上，采用1991—2014年65個國家(地區)(15)本文65個國家(地區)按照國際貨幣基金組織的分類，包括：31個發達國家(地區)分別為澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、塞浦路斯、捷克、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國、德國、希臘、中國香港、冰島、以色列、意大利、日本、韓國、拉脫維亞、立陶宛、荷蘭、新西蘭、挪威、葡萄牙、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、英國、美國；34個發展中國家(地區)分別為阿根廷、伯利茲、巴西、保加利亞、智利、中國、哥倫比亞、哥斯達黎加、克羅地亞、厄瓜多爾、埃及、薩爾瓦多、危地馬拉、匈牙利、印度、印度尼西亞、牙買加、約旦、馬來西亞、墨西哥、摩洛哥、巴基斯坦、巴拿馬、秘魯、菲律賓、波蘭、俄羅斯、塞爾維亞、南非、泰國、土耳其、烏克蘭、烏拉圭、委內瑞拉。數據考察了全要素生產率沖擊(16)Decressin et al.(2008)認為制造業全要素生產率的計算相對服務業更加準確，因此本文將研究視角集中于制造業全要素生產率沖擊。對經常項目的影響。本文的貢獻主要體現在：(1)將包含生產率沖擊的經常項目跨期理論模型用于研究發達國家(地區)、發展中國家(地區)間經常項目失衡，是對該理論模型實際適用性的一個補充；(2)不同于Glick et al.(1995)的研究，本文基準回歸和穩健性檢驗的結果均表明世界生產率沖擊會顯著改善經常項目，這一結論與理論模型預期一致；(3)本文不僅使用時間序列數據進行單位根檢驗，以驗證國家特定生產率和世界生產率沖擊的持續性，還使用面板單位根檢驗全樣本和分樣本國家特定生產率沖擊的持續性，這實質是對面板數據進行的平穩性檢驗，能夠為實證分析的可靠性提供有力支持。

二、經常項目跨期理論模型

本文構建包含生產率沖擊的經常項目跨期理論模型，借鑒Glick et al.(1995)的理論模型，考慮一個小國多期開放經濟模型，經濟活動開始于t期。

1.總供給

代表性廠商的生產函數為：

(1)

根據Abel et al.(1986)，代表性廠商會選擇投資路徑以最大化其未來利潤的折現值，投資路徑遵循：

(2)

其中，0<β1<1, η>0, 0<λ<1。式(2)表明當期投資取決于上期投資及未來生產率預期變化的折現值。

根據生產函數一階條件的線性近似，式(1)可轉變為：

Yt?αAAt+αKKt+αIIt, αA,αK>0,αI<0

(3)

對上式求一階差分，可得：ΔYt=αAΔAt+αKΔKt+αIΔIt。

2.消費

消費者的目標函數為：

(4)

其中，β為主觀折現率或個體偏好參數，cs為s期消費量。

開放經濟跨期貿易能夠滿足跨期預算約束，而經常項目(CA)代表了跨期貿易。經常項目恒等式為：

CAt=Bt+1-Bt=Yt+(r-1)Bt-Ct-Gt-It

(5)

r為世界利率水平+1， Bt為t期末國外凈資產余額。

將式(5)變換為：

rBt=Ct+Gt+It-Yt+Bt+1

(6)

上式消去Bt+1，由Bt+T+1=0，得到約束條件：

(7)

式(7)為小國開放經濟消費和投資的預算約束。

(8)

再根據等比數列求和，式(7)可轉化為：

(9)

(10)

設政府支出為外生變量并保持固定不變，即ΔGt+s=0，從而：

(11)

3.外生的生產率沖擊

設生產率沖擊遵循一階自回歸過程：

At=ρAt-1+εt

當ρ=0，生產率沖擊短暫，不具有持續性，當期產出增加，當期投資不變(17)當期投資的變化取決于t期對未來第t+s期生產率變化的預期，暫時性沖擊說明該預期為零，從而當期投資不變。，永久性產出、消費及投資不變，從而導致短期經常項目順差擴大。

當ρ=1時，t期的生產率沖擊具有永久性，即εt+s=εt+s-1=εt+s-2=…=εt，其中s→+∞,也就是說生產率沖擊具有同質性，得：ΔAt+s=ΔAt+s-1=ΔAt+s-2=…=ΔAt=εt。

