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匯率作為聯(lián)系國內(nèi)外商品市場和金融市場的重要紐帶，是開放經(jīng)濟(jì)中居于核心地位的經(jīng)濟(jì)變量。一國匯率制度的變動會直接影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)和對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來以及一國金融體系的穩(wěn)定完善，主要國家的匯率制度還會直接影響世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此匯率制度的選擇和改革是國際金融領(lǐng)域中一個(gè)非常重要的問題，也是我國經(jīng)濟(jì)走向開放過程中無法繞開的重大理論與現(xiàn)實(shí)課題。2005年7月21日中國人民銀行公告，宣布我國實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。此次人民幣匯率制度改革在我國復(fù)雜的社會經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域和新型發(fā)展的金融市場中間翻開嶄新的一頁。自此，人民幣對美元的匯率擺脫長期在8.27附近的徘徊，開始了持續(xù)的升值過程。2006年5月15日一舉突破1美元兌8元人民幣大關(guān)，截至2008年第三季度初，與調(diào)整初期8.11元的匯價(jià)相比，人民幣相對美元累計(jì)升值15.4%，2010年全年，人民幣對美元升值幅度為3.1%，2011年4月29日，人民幣對美元匯率中間價(jià)一舉突破6.50重要整數(shù)關(guān)口，2011年前4個(gè)月人民幣對美元匯率中間價(jià)累計(jì)升幅已達(dá)1.9%，加速升值態(tài)勢明顯。值得注意的是，自2011年8月人民幣對美元匯率中間價(jià)突破6.4關(guān)口后，近半年時(shí)間人民幣對美元匯率中間價(jià)始終于6.3至6.4區(qū)間反復(fù)震蕩，雙向波動特征十分明顯。時(shí)至2012年2月10日，銀行間外匯市場人民幣對美元匯率中間價(jià)首度升破6.30，步入6.2時(shí)代，再創(chuàng)2005年匯改以來新高。分析人士認(rèn)為，人民幣升破6.3關(guān)口一定程度上打開了人民幣對美元匯率繼續(xù)走強(qiáng)的空間。經(jīng)濟(jì)學(xué)家也表示，美元已進(jìn)入調(diào)整期，在美元走勢疲軟，中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)好于預(yù)期，以及國家領(lǐng)導(dǎo)人訪美的因素帶動下，人民幣中間價(jià)之后還有可能不斷創(chuàng)出新高，承受升值壓力。作為國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)“橋梁”的匯率是一個(gè)國家進(jìn)行國際經(jīng)濟(jì)活動時(shí)最重要的綜合性價(jià)格指標(biāo)，在國際金融和國際貿(mào)易中執(zhí)行著價(jià)格轉(zhuǎn)換的職能。各種宏觀經(jīng)濟(jì)變量、微觀經(jīng)濟(jì)因素及其政策制度的建立都會通過種種途徑引起其變動，而它自身變動也會對一國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生諸多方面的影響，而一直以來，人民幣匯率問題都是中美等國家貿(mào)易摩擦的焦點(diǎn)。   匯改后人民幣對美元的升值變動，對我國進(jìn)出口貿(mào)易勢必產(chǎn)生重要影響，了解這些影響體系，就能夠完整認(rèn)識開放經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行特點(diǎn)制定相應(yīng)的執(zhí)行政策。本文基于事件研究方法，將“2005年7月21日人民幣匯率制度改革”看作特定的經(jīng)濟(jì)事件，選取我國對外貿(mào)易中的“出口貿(mào)易”為研究對象，采用匯改后相關(guān)時(shí)間段的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，建立統(tǒng)計(jì)計(jì)量模型，就“匯改事件”對我國出口貿(mào)易的影響進(jìn)行實(shí)證研究，最后在研究結(jié)果的基礎(chǔ)上給出相關(guān)政策建議。   