匯率調節國際收支及外匯供求的有效性分析

劉 宇，于海燕

（1.中國人民銀行濟南分行，山東 濟南 250021；2.中國人民銀行菏澤市中心支行，山東 菏澤 274000）

1.文獻綜述與理論及影響機理

目前，雖然關于匯率波動與國際收支調節的有效性之間仍然存在一些爭論，但國內的大多數研究結果認為，匯率波動對國際收支的平衡具有一定的調節作用。

1.1 文獻綜述

1.1.1 匯率對進出口貿易的影響

Rose(1991)選擇了五個國家的相關貿易數據，并通過實證研究得出結論：實際匯率的波動與貿易收支并沒有高度相關。通過使用普通最小二乘法建立模型和相關回歸等度量方法，并以“一帶一路”沿線國家為樣本，得到匯率變動對我國進出口貿易的影響程度，以及匯率變動對“一帶一路”沿線國家進出口貿易的影響程度。曹偉，閆方榮，鮑樹明(2016)的研究結果表明：凈出口額每增加1%，人民幣需要相應貶值25%，沖擊強度和持續時間相對有限，人民幣匯率貶值僅在當月和滯后一期時間段中對中國出口產生促進作用。

王云等(2015)使用VAR 模型和面板格蘭杰因果關系檢驗，認為直接報價法下匯率越高，對中國的出口越有利，政府應謹慎對待人民幣升值，以減少匯率波動所帶來的不利影響。田宏剛等(2010 年)提出，經過1995 年至2008 年數據的協整檢驗，人民幣匯率的變化(直接報價法)對中國的貿易差額有負面影響。也有文獻認為本幣貶值，出口相對價格下降，進而帶動出口額的下降。程惠芳，成蓉(2018)將PennWorldTable 數據與World Input-Output 數據結合進行進一步的研究后，得出結論：產品進出口價格及其所帶來的價值等因素，在實際匯率波動的影響下變化較大，如果本幣實際升值10%，則出口增長3%，匯率與貿易之間的依存度相對較大。

1.1.2 匯率對外商直接投資的影響

Rosfadzimi 等(2014)通過實證分析得出結論，如果匯率定期大范圍波動，這種不穩定將對新興市場國家外國直接投資的流入產生負面影響。李建榮(2016)測量了人民幣實際有效匯率的月度失配，并分析了其對中國外國直接投資流入的影響。實證結果表明，短期內人民幣實際有效匯率的失配對外國直接投資的流入有一定的滯后效應。從長遠來看，對中國外國直接投資流入的影響是顯而易見的。林君等(2016 年)使用VAR 協整檢驗、脈沖響應等方法得出結論：人民幣匯率在短期內對中國的跨境資本流動有負面影響，但從長期來看卻沒有太大影響。張婷(2016)選取2001 年至2015 年的月度數據對中國外國直接投資對匯率、匯率預期和波幅的影響進行了實證研究，結果表明：外國直接投資的流入受到實際有效匯率變動的影響。劉堯成等(2017)建立了基于馬爾可夫鏈蒙特卡羅模擬的TVP-VARSV 模型，得出結論：國內經濟增長將擴大中國的國際收支順差，但匯率升值將導致國際收支逆差。隨洪光、余李等(2017)通過對中國近30 個省的數據分析，發現人民幣升值將帶動中長期外國直接投資流入國內。

1.2 理論及影響機理

1.2.1 匯率波動對國際收支影響理論

(1)彈性分析法。國際收支彈性分析是分析進出口供應、需求價格彈性和匯率變動對國際收支和貿易條件(匯率)影響的理論方法。馬歇爾-勒納條件指出，一國的貨幣貶值將對其貿易條件產生影響，而一國的貨幣貶值對其貿易條件的影響取決于進出口供給彈性以及產品的進出口需求價格彈性之間的關系。J 曲線理論是指在馬歇爾-勒納條件的前提下，匯率貶值不會立即導致短期內貿易量的變化，以及從進出口商品價格到進口數量變化的變化。短期內出口商品缺乏敏感性，存在時滯效應。

