第二节
全球价值链下国际经济周期协动性变化

全球经贸大变局中，除了国际商品贸易格局、服务贸易格局、国际直接投资格局、全球产业格局、世界经济大国格局发生了深刻变化外，随着全球价值链发展，国家之间出现了国际贸易、国际直接投资、经济增长与国际经济周期协动性变化新趋势。自1995年以来，在世界贸易组织多边经贸规则体系调节下，全球五大洲商品进出口贸易增长协同性趋势明显增强（见图1-44、图1-45）。

自21世纪以来，世界经济增长率与五大洲经济增长率协动性变化趋势也有所增强（见图1-46）。随着经济全球化发展，全球产业链和全球价值链发展，使世界各国经济相互联系、相互依赖程度加深，导致世界五大洲经济增长率出现明显协动性变化，而世界五大洲经济增长率协动性变化，迫切需要增强国际经济政策协同调控，迫切需要增强全球多边经贸规则体系协同调节。

一 国际经济周期协动性变化实证分析

程惠芳和岑丽君 ^[24] 提出，在经济全球化和全球价值链发展的背景下，经济波动通过贸易、投资、技术、劳动力等多渠道在世界各国经济之间迅速传递、扩散、蔓延，引发国际经济周期协动变化趋势更加明显，经济全球化发展背景下国际经济周期趋同性及其影响已经成为国际经济学、全球经贸规则与国际贸易政策制定迫切需要研究的新课题。本节对国际贸易、国际直接投资和产业结构经济周期协动变化进行实证分析，为经济全球化条件下多边经贸规则和国际经济政策协同调节提供理论依据。

（一）国际经济周期协动性计量模型与样本选择

国际经济周期协动性（Business Cycle Co-movements）是指，在特定时期内，国家之间经济周期循环阶段在方向和波幅上所表现出的趋同性，通常是以国家之间实际经济活动相关性来反映经济周期协动性程度，相关系数越大，经济周期协动性程度越高。本节以中国及其27个主要贸易伙伴为样本，研究2000—2007年国际贸易、国际直接投资和产业结构与经济周期协动变化的相关性，探讨在经济全球化和全球价值链下中国与其主要贸易伙伴经济周期协动性的主要传递因素和不同传递因素的影响程度差异，并分析这些传递因素对中国经济增长的影响程度，推动多边经贸规则和国际经济政策协同调控。

1.经济周期协动性的计量模型

从现有研究文献看，通常以两国之间实际经济活动剔除趋势后的双边相关性来衡量经济周期协动性。程惠芳和岑丽君 ^[25] 选用实际国内生产总值和总就业指标，以中国与其主要贸易伙伴之间实际经济活动的趋势分离后的周期性部分的相关系数来反映经济周期协动性情况。相关系数越大，两国之间经济周期协动性程度越高。相关系数的计算见式（1-1）：

其中， Corr （ v _i ， v _j ）表示国家 i 和国家 j 之间实际经济活动 v 的双边相关性， v 对应于实际国内生产总值和总就业的趋势分离后的周期性部分。上述变量都取自然对数。

对于趋势分离方法的选用，研究中主要有四阶差分（用于季度数据）、一阶差分（用于年度数据）、二次趋势分离、Hodrick-Prescott（HP）过滤、线性趋势分离、随机游走趋势分离和Band-Pass（B-P）过滤法等。本节采用较为普遍的Hodrick-Prescott（H-P）过滤法。

H-P过滤法的原理是：设{ Y _t }是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，其中 是趋势成分， 是波动成分，则有 。一般地， 常被定义为下面最小化问题的解：

其中， c （ L ）是延迟算子多项式。将 c （ L ）=（ L ^-1 -1）-（1- L ）代入式（1-2），H-P滤波问题就是使下面损失函数最小：

取 λ =100。 ^[26] 文中相关数据来源：名义GDP数据来自国际货币基金组织的World Economic Outlook Databases（WEO），单位为百万美元，为克服价格波动的影响，用2000年为基期的GDP平减指数将其折算成实际GDP，GDP平减指数来自国际货币基金组织的World Economic Outlook Databases（WEO）和International Financial Statistics（IFS）；发达国家（地区）的总就业数据来自国际货币基金组织的World Economic Outlook Databases（WEO），发展中国家的总就业数据来自国际货币基金组织的International Financial Statistics（IFS）和国际劳工组织数据库，单位为百万人。

