汇率调节国际收支及外汇供求的有效性分析

2021-02-25于海燕

科技经济导刊 2021年3期

关键词：国际收支协整波动

刘宇，于海燕

（1.中国人民银行济南分行，山东济南 250021；2.中国人民银行菏泽市中心支行，山东菏泽 274000）

1.文献综述与理论及影响机理

目前，虽然关于汇率波动与国际收支调节的有效性之间仍然存在一些争论，但国内的大多数研究结果认为，汇率波动对国际收支的平衡具有一定的调节作用。

1.1 文献综述

1.1.1 汇率对进出口贸易的影响

Rose(1991)选择了五个国家的相关贸易数据，并通过实证研究得出结论：实际汇率的波动与贸易收支并没有高度相关。通过使用普通最小二乘法建立模型和相关回归等度量方法，并以“一带一路”沿线国家为样本，得到汇率变动对我国进出口贸易的影响程度，以及汇率变动对“一带一路”沿线国家进出口贸易的影响程度。曹伟，闫方荣，鲍树明(2016)的研究结果表明：净出口额每增加1%，人民币需要相应贬值25%，冲击强度和持续时间相对有限，人民币汇率贬值仅在当月和滞后一期时间段中对中国出口产生促进作用。

王云等(2015)使用VAR 模型和面板格兰杰因果关系检验，认为直接报价法下汇率越高，对中国的出口越有利，政府应谨慎对待人民币升值，以减少汇率波动所带来的不利影响。田宏刚等(2010 年)提出，经过1995 年至2008 年数据的协整检验，人民币汇率的变化(直接报价法)对中国的贸易差额有负面影响。也有文献认为本币贬值，出口相对价格下降，进而带动出口额的下降。程惠芳，成蓉(2018)将PennWorldTable 数据与World Input-Output 数据结合进行进一步的研究后，得出结论：产品进出口价格及其所带来的价值等因素，在实际汇率波动的影响下变化较大，如果本币实际升值10%，则出口增长3%，汇率与贸易之间的依存度相对较大。

1.1.2 汇率对外商直接投资的影响

Rosfadzimi 等(2014)通过实证分析得出结论，如果汇率定期大范围波动，这种不稳定将对新兴市场国家外国直接投资的流入产生负面影响。李建荣(2016)测量了人民币实际有效汇率的月度失配，并分析了其对中国外国直接投资流入的影响。实证结果表明，短期内人民币实际有效汇率的失配对外国直接投资的流入有一定的滞后效应。从长远来看，对中国外国直接投资流入的影响是显而易见的。林君等(2016 年)使用VAR 协整检验、脉冲响应等方法得出结论：人民币汇率在短期内对中国的跨境资本流动有负面影响，但从长期来看却没有太大影响。张婷(2016)选取2001 年至2015 年的月度数据对中国外国直接投资对汇率、汇率预期和波幅的影响进行了实证研究，结果表明：外国直接投资的流入受到实际有效汇率变动的影响。刘尧成等(2017)建立了基于马尔可夫链蒙特卡罗模拟的TVP-VARSV 模型，得出结论：国内经济增长将扩大中国的国际收支顺差，但汇率升值将导致国际收支逆差。随洪光、余李等(2017)通过对中国近30 个省的数据分析，发现人民币升值将带动中长期外国直接投资流入国内。

1.2 理论及影响机理

1.2.1 汇率波动对国际收支影响理论

(1)弹性分析法。国际收支弹性分析是分析进出口供应、需求价格弹性和汇率变动对国际收支和贸易条件(汇率)影响的理论方法。马歇尔-勒纳条件指出，一国的货币贬值将对其贸易条件产生影响，而一国的货币贬值对其贸易条件的影响取决于进出口供给弹性以及产品的进出口需求价格弹性之间的关系。J 曲线理论是指在马歇尔-勒纳条件的前提下，汇率贬值不会立即导致短期内贸易量的变化，以及从进出口商品价格到进口数量变化的变化。短期内出口商品缺乏敏感性，存在时滞效应。