(2)購買力平價理論、貨幣主義匯率理論和風險偏好理論。購買力平價理論、貨幣主義匯率理論和風險偏好理論。購買力平價理論是一種研究和比較各國不同的貨幣之間購買力關系的理論。貨幣主義匯率理論認為匯率的直接變動與貨幣的供求相聯系，匯率最終由各國貨幣存量的供需所決定。根據微觀經濟學中的風險偏好理論，市場參與者或企業的風險偏好通常可以分為三種類型，即風險規避型、風險中性型和風險喜好型。不同風險偏好類型的廠商面對匯率波動做出不同的貿易決策。

1.2.2 匯率波動對國際收支影響機理

(1)匯率波動對經常項下貨物貿易收支的影響分析

價格彈性傳遞機制：當本國貨幣匯率下降時，進口產品的國內價格將因貨幣貶值而上漲。對于非低需求價格彈性的一般進口產品，由于收入效應和替代效應，進口將減少。同時，本幣貶值將導致國內出口國外價格下降，對于需求價格彈性不低的一般出口，將有利于國內出口的增長。如果進出口產品的需求價格彈性之和大于1，則貨幣貶值將改善國際貿易平衡；如果價格彈性之和小于1，則貨幣貶值將惡化國際貿易平衡；如果價格彈性的總和等于1，那么貨幣貶值將不會對國際貿易差額產生影響。因此，匯率可以通過價格彈性渠道將其自身的變化傳遞給國際貿易，但實際上這種傳遞是不完全的，具有一定的時滯效應。

圖1 價格彈性傳導機制

風險偏好傳遞機制：市場參與者在做出貿易決策時將判斷匯率波動的風險，而市場參與者的風險偏好將在一定程度上影響其貿易決策。從微觀層面看，市場參與者的貿易政策變化會引起與國外制造商的貿易量的變化，從總體上看，一個國家的進出口貿易量是由大量市場參與者的貿易量和積累量，因此由匯率波動所引起的單個貿易決定變化將進一步對一個國家的國際貿易水平產生總體影響。

圖2 風險偏好傳導機制

(2)匯率波動對資本項下資本流動的影響分析

假設A 國的外匯需求曲線為D，供應曲線為S，外匯市場的均衡點為A，均衡匯率為E0。如果A 國對外國商品或服務的需求增加，其他條件保持不變，并且進口支付的增加導致外匯需求增加，則需求曲線向右移至D1，新的平衡點為B，新的均衡匯率為E1。假設外匯市場有效，投資者將預期外匯需求是增加的，并預期本幣貶值，導致資本從A 國撤出。如果將資本流出定為Q1，則A 國的外匯供應曲線將向右移動至S1，匯率將恢復為均衡匯率E0。反之亦然。

圖3 匯率與資本流動的關系

2.匯率波動對國際收支項目和經濟金融的影響分析-以泰國和新加坡為例

2.1 匯率波動對泰國國際收支項目和經濟金融的影響

匯率波動對國際收支影響的主要是經常項目、資本和金融項目兩大類，為了進一步分析影響匯率波動的實際傳導機理，我們以泰國為例，著重以1997 年亞洲金融危機和2008 年全球經濟危機期間泰銖匯率波動為重點，研究匯率波動對涉外產品價格的影響，分析其對泰國國際收支經常項目、資本和金融項目國際收支的影響。匯率波動對經常項下貨物貿易收支的影響表現在以下幾方面：

(1)1997 年亞洲金融危機前后變化分析

圖4 1997-2018泰國貨物貿易收支變化情況vs匯率變化

泰國的出口產品以價格較低、價格彈性較低的農產品為主，而進口商品則多為價值較高商品價格、彈性較高的工業制成品、奢侈品為主。此前泰國受進出口產品結構等多方面因素影響貨物貿易項目長期處于逆差狀態，1997 年7 月2 日泰國宣布放棄原有的釘住一籃子貨幣匯率制度走向浮動匯率制度。自泰國行實行浮動匯率制度后，泰銖不斷貶值，實際有效匯率自1998年的934.9 跌至2004 年11 月的800.9，在金融危機的影響下，泰國經濟衰退嚴重，進出口貿易收支額規模均發生極大變化，1998 年泰國進口額跌幅33.71%，出口貿易收支規模受到泰銖貶值的促進作用，當年僅下降了6.89%，進口額跌幅遠大于出口額跌幅，使泰國貨物貿易收支出現衰退性順差。匯率制度改革后，泰國政府大力鼓勵本國工業發展，增加出口規模的同時替代了部分消費品的進口，較低的匯率為出口創造了有利條件，使得泰國在貨物貿易收支差額1998 年以后繼續保持盈余。

