人民幣匯率影響因素的實證分析及政策研究

虞文美，何晶華

(安徽財經大學 金融學院，安徽 蚌埠 233000)

當今國際經濟環境形勢日趨復雜，大大小小的金融危機時有發生。而隨著中國經濟的高速增長及貿易順差的逐年擴大，人民幣匯率問題已經成為當今世界經濟發展中的焦點問題。人民幣匯率的變動對于我國來說是一個巨大的挑戰，也給我國的進出口貿易企業帶來更大的匯率風險。因此,我國要制定合適的政策穩定人民幣匯率以促進經濟的穩定增長。在匯率的相關研究中，經濟學家研究并提出的主流理論包括利率平價理論、國際借貸理論、匯兌心理理論、購買力平價理論等。針對我國目前的經濟發展形勢，根據姜波克的《國際金融新編》中關于購買力平價理論的闡述可以看出，購買力平價理論與我國匯率實際情況不符合。[1]66-70因此，就我國匯率影響因素方面還需進一步的探究。

一、文獻綜述

匯率作為國際貿易的重要工具，在調節本國的國際收支、促進經濟內外均衡方面發揮著重要的作用。夏勇等認為,穩健中性的貨幣政策和平穩向好的宏觀經濟為人民幣匯率的穩定奠定了一定的基礎。[2]羅文浩等利用量化分析得出貨幣M2供應量增長率、社會消費品總額、社會融資規模、國家外匯儲備、銀行同業拆借加權平均利率是影響人民幣匯率的主要因素。[3]何倩倩從國際收支角度得出我國外匯儲備與人民幣匯率是正相關的關系。[4]曹秋菊利用VAR模型得出人民幣匯率受前期的匯率影響顯著，外商直接投資和貨幣供應量對人民幣匯率影響較大，而進出口總額對匯率波動的影響微弱。[5]費廣平認為，貿易順差對人民幣匯率具有顯著的影響。[6]李琳等利用ARMA模型得出國際收支與人民幣是負相關關系，外匯儲備、國內生產總值與人民幣匯率是正相關關系。[7]彭一揚等利用VAR模型得出中美貿易順差和利率波動不是導致人民幣匯率變動的原因。[8]Kim等通過構建VAR 模型研究經常賬戶和實際匯率之間的關系，發現經常賬戶的變化主要由暫時性沖擊推動，而匯率的波動主要由永久性沖擊推動。[9]易綱等在探究利率平價等因素對人民幣匯率的影響時發現，人民幣匯率的解釋能力和預測能力受利率平價因素的影響較大。[10]唐文進等通過構建MSIH(2)-VAR(5)和DCC MGARCH(1，1)研究人民幣匯率與利率之間的關聯性時發現，利率與人民幣匯率之間并不具有顯著性的影響。[11]王詩杰等通過建立VAR模型和Johansen協整檢驗得出結論：從長期協整關系來看，中美經濟增速差異、我國進出口差額和廣義貨幣供給量都會對人民幣實際匯率造成影響。[12]夏連峰根據產業結構調整來研究人民幣匯率變動影響因素，提出根據人民幣匯率的變動優化產業結構的策略。[13]魯政委通過分析人民幣在國際金融市場經歷的三次重大沖擊，得出影響國內經濟的最主要因素不是國際經濟環境而是靈活的人民幣匯率，靈活的人民幣匯率可以最大限度地緩沖國際經濟環境對我國國內經濟環境的巨大沖擊。[14]

二、人民幣匯率發展趨勢分析

(一)研究設計

1.數據來源

國內很多學者發表的有關人民幣幣值的論文數據均來自《中國統計年鑒》和《國際貿易統計年鑒》，這說明《中國統計年鑒》和《國際貿易統計年鑒》的數據具有極高的權威性，故本研究的數據從以上兩種統計年鑒中獲取。

2.變量選取

本研究選擇將人民幣匯率R(每100美元)作為被解釋變量，解釋變量為國內生產總值GDP(億元)、居民消費水平P(元)、進出口總額MI(億元)、貨幣M1供應量M(億元)、存款利率I(%)、外匯儲備FER(億美元)、經常項目差額NX(億美元)。