從而式(2)可轉化為：

It=β1It-1+β2ΔAt

對上式進行s期迭代，得到：

(12)

從而：

將上式分別代入式(11)，得到：

由ΔCAt=(r-1)ΔBt+ΔYt-ΔIt-ΔCt，及ΔYt=αkΔKt+αAΔAt=αkIt-1+αAΔAt

得：ΔCAt=(r-1)CAt-1+γ1It-1+γ2ΔAt

(13)

當ρ<1時，ΔCAt=ΔYt-ΔIt-ΔCt+(r-1)CAt-1=(r-1)CAt-1+κ3It-1+

(14)

4.世界生產率沖擊

(15)

其中，0≤a、b≤1，將上式帶入式(13)和式(14)，使之得以修正：

(16)

(17)

通常，國家特定生產率沖擊具有永久性(ρ=1)，而世界生產率沖擊具有持續性(ρ<1)或暫時性(ρ=0)。

綜上所述，本文提出：

三、模型設定和數據說明

(一)模型設定

借鑒Glick et al.(1995)，將式(16)及式(17)轉化為計量方程，并增加影響經常項目的其他因素，包括貿易開放度和相對收入水平。設立如下估計方程：

Δcait=α0+α1csgait+α2wgat+α3invit-1+α4toit+α5relagdpit+μi+εit

(18)

其中，經常項目變動率Δcait=ΔCAit-(rt-1)CAit-1=CAit-rtCAit-1，rt為世界實際利率，CAit為經常項目余額占GDP的比重；csgait表示i國(地區)t期特定生產率增長率；wgat表示t期世界生產率增長率，它為樣本各國(地區)全要素生產率增長率gait的算術加權平均水平，而csgait是gait與wgat的離差；invit-1表示i國(地區)t-1期新設投資；toit表示i國(地區)t期貿易開放度；relagdpit表示i國(地區)t期相對美國人均GDP；μi表示個體效應；εit表示誤差項，假設其服從獨立同分布(εit～N(0,σ2))。

(二)主要變量及數據說明

1.全要素生產率(TFP)指標的構建及測算

Solow(1957)提出采用柯布道格拉斯生產函數測算全要素生產率(TFP)，且TFP為一個余值，即ln Ait=ln Yit-αln Kit-βln Lit。其中，α為資本產出彈性，β為勞動產出彈性，A為全要素生產率，Y為實際產出，K為實際資本存量，L為從業人數。迄今，“索羅余值”仍是國內外全要素生產率測算的最基本方法。其參數α、β的估計方法很多，比如普通最小二乘法(OLS)、固定效應模型(FE)、隨機效應模型(RE)以及廣義距估計法(GMM)等。一般認為，應根據不同的數據結構及研究目的，選擇適宜的方法。田友春等(2017)的測算結果顯示，就宏觀面板數據而言，若研究旨在考察總量TFP增長率的趨勢變化，那么方法的差異對測算結果影響不大。本文需測算全要素生產率的增長率指標，故選擇混合最小二乘法(pooled OLS)估計模型參數。

2.世界實際利率(rt)

根據Bergin et al.(2000)，世界實際利率為G7集團實際利率的算術加權平均值，權重為各國實際GDP占G7集團(20)G7集團包括美國、英國、德國、法國、日本、意大利、加拿大?？侴DP的比重。各國實際利率為名義利率減去預期通貨膨脹率，名義利率使用貨幣市場年利率(interest rates of money market)或國庫券年利率(interest rates of government bonds)。CPI的變化率為通貨膨脹率，根據適應性預期理論，設t期預期通貨膨脹率為t-1期現實通貨膨脹率。名義利率原始數據來自國際金融數據庫(IFS數據庫)，CPI原始數據來自世界銀行WDI數據庫。

3.控制變量

本文選取的控制變量主要包括：新設投資(invit-1)，采用一國實際固定資產投資(fixed capital formation)占GDP的比重來衡量；貿易開放度(toit)，采用一國總貿易額占GDP的比重來衡量；相對人均GDP(relagdpit)，采用一國居民按收入法核算的人均GDP與美國人均GDP之比來衡量。經常項目余額占GDP的比重及其他控制變量的原始數據均來自世界銀行WDI數據庫。