(2)2008 年全球金融危機前后變化分析

2007 年至2009 年泰銖匯率由972 貶至954.1，進出口額由266 億美元大幅增加至312 億美元，其中，2008 年由美國的次貸危機造成整體世界的金融危機爆發，世界油價上漲，受以上因素的影響，泰國貨物貿易收支順差有所減小。在匯率波動的同時，2011 年受歐債危機影響，進出口規模增長率均有所下降，貨物貿易收支規模順差下降為122 億美元。

2.2 匯率波動對資本項目下國際收支的影響

圖5 1997-2018泰國資本項目變化情況vs匯率變化

2.2.1 總體情況分析

1997 年亞洲金融危機前后變化：自泰國放棄釘住美元以來，1998-2004 年泰銖匯率處于貶值區間，亞洲金融危機對泰國經濟及外貿易造成極大損害，加上外商投資者信心受挫與大量撤離，泰國的資本項目連續逆差，2003 年，泰國資本項目逆差高達47.59 億美元。

2008 年全球金融危機前后變化：受2011 年歐債危機全球外資流入下降影響，泰國資本項目逆差為83.09 億美元。2011-2013 年，泰銖升值期間，泰國資本和金融項目差額由逆轉順，其中2012 年實現順差78 億美元。2010 年，隨著全球經濟復蘇，泰銖匯率有所回升，使得外資流入增多，當年泰國資本項目大幅增長為238.17 億美元。

2.2.2 其他投資變化情況

圖6 1997-2018泰國其他投資變化情況

1998-2004 年亞洲金融危機爆發，泰銖處于貶值區間，套利性資金大幅撤退，導致在此后的幾年時間內，其他投資項均保持較大逆差，最大逆差為1998 年的175 億美元。而在2008-2010 年泰銖升值期間，美國等資本主義國家受次貸危機影響較為嚴重，國際游資轉而流向受影響較小的亞洲國家，導致泰國外資流入增加,2008 年當年其他投資順差高達111 億美元，2010 年順差更是高達120 億美元。

2.3 匯率波動對新加坡國際收支賬戶和經濟金融的影響

貨物的大量貿易乃至經常賬戶赤字通常是幾乎所有新興市場和發展中國家的致命弱點。在高峰期，新加坡的商品貿易逆差占GDP 的比重近50%，而經常賬戶逆差仍保持在10%以上。由于其在實施出口導向型經濟政策過程中選擇了正確的匯率政策，最后助推其擺脫了上世紀80 年代的發展中國家債務危機陷阱。它已成為歷史上為數不多的未經歷過諸如貨幣危機和債務危機之類的所謂國際收支經典危機的新興市場和發展中國家之一。

20 世紀60 年代后期，新加坡確立了發展勞動密集型產業的分階段目標，并實施了一系列以出口為導向的經濟政策。新加坡首先通過1967 年《經濟發展激勵法》為出口制造業提供了財政支持。其次，新加坡通過1968 年的《就業法》和《勞資關系法》(修正案)，建立了政府對工會的實際管理制度，并將核心制造業的工資水平進一步降低。電子和電器，以及與石油相關的運輸機械和紡織品等產業已迅速發展成為制造業的支柱產業。到1979 年，新加坡的直接制造業出口已接近GDP 的50%，遠遠高于1966 年的12.7%。