3.描述性統計

具體的描述性統計數據見表1。

表1 描述性統計表

4. VAR模型設計和變量假定

lnRt=C+α1lnRt-1+…+αilnRt-i+

β1lnGDPt-1+…+βilnGDPt-1+η1lnPt-1+…+

ηilnPt-i+μ1lnMIt-1+μilnMIt-i+δ1lnMt-1+…+

δilnMt-i+ε1lnIt-1+…+εilnIt-i+λ1lnFERt-1+…+

λilnFERt-i+ωt-1lnNXt-1+…+ωt-ilnNXt-i+ξt。

為了消除數據異方差、弱化共線性、使選取的樣本數據更加平穩，本研究對所有的樣本數據進行對數化處理，假定人民幣匯率、國內生產總值、居民消費水平、進出口總額、貨幣M1供應量、存款利率、外匯儲備、經常項目差額構成的VAR模型的最佳滯后期數為i期。

(二)相關性分析

相關性檢驗結果具體見表2。

表2 相關性檢驗結果

(三)時間序列平穩性分析

1.單位根檢驗

單位根檢驗結果見表3。由表3可以看出，時間序列lnR、lnGDP、lnP、lnMI、lnM、lnI、lnFER和 lnNX是不平穩的，但其經過二階差分后是平穩的，即lnRt～I(0)、lnGDPt～I(0)、lnPt～I(0)、lnMIt～I(0)、lnMt～I(0)、lnIt～I(0)、lnFERt～I(0)和 lnNXt～I(0),△2lnRt～I(2)、△2lnGDPt～I(2)、△2lnPt～I(2)、△2lnMIt～I(2)、△2lnMt～I(2)、△2lnIt～I(2)、△2lnFEt～I(2)、△2lnNXt～I(2),被解釋變量與解釋變量之間可能存在協整關系，故進行協整檢驗。

2.協整性檢驗

(1) 建立OLS模型

lnRt=β0+β1lnGDPt+β2lnPt+β3lnMIt+β4lnMt+β5lnIt+β6lnFERt+β7lnNXt+εt。

其中，βi為系數，εt為殘差項。

其中，式子下括號內的數據為對應系數的標準差。

(2) EG檢驗法

對殘差項進行DF單位根檢驗，結果表明，DF值為-5.4895，對應的1%的顯著性水平為-2.728252，對應的5%的顯著性水平為-1.9663，對應的10%的顯著性水平為-1.605，因而殘差序列在顯著性水平為1%、5%和10%上均為顯著，殘差序列為平穩序列，表明人民幣匯率R與國內生產總值GDP、居民消費水平P、進出口總額MI、貨幣M1供應量M、存款利率I、外匯儲備FER、經常項目差額NX為協整的。

表3 單位根檢驗結果

(四)VAR模型估計結果

根據VAR模型中的AIC和SC信息準則，人民幣匯率R、國內生產總值GDP、居民消費水平P、進出口總額MI、貨幣M1供應量M、存款利率I、外匯儲備FER、經常項目差額NX構成的VAR 模型的最佳滯后期數為2期。因此，可以建立VAR(2)模型:

lnRt=C+α1lnRt-1+α2lnRt-2+β1lnGDPt-1+

β2lnGDPt-2+η1lnPt-1+η2lnPt-2+μ1lnMIt-1+

μ2lnMIt-2+δ1lnMt-1+δ2lnMt-2+ε1lnIt-1+

ε3lnIt-2+λ1lnFERt-1+λ2lnFERt-2+

ωt-1lnNXt-1+ωt-2lnNXt-2+2ξt。

表4為VAR模型的估計結果。lnR滯后1期對lnR影響的t值為2.50544，系數為0.990844，說明對lnR的影響在5%顯著性水平下顯著，但滯后2期的人民幣匯率對當期的匯率并沒有顯著的影響，這說明前期的人民幣匯率會直接影響未來的人民幣匯率的高低，因而具有正相關性。lnGDP滯后1期對lnR影響的t值為2.36521，系數為 0.595656，說明對lnR的影響在5%顯著性水平下顯著。lnGDP滯后2期對lnR影響的t值為2.36521，系數為-0.618938，說明對lnR的影響在5%顯著性水平下顯著，同時說明滯后2期的GDP對未來人民幣的匯率具有顯著的影響，且為負相關性，表現為滯后2期的GDP越高，市場對貨幣的需求越高，投資會增加，人民幣升值，匯率降低。lnP滯后2期對lnR的系數為0.493252，t值為2.38083，說明對lnR的影響在5%顯著性水平下顯著，相比于滯后1期，居民消費水平滯后2期對人民幣匯率具有更顯著的影響，且為正相關性，居民消費水平越高，人民幣需求增加，政府為穩定物價，使本幣升值，匯率下降，但是政府通過貨幣政策干預市場需要一定的時間來實施，所以導致居民消費水平對匯率影響存在一個2期的時間滯后性。lnMI滯后1期對lnR影響的t值為-2.00768，系數為-0.080912，說明對lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，相比滯后2期，進出口總額滯后1期對人民幣匯率具有更顯著的影響，且為負相關性，表現為前期的進出口總額越大，市場對人民幣的需求越多，政府為了穩定市場，降低人民幣需求，本幣升值，匯率下降，但是總體來說進出口總額MI對人民幣匯率R的影響程度并不高。lnM滯后2期對lnR的影響的t值為-2.39764，系數為-0.141801，說明對lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，相比滯后1期，貨幣M1供應量滯后2期對人民幣匯率具有更顯著的影響，且為負相關性，表現為滯后2期的貨幣M1供應量升高，市場利率降低，投資增加，人民幣升值，匯率下降。lnI滯后2期對lnR的影響的t值為-1.97518，系數為-0.068502，說明對lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，且為負相關性，表現為滯后2期的利率升高，外國資本會流入本國資本市場，本幣升值，匯率下降，但利率I對人民幣匯率R的影響相對較小。lnFER滯后1期對lnR的影響的t值為-2,84768，系數為-0.129267，說明對 lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，且為負相關性，表現為前期的外匯儲備升高，外匯市場上外匯供給大于外匯需求，導致人民幣短期升值，匯率下降。lnFER滯后2期對lnR的影響的t值為2.44075，系數為0.126094，說明對lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，且為正相關性，表現為滯后2期的外匯儲備升高，即期外匯供給大于外匯需求，人民幣升值，但未來人民幣會出現貶值，因而遠期匯率下降。經常項目差額的1期滯后、2期滯后均對人民幣匯率沒有明顯的影響作用，因為經常項目差額是衡量一國國際收支長期狀況的指標，與匯率并沒有明顯的關系。

表4 VAR模型的估計結果

(五)VAR模型平穩性檢驗

圖1是VAR模型平穩性檢驗結果，由圖1可知，VAR模型的全部特征根的倒數值都在單位圓之內，表明VAR模型是穩定的。

圖1 VAR模型平穩性檢驗

(六)脈沖響應函數

圖2中八個脈沖響應圖像分別為人民幣匯率(lnR)對其自身的沖擊強度、國內生產總值(lnGDP)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關系、居民消費水平(lnP)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關系、進出口總額(lnMI)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關系、貨幣M1供應量(lnM)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關系、利率(lnI)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關系、外匯儲備(lnFER)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關系、經常項目差額(lnNX)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關系。

圖2 脈沖響應函數圖(1) 說明：圖像的橫坐標為周期，縱坐標為沖擊影響強度，每一個圖都表示沖擊效果。

圖2(1)表明了人民幣匯率(lnR)的變化對其自身的沖擊強度的大小關系。人民幣匯率(lnR)的隨機擾動項對自身的影響在前6期為正向的促進作用，經過 6 期之后變為負向沖擊，表現為反向的抑制作用，在第10期逐漸趨近于0，相關關系逐漸消失。這說明人民幣匯率的波動方式具有周期性的特征，一個周期約等于10個單位。我國政府在進行相關的政策調整時可以充分利用人民幣匯率對自身影響的周期性規律，提高調整效率，降低成本。

圖2(2)表明了國民消費水平(lnP)變化對人民幣匯率(lnR)的沖擊強度的大小關系。在前3期，國民消費水平的變動對人民幣匯率的沖擊為正向促進作用，在第2期達到最大值，居民消費水平提高，貨幣需求增加，利率下降，本幣貶值，匯率上升。在第3期以后表現為反向抑制作用，利率下降后，出口增加，進口減少，本國就業機會增加，產出增加，投資增加，外資引入，本幣升值，匯率下降。在第10期沖擊作用逐漸趨近于0。我國應該制定一定的政策促進本國就業，同時吸引外資進入，促進本幣的幣值穩定，穩定本幣國際地位。