4.描述性統計分析

描述性統計分析結果列于表1。從中可見，數據基本符合跨國數據預期特征，包括國家特定生產率增長率指標csga。

表1 變量描述性統計

四、實證結果及分析

(一)基準回歸結果

本文首先對全樣本及分樣本進行回歸，分析異質性生產率沖擊對經常項目的作用方向，以此判斷生產率沖擊是否是導致全球經濟失衡的重要原因，并考察金融危機是否能夠調整兩者之間的關系。

1.異質性生產率沖擊對經常項目的影響

本文使用1991—2014年65個國家(地區)的數據估計計量模型(18)。在面板數據回歸中，首先利用F檢驗(Cross-section F)來判斷混合回歸模型還是個體固定效應模型適用，然后再利用豪斯曼檢驗(Hausman test)來判斷個體固定效應模型還是個體隨機效應模型適用。表2報告了逐步回歸結果。

由表2可見，國家特定生產率沖擊csgait的參數估計值顯著為負，取值在-0.24～-0.172之間，即國家特定生產率每增長1%，經常項目赤字增加0.172%～0.24%。此與Glick et al.(1995)使用混合最小二乘法進行估計所得的結果-0.26較為接近。世界生產率沖擊wgat的參數估計值顯著為正，取值接近0.5，即世界生產率每增長1%，經常項目盈余增加近0.5%。綜上，國家特定生產率沖擊及世界生產率沖擊對經常項目作用方向的估計結果與理論模型一致。

為比較發達國家(地區)和發展中國家(地區)生產率沖擊對經常項目影響的差異，本文設置發達國家(地區)虛擬變量Di，并將Di與國家特定生產率增長率csgait的交互項納入計量模型(18)，估計結果見表2。由表2，交互項參數估計值為負，但不顯著，說明發達國家(地區)生產率沖擊對經常項目的負向作用略大于發展中國家(地區)。

注：Di為發達國家(地區)虛擬變量，Di=1表示發達國家(地區)，Di=0表示發展中國家(地區)；*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗；參數估計值下面一行給出的是標準誤；觀測值缺失會導致有效樣本發生變化。

眾所周知，美國和中國是全球經常項目失衡的核心，在2008年金融危機爆發前兩國的失衡不斷擴大，那么生產率沖擊對兩國經常項目又有何影響？本文設置中國虛擬變量DChina，其與國家特定生產率沖擊(csgait)的交互項納入計量模型(18)，估計結果見表3列(1)及列(2)。

表3 生產率沖擊作用于中國、美國及其他國家(地區)經常項目

注：DChina為中國虛擬變量，DChina=1表示中國，DChina=0表示除中國外的其他國家(地區)；DUSA為美國虛擬變量，DUSA=1表示美國，DUSA=0表示除美國外的其他國家(地區)。*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗；參數估計值下面一行給出的是標準誤。

根據表3列(1)的顯示，當DChina=1時，csgait的參數估計值表明中國特定生產率沖擊會導致其經常項目盈余增加；當DChina=0時，csgait的參數估計值表明除中國以外的國家特定生產率沖擊會導致它們經常項目赤字增加。表3列(2)的實證結果與列(1)一致。同樣設置美國虛擬變量DUSA，將其與csgait的交互項納入計量模型(18)，參數估計結果見表3列(3)和列(4)。與中國不同，該結果顯示美國生產率沖擊會導致美國經常項目赤字一定程度增加。以上說明國家特定生產率沖擊是造成全球經濟失衡的重要原因。本文還估計了生產率沖擊對中國以外發展中國家(地區)及美國以外發達國家(地區)經常項目的影響，結果見表3列(5)至列(8)，csgait及wgait的參數估計結果與表2基本一致，并且表明同樣的國家特定生產率沖擊會導致發達國家(地區)的經常項目赤字規模大于發展中國家(地區)。

綜上，本文認為國家特定生產率沖擊是造成全球經常項目失衡的重要原因，一方面它會導致中國經常項目順差一定程度地擴大，另一方面也會導致美國等發達國家經常項目赤字加重。另外，世界生產率沖擊并不能調節全球經常項目失衡，因為它雖然導致發達國家(地區)赤字減少，但同時又會造成發展中國家(地區)盈余增加。