(2)购买力平价理论、货币主义汇率理论和风险偏好理论。购买力平价理论、货币主义汇率理论和风险偏好理论。购买力平价理论是一种研究和比较各国不同的货币之间购买力关系的理论。货币主义汇率理论认为汇率的直接变动与货币的供求相联系，汇率最终由各国货币存量的供需所决定。根据微观经济学中的风险偏好理论，市场参与者或企业的风险偏好通常可以分为三种类型，即风险规避型、风险中性型和风险喜好型。不同风险偏好类型的厂商面对汇率波动做出不同的贸易决策。

1.2.2 汇率波动对国际收支影响机理

(1)汇率波动对经常项下货物贸易收支的影响分析

价格弹性传递机制：当本国货币汇率下降时，进口产品的国内价格将因货币贬值而上涨。对于非低需求价格弹性的一般进口产品，由于收入效应和替代效应，进口将减少。同时，本币贬值将导致国内出口国外价格下降，对于需求价格弹性不低的一般出口，将有利于国内出口的增长。如果进出口产品的需求价格弹性之和大于1，则货币贬值将改善国际贸易平衡；如果价格弹性之和小于1，则货币贬值将恶化国际贸易平衡；如果价格弹性的总和等于1，那么货币贬值将不会对国际贸易差额产生影响。因此，汇率可以通过价格弹性渠道将其自身的变化传递给国际贸易，但实际上这种传递是不完全的，具有一定的时滞效应。

图1 价格弹性传导机制

风险偏好传递机制：市场参与者在做出贸易决策时将判断汇率波动的风险，而市场参与者的风险偏好将在一定程度上影响其贸易决策。从微观层面看，市场参与者的贸易政策变化会引起与国外制造商的贸易量的变化，从总体上看，一个国家的进出口贸易量是由大量市场参与者的贸易量和积累量，因此由汇率波动所引起的单个贸易决定变化将进一步对一个国家的国际贸易水平产生总体影响。

图2 风险偏好传导机制

(2)汇率波动对资本项下资本流动的影响分析

假设A 国的外汇需求曲线为D，供应曲线为S，外汇市场的均衡点为A，均衡汇率为E0。如果A 国对外国商品或服务的需求增加，其他条件保持不变，并且进口支付的增加导致外汇需求增加，则需求曲线向右移至D1，新的平衡点为B，新的均衡汇率为E1。假设外汇市场有效，投资者将预期外汇需求是增加的，并预期本币贬值，导致资本从A 国撤出。如果将资本流出定为Q1，则A 国的外汇供应曲线将向右移动至S1，汇率将恢复为均衡汇率E0。反之亦然。

图3 汇率与资本流动的关系

2.汇率波动对国际收支项目和经济金融的影响分析-以泰国和新加坡为例

2.1 汇率波动对泰国国际收支项目和经济金融的影响

汇率波动对国际收支影响的主要是经常项目、资本和金融项目两大类，为了进一步分析影响汇率波动的实际传导机理，我们以泰国为例，着重以1997 年亚洲金融危机和2008 年全球经济危机期间泰铢汇率波动为重点，研究汇率波动对涉外产品价格的影响，分析其对泰国国际收支经常项目、资本和金融项目国际收支的影响。汇率波动对经常项下货物贸易收支的影响表现在以下几方面：

(1)1997 年亚洲金融危机前后变化分析

图4 1997-2018泰国货物贸易收支变化情况vs汇率变化

泰国的出口产品以价格较低、价格弹性较低的农产品为主，而进口商品则多为价值较高商品价格、弹性较高的工业制成品、奢侈品为主。此前泰国受进出口产品结构等多方面因素影响货物贸易项目长期处于逆差状态，1997 年7 月2 日泰国宣布放弃原有的钉住一篮子货币汇率制度走向浮动汇率制度。自泰国行实行浮动汇率制度后，泰铢不断贬值，实际有效汇率自1998年的934.9 跌至2004 年11 月的800.9，在金融危机的影响下，泰国经济衰退严重，进出口贸易收支额规模均发生极大变化，1998 年泰国进口额跌幅33.71%，出口贸易收支规模受到泰铢贬值的促进作用，当年仅下降了6.89%，进口额跌幅远大于出口额跌幅，使泰国货物贸易收支出现衰退性顺差。汇率制度改革后，泰国政府大力鼓励本国工业发展，增加出口规模的同时替代了部分消费品的进口，较低的汇率为出口创造了有利条件，使得泰国在货物贸易收支差额1998 年以后继续保持盈余。

