改革开放三十年以来, 尤其是中国加入WTO后, 中国外资政策逐步开放, 经济高速增长。在此期间, 流入中国的外商直接投资(FDI)规模迅速扩大, 极大地促进了中国经济发展。1986年流入中国的合同FDI总额仅为33.30亿美元, 实际FDI总额为22.44亿美元。1992年, FDI占全部利用外资的比重超过了50%, 此后该比例逐年增加, 中间略有波动。2006年合同利用FDI总额已经达到2 001.74亿美元, 实际利用FDI总额达到694.68美元, 占全部利用外资的比重为94.48%。2008年上半年, 中国实际使用外资(FDI)金额达到523.88亿美元, 同比增长45.55%。^①FDI已经成为中国利用外资的主要形式。

与此同时, 中国国家外汇储备规模急速扩张。1986年该数额仅为20.72亿美元, 2008年6月底达到18 088.28亿美元。^②在此期间, 中国外汇储备规模的增长可划分为四个基本阶段:1993年之前属于规模较小阶段, 一直维持在一二百亿美元的水平。1994年, 中国外汇管理体制发生了重大变革, 取消了企业外汇留成, 统一了银行结售汇制度, 并实施了汇率并轨等。自此, 中国外汇储备规模开始迅速增长, 可分为:1994—1997年较快增长阶段、1998—2000年的缓慢增长阶段、2001年至今的大幅度增长等三个阶段。^③外汇储备的大幅增加是一把双刃剑, 既意味着中国拥有强大的外汇支付能力, 但同时也意味着由此带来了巨大的风险。收益低的大量外汇储备占款, 给人民币升值带来了巨大的压力, 需要央行加大投放基础货币、降低利率, 但这又与政府紧缩的货币政策相矛盾。

那么中国FDI的大量流入与外汇储备的巨额增加是否有关呢?影响究竟有多大呢?理论上讲, 首先, FDI的流入直接增加了中国外汇流入量, 使得外汇储备增加; 其次, FDI的流入会带来出口的增加, 但另一方面又会使资本输入国技术、原材料、设备等的进口增加, 而这两方面必然会影响国际收支的经常账户, 从而间接影响外汇储备。那么, 外商直接投资与外汇储备之间的确切关系究竟如何?这就需要进行实证研究。因此, 本文将运用计量经济学工具——协整, 并建立相关的模型, 对中国FDI的大量流入与外汇储备的高速增长之间的关系进行实证分析。

一 文献简述

关于资本跨境流动对一国国际贸易以及国际收支的影响问题, 一直是近年来研究的热点。国际上一般都是通过探讨资本跨境流动对国际贸易的影响来分析其对国际收支的影响, 进而研究对一国外汇储备的影响。美国经济学家罗伯特·蒙代尔(Robert A. Mundell, 1957)最早提出投资与贸易的替代模型。他从标准的两国贸易模型出发得出结论:障碍性投资会刺激贸易, 障碍性贸易会刺激投资, 故两者是完全替代关系, 资本跨境流动会使得一国国际贸易恶化。之后, R.Vernon (1966)以及Buckley和Casson (1976)分别从自己的研究领域对此进行了验证。然而, 钱纳里等人(H.Chenery & A.M.Strout, 1966)则提出了“双缺口”模型, 主张外资的流入可以同时弥补发展中国家国内储蓄不足以及贸易逆差两个缺口, 是平衡国际收支的重要手段。但是, 他们仅仅考虑到FDI对国际收支的当期影响, 并没有考虑到FDI流入的长期影响。日本一桥大学的小岛清教授(K.Koyimo, 1987)也对两者的替代作用提出了质疑, 认为投资与贸易存在互补关系。他结合日本的实践经验, 认为国际投资可以带来大量资本、先进技术、管理经验等, 由此使得两国的贸易条件都得到提升, 从而改善一国国际收支。但遗憾的是, 他没有对此进行实证检验。

