外汇经验范文1
一、突出重点严厉打击外汇非法买卖违法犯罪行为
国家外汇管理局__省分局一直以来都对打击外汇非法买卖违法犯罪活动十分重视，并与当地公安部门联合，先后开展了一系列打击以地下钱庄为代表的外汇非法买卖的专项行动，取得了较好成绩。仅20__年前6个月，就捣毁地下钱庄4个、“黑窝点”8个，抓获涉案人员28人，扣押非法交易资金折合人民币914万元，冻结账户28个、金额折合人民币176万元；处结8起案件，查处违法金额折合美元232.95万元，共处罚款人民币__6万元；共向公安部门移送15个案件线索，涉案金额折合美元2731万元。其中，“8.25”地下钱庄案是目前全国同类案件中犯罪分子被判处刑期最长的案件，法院依法对相关16名涉案人员以非法经营罪分别判处10个月至6年有期徒刑，没收作案工具和赃款并处罚金。通过对该案的延伸检查，外汇管理部门还发现__某房地产有限公司等9家外商投资企业通过该地下钱庄买入外汇，并将外汇以境外投资者的名义从香港汇到其境内的资本金帐户上，用于注册资本验资，涉嫌金额达港币2760万元的违法事实。
国家外汇管理局__省分局还根据金融机构大额和可疑外汇资金交易报告反映的线索，会同当地公安部门采取联合行动，破获多起外汇违法违规案件。其中，20__年8月一举破获了3起有银行员工参与的非法买卖外汇案件，共抓获犯罪嫌疑人14名，捣毁地下钱庄1个，冻结本外币账户22个，账户余额折人民币1000万元。此案件中，涉案银行员工利用职务便利为非法买卖外汇分子介绍“客户”、违规办理大额现金取款业务、代不法分子保管用于非法买卖外汇的储蓄存折、非法买卖外汇分子签字、甚至借银行员工个人外汇账户用于非法外汇交易，性质极为恶劣。目前，涉嫌参与非法买卖外汇的银行员工已被所在银行给予开除、解聘、罚款和通报批评等处分，外汇局已对相关银行违反外汇管理规定的行为给予行政处罚，并报经国家外汇管理局函告中国银行业监督委员会对相关银行在系统内给予通报，起到教育警示的作用。
国家外汇管理局__省分局与当地公安部门密切配合，结合反洗钱协作机制搭建的交流平台，通过联席会议、研讨会、工作例会等多种形式，及时进行信息交流与沟通，发挥了大额和可疑外汇资金交易报告信息的优势，实现了对可疑交易对象资金交易的动态管理和监控，形成了防控和打击地下钱庄违法犯罪的合力。该分局与当地公安部门按照“打、疏、建”的指导思想，即打掉一批经营时间长、数额大、社会影响坏的地下钱庄，打击处理一批违法犯罪人员；积极疏导教育企业及个人通过合法渠道办理外汇买卖和汇兑等业务，教育商业银行严格按规定办理业务，自觉与地下钱庄违法犯罪活动作斗争；总结近年来打击地下钱庄的经验，建立健全大额和可疑资金交易监控平台和反洗钱协作机制，营造了一个打防结合的反洗钱协作工作平台，有效防范和打击了反洗钱和外汇非法交易等违法犯罪活动。
二、点面结合积极宣传外汇管理政策法规
为更广泛地服务经济、服务社会、服务大众，构建良好的金融外汇生态环境，支持推动地方经济建设与发展。国家外汇管理局__省分局注重对外汇管理政策法规宣传工作的点面结合，注重加强宣传的广度与深度，采取多种手段，多种形式，向社会公众广泛宣传外汇非法交易行为的危害性和反洗钱工作的重要意义，宣传打击地下钱庄、破获外汇违法大要案以及外汇反洗钱工作成果，震慑违法犯罪分子，正确引导公众意识，进一步提高全社会自觉遵守外汇管理法规的意识。同时通过发挥新闻媒介的扩大宣传和舆论监督的作用，也建立了外汇管理部门与社会之间良好的沟通渠道。
20__年5月，以人民银行__中心支行在全省开展的“金融服务宣传月”系列活动为载体，国家外汇管理局__省分局开展了形式多样的宣传活动。例如，以“打击外汇非法交易，净化外汇市场秩序”为题，开展打击外汇非法交易宣传活动，以“反洗钱，人人有责”为题，宣传外汇反洗钱等。同时针对社会广泛关注的热点和焦点问题，如个人用汇政策、“热钱”流入等问题进行重点宣传与解释。国家外汇管理局__省分局联合12家省级外汇指定银行在__市五一广场举办街头宣传，架设打击外汇非法交易宣传主题背景图案，放置充气拱门，悬挂条幅气球，摆放“诚信兴商”、“非法换汇危害大”的易拉宝宣传画，整个宣传场面隆重、大方，气氛热烈。__省陈芸副省长等领导也亲临外汇管理宣传台前，积极参加了相关宣传活动，并对外汇管理部门在外汇反洗钱、整顿和规范外汇市场秩序工作中取得的成绩给予了充分肯定。活动当天，外汇管理部门通过派发宣传传单、播放宣传片、案例宣传、组织有奖问答等形式向市民宣传外汇管理政策与业务，共向1000多名现场群众派发传单6000余份，发放回收问卷400多份，并提供举报非法外汇交易有奖、合法购付汇途径等咨询，取得良好成效。此外，国家外汇管理局__省分局还在《__日报》开辟“金融园地”，以外汇检查专刊的形式介绍了反洗钱和从事非法买卖外汇活动将受到的惩处等内容。之后还组成4个金融服务宣传小分队，进一步深入外商投资