2.双边贸易强度计量

本节借鉴Frankel和Rose ^[27] 中双边贸易强度的计算公式，即分别用国家 i 和国家 j 的总贸易和总产出对两国的双边贸易额进行标准化，具体公式如下：

其中， X _ijt 代表 t 时期国家 i 向国家 j 的出口额， M _ijt 代表 t 时期国家 i 从国家 j 的进口额， T _kt 和 Y _kt （ k = i ， j ）分别代表 t 时期国家 i 或国家 j 的总贸易和名义总产出。该指数值越大，表明双边贸易强度越高。

在面板数据模型计量分析中，将样本期间分成3个阶段，借鉴Calderón César等 ^[28] （2003）来计算各样本国家在各个阶段的双边贸易强度均值，本节直接给出取对数后的计算公式，具体如下：

其中， τ 是一个阶段的时间跨度。在分子中加1是为了处理零值，因为中国与有些发展中国家在某些年份的双边贸易额为零，但这个发展中国家却包含了重要信息，不可忽略，这也是双边引力模型中对这个问题的标准处理方式。

中国与其贸易伙伴之间的双边贸易数据来自国际货币基金组织的贸易流向数据库 Direction of Trade Statistics （DOT），以中国为报告国，各国（地区）的总贸易数据来自国际货币基金组织的 International Financial Statistics （IFS），均按出口FOB、进口CIF计，单位为百万美元。

3.双边直接投资强度计量

本节选取中国实际利用各国（地区）直接投资金额来间接反映中国与其贸易伙伴之间的双边直接投资强度。计算方法类似于Frankel和Rose ^[29] 进口强度的计算，公式如下：

其中， FDI _ijt 是 t 时期从 i 国流入 j 国 FDI 量， FDI _it 是 t 时期 i 国 FDI 流入额， FDI _jt 是 t 时期 j 国 FDI 流入额。该指数值越大，表明实际利用 FDI 强度越大。

中国实际接受各国（地区）直接投资数据来自历年《中国统计年鉴》，中国及贸易伙伴国FDI流入总额来自UNCTAD的FDI数据库。

4.产业结构相似程度计量

在产业结构相似程度的衡量方面，本节用Krugman ^[30] 的绝对值指数构建产业结构差异指数，以间接衡量产业结构相似程度。其具体计算方法如下：

其中， 、 是 t 时期 k 产业在国家 i 、 j 的增加值中的权重。数据来源于联合国共同数据库的National Accounts Estimates of Main Aggregates，产业分类按数据库中国际标准产业分类ISIC Rev3。 IS _ijt 指数值越大，国家 i 和国家 j 之间产业结构差异越大，即相似性越低， IS _ijt 指数值越小，产业结构相似性越高。

5.样本选取

本节计算了2000—2007年和中国有贸易往来的197个国家（地区）与中国的双边贸易额占中国对外贸易总额的比重，求出所有国家（地区）的年度均值，得到4年及以上的比重在均值以上的27个国家和地区作为主要贸易伙伴样本（见表1-5），其中包括15个发达国家（地区）和12个发展中国家。

（二）回归模型

1.基本回归模型

本节将研究样本国分成发达国家（地区）与发展中国家，对贸易强度、国际直接投资强度与产业结构相似性对经济周期协动性的影响进行分析，建立回归模型如下：

在模型（1-8）中， Corr （ v _iτ ， v _jτ ）衡量 τ 时期国家 i 和国家 j 之间实际经济活动 v 的双边相关性， BTI _ijτ 衡量 τ 时期国家 i 和国家 j 之间的双边贸易强度，分别被总贸易和名义总产出标准化，记为 和 ； FDI _ijτ 衡量 τ 时期国家 i 实际利用国家 j 的国际直接投资强度； IS _ijτ 衡量 τ 时期国家 i 和国家 j 之间产业结构相似程度。

2.引入工具变量

在基本模型（1-8）中，双边贸易强度采用传统的OLS估计方法获得的估计值可能存在偏差，故借助双边贸易中的引力模型引入工具变量（IV），用两阶段最小二乘法（TSLS）进行估计。基于Deardorff ^[31] 、Fidrmuc ^[32] 、程惠芳和阮翔 ^[33] 引力模型的有关文献，借鉴Frankel和Rose ^[34] 、Choe ^[35] ，Calderon等 ^[36] 的做法，考虑到所选工具变量必须符合的条件，本节从地理因素角度出发，选取两国距离、两国各自人口数、两国共同边界的虚拟变量和两国同属某个贸易集团或参与某个自由贸易协定的虚拟变量作为工具变量，建立双边贸易强度对这些变量的回归方程：