FDI是中国最主要的外资流入方式, 对中国外汇储备的大幅增加造成了深远的影响。近年来, 探讨FDI对一国外汇储备的间接影响的文献较多, 但定量分析直接效应的文献却较少。何青、杨晓光(2003)通过建立一个由储备变动恒等式、国民收入函数、进口函数和外债函数组成的联立方程组来测算FDI对中国外汇储备的实际贡献率。他们认为, 自价格改革以来, FDI对外汇储备增长的实际贡献已经接近出口对外汇储备增长的实际贡献, 并且有逐步增强的趋势。姚枝仲、何帆(2004)从九个方面考察了FDI对国际收支的长期动态效应, 具体研究了FDI各个方面给国际收支造成的是顺差还是逆差。姚宏善、杨海丛(2005)运用协整等计量工具分析了影响外汇储备的几种因素, 发现外汇储备与FDI、出口和GDP之间存在长期均衡关系, 且FDI促进了外汇储备的增长。朱金生、杨维梁(2005)基于钱纳里、斯特劳特的“双缺口”模型, 通过对FDI以及外汇储备的统计分析, 发现FDI同外汇储备之间存在显著的正相关性。周靖祥、刘渝琳(2007)对FDI、外汇储备与出口贸易进行了计量经济学检验, 认为FDI对外汇储备的贡献归结于贸易顺差来源和直接的资本项目来源两个方面, 其贡献较之于出口贸易对外汇储备的贡献更明显。杨记军、王荣涛、肇启伟(2008)通过对FDI与外汇储备取自然对数所进行的协整检验, 发现FDI是促进中国外汇储备增长的长期性的、非常重要的因素。

通过以上文献简述可以发现, FDI对中国外汇储备确实具有一定程度的影响关系, 但直接实证检验两者具体关系的文献较少。我们将在上述文献基础上, 首先从定义出发, 建立一个外汇储备增长与FDI流入的模型, 借用协整理论建立FDI与外汇储备之间的动态方程, 然后进一步具体分析FDI对中国外汇储备增长的贡献, 并对中国外资政策提出相应的建议。

二 模型设定与数据选取 (一) 模型设定

一国的外汇储备是本国货币当局持有的、可以用于平衡国际收支的资产, 主要来源于本国国际收支顺差。没有特别说明时, 国际收支盈余或者赤字都是指IMF倡导的综合差额, 它通过一国变动官方储备来弥补国际收支不平衡。一国国际收支平衡表包括四个方面:经常账户、资本和金融账户、储备资产、净误差与遗漏。在中国, 外汇储备在储备资产中占据主导地位, 比重达90%以上。储备资产中的黄金储备量(12 167亿盎司)在1981—2006年间都没有变化, 其他储备资产如特别提款权等这些年的变化也都不大。因此, 可以用外汇储备的变化额来大致度量中国储备资产的变化。而净误差与遗漏相对而言数额较小, 可以忽略不计。于是, 我们可以得到如下会计恒等式:

$ \Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}{\rm{ = C}}{{\rm{A}}_{\rm{t}}}{\rm{ + K}}{{\rm{A}}_{\rm{t}}} $

(1)

(1) 式中, FER_t表示第t期的外汇储备量, ΔFER_t则表示第t期外汇储备的变动额, CA_t表示第t期的经常项目余额, KA_t表示第t期的资本与金融项目余额。进一步的我们有:

$ {\rm{C}}{{\rm{A}}_{\rm{t}}}{\rm{ = EX}}{{\rm{P}}_{\rm{t}}}{\rm{ + EX}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}{\rm{ - I}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}} $

(2)

$ {\rm{K}}{{\rm{A}}_{\rm{t}}}{\rm{ = FD}}{{\rm{I}}_{\rm{t}}}{\rm{ + }}\Delta {{\rm{D}}_{\rm{t}}} $

(3)

(2) (3)式中, EXP_t表示第t期初级产品的出口额, EXM_t表示第t期工业制成品的出口额, IM_t表示第t期进口额, FDI_t表示第t期外商直接投资额, ΔD_t表示第t期除FDI外资本与金融账户的变动额。将(2) 2 (3) 3式代入(1) 1式, 可得:

$ \Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}{\rm{ = EX}}{{\rm{P}}_{\rm{t}}}{\rm{ + EX}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}{\rm{ - I}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}{\rm{ + FD}}{{\rm{I}}_{\rm{t}}}{\rm{ + }}\Delta {{\rm{D}}_{\rm{t}}} $

(4)