2.金融危機對兩者之間關系的調節

2008年金融危機后，全球經濟失衡得到了調節和收縮，那么能否認為金融危機的爆發會自動調節全球經濟失衡呢？本文設置1997年東南亞金融危機虛擬變量D1997，時間變量year>1997時，D1997取值為1，否則取值為0。計量模型(18)中加入D1997與國家特定生產率增長率(csgait)的交互項，分別估計全樣本、發展中國家(地區)以及發達國家(地區)，結果見表4。同樣，設置2008年全球金融危機虛擬變量，將其與csgait的交互項納入計量模型(18)，估計結果也列示于表4。不難發現，交互項的參數估計值基本上都顯著小于零，說明金融危機后發達國家(地區)經常項目赤字相對危機前增加，發展中國家(地區)經常項目盈余相對下降。由此可知，全球經濟失衡并沒有因為經濟危機的爆發而自動調整?，F實中，經濟危機后全球經濟失衡得以收縮，只是貿易規模壓縮導致的短暫調整，全球經濟失衡存在的內因并未得到根除。

表4 生產率沖擊作用于金融危機前后發達、發展中國家(地區)的經常項目

注：D1997為1997年東南亞金融危機虛擬變量，D1997=1表示東南亞金融危機發生之后，D1997=0表示東南亞金融危機發生之前；D2008為2008年全球金融危機虛擬變量，D2008=1表示全球金融危機之后，D2008=0表示全球金融危機之前。*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗；參數估計值下面一行給出的是標準誤。

(二)內生性問題處理

面板固定效應回歸雖能在一定程度上緩解回歸模型的內生性問題，但仍要對模型的內生性問題做進一步處理。對本研究而言，內生性問題的主要來源是反向因果和遺漏變量，而工具變量法是解決這兩方面問題的有效手段。本文處理內生性的步驟如下：首先，使用豪斯曼檢驗判斷解釋變量的內生性；然后，根據檢驗結果選擇合適的工具變量，使用面板工具變量回歸來解決內生性問題。檢驗結果顯示，國家特定生產率增長率(csgait)拒絕了外生變量的原假設，即該變量是內生變量。世界生產率增長率(wgat)接受了外生變量的原假設，即該變量是外生解釋變量。本文使用面板工具變量法的具體方法是：先對固定效應模型進行一階差分變換(21)使用固定效應的一階差分變換能夠一定程度上解決遺漏變量問題，見陳強(2014)。，再進行兩階段IV估計。其中，內生解釋變量csgait的工具變量為其自身的滯后2期變量。

本文使用多種統計量來檢驗工具變量的合理性(見表5)。首先，采用Kleibergen et al.(2006)的LM統計量進行不可識別檢驗，結果表明在1%的水平上拒絕了“工具變量不可識別”的原假設。其次，采用Kleibergen et al.(2006)的Wald F統計量來進行弱識別檢驗。根據Stock et al.(2005)提供的臨界值，Wald F統計量均大于10%水平上的Stock-Yogo臨界值，拒絕了工具變量是弱工具變量的假設。因此，本文選取的工具變量具有一定的合理性。

表5匯報了面板工具變量的回歸結果。全樣本、發達國家(地區)樣本、發展中國家(地區)樣本的回歸結果均顯示，國家特定生產率沖擊和經常項目之間仍呈顯著的負相關關系，世界生產率沖擊和經常項目仍呈顯著的正相關關系，這與基準回歸結果保持一致。工具變量的回歸結果表明，在處理過內生性問題后，國家特定生產率沖擊、世界生產率沖擊和經常項目之間的關系是可靠的。

表5 內生性處理：面板工具變量法

注：*、**、***分別代表在10%、5%與1%的水平下通過顯著性檢驗。

五、典型國家(地區)生產率沖擊的識別

上文的實證分析表明，國家特定生產率沖擊會促使經常項目逆差增加，而世界生產率沖擊則會導致經常項目順差增加。本文在理論分析部分曾指出，出現這種差異的可能原因是國家特定生產率沖擊具有永久性，而世界生產率沖擊具有非永久性。那么，這兩種生產率沖擊是否真的具有如此特征呢？本部分將對這兩種生產率沖擊的持續性進行識別。