其中， DIS _ij 是两国首都之间的距离，数据来自https：//www.indo.com的距离计算器（distance calculator），单位为英里， POP _i 和 POP _ CHI 分别是国家 i 和中国的总人口，数据来自国际货币基金组织的 International Financial Statistics （ IFS ），单位为百万人； ADJ 是两国共同边界的虚拟变量，当两国有共同边界时取1，否则取0； FTA 是两国同属于某个贸易集团或参与某个自由贸易协定的虚拟变量，当两国某一年同属于一个贸易集团或参与某个自由贸易协定时取1，否则取0。距离和人口都取自然对数。

3.双边贸易强度、FDI强度与经济周期协动性

本节把1991—2007年分为1991—1999年和2000—2007年两个阶段，分析中国与其贸易伙伴经济增长的相关性与双边贸易强度、利用外商直接投资强度的关系（见表1-6），初步发现在2000—2007年，GDP协动性、双边贸易强度、FDI强度的相关性比1991—1999年更加明显，表明随着中国经济的全面开放，双边贸易强度、国际直接投资强度与中国贸易伙伴国家的经济周期协动性程度有所提高。

（三）回归结果分析

鉴于中国实际利用各国（地区）直接投资数据的可获得性，根据1991年以来中国的经济增长率变化，将1991—2007年分为3个阶段：1991—1994年；1995—1999年；2000—2007年，计算每个阶段的实际经济活动相关系数（包括实际国内生产总值GDP和总就业EMP）及各解释变量（包括工具变量）的均值（公式见上文），从而共构成27×3=81个样本，对发达国家（地区）组和发展中国家组分别构建面板数据模型。

面板数据模型可以分为混合回归模型、变截距模型和变系数模型，变截距模型和变系数模型又可以分为固定效应模型和随机效应模型。通过F检验，我们选用混合回归模型。运用基于面板数据模型的两阶段最小二乘法（TSLS）估计贸易、FDI和产业结构等传递因素对中国与其贸易伙伴之间经济周期协动性的相对贡献。表1-7和表1-8分别给出了采用不同贸易强度衡量方法时，发达国家（地区）组和发展中国家组的回归结果。

对中国与发达国家贸易伙伴之间的经济周期协动性进行实证检验，结果表明双边贸易强度的系数呈正相关，表明中国与发达贸易伙伴之间的双边贸易强度越大，GDP周期协动性程度越高；FDI的系数为负相关，表明中国实际利用发达贸易伙伴的直接投资强度越大，GDP周期协动性程度越低；产业结构差异指数的系数为正相关，表明产业结构差异越小，相似程度越高，GDP周期协动性程度越低，即产业结构越相似，则GDP周期协动性程度越低。因此，1991—2007年，中国与发达国家贸易伙伴之间的经济周期协动性的影响因素中，贸易强度的影响最大，其次是产业结构相似性，FDI强度相对比较小。

对中国与发展国家贸易伙伴之间的经济周期协动性进行实证检验，结果表明双边贸易强度的系数为正，表明中国与发展中贸易伙伴的双边贸易强度越高，GDP协动性程度越高；FDI呈现显著负效应，表明中国实际利用发展中贸易伙伴的FDI强度越大，GDP协动性程度越低；产业结构差异指数的系数是正的，表明产业结构相似与GDP协动性程度呈负相关。中国与发展国家贸易伙伴之间的经济周期协动性变化中，双边贸易强度与产业结构的影响大于FDI强度的影响。

1991—2007年，中国与发达国家贸易伙伴之间的经济周期协动性的影响因素中，贸易强度的影响最大，其次是产业结构相似性，FDI强度相对比较小（见表1-9）。

把表1-9中按强度或指数值大小进行分类，按贸易强度大小可以分为“贸易低强度型”“贸易较低强度型”“贸易较高强度型”“贸易高强度型”，按投资强度大小可以分为“低投资强度型”“较低投资强度型”“较高投资强度型”“高投资强度型”，按产业结构差异指数可以分为“产业结构相似型”“产业结构相异型”。