定义$\Delta {\rm{F\dot E}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}{\rm{ = d(}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}{\rm{)/dt}}$, 则$\frac{{\Delta {\rm{F\dot E}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}}{{\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}}$代表外汇储备的增长率。对(4)式进行求导计算可得:

$ \frac{{\Delta {\rm{F\dot E}}{{\rm{R}}_{\rm{T}}}}}{{\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} = \frac{{{\rm{E\dot X}}{{\rm{P}}_{\rm{t}}}\;{\rm{EX}}{{\rm{P}}_{\rm{t}}}}}{{{\rm{EX}}{{\rm{P}}_{\rm{t}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} + \frac{{{\rm{E\dot X}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}\;{\rm{EX}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}}}{{{\rm{EX}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} - \frac{{{\rm{I}}{{{\rm{\dot M}}}_{\rm{t}}}}}{{{\rm{I}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}}}\;\frac{{{\rm{I}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}}}{{\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} + \frac{{{\rm{F\dot D}}{{\rm{I}}_{\rm{t}}}\;{\rm{FD}}{{\rm{I}}_{\rm{t}}}}}{{{\rm{FD}}{{\rm{I}}_{\rm{t}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} + \frac{{\Delta {{{\rm{\dot D}}}_{\rm{t}}}\;\Delta {{\rm{D}}_{\rm{t}}}}}{{\Delta {{\rm{D}}_{\rm{t}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} $

将上式离散化可得:

$ \frac{{\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}{\rm{ - }}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{{\rm{t - 1}}}}}}{{\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}}{\rm{ = }}\frac{{\Delta {\rm{EX}}{{\rm{P}}_{\rm{t}}}\;{\rm{EX}}{{\rm{P}}_{{\rm{t - 1}}}}}}{{{\rm{EX}}{{\rm{P}}_{{\rm{t - 1}}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}}{\rm{ + }}\frac{{\Delta {\rm{EX}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}\;{\rm{EX}}{{\rm{M}}_{{\rm{t - 1}}}}}}{{{\rm{EX}}{{\rm{M}}_{{\rm{t - 1}}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} - \frac{{\Delta {\rm{I}}{{\rm{M}}_{\rm{t}}}\;{\rm{I}}{{\rm{M}}_{{\rm{t - 1}}}}}}{{{\rm{I}}{{\rm{M}}_{{\rm{t - 1}}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} + \frac{{\Delta {\rm{FD}}{{\rm{I}}_{\rm{t}}}\;{\rm{FD}}{{\rm{I}}_{{\rm{t - 1}}}}}}{{{\rm{FD}}{{\rm{I}}_{{\rm{t - 1}}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} + \frac{{\Delta {{\rm{D}}_{\rm{t}}}\;\Delta {{\rm{D}}_{{\rm{t - 1}}}}}}{{\Delta {{\rm{D}}_{{\rm{t - 1}}}}\Delta {\rm{FE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}}} $

(5)

则(5)式便可以用来实证测算各个部分对外汇储备增长的贡献率。为了确切地分析FDI与外汇储备之间的计量关系, 本文将引入初级产品出口、工业制成品出口共同对外汇储备进行解释。之所以将出口分为初级产品出口和工业制成品出口, 主要是因为FDI的流入会增加一国工业制成品的出口, 从而更方便于后文的分析。需要注意的是, 出口会通过影响一国经济增长及其货币汇率对进口和外债产生影响, 而FDI亦会影响一国的出口和进口量。所以, 简单按照(5)式的测算并不能完全代表FDI对外汇储备增长的实际贡献。由于这些相互影响主要涉及到进口和外债, 不属于我们分析的重点, 同时, FDI对工业制成品出口的影响在下文中也将单独予以讨论, 因此, 这个模型还是有一定的实际意义的。

(二) 数据选取

本文采用1986—2006年的年度时间序列数据进行实证分析。这是因为改革初期, FDI和FER均数额较小、波动剧烈。事实上直到20世纪80年代中期, 中国才开始深层次的经济改革。有关数据来源于国家统计局网站公布的历年实际利用外资额(FDI)、初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXM)以及国家外汇管理局公布的历年年末外汇储备额(FER)。其中FDI、EXP、EXM是流量, FER是存量。本文针对这些数据进行如下处理:以1986年为基期, 消除1987年到2006年FDI、FER、EXP、EXM等受物价波动等因素的影响, 以各年度的实际值进行分析。针对FDI与FER, 采用自然对数形式, 得到LFDI和LFER两个时间序列。从图 1我们可以看出, 中国外商直接投资和外汇储备之间的确具有相同的运动趋势, 可能存在密切的内在联系。