在此期間，新加坡并未采用低估的匯率制度來鼓勵出口。由于高度開放的經濟結構特點，新加坡很難通過貨幣政策有效地穩定價格，因此新加坡選擇使用強有力的匯率政策來控制通貨膨脹并抵消國際經濟波動(田曉韌、戎云飛，1995)。具體來說，新加坡在1973 年之前采用了固定匯率制度，新加坡元隨美元貶值。由于通貨膨脹難以管理，新加坡在1973 年用有管理的浮動匯率制取代了固定匯率制。自1975 年以來，新加坡開始將新加坡元釘在未公開的一籃子貨幣中。一方面，它通過加強新加坡元政策來抑制通貨膨脹(MORENO，1988)。另一方面，它避免了新加坡元升值對出口競爭力的根本損害。在1975年底至1996 年底(亞洲金融危機前夕)之間，新加坡元兌美元的雙邊匯率累計上升了78%，但是BIS 口徑的新元有效匯率僅上升了40%。得益于有效的通貨膨脹控制，新元的狹義有效匯率下降了13%。

3.匯率變動對中國國際收支影響的實證分析

3.1 匯率變動對貿易收支影響的實證分析

3.1.1 指標選擇

本文以2011 年至2019 年為樣本區間，分析人民幣匯率波動對中國貿易收支的影響。本文涉及的變量主要包括人民幣的實際有效匯率、中國的對外貿易差額、工業增加值以及外國直接投資的變化率。此結合研究實際，本文選用月度數據。為更為準確地體現交易對手國別，我們選取海關公布的進出口數據替代外匯局公布的銀行代客貿易收付的記賬數據，中國對外貿易進出口額的月度數據來源于國家商務部的統計數據,進口額記作IM，出口額記作EX，貿易差額NEX=EXIM。由于國際上正式發布的只有季度和年度GDP 數據，因此在本文中月度GDP 被當月規模以上的工業增加值所代替，以IP 表示，IP 由工業增加值指數(2010 年為100)計算得出。中國的外商直接投資變化記為ΔFDI。選擇人民幣的實際有效匯率指數作為人民幣匯率的變量，記為REER。樣本數據來自安全的BIS 和WIND 數據庫。考察貿易差額與匯率水平數據之間關系的模型為：

LN(NEX)=α0+α1LN(IP)+α2LN(REER)+α3LN(ΔFDI)+e

3.1.2 數據處理

為了消除數據的異方差性，本文對變量的原始數據進行自然對數轉換。本文中，LN(IM)、LN(EX)、LN(IP)、LN(ΔFDI)、LN(REER)分別代表對數處理后的中國外貿進口額、外貿出口額、工業增加值、外國直接投資變化率、人民幣實際有效匯率指數，用LN(EX)減去LN(IM)計算出貿易余額的對數，記為LN(NEX)。

3.1.3 協整關系檢驗及結果分析

(1)ADF 檢驗變量序列平穩性

表1 是運用Eviews7.0 對以上序列分別進行ADF 檢驗得到的具體結果。從表1 中可以看出，在1%、5%、10%顯著性水平下，LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI) 是非平穩的，而ΔLN(REER)、ΔLN(IP)、ΔLN(ΔFDI)則分別在1%、5%、10%顯著性水平下達到平穩，說明LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)均為一階單整序列。LN(NEX)在1%、5%、10%顯著性水平下則是平穩序列，故LN(NEX)與其他變量之間不存在長期趨勢關系。經檢驗，LN(EX)為一階單整序列，所以用LN(EX)替代LN(NEX)。

模型更改為：LN(EX)=α0+α1LN(IP)+α2LN(REER) +α3LN(ΔFDI)+e

(2)Johansen 協整檢驗

由于LN(EX)、LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)都是I(1)過程，需要通過協整檢驗來判定變量之間是否存在長期的均衡關系。這里采用Johansen 協整檢驗，由AIC 信息準則確定最優滯后期為2 階，檢驗結果見表2。

表2 Johansen 協整檢驗結果

從表2 的檢驗結果可以看出，在變量LN(EX)、LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)之間存在協整關系。估計得到的協整方程為：

LN(EX)=-6.938497LN(REER)+8.832002LN(IP)-0.141487LN(ΔFDI)+e

由協整方程可知，人民幣實際有效匯率REER 與出口EX之間存在著長期的均衡關系，系數-6.938497 表示REER 每升值1%，出口就平均下降6.938497 個百分點。