圖2(3)表明了經常賬戶差額(lnNX)變化對人民幣匯率(lnR)的沖擊強度的大小關系。沖擊效果比較平緩，說明經常賬戶差額變化對人民幣匯率的影響較小，與前文述說一致，經常項目差額是衡量一國國際收支長期狀況的指標，與匯率并沒有明顯的關系。

圖2(4)表明了進出口總額(lnMI)的變化對人民幣匯率(lnR)的沖擊強度的大小關系。進出口總額對匯率的沖擊影響一直表現為反向抑制作用，在第 1期、第4期和第8期的影響作用趨近于0，說明進出口總額對人民幣幣值的影響具有一定的周期性，周期為4個單位，但總體的影響效果不是很明顯。前期進出口總額的增加有利于促進本國的國際資本流動，隨著進出口總額的增加，人民幣的國際地位不斷提升，表現為匯率下降。這說明我國要充分抓住當前的經濟優勢，不斷開展海外業務，同時穩定國內市場，充分發揮進出口貿易在國際資本流動中的作用，不斷提高本幣的國際地位和市場價值。

圖2(5)表明了利率(lnI)對人民幣匯率(lnR)的沖擊強度的大小關系。在前7期一直表現為利率對人民幣幣值的沖擊影響為反向抑制作用，并且在第3期達到最大值，利率下降，貨幣供給增加，本幣貶值，匯率升高。在第7期至第10期表現為利率對人民幣幣值的沖擊影響為正向促進作用，利率下降之后，投資增加，吸引外資，外匯供給大于外匯需求，本幣升值，匯率下降。在第10期沖擊作用逐漸趨近于0。這說明我國要制定合理的貨幣政策，在促進本國經濟發展的同時吸引外資，起到穩定本幣幣值和本幣國際地位的作用。

圖2(6)表明了貨幣供應量(lnM)對人民幣匯率(lnR)的沖擊強度的大小關系。在前3期貨幣供應量的變動對人民幣匯率的沖擊為正向促進作用，在第2期達到最大值，貨幣供應量增加，通貨膨脹加劇，本幣貶值，匯率升高。在第3期以后表現為反向抑制作用，匯率升高之后，本幣貶值，資本外逃，利率下降，投資增加，本幣升值，匯率下降。到第9期沖擊作用逐漸趨近于0。這說明我國宏觀調控的貨幣政策對當期的匯率高低影響較及時，但持續時間短，之后匯率會逐漸上升。

圖2(7)表明了國內生產總值(lnGDP)對人民幣匯率(lnR)的沖擊強度的大小關系。在前3期國內生產總值的變動對人民幣匯率的沖擊為正向促進作用，在第2期達到最大值，國內生產總值提高，市場資金增加，在小周期內促進人民幣升值，并達到最大效果。在第3 期以后表現為反向抑制作用，人民幣升值后，抑制了一定的出口，使GDP有所下降，市場資金減少，人民幣貶值，匯率升高。在第10期沖擊作用逐漸趨近于0。這說明我國應實施一些鼓勵性政策吸引外商直接投資，同時促進本國出口，使人民幣的幣值趨于穩定，維持人民幣的國際地位，擴大國內外資本的投資空間。

圖2(8)表明了外匯儲備(lnFER)對人民幣匯率(lnR)的沖擊強度的大小關系。總體呈現波浪式的沖擊影響作用，整體的影響作用不明顯。這說明我國的外匯儲備實際上屬于政策性因素，是一個長期的過程，對人民幣匯率的影響是長期的。我國要不斷完善外匯儲備，切勿出現外匯缺少的狀況，畢竟外匯可以在經濟低落時促進國內經濟的發展。

(七)格蘭杰因果關系檢驗(滯后3期)