(2)2008 年全球金融危机前后变化分析

2007 年至2009 年泰铢汇率由972 贬至954.1，进出口额由266 亿美元大幅增加至312 亿美元，其中，2008 年由美国的次贷危机造成整体世界的金融危机爆发，世界油价上涨，受以上因素的影响，泰国货物贸易收支顺差有所减小。在汇率波动的同时，2011 年受欧债危机影响，进出口规模增长率均有所下降，货物贸易收支规模顺差下降为122 亿美元。

2.2 汇率波动对资本项目下国际收支的影响

图5 1997-2018泰国资本项目变化情况vs汇率变化

2.2.1 总体情况分析

1997 年亚洲金融危机前后变化：自泰国放弃钉住美元以来，1998-2004 年泰铢汇率处于贬值区间，亚洲金融危机对泰国经济及外贸易造成极大损害，加上外商投资者信心受挫与大量撤离，泰国的资本项目连续逆差，2003 年，泰国资本项目逆差高达47.59 亿美元。

2008 年全球金融危机前后变化：受2011 年欧债危机全球外资流入下降影响，泰国资本项目逆差为83.09 亿美元。2011-2013 年，泰铢升值期间，泰国资本和金融项目差额由逆转顺，其中2012 年实现顺差78 亿美元。2010 年，随着全球经济复苏，泰铢汇率有所回升，使得外资流入增多，当年泰国资本项目大幅增长为238.17 亿美元。

2.2.2 其他投资变化情况

图6 1997-2018泰国其他投资变化情况

1998-2004 年亚洲金融危机爆发，泰铢处于贬值区间，套利性资金大幅撤退，导致在此后的几年时间内，其他投资项均保持较大逆差，最大逆差为1998 年的175 亿美元。而在2008-2010 年泰铢升值期间，美国等资本主义国家受次贷危机影响较为严重，国际游资转而流向受影响较小的亚洲国家，导致泰国外资流入增加,2008 年当年其他投资顺差高达111 亿美元，2010 年顺差更是高达120 亿美元。

2.3 汇率波动对新加坡国际收支账户和经济金融的影响

货物的大量贸易乃至经常账户赤字通常是几乎所有新兴市场和发展中国家的致命弱点。在高峰期，新加坡的商品贸易逆差占GDP 的比重近50%，而经常账户逆差仍保持在10%以上。由于其在实施出口导向型经济政策过程中选择了正确的汇率政策，最后助推其摆脱了上世纪80 年代的发展中国家债务危机陷阱。它已成为历史上为数不多的未经历过诸如货币危机和债务危机之类的所谓国际收支经典危机的新兴市场和发展中国家之一。

20 世纪60 年代后期，新加坡确立了发展劳动密集型产业的分阶段目标，并实施了一系列以出口为导向的经济政策。新加坡首先通过1967 年《经济发展激励法》为出口制造业提供了财政支持。其次，新加坡通过1968 年的《就业法》和《劳资关系法》(修正案)，建立了政府对工会的实际管理制度，并将核心制造业的工资水平进一步降低。电子和电器，以及与石油相关的运输机械和纺织品等产业已迅速发展成为制造业的支柱产业。到1979 年，新加坡的直接制造业出口已接近GDP 的50%，远远高于1966 年的12.7%。

在此期间，新加坡并未采用低估的汇率制度来鼓励出口。由于高度开放的经济结构特点，新加坡很难通过货币政策有效地稳定价格，因此新加坡选择使用强有力的汇率政策来控制通货膨胀并抵消国际经济波动(田晓韧、戎云飞，1995)。具体来说，新加坡在1973 年之前采用了固定汇率制度，新加坡元随美元贬值。由于通货膨胀难以管理，新加坡在1973 年用有管理的浮动汇率制取代了固定汇率制。自1975 年以来，新加坡开始将新加坡元钉在未公开的一篮子货币中。一方面，它通过加强新加坡元政策来抑制通货膨胀(MORENO，1988)。另一方面，它避免了新加坡元升值对出口竞争力的根本损害。在1975年底至1996 年底(亚洲金融危机前夕)之间，新加坡元兑美元的双边汇率累计上升了78%，但是BIS 口径的新元有效汇率仅上升了40%。得益于有效的通货膨胀控制，新元的狭义有效汇率下降了13%。