三 FDI与外汇储备的协整分析

FDI与外汇储备数据均具有明显的时间趋势, 是非平稳变量。为了进一步探讨两者之间的相互影响, 本文将引入协整理论进行分析。它弥补了计量经济模型中动态稳定性假设的不足。协整的概念最早由恩格尔(Engle)和葛兰杰(Granger)在1987年提出, 其含义是:尽管每个变量自身是线性增长的, 但它们的线性组合却是平稳的。协整关系表达的是两个(多个)线性增长量的稳定的动态均衡关系, 反映了序列之间的一种长期动态均衡, 组合的结果就是这些序列与均衡之间的均衡误差。根据Granger表述定理, 如果变量是协整的, 则变量之间可以用误差修正模型(VCEM)来表述期短期非均衡关系(易丹辉, 2002)。

(一) 单位根检验

为了建立外商直接投资和外汇储备之间的误差修正模型和进行协整分析, 我们首先需要对LFDI和LFER进行单位根检验。运用Eviews 5.0软件分析结果如表 1所示。检验结果显示, 不能拒绝LFDI、LFER含有单位根的原假设, 拒绝LFDI、LFER的一阶差分含有单位根的原假设。因此, LFDI和LFER是Ⅰ(Ⅰ)序列, 即自身不平稳, 一阶差分后平稳。由此, 需要进行进一步的协整分析, 以验证两者之间是否具有长期的均衡关系。

(二) 协整检验

本文采用Engle-Granger两步法来检验LFDI与LFER之间的协整关系。若协整回归方程的残差项平稳, 不存残差平方根, 则这两个序列是协整的。首先对LFDI与LFER进行最小二乘法回归, 其结果为:

LFER_t =-1.067 590 + 1.415 415 LFDI_t

     (-1.662 618) (11.97 810)

R² =0.883 059;    Adjusted R² =0.876 904

F=143.474 9;   D.W=0.567 693

对残差e_t进行单位根检验, 其ADF检验结果如表 2。

残差e_t的ADF统计值小于10%显著性水平下的临界值, 因此, 残差e_t是稳定的, 接受LFDI和LFER协整的假设。于是, 协整向量为(-1.067 590, 1.415 415), 误差修正项为:

e_t-1= (LFER+1.067 590-1.415 415LFDI)_t-1

(三) 误差修正模型

以D (LFER)为被解释变量, D (LFDI)和e_t-1为解释变量, 做最小二乘估计, 结果如下:

DLFER_t=0.363 498-0.306 016LFDI_t-0.081 799e_t-1

      (5.172 442) (-1.301 835) (-0.874 524)

R² =0.159 113;     Adjusted R²=0.060 185

F=1.608 377;     D.W=1.137 101

可以看到这个模型的拟合优度很低, 也没有通过F检验, 不是很理想。尝试去除常数项, 再次进行最小二乘估计:

$ \begin{array}{l} {\rm{DLFE}}{{\rm{R}}_{\rm{t}}}{\rm{ = 1}}{\rm{.236 032DLFD}}{{\rm{I}}_{\rm{t}}}{\rm{ + 0}}{\rm{.739 067}}{{\rm{e}}_{{\rm{t - 1}}}}\\ \begin{array}{*{20}{l}} {\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\left({{\rm{55}}{\rm{.89496}}} \right)\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;{\rm{ }}\left({{\rm{3}}{\rm{.753790}}} \right)}\\ {\;\;\;\;\;\;\;{{\rm{R}}^{\rm{2}}}{\rm{ = 0}}{\rm{.916 057 ;}}\;\;\;\;\;\;{\rm{ Adjusted }}{{\rm{R}}^{\rm{2}}}{\rm{ = 0}}{\rm{.911 394}}}\\ {\;\;\;\;\;\;\;{\rm{F = 143}}{\rm{.474 9;}}\;\;\;\;\;\;\;{\rm{ D}}{\rm{.W = 1}}{\rm{.040 581}}} \end{array} \end{array} $