格蘭杰因果關系檢驗結果見表5。由表5可知，在5%的顯著性水平下，滯后3期的檢驗模型不具有1階自相關，并且同時具有較小的AIC值。國內生產總值GDP是人民幣匯率R的格蘭杰原因，同時人民幣匯率R也是國內生產總值GDP的格蘭杰原因；居民消費水平P是人民幣匯率R的格蘭杰原因，反之不成立；進出口總額MI不是人民幣匯率R的格蘭杰原因，人民幣匯率R也不是進出口總額MI的格蘭杰原因；貨幣M1供應量是人民幣匯率R的格蘭杰原因，同時人民幣匯率R也是進出口總額MI的格蘭杰原因；利率I不是人民幣匯率R的格蘭杰原因，但人民幣匯率R是利率I的格蘭杰原因;外匯儲備FER是人民幣匯率R的格蘭杰原因，但人民幣匯率R不是外匯儲備FER的格蘭杰原因；經常項目差額NX是人民幣匯率R的格蘭杰原因，但人民幣匯率R不是經常項目差額NX的格蘭杰原因。其中，就利率I而言，格蘭杰因果關系檢驗結果與前文結論相符。當給予利率I一個沖擊后，利率發生了波動，人民幣匯率R同步波動，但利率I的變動對人民幣匯率R的變動是一個間接影響的過程，利率I對人民幣匯率R的直接影響較小，所以在脈沖響應函數圖中的沖擊影響效果上利率I對人民幣匯率R的影響較大；就經常項目差額NX而言，經常項目差額NX反映的是一國的國際收支狀況，對人民幣匯率R有一定的影響，雖然影響的效果不太明顯，但在實際研究中并不能忽略這一影響因素；就進出口總額MI而言，與前文的結論不一致，在前文中進出口總額MI對人民幣匯率R的影響比經常項目差額NX對人民幣匯率R的影響稍微大一些，可能進出口總額MI對人民幣匯率R的影響周期較長。

表5 格蘭杰因果關系檢驗表

(八)方差分析

圖3為人民幣匯率(lnR)自身的沖擊強度對其自身變化的相對貢獻度、居民消費水平(lnP)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度、經常項目差額NX(lnNX)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度、進出口總額(lnMI)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度、利率(lnI)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度、貨幣M1供應量(lnM)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度、國內生產總值(lnGDP)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度、外匯儲備(lnFER)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度。

圖3(1)表明人民幣匯率(lnR)自身的沖擊強度對其自身變化的相對貢獻度在第1期為100%，之后逐漸遞減，直到呈現出平穩的趨勢，經過10期以后，穩定在45%。圖3(2)表明居民消費水平(lnP)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度在第1期為 0，之后逐漸遞增，直到呈現出平穩的趨勢，經過10期以后，對lnR總變化的相對貢獻度穩定在20%。這與VAR模型的結果相一致，與脈沖響應函數和格蘭杰因果關系檢驗的結果也相一致。圖3(3)表明經常項目差額(lnNX)的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現出平穩的趨勢，在10期之后，其相對貢獻度維持在5%。這與VAR模型的檢驗結果相一致，與脈沖響應函數和格蘭杰因果關系檢驗的結果也相一致。圖3(4)表明進出口總額(lnMI)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度由一開始的0逐漸遞增，直到呈現出平穩的趨勢，在10期之后，其相對貢獻度維持在10%。這與VAR模型的檢驗結果相一致，與脈沖響應函數檢驗的結果也相一致，進出口總額MI對人民幣匯率R的影響比經常項目差額NX對人民幣匯率R的影響稍微大一些。圖3(5)表明利率(lnI)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現出平穩的趨勢，在10期之后，其相對貢獻度維持在10%。這與VAR模型的檢驗結果相一致，與脈沖響應函數檢驗的結果也相一致，但與格蘭杰因果關系檢驗不一致，具體解釋前文已說明。圖3(6)表明貨幣M1供應量(lnM)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現出平穩的趨勢，在10期之后，其相對貢獻度維持在10%。這與VAR模型的結果相一致，與脈沖響應函數和格蘭杰因果關系檢驗的結果也相一致。圖3(7)表明國內生產總值(lnGDP)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現出平穩的趨勢，在10期之后，其相對貢獻度維持在4%。圖3(8)表明外匯儲備(lnFER)對lnR的沖擊強度對lnR變化的相對貢獻度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現出平穩的趨勢，在10期之后，其相對貢獻度維持在2%。外匯儲備FER對人民幣匯率R的影響是一個長期的過程。