研究结果表明：不同类型国家经济周期协动性强度存在明显差异，我国与美国、中国香港、日本、韩国、德国、荷兰、英国、新加坡、澳大利亚、印度、马来西亚、印度尼西亚、泰国、菲律宾、阿联酋、越南、巴西、沙特阿拉伯、伊朗等具有比较强的贸易协动性。我国与中国香港、韩国、美国、日本、新加坡、德国、荷兰、澳大利亚有比较强投资协动性。我国与美国、中国香港、日本、德国、荷兰、英国、新加坡、意大利、法国、加拿大、澳大利亚、西班牙、芬兰、瑞典具有比较强的产业结构变化协动性。

二 全球价值链下国际经济周期协动性非对称变化

上述分析表明，经济全球化下国际经济周期协动性明显，但是不同类型国家之间国际经济周期协动性存在明显差异与全球价值链地位有关系。Ductor和Leiva-Leon ^[37] 提出，经济全球化发展推动世界经济显著联动，Bordo和Helbling ^[38] 提出，工业化国家经济周期明显趋同，Kose等 ^[39] 提出，新兴市场国家经济周期明显趋同，马丹和何雅兴 ^[40] 提出，发展中国家经济周期联动性较弱。发达国家与发展中国家之间经济周期协动性存在明显差异，可能与全球价值链发展水平有一定关系。代谦和何祚宇 ^[41] 认为，在全球价值链中，制造工序国际分割形成垂直分工，能大幅提高分工参与国贸易与产出的互补性，继而显著加强国际经济周期联动。Burstein ^[42] 等指出，美国母子公司间跨国垂直贸易有助于加强国际产出联动。潘文卿等 ^[43] 利用40国连续时间WIOD数据进行研究，发现价值链既能显著加强国际经济周期联动，又能使传统贸易产生更高的经济联动强化作用。唐宜红等 ^[44] 通过双边行业研究发现，制造业、服务业跨行业价值链嵌入与同业嵌入对国际经济周期联动均有促进作用，且前者作用更强。为了加强全球价值链对国际经济周期协动性进行深入分析，本节对全球价值链下国际经济周期协动性变化进行进一步研究。

（一）全球价值链下国际经济周期协动性非对称变化

多数学者在衡量国际经济周期联动性时多采用时序相关系数或 CM 同步化指数，前者刻画了实际产出增长或周期成分的区间相关性，但忽略时间因素，后者可捕捉联动性的即时变动及偶发因素引起的产出逆向波动，进而能准确体现其动态变化。 CM 同步化指数如式（1-10）所示， 和 分别代表 t 年中国、 i 国实际GDP增长率， 和 为 T 期内对应均值。鉴于其值域非对称，同时也无法直接识别国际经济周期联动的非对称特征，本节将进行如下两点改进：

文武等 ^[45] 利用式（1-11）将 CM 同步化指数值域由向转化，构建对称值域同步化指数 以提高正、负向联动的可比性。

构造扩张（ ）及紧缩（ ）时期哑变量刻画国各年经济波动实际所处阶段，分别与 交互，以考察国际经济周期联动的非对称特征。随后借助H-P滤波，在极小值约束下利用式（1-12）计算 i 国产出 的趋势性成分 ，进而得到产出缺口 ，以此为据对哑变量取值。规则是：如果 ，令 、 ；相反，令 、 。

通过代入世界发展指标（WDI）数据库提供的实际GDP（美元不变价）序列，本节计算了2000—2014年国际经济周期在两个不同阶段中的联动性。如表1-10所示，国际经济周期表现出“扩张联动低于紧缩联动”的非对称特征。除个别国家外，中国与绝大部分贸易伙伴国经济扩张的联动较弱，经济紧缩的联动较强，表明在深度融入全球价值链的2000—2014年，中国无法与世界经济同步扩张，但会与世界经济高度同步地陷入衰退，对稳增长形成较大阻碍。国际经济周期联动的国别差异明显，中国与经济增长较快的发展中国家、非欧盟国家经济扩张的联动更弱，而与欧盟国家等经济紧缩的联动更强，对稳增长构成外部冲击。2008年国际金融危机（以下简称金融危机）后，国际经济周期显现“扩张联动增强、紧缩联动减弱”的新特征，进而能在一定程度上缓解稳增长压力，但扩张联动低于紧缩联动的特征依然客观存在。