(6)

这时模型各方面都比较理想, 可以认为(6)式代表了FDI与外汇储备之间的短期动态关系。LFER对于LFDI的短期弹性为1.236 032, 长期弹性为1.415 415。即外商直接投资流入量每增加1%, 当期外汇储备将增加1.2360 32%, 长期外汇储备将增加1.415 415%。残差项e_t-1代表FDI对外汇储备的长期影响, 即滞后期带来的如利润回流、利润再投资、东道国出口增加等的综合效应; 0.739 067的正向系数则代表了这种滞后效应相对而言较大。

四 FDI对外汇储备增长的贡献率分析

上文运用协整理论实证分析了FDI与外汇储备直接的短期及长期动态关系, 证实了FDI的确对外汇储备具有相当重大的影响。值得注意的是, 协整理论是设定时间序列为内生变量来进行分析的, 这在一定程度上揭示了FDI与外汇储备之间的内在相互影响。现实中国经济中, FDI更多的是受到外部因素的影响, 即中国引入外资的优惠政策, 逐步改善的投资环境, 日益增长的投资回报等。这就需要将FDI看作外生变量来分析其对外汇储备增长的贡献。通过上文设定的模型, 我们可以比较方便地计算出FDI、EXP、EXM等对外汇储备增长的贡献率, 如图 2所示。

1994年之前外汇储备波动剧烈, 而1994年波幅最大, 这是由于1994年中国对外汇管理体制进行了重大改革, 因此导致外汇储备大幅增加。之后外汇储备波动较为平缓, 在1997年其数额有所下降, 这与当时的亚洲金融危机有关。而FDI对外汇储备的贡献率一直较为平稳, 除了少数几年(1993年达到最低, 为-5.21)外, FDI对外汇储备的影响一直保持在一个平稳状态。应该注意到的是, FDI对出口具有相当大的影响, 直接表现在FDI大多投向出口导向型企业。FDI的流入势必会增加工业制成品的出口, 从图 2中也可以看到工业制成品的出口与FDI的增长率变动趋势基本同向, 而初级产品出口贡献率的变化则一直比较平缓。图 3显示了FDI与工业制成品出口共同对外汇储备的加总贡献率。可以看到, 两者能够比较好地拟合外汇储备的增长率。这两者从很大程度上可以视为外生变量, 而一国进口、外债很大程度上受到本国GDP、利率的影响, 而一国的GDP和利率通过FDI与出口的变化表现出来了。

五 政策建议

通过协整检验以及模型统计可以看出, FDI是促进中国外汇储备增长的长期因素, 也是十分重要的因素。FDI流入的确提高了中国产品的竞争力, 解决了中国长期的资本缺乏, 在一定程度上促进了中国经济的发展。但由于其对国际收支的大幅度影响造成了外汇储备的巨额波动, 因而带来了人民币升值、货币政策难以协调等诸多问题。尽管FDI的流入不是外汇储备增加的唯一原因, 但是政府部门可以通过一定的外资政策引导FDI的流入, 改善FDI的长期负面影响, 从而调和巨额外汇储备带来的不同效应。

第一, 优化外资流入的产业结构。一国FDI的引入不应该是盲目的, 必须能够优化产业结构, 以提高外商直接投资的利用效率。政府应当从环境保护和产业升级的角度, 完善《外商投资产业指导目录》中的鼓励、限制、禁止类目录。通过合理的产业导向型政策, 引导外商直接投资的产业流向, 推行产业倾斜政策, 鼓励FDI进入薄弱的产业与部门, 发挥FDI的产业链效应, 带动相关产业的发展。中国外资引进规模相当大, 但从质量上来说, 大部分还是以生产型、服务型、销售型为主, 缺少含金量高的投资。中国下一轮吸引外资, 需要从可持续发展、产业结构、本地市场需求等方面来考虑, 引导外资投向高新技术、环境保护、资源节约的产业, 鼓励互补性外资流入, 限制替代性外资的流入, 引进一些高质量的外资, 促进建设资源节约型、环境友好型社会的发展。