3.汇率变动对中国国际收支影响的实证分析

3.1 汇率变动对贸易收支影响的实证分析

3.1.1 指标选择

本文以2011 年至2019 年为样本区间，分析人民币汇率波动对中国贸易收支的影响。本文涉及的变量主要包括人民币的实际有效汇率、中国的对外贸易差额、工业增加值以及外国直接投资的变化率。此结合研究实际，本文选用月度数据。为更为准确地体现交易对手国别，我们选取海关公布的进出口数据替代外汇局公布的银行代客贸易收付的记账数据，中国对外贸易进出口额的月度数据来源于国家商务部的统计数据,进口额记作IM，出口额记作EX，贸易差额NEX=EXIM。由于国际上正式发布的只有季度和年度GDP 数据，因此在本文中月度GDP 被当月规模以上的工业增加值所代替，以IP 表示，IP 由工业增加值指数(2010 年为100)计算得出。中国的外商直接投资变化记为ΔFDI。选择人民币的实际有效汇率指数作为人民币汇率的变量，记为REER。样本数据来自安全的BIS 和WIND 数据库。考察贸易差额与汇率水平数据之间关系的模型为：

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

3.1.2 数据处理

为了消除数据的异方差性，本文对变量的原始数据进行自然对数转换。本文中，LN(IM)、LN(EX)、LN(IP)、LN(ΔFDI)、LN(REER)分别代表对数处理后的中国外贸进口额、外贸出口额、工业增加值、外国直接投资变化率、人民币实际有效汇率指数，用LN(EX)减去LN(IM)计算出贸易余额的对数，记为LN(NEX)。

3.1.3 协整关系检验及结果分析

(1)ADF 检验变量序列平稳性

表1 是运用Eviews7.0 对以上序列分别进行ADF 检验得到的具体结果。从表1 中可以看出，在1%、5%、10%显著性水平下，LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI) 是非平稳的，而ΔLN(REER)、ΔLN(IP)、ΔLN(ΔFDI)则分别在1%、5%、10%显著性水平下达到平稳，说明LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)均为一阶单整序列。LN(NEX)在1%、5%、10%显著性水平下则是平稳序列，故LN(NEX)与其他变量之间不存在长期趋势关系。经检验，LN(EX)为一阶单整序列，所以用LN(EX)替代LN(NEX)。

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

(2)Johansen 协整检验

由于LN(EX)、LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)都是I(1)过程，需要通过协整检验来判定变量之间是否存在长期的均衡关系。这里采用Johansen 协整检验，由AIC 信息准则确定最优滞后期为2 阶，检验结果见表2。

表2 Johansen 协整检验结果

从表2 的检验结果可以看出，在变量LN(EX)、LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)之间存在协整关系。估计得到的协整方程为：

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

由协整方程可知，人民币实际有效汇率REER 与出口EX之间存在着长期的均衡关系，系数-6.938497 表示REER 每升值1%，出口就平均下降6.938497 个百分点。

(3)格兰杰因果关系检验

对已经证明具有协整关系的LN(EX)、LN(REER)、LN(IP)、LN(ΔFDI)进行格兰杰因果关系检验。根据AIC 准则确定最优滞后阶数为2，检验结果见表3：

根据以上实证分析结果表明：人民币实际有效汇率REER与出口EX 之间存在相关关系，在检验数据平稳性及多变量向量自回归的基础上，进行因果检验发现人民币实际有效汇率是出口的Granger 原因，说明人民币实际有效汇率贬值能促进出口增长，而出口增长却不是人民币实际有效汇率的Granger原因。