1事件研究方法   事件研究［1—4］(eventstudy)方法最早是由Fama和Roll等人在1969年分析股票拆細(xì)信息對股票價(jià)格的影響時(shí)提出。其原理是根據(jù)研究目的，選擇某一特定事件以研究事件發(fā)生前后某一段時(shí)間內(nèi)樣本股票價(jià)格或者收益率的變化，進(jìn)而解釋特定事件對樣本股票價(jià)格或收益率的影響。此后事件研究方法被普遍應(yīng)用于與企業(yè)有關(guān)事件和經(jīng)濟(jì)類事件的分析中，例如公司兼并與收購、盈利公布、新股增發(fā)、財(cái)務(wù)報(bào)表公布、資產(chǎn)重組、宏觀經(jīng)濟(jì)變量和政策的變化等事件對股票價(jià)格的影響。綜上，事件研究方法主要是指應(yīng)用社會經(jīng)濟(jì)及金融市場的時(shí)間序列數(shù)據(jù)來研究某一特定的經(jīng)濟(jì)事件對其中目標(biāo)對象的影響。就目前國內(nèi)外研究狀況來看，事件研究方法也大都被應(yīng)用到研究與股票價(jià)格相關(guān)的特定事件對股價(jià)及其收益率的影響［5—10］。一般而言，事件研究包括定義事件以及事件研究窗口、選擇研究樣本對象、選擇度量正常變化值的模型、估計(jì)異常變化量、檢驗(yàn)異常變化量的顯著性、結(jié)果與解釋等幾個(gè)步驟。   1.1定義所要研究   的具體事件及其相應(yīng)的事件窗口根據(jù)研究目的選擇特定的事件或者信息，然后就研究目標(biāo)對象對事件或者信息的反應(yīng)程度，確定對其進(jìn)行檢驗(yàn)的時(shí)間區(qū)間，這個(gè)時(shí)間區(qū)間稱為事件窗。事件分析的時(shí)間軸可表示如圖1。用t=0表示事件發(fā)生日期，t=T0到t=T1表示估計(jì)窗口，t=T1到T2表示事件窗。設(shè)L1=T1－T0，L2=T－T1分別表示估計(jì)窗和事件窗的長度。位于事件窗的異常變化用于衡量因事件發(fā)生而對研究對象的影響程度，估計(jì)窗口用于衡量事件未發(fā)生時(shí)的正常變化。如果還考慮事件對目標(biāo)對象以后的更長影響則還可以設(shè)定從t=T2+1到t=T3為事件后窗口。   1.2正常預(yù)期值和異常變化量的度量   為了評價(jià)特定事件對所研究目標(biāo)對象的影響，需要對異常變化量進(jìn)行度量。假設(shè)事件沒有發(fā)生或沒有這個(gè)事件時(shí)，此時(shí)研究目標(biāo)對象的值稱為正常值，一般用事件沒有發(fā)生時(shí)的預(yù)期值E［Vt|It］來表示。但現(xiàn)在由于事件發(fā)生了，其值成為事后或?qū)嶋H值Vt，異常值A(chǔ)Vt則可表示如下:AVt=Vt－E［Vt|It］，t∈［T1+1，T2］(1)顯然如何設(shè)計(jì)和選擇計(jì)算正常預(yù)期值的模型是整個(gè)事件研究法的基礎(chǔ)性步驟。在計(jì)算正常預(yù)期值時(shí)，可根據(jù)研究事件和對象數(shù)據(jù)變化的不同選擇合適的預(yù)期模型。   1.3檢驗(yàn)異常變化量的顯著性得出研究結(jié)論   得到異常變化量AVt序列后，就可以設(shè)立合適的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量或者計(jì)量統(tǒng)計(jì)方法等對其顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以得到實(shí)證研究結(jié)論。   2實(shí)證研究   根據(jù)事件研究方法的基本理論原理，以“2005年7月21日央行宣布人民幣匯率制度進(jìn)行改革”這一公告事件為特定事件，選擇對外貿(mào)易出口為研究目標(biāo)對象，通過設(shè)定事件各窗口的時(shí)間區(qū)域選擇相應(yīng)數(shù)據(jù)建立度量正常預(yù)期值的計(jì)量模型，然后計(jì)算異常變化值，最后檢驗(yàn)得出人民幣匯率制度改革后匯率持續(xù)升值變動對外貿(mào)出口影響效應(yīng)的相關(guān)實(shí)證結(jié)論。   