圖3 方差分析圖(2) 圖中的橫坐標表示周期，縱坐標表示方差貢獻度，每一個圖都表示各個解釋變量對被解釋變量的貢獻程度。

三、結論與政策建議

(一)結論

根據上述VAR模型、脈沖響應函數和格蘭杰因果關系檢驗結果分析得出以下結論：人民幣匯率的變化幅度受前期的人民幣匯率高低的影響較大，直接標價法下(每100美元)，前期的人民幣匯率越高，那么當期的匯率就會越高，二者呈現出正相關關系；人民幣匯率的變化幅度受后期的國內生產總值的影響較大，且為負相關性，即期的國內生產總值越高，人民幣匯率就會越低，同時人民幣匯率也在影響著國內生產總值；人民幣匯率的變化幅度受后期居民消費水平的影響較大，且為正相關性，即期的居民消費水平升高，人民幣匯率就會升高；人民幣匯率的變化幅度受后期貨幣M1供應量的影響，且為正相關性，貨幣供應量提高，而在市場需求不變的情況下，導致貨幣供給大于貨幣需求，通貨膨脹程度提高，人民幣貶值，匯率上升；同時，利率、進出口總額、經常項目差額和外匯儲備對人民幣匯率的影響程度不是很大，但都對人民幣匯率的影響呈現出反向相關的關系，利率提高，外匯供給大于外匯需求，貨幣供給量降低，貨幣升值，人民幣匯率下降；進出口總額增加，人民幣需求增加，本幣升值，匯率下降；外匯儲備對人民幣匯率的影響是長期性的；經常項目差額與人民幣匯率沒有明顯的關系。

(二)政策建議

1.利用宏觀經濟政策穩定經濟進而穩定匯率

匯率的走勢在極大程度上受到我國國內經濟環境的影響，隨著中美之間貿易摩擦的不斷升級，我國經濟的外部環境發生了極大變化，為此我國制定了經濟發展力求穩中有變的總體方針，提出了穩就業、穩金融、穩外貿、穩投資和穩預期的“六穩”目標。要實現這一目標，我國需要在就業、金融、外貿、投資各領域探索穩中求進的方法，充分利用財政政策、貨幣政策對市場的靈活調整作用，繼續利用公開市場業務操作等貨幣政策來間接影響人民幣匯率的變動，增強對人民幣匯率的預期。同時商業銀行作為外匯交易的主體，應該對外匯實施一定程度的政策干預，進一步提高政策的有效性和完善性，以確保供給側改革的穩定運作，促進人民幣匯率的穩定。

2.合理調整外匯儲備和國際收支結構

穩定外匯儲備有助于國內經濟穩定發展。根據美國芝加哥大學和英國倫敦經濟學院的約翰遜和他的學生弗蘭科[1]42-44提出的貨幣論：Ms=D+R=Md=M0，在市場貨幣需求既定的情況下，外匯儲備的降低必然會導致本國信貸市場的擴張，而國內信貸的持續擴張最終會使本國的外匯儲備耗盡，外匯儲備對于政府來說是穩定匯率的主要工具，一旦外匯儲備耗盡，必然導致外匯出現較大幅度的調整，進而極大地影響本國的經濟。同時，外匯投機者會對本國貨幣進行攻擊，更大程度上沖擊本國匯率。我國應密切關注進出口的差異，調整對外出口結構，適時提供進出口優惠政策；政府要加強對外貿企業的政策扶植，緩解由于人民幣貶值帶來的進口壓力和人民幣升值帶來的出口壓力，以完善進出口差異，促進國際收支結構合理化；政府還應該合理調整我國的外匯儲備，協調國際收支結構，穩定匯率。

3.利用匯率小幅度升值趨勢加強產業結構的升級

一方面，我國下一階段在產業結構上應該將重點放在發展電子、新能源、新材料及軟件設計等行業上，縮小與這些行業對應的領先國家的發展差距，利用小幅度的本幣升值，不斷運用多種經濟手段和金融工具，促進產業轉型升級、技術進步，促使相關產業在市場的強烈推動下加快產業升級從而適應市場的變化。另一方面，我國應該充分利用小幅度的本幣升值優勢積極開展對戰略性資源的進口，為新興產業的發展提供一定的資源基礎，降低研發成本，提高企業利潤，促進國內經濟的發展。