(3)格蘭杰因果關系檢驗

對已經證明具有協整關系的LN(EX)、LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)進行格蘭杰因果關系檢驗。根據AIC 準則確定最優滯后階數為2，檢驗結果見表3：

根據以上實證分析結果表明：人民幣實際有效匯率REER與出口EX 之間存在相關關系，在檢驗數據平穩性及多變量向量自回歸的基礎上，進行因果檢驗發現人民幣實際有效匯率是出口的Granger 原因，說明人民幣實際有效匯率貶值能促進出口增長，而出口增長卻不是人民幣實際有效匯率的Granger原因。

3.1.4 脈沖響應關系檢驗

格蘭杰因果檢驗證明人民幣實際有效匯率是出口增長的Granger 原因，為深入了解人民幣實際有效匯率對出口增長的影響程度，建立出口貿易VAR 模型為：

VARLNEX=（LNEX,LNREER,LNIP,LNΔFDI）

給予LN(REER)一個正向沖擊，運用Eviews7.0 得到檢驗結果見圖7：

圖7 脈沖響應函數結果

實證分析結果表明：在本期給人民幣的實際有效匯率REER 一個正向沖擊后，出口在前2 期內降幅較大，從第2 期之后，出口受到的負向響應值逐漸減少，到第6 期響應值逐漸變為0。從第7 期開始，出口對人民幣實際有效匯率REER 的響應值逐漸大于零并趨向穩定。這表明人民幣實際有效匯率在受到外部條件的某一正向沖擊后，短期內給出口增長帶來了負向的沖擊，但從長期來看，人民幣實際有效匯率變動對出口并沒有顯著的影響。

3.2 人民幣匯率變動對中國資本流動影響的實證分析

從資本項目的構成看，外商直接投資(FDI)和金融投資是重要組成部分，由于金融投資主要受到利率、市場收益率、心理預期等因素變動的影響，所以此文主要分析匯率變動對外商直接投資(FDI)的影響。

3.2.1 指標選擇與數據描述

根據匯率水平影響FDI 的相對生產成本說和財富效應理論，一國匯率變動會影響FDI。再考慮影響FDI 流入的其它主要因素，比如東道國國內GDP，以及對外開放程度等。本文以2011 年-2019 年月度數據為樣本區間，來實證分析匯率變動對我國外商直接投資的影響。本文涉及的變量主要有人民幣實際有效匯率REER、工業增加值IP、外商直接投資額FDI、對外開放度指標OPEN。OPEN=(EX+IM)/GDP。通過對季度GDP 指標算術平均估算出月度GDP 指標，得出月度開放度指標OPEN近似值。樣本數據來源于外匯管理局、國際清算銀行BIS、WIND 數據庫。為消除數據中的異方差性,對變量的原始數據進行自然對數變換。考察匯率水平與實際利用FDI 數據之間關系的模型為：

LN(FDI)=α0+α11LN(IP)+α2LN(REER)+α3LN(OPEN)+e

3.2.2 協整關系檢驗及結果分析

(1)ADF 檢驗變量序列平穩性

表4 各變量序列的ADF 檢驗結果

表4 是運用Eviews7.0 對以上序列分別進行ADF 檢驗得到的具體結果。從表4 中可以看出，在1%、5%、10%顯著性水平下，LN(REER)、LN(IP)、LN(FDI)、LN(OPEN)是非平穩的，而ΔLN(REER)、ΔLN(OPEN)、ΔLN(FDI)、ΔLN(IP) 分別在1%、5%、10%水平下實現平穩，說明LN(REER)、LN(IP)、LN(FDI)、LN(OPEN)均為一階單整序列。

(2)Johansen 協整檢驗

由于LN(FDI)、LN(REER)、LN(OPEN)、LN(IP)都是一階單整過程，因此需要協整檢驗來判定變量之間是否存在長期均衡關系。這里采用Johansen 協整檢驗，根據AIC 信息準則將最優滯后期定為5 階，檢驗結果見表5。

表5 協整檢驗結果

從表5 的檢驗結果可以看出，在變量LN(FDI)、LN(REER)、LN(OPEN)、LN(IP)之間存在協整關系。估計得到的協整方程為：LN(FDI)=0.208592LN(REER)+0.251556LN(OPEN)+0.533558LN(IP)+e