2.1數(shù)據(jù)選取與分析處理   中國人民銀行于2005年7月21日宣布新的人民幣匯率制度改革隨即人民幣升值約2%，考慮傳導(dǎo)時(shí)滯，選取1999年1月到2005年7月為“匯改事件”的事件估計(jì)窗口，區(qū)間共計(jì)79個(gè)我國出口貿(mào)易額的月度數(shù)據(jù)，用于度量預(yù)期沒有發(fā)生“匯改事件”時(shí)我國貿(mào)易出口額的實(shí)際演變狀況;因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)計(jì)量模型的預(yù)期值會隨著區(qū)間增大而精度逐漸降低，故選取2005年8月至2008年7月為此“匯改事件”的事件窗口，區(qū)間共計(jì)36個(gè)出口貿(mào)易額的月度數(shù)據(jù)，用之與度量預(yù)期的出口額進(jìn)行比較，以考察其它因素不變的情況下，匯改后人民幣浮動對我國出口貿(mào)易的影響效益。就國內(nèi)、外經(jīng)濟(jì)環(huán)境來看，此研究期間也沒有再度發(fā)生影響我國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的“大事件”，因此在研究結(jié)果的檢驗(yàn)部分統(tǒng)統(tǒng)將之納入隨機(jī)擾動范疇。圖2為1999年1月至2008年7月我國外貿(mào)出口額的月度數(shù)據(jù)演變趨勢圖，由圖可知，外貿(mào)出口額的月度數(shù)據(jù)有著顯著的季節(jié)趨勢和長期增長趨勢，季節(jié)趨勢中每年春節(jié)期間是我國出口貿(mào)易額的低谷，其余基本保持循環(huán)增長態(tài)勢。根據(jù)出口數(shù)據(jù)的實(shí)際特征，首先對原始出口額月度數(shù)據(jù)序列EXt進(jìn)行對數(shù)化處理，消除其可能的異方差;再對其進(jìn)行k=12的季節(jié)差分，得到對數(shù)同比增長率序列Rt定義如下:代替出口額原始數(shù)據(jù)，下面全部采用出口貿(mào)易額的月度對數(shù)同比增長率Rt來進(jìn)行實(shí)證研究。加以區(qū)別，將估計(jì)窗口區(qū)間的對數(shù)同比增長率Rt標(biāo)記為ERt，時(shí)間窗口區(qū)間的對數(shù)同比增長率Rt標(biāo)記為RRt。因?yàn)橐霉烙?jì)窗口區(qū)間的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)期度量模型的構(gòu)建，出于實(shí)證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的考慮，用ADF單位根檢驗(yàn)法來考察估計(jì)窗口對數(shù)同比增長率ERt及其一階差分的平穩(wěn)性如圖3所示。從表1可以看出，原序列ERt的ADF檢驗(yàn)值都大于各顯著性水平下的臨界值，顯示序列不平穩(wěn)。而其一階差分序列ΔERt的ADF檢驗(yàn)值在1%顯著水平下顯著，拒絕存在單位根的原假設(shè)，為平穩(wěn)序列。ERt為一階單整I(1)序列，下面就通過平穩(wěn)序列ΔERt進(jìn)行事件估計(jì)窗口中度量模型的構(gòu)建，然后對事件窗口中“沒有事件影響”情況下的出口額對數(shù)同比增長率E［RRt|It］進(jìn)行預(yù)期度量。#p#分頁標(biāo)題#e#   2.2預(yù)期度量模型的構(gòu)建與結(jié)果檢驗(yàn)   ARMA類模型是一種精確度較高的時(shí)序短期預(yù)測方法，其原理簡單，應(yīng)用方便、易于估計(jì)。因此實(shí)證將根據(jù)事件估計(jì)窗口時(shí)序數(shù)據(jù)的具體特征建立ARMA類模型作為預(yù)期度量模型，用于對沒有“匯改事件”影響下出口貿(mào)易額的對數(shù)同比增長率進(jìn)行預(yù)期度量。   2.2.1模型介紹   ARMA模型有三種基本類型:自回歸(AR:Au-to-regressive)模型、移動平均(MA:MovingAverage)模型以及自回歸移動平均(ARMA:Auto-regressiveMovingAverage)模型。(i)自回歸(AR:Auto-regressive)模型。