企业、学校、社区、渔区开展宣传活动，实现集中与动态、点与面结合的良好宣传态势。
为增加外汇检查宣传的吸引力，增强宣传效果，国家外汇管理局__省分局还组织辖内中心支局和支局开展了内容丰富、形式多样的系列宣传活动。其中，漳州市中心支局组织宣传小分队，采取设摊摆点、进驻军营、巡回宣传、短信群发等方式，通过分发宣传材料、播放音像资料、有奖问答、热线解答等多种形式，把打击外汇非法交易和反洗钱宣传活动推向社区、渔区、学校、军营和乡村，深入到千家万户。莆田市中心支局重点宣介20__年以来当地外汇局与公安部门共同开展的打击外汇非法买卖专项行动，展示了捣毁“地下钱庄”等工作成果的宣传图片，采用声势浩大的对口宣传和设点宣传等形式，突出宣传效果。宁德市中心支局结合服务贸易、对台小额贸易调研等活动，深入各经济主管部门、企业进行调查研究，了解企业需求，宣传外汇管理政策规定，推崇诚信兴商。连江县支局与金融雏鹰教育基地——连江县实验小学联合开展外汇反洗钱宣传活动。闽侯县支局以“金融宣传走进校园”为主题，走进__大学城，以打击外汇非法交易暨反洗钱宣传、“诚信，从大学生做起”为重点开展大型外汇知识宣传活动。闽清县支局利用具有160多年的历史的一年一度的“十八坂”商品交易会，吸引省内外大批商家前来摆摊设墟的有利时机，加大外汇宣传力度，结合诚信建设，打击商业欺诈。平潭县支局以自行车环岛行活动的形式开展“建设平潭外汇信用体系”的宣传活动，为当地台胞和渔民宣讲外汇知识，深得群众好评。
外汇经验范文2
【关键词】国际旅游外汇收入；区域经济增长；面板数据
doi：10.3969/j.issn.1007-0087.2016.02.008
一、引言
随着经济全球化和我国改革开放的不断深化，旅游产业越来越成为现代经济发展的动力。入境旅游作为我国旅游业“三大市场”中开发最早、发展最快的市场，不仅体现了我国在全球中的旅游吸引力，也是我国赚取外汇、解决就业并推动经济发展的重要途径[1]，以及带动相关产业发展和扩大就业的重要举措[2]。入境旅游人数与国际旅游外汇收入已成为衡量一个国家或地区旅游发展水平与总体规模的重要指标[3]。改革开放以来，我国入境旅游发展迅猛，入境过夜游客由1978年的71.6万人次增至2014年的12849万人次，增长了179.46倍；国际旅游外汇收入同样增长迅猛，从1978年的2.63亿美元，增长到2014年的516.64亿美元，增长了196.44倍，年均增长率为17.5%。随着旅游业的蓬勃发展，旅游业已成为促进欠发达地区经济快速发展，追赶发达地区的重要动力，而探究入境旅游与经济增长之间的关系也成为学者们研究的重点。
国内学者对入境旅游业与区域经济增长的研究主要集中于全国层面探讨旅游业非均衡发展、旅游业区域差异化及空间特征、旅游业与区域经济增长的协同作用和因果关系等方面。一些学者认为我国入境旅游与经济增长具有协同作用，存在显著的正相关关系和因果关系。刘小红和李国平（2005）探讨了旅游业与区域经济增长间的关系，并实证研究了旅游外汇收入对经济增长的影响，提出旅游业对经济增长具有溢出效应[4]。段玉（2009）对湖南旅游外汇收入与经济增长关系研究得出二者存在显著的长期相关关系，并且互为格兰杰因果关系[5]。蒋才芳和陈收（2010）指出旅游外汇收入和外商直接投资不论在短期还是长期都显著地促进了GDP的增长，而外商直接投资和GDP共同促进了旅游收入的增长，三者之间存在较强的相关关系[6]。邹亚利（2013）利用我国省级面板数据实证研究了入境旅游对国民经济增长的贡献分析，指出二者具有正相关关系，并且这样的正相关关系比较显著且是长期性的影响关系[7]。