（二）计量模型、变量与数据

为深入分析经济周期的非对称联动形成机理，本节将深入经济波动不同阶段，研究全球价值链嵌入对国际经济周期联动的影响。为此，本节借鉴程惠芳等 ^[46] 的研究，将 与 哑变量与核心解释变量交互，文武、程惠芳 ^[47] 建立如下方程：

其中， 为对称值域同步化指数， 代表中国与 i 国制造业双边价值链嵌入度，该变量与 、 哑变量交互后，系数 β ₁ 、 β ₂ 则分别反映了价值链嵌入在i国扩张、紧缩两个不同时期对国际经济周期联动性产生的影响。 代表控制变量， 是残差。鉴于数据可得性，本节将利用2000—2014年中国与39个贸易伙伴国的面板数据估计式（1-13）。文中各变量构造方法如下。

1.双边价值链嵌入度

文武等 ^[48] 沿袭Koopman等 ^[49] GVC参与度的经典测算思路，将其度量范围拓展到双边，构建式（1-14）衡量方法。其中， 和 依次为 t 时期中国对 i 国及 i 国对中国的总出口， 和 依次代表被 i 国出口至第三方的中国增加值、被中国出口至第三方的 i 国增加值。在计算国外增加值项目时，本节对第三方效应予以剔除，将 与 分别定义为 中源于i国的价值增值、 中源于中国的价值增值。目前，多数研究采用单边分解法估算增加值项目，无法追踪第三方效应，同时不能分解并获取双边增加值出口数据，王直等 ^[50] 提出的双边出口分解法弥补了以上不足，为剔除第三方效应提供了方法基础。本节利用此方法与WIOD数据，获取了式（1-14）所需增加值。

2.双边贸易强度（ ）

本节以中国与 i 国间双边出口 、 占两国外贸总额 、 的比重对其度量，如式（1-15）所示。所需数据源于《中国统计年鉴》与WTO数据库。

3.产业内贸易程度（ ）

度量方法如式（1-16）所示， 和 分别为中国 k 行业对 i 国的出口及从 i 国的进口额，数据源于法国经济所CEPII BACI数据库。

4.直接投资强度（ ）

因数据可得性，本节借鉴程惠芳和岑丽君 ^[51] 的做法，以中国吸引 i 国直接投资 占两国引进直接投资 、 总额的比重来度量，数据源于UNCTAD的FDI数据库与《中国统计年鉴》。

5.产业结构相似度（ ）

参考Duval等 ^[52] 的研究构建如下度量方法。其中， 与 分别代表中国 k 行业与 i 国 k 行业增加值产出在本国GDP中的占比，数据来自National Accounts Estimates of Main Aggregates数据库。

6.财政政策同步性（ ）

参考黄赜琳和姚婷婷 ^[53] 的做法，利用式（1-19）度量。其中， 与 分别代表中国政府与i国政府支出在本国GDP中的占比，数据来自World Economic Outlook数据库。

7.双边汇率波动性（ ）

本节利用各国CPI及名义汇率（本币对美元）计算实际汇率，借助H-P滤波去趋势获得波动项，然后将中国与 i 国实际汇率波动项 、 加总度量双边汇率波动性。数据来自Penn World Table数据库。

8.双边资本账户开放度（ ）

沿用唐宜红等 ^[54] 的方法，利用中国、i国资本账户开放度指数 、 之和度量双向资本账户开放度。数据来自Chinn和Ito于2020年发布的The Chinn-Ito Index。

9.双边物理距离（ ）与是否相邻（ ）

物理距离决定了物流成本与产品跨境流动便利性，同时邻近国家间贸易更便利，这也是影响国际产出联动的因素。因此，本节将对数化双边物理距离与是否相邻哑变量引入模型，数据源于CEPII的Gravity数据库。以上变量描述性统计如表1-11所示。

（三）整体样本估计结果

在政策实践中，相似的财政政策能够加强两国经济波动的一致性，但经济波动一致的国家往往会实施方向与力度相近的政策，两者互为因果将造成内生性出现，文武等 ^[55] 利用系统广义矩（SYS-GMM）方法处理。双边贸易强度与直接投资强度相关系数较高，达到0.7758，但方差膨胀因子检验显示各变量实际上并无共线性，无须对此处理。表1-12显示了模型估计结果，可以发现，依次加入双边价值链嵌入度与 、 的交互项后，各变量估计结果依然稳健，同时Hansen过度识别约束检验不能拒绝工具变量有效的原假设，AR（2）自相关检验不能拒绝随机误差项不存在二阶序列相关的原假设，工具变量数小于截面数（39），因此各列结果有效且可靠。