時(shí)間序列Yt是它的前期值和隨機(jī)項(xiàng)的線性函數(shù)，一個(gè)p階自回歸模型AR(p)的表達(dá)式為:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt(3)實(shí)參數(shù)φ1，φ2…，φp稱為自回歸系數(shù)，是模型的待估參數(shù)。隨機(jī)項(xiàng)εt是相互獨(dú)立的白噪聲序列，為E(εt)=0，Var(εt)=σ2的正態(tài)分布。隨機(jī)項(xiàng)εt與滯后變量Yt－1，Yt－2，…Yt－p不相關(guān)。記Bk為k步滯后算子，即BkYt=Yt－k，則式(3)模型可表示為:Yt=φ1BYt+φ2B2Yt+…+φpBpYt+εt(4)令φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp，式(3)模型可簡化為:φ(B)Yt=εt(5)AR(p)平穩(wěn)性條件為特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在單位圓外，根倒數(shù)全在單位圓內(nèi)。(ii)移動平均(MA:MovingAverage)模型。時(shí)間序列Yt是它的當(dāng)期和前期隨機(jī)誤差項(xiàng)的線性函數(shù)，一個(gè)q階移動平均模型MA(q)表達(dá)式為:Yt=μ+εt+θ1εt－1+θ2εt－2+…+θqεt－q(6)實(shí)參數(shù)θ1，θ2，…，θq為移動平均系數(shù)，是模型的待估參數(shù)。引入滯后算子，并令θ(B)=1－θ1B－θ2B2－…－θqBq，則上述模型可簡化為:Yt=θ(B)εt(7)(iii)自回歸移動平均模型ARMA(p，q)。時(shí)間序列Yt是它的當(dāng)期和前期隨機(jī)誤差項(xiàng)以及前期值的線性函數(shù)，即自回歸移動平均過程ARMA(p，q)是由移動平均MA模型和自回歸模型AR組合而成的，ARMA(p，q)表達(dá)式為:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt+θ1εt－1+…+θqεt－q(8)實(shí)參數(shù)φ1，φ2…，φp為自回歸系數(shù)，θ1，θ2…θq為移動平均系數(shù)，都是模型的待估參數(shù)。引入滯后算子上述模型簡化為:φ(B)Yt=θ(B)εt(9)ARMA(p，q)過程的平穩(wěn)性完全取決于回歸參數(shù)(φ1，φ2，…，φp)，而與移動平均參數(shù)無關(guān)。即ARMA(p，q)過程的平穩(wěn)性條件為特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在單位圓外，根倒數(shù)全在單位圓內(nèi)。上述AR(p)序列的偏自相關(guān)函數(shù)(PACF)是p階截尾的，自相關(guān)函數(shù)(ACF)呈指數(shù)或者正弦波衰減;而MA(q)序列剛好相反，ACF是q階截尾的，PACF呈指數(shù)或者正弦波衰減;ARMA(p，q)的PACF和ACF均是拖尾的。因此PACF和ACF是識別ARMA類模型及其定階的主要工具。   2.2.2模型識別、參數(shù)估計(jì)及檢驗(yàn)   由圖4中ΔERt序列的AC—PAC分析圖可以看出，ΔERt序列的樣本自相關(guān)系數(shù)(AC)和偏自相關(guān)系數(shù)(PAC)都表現(xiàn)為拖尾性，因此選用ARMA類模型擬合ΔERt序列;又AC在lag=1、7、11、12都明顯不為0，PAC在lag=1，2，3，6，9，11時(shí)都明顯不為0，因此需要利用Eviews5.0統(tǒng)計(jì)計(jì)量軟件對所有可能滯后期的ARMA(p，q)模型進(jìn)行多次試驗(yàn)擬合，最后以AIC、CS最小準(zhǔn)則和模型參數(shù)通過顯著性t檢驗(yàn)為選擇依據(jù)，篩選得到最優(yōu)模型的參數(shù)估計(jì)及相關(guān)檢驗(yàn)參考值如表2。