由協整方程可知，人民幣實際有效匯率REER 與外商直接投資FDI 之間存在著長期的均衡關系，系數0.208592 表示REER 每升值1%，外商直接投資(FDI)就平均上升0.208592 個百分點。

(3)格蘭杰因果關系檢驗

由于格蘭杰因果關系檢驗基于可變序列的平穩或協整關系，因此可以對已證明具有以下特征的LN(FDI)，LN(REER)，LN(OPEN)和LN(IP)進行格蘭杰因果關系檢驗。根據AIC 標準，確定最佳滯后階數為2，檢驗結果見表6：

表6 格蘭杰因果關系檢驗結果

根據以上實證分析結果表明：人民幣實際有效匯率REER與外商直接投資FDI 之間存在相關關系，在檢驗數據平穩性及多變量向量自回歸的基礎上，進行因果檢驗發現人民幣實際有效匯率是外商直接投資FDI 的Granger 原因，說明人民幣實際有效匯率升值能促進FDI 增長，而FDI 卻不是人民幣實際有效匯率的Granger 原因。

3.3 脈沖響應關系檢驗

為深入了解人民幣實際有效匯率對出口增長的影響程度，建立出口貿易VAR 模型為：

VARLNFDI=（LNFDI,LNREER,LNIP,LNOPEN）

給予LN(REER)一個正向沖擊，運用Eviews7.0 得到檢驗結果見下圖：

圖8 脈沖響應函數結果

以上實證分析結果表明：當在本期給人民幣實際有效匯率REER 一個正沖擊后，外商直接投資FDI 在前2 期內正向響應值逐漸增大，從第2 期之后，外商直接投資FDI 受到的正向響應值逐漸減少，到第6 期之后響應值雖然仍然為正，但基本處于接近于0 的水平。這表明人民幣實際有效匯率在受到外部條件的某一正向沖擊后，短期內給外商直接投資FDI 帶來了正向的沖擊，但從長期來看，人民幣實際有效匯率變動對外商直接投資FDI 并沒有顯著的影響。人民幣匯率的升值雖然導致中國的相對成本優勢減少，造成其對外國投資的吸引力下降，但另一方面，由于外國投資商主要從事基于預期未來收益的直接投資活動，東道國的強勢貨幣將導致外國投資商的高收益預期，這反過來將吸引外資流入。

4.匯率波動對我國國際收支影響分析

4.1 匯率波動對我國經常賬戶國際收支影響

4.1.1 匯率波動對經常項目差額影響不大

2001—2004 年，我國匯率處于貶值區間，2004—2015 處于雙向浮動總體升值區間，2015—2018 處于雙向浮動總體貶值區間。經常賬戶差額15 年中除2014 年出現逆差，其余年份均為順差，匯率波動對經常項目差額影響不大。

圖9 2000-2018年我國經常項目差額變動情況

2004 年—2008 年匯率升值期間，進出口同時大幅增長。分析這一現象的主要原因：一是中國與主要貿易伙伴之間的經貿關系總體比較穩定，貿易伙伴對中國出口的產品具有強烈的依賴性，而我國出口具有相對明顯的價格優勢，隨著相對價格的輕微波動，匯率變化不足以影響這一優勢，因此匯率上升并沒有對出口帶來較大的不利影響。二是我國高額的外匯儲備應對經濟震蕩、匯率波動的能力相對較強。三是人民幣匯率制度匯率波動時間序列震蕩的幅度從數量級上看是較小的，從長期趨勢上看是相對穩定的。此外，2009 年經常項目順差較2008年大幅縮小的主要原因一是我國主要貿易國家為西方發達國家，在2008 年金融危機中受影響較大。二是匯率對出口的影響存在著一定的時滯效應。

4.1.2 2015 年至今，我國匯率雙向浮動加大對進出口影響明顯

2015 年8.11 匯改之后，2015—2018 年人民幣實際有效匯率匯率雙向浮動略貶，2015 年匯率由130.20 貶至2018 年的121.07。2017、2018 兩年進出口規模繼續大幅上漲，2017 年進出口規模分別上漲16.39%、11.47%，2018 年進出口規模分別上漲15.71%、9.03%，進口規模增速大于出口規模增速，國際收支順差縮小。