3.1.4 脉冲响应关系检验

格兰杰因果检验证明人民币实际有效汇率是出口增长的Granger 原因，为深入了解人民币实际有效汇率对出口增长的影响程度，建立出口贸易VAR 模型为：

VARLNEX=（LNEX,LNREER,LNIP,LNΔFDI）

给予LN(REER)一个正向冲击，运用Eviews7.0 得到检验结果见图7：

图7 脉冲响应函数结果

实证分析结果表明：在本期给人民币的实际有效汇率REER 一个正向冲击后，出口在前2 期内降幅较大，从第2 期之后，出口受到的负向响应值逐渐减少，到第6 期响应值逐渐变为0。从第7 期开始，出口对人民币实际有效汇率REER 的响应值逐渐大于零并趋向稳定。这表明人民币实际有效汇率在受到外部条件的某一正向冲击后，短期内给出口增长带来了负向的冲击，但从长期来看，人民币实际有效汇率变动对出口并没有显著的影响。

3.2 人民币汇率变动对中国资本流动影响的实证分析

从资本项目的构成看，外商直接投资(FDI)和金融投资是重要组成部分，由于金融投资主要受到利率、市场收益率、心理预期等因素变动的影响，所以此文主要分析汇率变动对外商直接投资(FDI)的影响。

3.2.1 指标选择与数据描述

根据汇率水平影响FDI 的相对生产成本说和财富效应理论，一国汇率变动会影响FDI。再考虑影响FDI 流入的其它主要因素，比如东道国国内GDP，以及对外开放程度等。本文以2011 年-2019 年月度数据为样本区间，来实证分析汇率变动对我国外商直接投资的影响。本文涉及的变量主要有人民币实际有效汇率REER、工业增加值IP、外商直接投资额FDI、对外开放度指标OPEN。OPEN=(EX+IM)/GDP。通过对季度GDP 指标算术平均估算出月度GDP 指标，得出月度开放度指标OPEN近似值。样本数据来源于外汇管理局、国际清算银行BIS、WIND 数据库。为消除数据中的异方差性,对变量的原始数据进行自然对数变换。考察汇率水平与实际利用FDI 数据之间关系的模型为：

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

3.2.2 协整关系检验及结果分析

(1)ADF 检验变量序列平稳性

表4 各变量序列的ADF 检验结果

表4 是运用Eviews7.0 对以上序列分别进行ADF 检验得到的具体结果。从表4 中可以看出，在1%、5%、10%显著性水平下，LN(REER)、LN(IP)、LN(FDI)、LN(OPEN)是非平稳的，而ΔLN(REER)、ΔLN(OPEN)、ΔLN(FDI)、ΔLN(IP) 分别在1%、5%、10%水平下实现平稳，说明LN(REER)、LN(IP)、LN(FDI)、LN(OPEN)均为一阶单整序列。

(2)Johansen 协整检验

由于LN(FDI)、LN(REER)、LN(OPEN)、LN(IP)都是一阶单整过程，因此需要协整检验来判定变量之间是否存在长期均衡关系。这里采用Johansen 协整检验，根据AIC 信息准则将最优滞后期定为5 阶，检验结果见表5。

表5 协整检验结果

从表5 的检验结果可以看出，在变量LN(FDI)、LN(REER)、LN(OPEN)、LN(IP)之间存在协整关系。估计得到的协整方程为：LN(FDI)=0.208592LN(REER)+0.251556LN(OPEN)+0.533558LN(IP)+e

由协整方程可知，人民币实际有效汇率REER 与外商直接投资FDI 之间存在着长期的均衡关系，系数0.208592 表示REER 每升值1%，外商直接投资(FDI)就平均上升0.208592 个百分点。

(3)格兰杰因果关系检验

由于格兰杰因果关系检验基于可变序列的平稳或协整关系，因此可以对已证明具有以下特征的LN(FDI)，LN(REER)，LN(OPEN)和LN(IP)进行格兰杰因果关系检验。根据AIC 标准，确定最佳滞后阶数为2，检验结果见表6：

表6 格兰杰因果关系检验结果

根据以上实证分析结果表明：人民币实际有效汇率REER与外商直接投资FDI 之间存在相关关系，在检验数据平稳性及多变量向量自回归的基础上，进行因果检验发现人民币实际有效汇率是外商直接投资FDI 的Granger 原因，说明人民币实际有效汇率升值能促进FDI 增长，而FDI 却不是人民币实际有效汇率的Granger 原因。