由表2各估計(jì)系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)擬合模型的判定系數(shù)R2=0.712907較大，AIC=－3.156843、CS=－2.937862，得到最小，DW=2.231502，特征方程根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，擬合最后，應(yīng)該對擬合模型的適合性進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，即對模型的殘差序列εt進(jìn)行白噪聲檢驗(yàn)，若殘差序列不是白噪聲序列，則意味著殘差中還存在有用信息沒有被提取，需要進(jìn)一步改進(jìn)模型。常用的檢驗(yàn)方法為Ljung-Box-Q統(tǒng)計(jì)量的χ2檢驗(yàn)［12］。圖5中最后兩列用于χ2檢驗(yàn)，包括Q統(tǒng)計(jì)量和檢驗(yàn)的相伴概率。該殘差序列樣本量n為55不是很大，最大滯后期m可以?。踤/4］即14，從圖中k=14一行找到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Q的值為6.4377，從Prob列讀出相應(yīng)的拒絕原假設(shè)所犯第一類錯(cuò)誤的概率為0.598，所以不能拒絕殘差序列εt是白噪聲序列的零假設(shè)，檢驗(yàn)通過。   2.2.3異常增長率檢驗(yàn)與實(shí)證結(jié)果   經(jīng)過對度量模型類別的識別、定階、參數(shù)估計(jì)和模型檢驗(yàn)，獲得較大滿意的序列模型后，就可以對2005年8月至2008年7月事件窗區(qū)間中假定不受“匯改事件”影響的正常預(yù)期增長率序列E［RRt|It］進(jìn)行預(yù)測度量，進(jìn)而可以和實(shí)際增長率序列RRt進(jìn)行比較，最后得到因?yàn)?ldquo;匯改事件”的發(fā)生而影響的異常增長率序列ART．根據(jù)式(1)，定義異常增長率序列ARt=E［RRt|It］－RRt。通過Eviews5.0計(jì)量軟件可以預(yù)測得到2005年8月至2008年7月事件窗區(qū)間內(nèi)的正常預(yù)期增長率序列E［RRt|It］，圖6為正常預(yù)期增長率序列E［RRt|It］和實(shí)際增長率序列走勢變化圖。由圖6可以直觀地看出，沒有“匯改事件”也就是說不考慮此事件影響下的我國對外貿(mào)易出口增長率序列的正常預(yù)期值大多位于實(shí)際出口增長率的上方且垂直間距逐漸增大。前面已經(jīng)說過二者之間有差距，還并不能說明“匯改事件”對我國出口貿(mào)易有影響效應(yīng)，因?yàn)槎唛g可能存在現(xiàn)實(shí)環(huán)境下各種各樣的隨機(jī)擾動影響及實(shí)證研究操作誤差。還須進(jìn)一步對ARt序列是否為隨機(jī)擾動的白噪聲進(jìn)行檢驗(yàn)，如果為白噪聲序列則說明在研究期間內(nèi)“匯改事件”對我國出口貿(mào)易沒有影響，反之若檢驗(yàn)不通過，則說明2005年的匯率制度改革對我國對外貿(mào)易中的出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。圖7是對異常增長率ARt序列進(jìn)行白噪聲的χ2檢驗(yàn)結(jié)果圖，由圖可以看出，所有檢驗(yàn)的相伴概率與0無異，檢驗(yàn)不通過，即可以認(rèn)為異常增長率ARt序列不是隨機(jī)擾動的白噪聲序列。由此說明此次“匯制改革”確實(shí)對我國外貿(mào)的出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。根據(jù)圖6，出口增長率序列的正常預(yù)期值大多位于實(shí)際出口增長率的上方，且隨著時(shí)間的推移差距有增大的趨勢，說明這個(gè)影響為負(fù)向影響即有抑制出口貿(mào)易的效應(yīng)，且隨著時(shí)間推移影響有逐漸增大的趨勢。但從圖中也可以看出二者間的垂直差距不是太過大，通過計(jì)算ARt的均值僅為0.022370，同時(shí)說明了這種抑制負(fù)效應(yīng)在短期內(nèi)還不是很強(qiáng)烈。#p#分頁標(biāo)題#e#   3結(jié)論分析與政策建議   本論文基于事件研究方法，將“2005年7月21日人民幣匯率制度改革”作為特定的經(jīng)濟(jì)事件，通過構(gòu)建恰當(dāng)?shù)念A(yù)期統(tǒng)計(jì)計(jì)量模型，進(jìn)而檢驗(yàn)外貿(mào)出口異常增長率的顯著性，就“匯改事件”對我國外貿(mào)出口的影響效應(yīng)進(jìn)行研究分析。