结果表明，制造业融入全球价值链对国际经济周期联动的影响在不同阶段互异。当贸易伙伴国经济扩张时，双边价值链嵌入对国际经济周期联动性有显著负向影响，而当这些国家陷入紧缩时，双边价值链嵌入对国际经济周期联动性有显著正向影响，这意味着中国融入全球价值链削弱了其与贸易伙伴国产出扩张的联动，加强其与贸易伙伴国产出紧缩的联动，使国际经济周期呈扩张联动低于紧缩联动的特征，不仅导致中国不能利用世界经济扩张有效带动国内经济上行，无法提高产出增长的国际联动性，而且加强了世界经济紧缩对中国的冲击，推动其与贸易伙伴国同步陷入衰退，阻碍稳增长。结果表明，在主动扩大对外开放、拓展全球生产网络的同时，不仅须警惕源于世界各国的风险输入，更要破解中国无法与贸易伙伴国联动扩张的困境。

（四）价值链嵌入度与经济周期的非对称联动

文武等建立《欧洲联盟条约》成员方、OECD国家、WTO成员方哑变量，为对应国家取值1，否则取值0，与价值链嵌入度交互后回归，在表1-13中列（5）、列（6）、列（7）显示了结果。可见，价值链嵌入对中国与三类国家经济周期联动的影响没有明显变动，货币联盟、经济合作、贸易协定等国家关联性不会显著改变实证结果。借鉴潘文卿等 ^[56] 、程惠芳等 ^[57] 的做法，将双边贸易强度（ BTI ）、贸易伙伴国产出缺口（ GAP ）分别与价值链嵌入度交互，在表1-13中列（8）、列（9）显示了检验结果。贸易强度、经济波幅的变动均不能改变价值链嵌入与国际经济周期联动的联系。以上检验结果表明本节实证结果是稳健的。

文武等 ^[58] 在将所有样本分为发达国家 HD 与发展中国家 LD 的基础上，还考虑美、日、韩、澳四个非欧盟国家是我国中间投入主要进口来源国，为使之区别于其余非欧盟国家，本节还采取欧盟国家、美日韩澳四国与其他非欧盟国家的分组方式。结果表明，源于发达国家、欧盟国家、美、日、韩、澳四国的中间投入进口比例下降，有利于加强中国与此类国家经济扩张的联动、减弱中国与此类国家经济紧缩的联动，但减少从发展中国家、其他非欧盟国家的进口比例并无积极影响。这是因为发展中国家和其他非欧盟国家并非中间投入主要进口来源国，中国主要从发达国家、欧盟国家，尤其是从美、日、韩、澳四国大量进口中间投入，而此类国家又是外源冲击的主要来源国，这一行为不仅显著降低出口国内价值含量，并且提高了冲击风险。减少源于此类国家的中间投入进口，可有效规避不利影响。

上述实证分析结果表明，2000—2014年，中国与贸易伙伴国经济周期呈“扩张联动低于紧缩联动”的非对称特征。其中，中国与发展中国家、非欧盟国家扩张协动性更弱，而与发达国家、欧盟国家紧缩协动性更强。中国制造业融入全球价值链削弱了与贸易伙伴国经济扩张的协动，加强了与贸易伙伴国经济紧缩的协动，在一定程度上促成非对称协动性特征出现。对国别差异的考察表明，全球价值链嵌入下，中国与发达国家、欧盟国家等经济紧缩的协动性大幅增强。

综上所述，经济全球化的深化发展增强了国际经济周期协动性，由于不同类型国家的全球价值链水平差异，国际经济周期协动性变化存在一定差异。但是经济全球化和全球价值链发展，总体上国际经济周期协动性是增强趋势。随着国际经济周期协动性增强，迫切需要增强全球多边经贸规则协同调节，迫切需要增强国际经济政策协同调控，加快建立开放型世界经济发展，才能够使全球经济健康稳定发展。全球价值链下如何加强国际经济政策协同调控？如何适应国际经济周期协动性变化加强多边经贸规则体系建设？经济全球化的深化发展增强了国际经济周期协动性，加强国际经济政策协同调控已经成为全球性最高多边经贸规则新一轮重塑中迫切需要重视和研究的重大理论与政策问题。