設定生產率增長率符合一階自回歸過程csgat=ρcsgat-1+εt。當ρ=1時，csgas=csgat-1+εt+εt+1+εt+2+…+εs，其中s≥t，認為生產率沖擊εt具有永久性。當ρ<1或ρ=0時，表示生產率沖擊具有非永久性，具體表現為持續性和短暫性，即：ρ<1時，csgas=ρs-t+1csgat-1+ρs-tεt+ρs-t-1εt+1+…+εs，認為生產率沖擊εt具有持續性；ρ=0時，csgas=εs，認為生產率沖擊εt具短暫性。而對ρ=1的檢驗就是單位根檢驗，本文參照Glick et al.(1995)的做法，對生產率增長率序列進行單位根檢驗，如果序列存在單位根，則表示沖擊具有永久性，不存在單位根表示沖擊具有非永久性。首先，使用wgat數據和csgait的國別時間序列數據對典型國家(地區)進行ADF檢驗(22)其他國家(地區)檢驗結果限于篇幅而省略，有需要可向作者索取。，其回歸模型為：

Δcsgait=b0+b1icsgait-1+εit

(19)

其中略去了滯后差分項，ADF檢驗的原假設為H0∶b1i=0，備擇假設為H1∶b1i<0，這是一個左邊單側檢驗，當統計量Z(t)值(為負值)小于臨界值時(或者P值小于顯著性水平時)，拒絕原假設，表示該序列為平穩序列，從而生產率沖擊不具有永久性；相反，當Z(t)值大于臨界值時，接受原假設，認為該序列存在單位根，從而生產率沖擊具有永久性。然后，對全樣本、發達國家(地區)樣本、發展中國家(地區)樣本進行面板單位根LLC檢驗，并假設面板單位的自回歸系數均相等，檢驗結果見表6。

表6顯示，世界生產率增長率序列不存在單位根，說明其沖擊具有非永久性，從而解釋了世界生產率沖擊對經常項目存在正向作用的原因。另外，絕大多數國家(地區)生產率增長率序列存在單位根，說明大多數國家(地區)生產率沖擊具有永久性，從而解釋了國家特定生產率沖擊對經常項目存在負向作用的原因。此外，面板單位根LLC檢驗表明，全樣本、發達國家(地區)樣本及發展中國家(地區)樣本的csgait都不存在單位根，即它們同為平穩序列，說明前文實證結果可信，不存在偽回歸問題。

表6 典型國家(地區)生產率沖擊序列的單位根檢驗

六、結論及啟示

全球經常項目持續失衡會引發各方利益沖突不斷加劇，并導致貿易自由化和全球多邊合作頻頻受阻。本文基于新開放宏觀經濟學框架構建包括異質性生產率沖擊的經常項目跨期理論模型，并利用1991—2014年65個國家(地區)數據進行實證分析，以考察兩類異質性生產率沖擊對經常項目失衡的影響。主要結論有：

(1)整體上，國家特定生產率的提升會使經常項目赤字上升，而世界生產率的提高有利于實現經常項目順差，但存在國別差異。國家特定生產率沖擊是導致全球經濟失衡的重要原因。

(2)中國經常項目順差的出現一定程度上源于中國全要素生產率的提升，而美國經常項目逆差則與美國全要素生產率密切相關。

(3)全球經常項目失衡不會因經濟危機的發生而自動調整，反而可能進一步擴大。

(4)異質性生產率沖擊對經常項目作用方向不同的原因在于，國家特定生產率沖擊具有永久性，而世界生產率沖擊具有非永久性。

全球經常項目失衡不斷擴大將加劇全球經濟的不穩定性，并進一步強化全球經濟的脆弱性及風險性。根據本研究結論，在經濟金融全球化背景下，全球經常項目失衡是各國(地區)實體經濟運行的自然結果，其與各國(地區)生產率及全球生產率水平變動密切相關。因此，為調整全球經常項目失衡，首先各個國家(地區)需要將視角拉回國內，需著力改善國內經濟結構、引導居民調整消費和企業投資行為、優化生產率水平，以有效緩解國家特定生產率沖擊對經常項目失衡的影響；其次，各國(地區)之間還需緊密合作，通過多邊協調來解決經常項目失衡難題，而不是單邊指責和采取對抗措施，更不是掀起貿易戰。