第二, 从“激励型”外资政策向“规则型”外资政策转变。有关方面的观念要从行政引资、追求外资规模, 向遵循市场经济规律引资转变。改革开放初期的“以市场换技术”和弥补资金缺口的引资政策已经不很适合中国当前经济发展的需要。这种以税收优惠和土地优惠为主的外资政策, 并不能真正地长期可持续地引入优质外资, 反而可能带来“假外资”, 造成FDI等外资流入的虚增。2008年1月1日起实施的新的《中华人民共和国企业所得税法》, 统一了内外资企业的所得税, 进行两税合并, 通过对外资实施国民待遇营造了一个公平竞争的市场环境, 减少了“假外资”的流入, 今后, 有关方面要由以往的“规模型”为主的引资政策转为“效应型”为主的引资政策, 以进一步培养国内企业的竞争力。

第三, 规范外资并购。随着经济全球化趋势的加强, 外资并购在中国境内愈演愈烈, 逐步涉及到各个生产和消费的重要领域。外资并购的确在一定程度上使得一部分经营困难的企业摆脱了困境, 盘活了部分国有资产, 但是, 也引起了人们对大型跨国企业并购造成垄断的恐慌以及有可能导致大量国有资产的流失。2008年8月1日《中华人民共和国反垄断法》开始实施, 无疑给外资并购带来了一定的影响。该法的实施并不会影响大部分的并购活动, 但是对于一些有可能影响国家经济安全的外资并购案会有一定的限制作用。《反垄断法》第三十一条规定, 对外资并购境内企业或者以其他方式参与经营者集中, 涉及国家安全的, 除依照该法规定进行经营者集中审查外, 还应当按照国家有关规定进行国家安全审查。这对外资的垄断性并购进行了限制。

第四, 区域性外商投资调整。中国可以通过区域性外资优惠政策, 引导FDI进入不发达地区, 尤其是东北老工业基地和西部地区。这些地区整体上经济科技落后, 投资环境要差于沿海地区, 因而更需要FDI的进入以带动这些地区的发展。这些地区的劳动力、土地租用等价格更为低廉, 政府可以给予外资更为宽松的投资条件, 引导外资进入劳动密集型产业, 以局部城市的发展带动整个地区的共同发展, 从而促进中国的区域平衡发展。

第五, 完善中国投资软环境。中国正在逐步开放资本市场, 但股市混乱、信息披露不完善、管理乏力等问题使得部分优质FDI不敢进入。政府应该保持国家整体宏观政治、经济环境的稳定, 完善外商投资的法律体系, 建立公平竞争、统一开放的市场环境, 加强股市监管、加大信息披露的力度和透明度, 营造良好的投资环境。此外, 中国的利率尚未完全市场化, 银行存款与贷款利率基本上受中央银行调控, 与国际市场脱节, 容易引起资本的频繁流入与流出, 因此, 有必要加速中国利率市场化改革。

第六, 寻求外汇流出渠道。鼓励我国企业对外直接投资是一个非常有效的办法, 这就等于FDI进行了逆向流动, 从直接和间接两方面减少了外汇储备额, 同时也促进国内企业向外谋求发展。另外, 中国在放松外汇管制的同时要强化剩余资本管制项目的监控, 以防止国外热钱的涌入。国外投机资本的涌入不仅造成外汇储备的虚增, 而且对中国经济发展也是一个巨大的潜在威胁, 这些热钱一旦抽离, 将有可能对国民经济造成重创。

FDI与外汇储备之间的相互关系十分复杂, 其中涉及到国际贸易、国际收支、外资、外汇政策等各个方面。本文运用相关模型直观地表述了FDI与外汇储备两者之间的一些必然的影响, 但如要探究这两者之间错综复杂的关系, 还有待于进一步深入研讨。随着中国改革开放的深入, 大量FDI进入中国市场, 必然会对外汇储备施加重大影响。这就需要政府采取合理的外资政策, 进行稳妥的宏观调控, 改善投资环境, 协调好FDI与外汇储备之间的关系。我们相信, 2008年开始实施的新企业所得税法以及反垄断法, 对促进中国逐步完善外资投资环境、稳定经济发展将有着重要的作用。