3.3 脉冲响应关系检验

为深入了解人民币实际有效汇率对出口增长的影响程度，建立出口贸易VAR 模型为：

VARLNFDI=（LNFDI,LNREER,LNIP,LNOPEN）

给予LN(REER)一个正向冲击，运用Eviews7.0 得到检验结果见下图：

图8 脉冲响应函数结果

以上实证分析结果表明：当在本期给人民币实际有效汇率REER 一个正冲击后，外商直接投资FDI 在前2 期内正向响应值逐渐增大，从第2 期之后，外商直接投资FDI 受到的正向响应值逐渐减少，到第6 期之后响应值虽然仍然为正，但基本处于接近于0 的水平。这表明人民币实际有效汇率在受到外部条件的某一正向冲击后，短期内给外商直接投资FDI 带来了正向的冲击，但从长期来看，人民币实际有效汇率变动对外商直接投资FDI 并没有显著的影响。人民币汇率的升值虽然导致中国的相对成本优势减少，造成其对外国投资的吸引力下降，但另一方面，由于外国投资商主要从事基于预期未来收益的直接投资活动，东道国的强势货币将导致外国投资商的高收益预期，这反过来将吸引外资流入。

4.汇率波动对我国国际收支影响分析

4.1 汇率波动对我国经常账户国际收支影响

4.1.1 汇率波动对经常项目差额影响不大

2001—2004 年，我国汇率处于贬值区间，2004—2015 处于双向浮动总体升值区间，2015—2018 处于双向浮动总体贬值区间。经常账户差额15 年中除2014 年出现逆差，其余年份均为顺差，汇率波动对经常项目差额影响不大。

图9 2000-2018年我国经常项目差额变动情况

2004 年—2008 年汇率升值期间，进出口同时大幅增长。分析这一现象的主要原因：一是中国与主要贸易伙伴之间的经贸关系总体比较稳定，贸易伙伴对中国出口的产品具有强烈的依赖性，而我国出口具有相对明显的价格优势，随着相对价格的轻微波动，汇率变化不足以影响这一优势，因此汇率上升并没有对出口带来较大的不利影响。二是我国高额的外汇储备应对经济震荡、汇率波动的能力相对较强。三是人民币汇率制度汇率波动时间序列震荡的幅度从数量级上看是较小的，从长期趋势上看是相对稳定的。此外，2009 年经常项目顺差较2008年大幅缩小的主要原因一是我国主要贸易国家为西方发达国家，在2008 年金融危机中受影响较大。二是汇率对出口的影响存在着一定的时滞效应。

4.1.2 2015 年至今，我国汇率双向浮动加大对进出口影响明显

2015 年8.11 汇改之后，2015—2018 年人民币实际有效汇率汇率双向浮动略贬，2015 年汇率由130.20 贬至2018 年的121.07。2017、2018 两年进出口规模继续大幅上涨，2017 年进出口规模分别上涨16.39%、11.47%，2018 年进出口规模分别上涨15.71%、9.03%，进口规模增速大于出口规模增速，国际收支顺差缩小。

图10 2000—2018年我国汇率与进出口规模数据

4.2 汇率波动对我国资本和金融账户国际收支影响

2014—2015 年人民币汇率整体呈现升值态势，我国金融与资本账户始终处于顺差，最大顺差为2013 年的3,461 亿美元，2014 年金融与资本账户逆差幅度有所缩小。2015 年8.11 汇改之后，人民币汇率进入了汇率双向波动期，资本和金融项目国际收支自2016 年开始由顺转逆，2016 年逆差139.4 亿美元，2017—2018 持续保持顺差，总体而言，人民币汇率和金融账户下的资本流出显示出不同的发展方向。从影响主要项目来看，主要是关联企业债务和其他投资受汇率波动影响较大。

5.政策建议

5.1 完善人民币汇率机制，提高人民币汇率灵活性

应完善人民币汇率机制建设，提高人民币汇率的灵活性，加快推进人民币汇率的市场化进程，要加强汇率波动对贸易进出口的调节作用，充分发挥汇率对贸易结构的优化作用，使汇率在国内外经济均衡中的杠杆作用更加突出。建立健全跨境资金流动监管的政策法规，积极支持本外币一体化跨境监管，将现行按币种分割管理的模式进行改革突破，梳理整合法律法规上的各项人民币与外汇规定，明确人民银行和外汇管理局开展本外币一体化监管的目标和职责，实现政策统一。