戈冬梅和姜磊（2014）运用系统广义矩估计法（system-GMM）对全国省域入境旅游与经济增长的长期、短期因果关系进行研究，结果表明全国入境旅游与经济增长存在双向的长期、短期因果关系[8]。宋竟青（2015）利用相关分析、回归分析、格兰杰因果检验等方法，根据1978-2013年广东国际旅游外汇收入与GDP的数据研究得出，广东入境旅游与经济增长存在正相关关系，以及广东经济增长带动了入境旅游发展[9]。张杰等（2016）利用1983-2013年入境旅游相关数据，分析了入境旅游发展对经济增长的贡献率，指出入境旅游发展与经济增长呈显著的正相关关系，1983-2013年期间入境旅游发展对经济增长的年平均贡献率为1.2%[10]。
同时，也有一些学者指出入境旅游与经济增长之间不存在协同作用，因果关系也难以明确，并且存在地域差异。庞丽等（2006）通过对我国入境旅游与东、中、西部地区经济增长的分析，指出入境旅游在我国东、中、西部地区存在着很明显的差异，入境旅游的增长呈现出“中强东弱西稳定”的特征[11]。杨勇（2007）通过我国旅游外汇收入对经济的影响进行实证分析也得出旅游外汇收入对经济增长的作用效应在省际层面上存在很大差异[12]。张华初（2007）分析中国国际旅游收入时指出国际旅游收入不仅具有区域差异还具有季节差异[13]。史本林（2011）对河南入境旅游经济的区域差异及极化格局进行了研究，指出河南入境旅游虽得到了较快发展，但地市间的绝对差异呈现扩大化[14]。杨建明等（2013）以福建和台湾作为研究对象的对比分析中，指出福建入境旅游与经济增长存在协同作用，入境旅游对经济增长具有明显促进作用，而台湾则不存在协同作用，且具有负向作用[15]。瞿华（2014）利用1997-2012年我国28个省区面板数据进行实证研究，指出入境旅游对经济增长起拉动作用，但是存在显著的空间差异[16]。闫冰华（2015）对广西入境旅游和经济增长的关系分析，指出广西入境旅游对经济增长的带动作用不够明显[17]。
综上所述，现有文献中入境旅游（国际旅游外汇收入）与经济增长的关系、作用还存在争议，尚未形成统一结论，也缺乏深入探讨全国、东部、中部和西部地区国际旅游外汇收入对区域经济增长的影响研究。因此，我们对全国和东、中、西部的国际旅游外汇收入与经济增长进行对比分析，以期得出相关结论，为政府部门提供政策决策依据和拓展现有研究。
二、实证检验
本文选取中国大陆31个省（市、区）2005-2014年的面板数据来对国际旅游外汇收入与区域经济增长的关系进行深入研究，为了增强国际旅游外汇收入与区域经济增长的对比研究，分中国、东部、中部和西部地区进行实证检验。东部地区包括北京市、天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省和海南省；中部地区有山西省、吉林省、黑龙江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省；西部地区包括四川省、重庆市、贵州省、云南省、自治区、陕西省、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区、广西壮族自治区、内蒙古自治区。由于2010年后我国旅游形式发生较大变化，为求准确反映国际旅游外汇收入对经济增长的影响，分别对2005-2009年、2010-2014年时间段进行实证检验，同时，地区经济增长是多因素作用的结果，因而将外商直接投资水平、投资增长率、城市化率、产业结构变化和教育水平等变量引入。
（一）变量选取和数据说明
选取地区GDP增长率来衡量经济增长；以国际旅游外汇收入增长率来衡量国际旅游外汇收入水平；随着改革开放的不断推进，外商直接投资越来越影响着经济增长，这里我们以外商直接投资与GDP的比重来衡量外商直接投资水平，以全社会固体资产投资总额的增长率来衡量投资状况；以地区非农业人口数与总人口数的比值来表示城镇化水平；以第三产业增加值占GDP的比重表示产业结构变化；以普通高等学校在校人数占总人口数的比重表示教育水平，具体见表1。