圖10 2000—2018年我國匯率與進出口規模數據

4.2 匯率波動對我國資本和金融賬戶國際收支影響

2014—2015 年人民幣匯率整體呈現升值態勢，我國金融與資本賬戶始終處于順差，最大順差為2013 年的3,461 億美元，2014 年金融與資本賬戶逆差幅度有所縮小。2015 年8.11 匯改之后，人民幣匯率進入了匯率雙向波動期，資本和金融項目國際收支自2016 年開始由順轉逆，2016 年逆差139.4 億美元，2017—2018 持續保持順差，總體而言，人民幣匯率和金融賬戶下的資本流出顯示出不同的發展方向。從影響主要項目來看，主要是關聯企業債務和其他投資受匯率波動影響較大。

5.政策建議

5.1 完善人民幣匯率機制，提高人民幣匯率靈活性

應完善人民幣匯率機制建設，提高人民幣匯率的靈活性，加快推進人民幣匯率的市場化進程，要加強匯率波動對貿易進出口的調節作用，充分發揮匯率對貿易結構的優化作用，使匯率在國內外經濟均衡中的杠桿作用更加突出。建立健全跨境資金流動監管的政策法規，積極支持本外幣一體化跨境監管，將現行按幣種分割管理的模式進行改革突破，梳理整合法律法規上的各項人民幣與外匯規定，明確人民銀行和外匯管理局開展本外幣一體化監管的目標和職責，實現政策統一。

5.2 加強本外幣一體化宏微觀審慎監管，正確引導對市場的合理預期

要合理引導人民幣的預期走勢，嚴格防止預期的外匯急劇變化對人民幣價值穩定的不利影響，繼續促進人民幣資本賬戶的開放。豐富外匯市場參與者，改善交易機制，減輕人為干預，并提高交易水平。著力加強對宏觀經濟風險和金融杠桿風險的監管，理清各個市場之間的風險傳遞路徑，降低金融市場高杠桿風險對外匯市場的溢出效應。

5.2.1 完善跨境資金流動風險監測預警體系

一是在國家外匯管理局現有的跨境資金流向監測平臺和資本賬戶信息系統的基礎上，建立跨境資金流向監測系統，并定期分析和評估資金流向風險，形成對資金流向情況的預測，進一步建立和完善跨境資本監測預警指標體系。二是加強對跨境資本流入和流出的雙向監測和預警。

5.2.2 全面使用政策工具來管理跨境資本流動

一是充分利用多種政策手段來調整跨境資金流動，例如銀行結售匯綜合頭寸管理、遠期售匯風險準備金、外匯敞口限額等政策措施的采用。多種政策工具的組合還可以緩解許多特定風險，增強政策實施效果。二是探索“托賓稅”在我國跨境資本流動管理中的應用。

5.2.3 加強跨境資本流動的逆周期管理

根據經濟金融周期各階段特點，逆周期管理資本流動，運用流動性和期限匹配、風險集中度、融資杠桿率、資金成本等手段，對資本流動進行審慎管理。

5.3 完善外匯管理協調機制，提高防范跨境資金流動風險能力

完善中國與主要發達國家的貨幣政策協調機制，準確判斷主要國家貨幣政策的外部影響及其對我國資本流入和流出的影響，提高我國應對資本流入和流出的能力。

5.3.1 建立健全國內監管協作機制

應在部際聯席會議系統的框架內改進工作規則。在跨部門數據采集方面，應建立集中的數據處理中心進行系統互聯和信息共享，并制定統一的數據標準，以確保報告的及時性和準確性。

5.3.2 積極參與國際監管組織建立的監管合作機制

各種宏觀調控政策的實施，包括貨幣政策框架的轉變以及部門與地區之間的協調，是影響實現跨境資本流動宏觀審慎監管目標的重要因素。在區域和國際金融合作機制框架的支持下，應加強不同宏觀經濟部門之間的政策協調，以提高宏觀審慎監管對跨境資本流動的影響。