研究結(jié)果表明，匯制改革后人民幣對美元的升值變動，對我國出口貿(mào)易的增長有抑制約束效應(yīng)，且隨著升值幅度的加大和時(shí)間的推移，有逐漸增大的抑制約束趨向，不過這種抑制負(fù)效應(yīng)不是很強(qiáng)烈。人民幣對主要貨幣美元的升值變動對我國出口貿(mào)易的增長有抑制約束效應(yīng)，根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論不難理解。人民幣升值必將提高我國出口商品的外幣價(jià)格，直接削弱出口產(chǎn)品的價(jià)格競爭優(yōu)勢，影響相對比較優(yōu)勢的發(fā)揮，加大開拓國際市場的難度，從而從整體上降低我國出口產(chǎn)品的出口競爭力，尤其是對技術(shù)含量低、附加值低、勞動密集型的行業(yè)企業(yè)造成較大的沖擊。同時(shí)，由于對人民幣升值速度和幅度缺乏判斷依據(jù)，加大了出口產(chǎn)品定價(jià)難度，為出口企業(yè)帶來匯率風(fēng)險(xiǎn)，因而也會影響出口企業(yè)的出口積極性。隨著人民幣匯率持續(xù)升值和升值區(qū)間的加大，我國出口產(chǎn)品的價(jià)格相對外幣會進(jìn)一步抬高，價(jià)格優(yōu)勢進(jìn)一步地削弱，波動區(qū)間加大伴隨的外匯風(fēng)險(xiǎn)也進(jìn)一步地增強(qiáng)，無疑這種抑制約束效應(yīng)也將不斷增大。   至于短期內(nèi)影響不是很強(qiáng)烈，一方面因?yàn)槲覈慕?jīng)濟(jì)增長方式一直是外貿(mào)主導(dǎo)型，內(nèi)需不旺，我國過剩的產(chǎn)品對國際市場形成很強(qiáng)的依賴性，即使人民幣升值，企業(yè)也難以通過提價(jià)將升值效應(yīng)轉(zhuǎn)移給國外進(jìn)口商，只能犧牲利潤換取市場份額;另一方面，與我國出口貿(mào)易方式的特殊性有關(guān)，在我國的出口貿(mào)易中，加工貿(mào)易占一半以上的比重，人民幣升值又使得進(jìn)口中間產(chǎn)品和原材料的成本降低，因此出口額不一定會減少。   鑒于以上研究結(jié)論與分析，為了應(yīng)對新匯制下人民幣升值波動給我國外貿(mào)出口帶來的不利影響，我國應(yīng)該加快外貿(mào)增長方式和經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變且繼續(xù)深化改革與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)、相協(xié)調(diào)的匯率機(jī)制。最主要的，我國的企業(yè)尤其是出口導(dǎo)向型企業(yè)要加快轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式和經(jīng)營機(jī)制。一方面可從目前的產(chǎn)品入手，通過技術(shù)革新，減少能耗、降級成本，以保持既有的競爭優(yōu)勢。另一方面要把更多精力放在研發(fā)高科技和高附加值產(chǎn)品上，通過加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新，提高產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量，創(chuàng)造品牌效應(yīng)，調(diào)整結(jié)構(gòu)，優(yōu)化配置，從而得到改變出口結(jié)構(gòu)，提高出口效益。做到把依賴增加數(shù)量和依靠價(jià)格競爭的出口模式轉(zhuǎn)移到主要依靠提高產(chǎn)品質(zhì)量、技術(shù)含量和經(jīng)濟(jì)效益的模式上來。同時(shí)，也可以利用人民幣升值對進(jìn)口有利的機(jī)會，引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和高新技術(shù)，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力和開拓出口品牌，以提升出口競爭力、提高國際競爭力和抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力，在以后的中美戰(zhàn)略與經(jīng)濟(jì)對話及其它國際貿(mào)易活動與金融實(shí)務(wù)中贏得更多的合理性與更大的主動權(quán)。