数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国第三产业统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》和中经网数据库，并且将国际旅游外汇收入、外商直接投资用年中间汇率进行换算，将美元单位换算成人民币单位。
（二）计量模型
本文以面板数据来分析国际旅游外汇收入与经济增长的关系，提出以下的计量模型：
其中， 为常数项， ～ 表示回归系数， 表示 省 年， 为残差项。
（三）实证结果分析
运用计量软件Stata11对以上模型分2005-2009年、2010-2014年两个时间段，以及分全国、东部、中部和西部地区进行回归，实证结果见表2、表3，表中***、**、*分别表示显著水平为1%、5%、10%。
从表2中可以看出，2005-2009年期间，国际旅游外汇收入会抑制地区经济增长，全国层面国际旅游外汇收入增长率每提高1%将会阻碍经济增长0.0477个百分点，东、中、西部地区来看，国际旅游外汇收入增长率的负效应最大的地区是中部，其次是西部，东部地区负效应较小，但只有全国层面是显著的，东、中、西部地区均不显著。外商直接投资对经济增长起着促进作用，外商直接投资水平每提高1%，分别促进全国、东部、中部和西部地区经济增长0.0429%、0.0743%、0.0242%和0.0423%。投资是推动经济增长的重要因素，但全国而言，投资未能够起到良好促进效应，仅有东部地区投资对经济起着促进效应。这一时期全国城镇化进程步伐加快，但是城镇化的提升反而拖累了地区经济增长。同样，产业结构的不合理性抑制了经济增长，中部和西部地区的抑制性较高。教育水平的作用区域差异大，且均未通过显著性水平检验，这与刘瑞明和石磊（2010）的研究结果相同，指出教育是影响长期经济绩效的变量，短期内的效应并不明显[18]。
从表3中可以看出，2010-2014年期间，国际旅游外汇收入对地区经济增长起着显著的促进作用，且回归系数均在1%的显著水平下显著，但是不同地区之间存在较大的差异。国际旅游外汇收入增长率每提高1%，将促进全国经济增长0.0908%；东部地区的促进作用最大，为0.3016%，这可能是因为东部地区沿海、交通便利，更容易吸引游客；中部地区的促进作用为0.247%，中部地区不仅拥有较好的自然禀赋，还有一定的经济基础来支撑旅游产业的开发和发展；西部地区的促进作用为0.0891%，相比东、中部地区而言，西部地区拥有优势显著的自然资源禀赋，但是地处大陆内部，交通不便，且缺乏合理开发和有效利用，其促进作用相对较小。外商直接投资对经济增长的促进作用，东部地区的效应较明显，外商直接投资水平每提高1%，将分别促进全国、东部、中部和西部地区经济增长-0.0013%、0.099%、-0.1041%和0.0054%。投资增长率的提高对西部地区的促进作用最大，其促进作用达1.5921%，而东部和西部地区的投资未能起促进作用。城镇化水平的提高对全国、东部、中部和西部地区的经济增长均起着显著促进作用。产业结构变化对经济增长的效应区域差异较大，全国和中部地区为正值，而东部和西部地区为负值。教育水平的提高对经济增长的影响因地区不同而差异较大，对西部地区的促进作用最大，其次东部地区，而对中部地区反而为负作用。
从表2和表3的回归结果综合来看，两个时间段内，国际旅游外汇收入对经济增长的影响截然不同，2010-2014年间国际旅游外汇收入对经济增长的促进作用显著，而2005-2009年间起负作用，但2005-2009年间东、中和西部地区并不显著，这可能是因为2010年后旅游方式、经济背景发生了较大的变化。2005-2009年期间，特别是2008年美国次贷危机所引发的全球金融危机极大的影响了全球经济发展，此后我国相继推出了一系列政策措施，提振了我国经济发展，加大了国内投资，加快了城镇基础设施建设，也验证了2010-2014年期间投资和城镇化对经济的促进作用。
三、结论与建议
通过分2005-2009年、2010-2014年两个时间段，以及分全国、东部、中部和西部地区的实证分析，得出国际旅游外汇收入对经济增长的作用存在时间和空间差异，即国际旅游外汇收入与经济增长的促进作用无法明确，会随时间和地区不同而得出不同的结论。2005-2009年期间，国际旅游外汇收入对地区经济增长起着抑制作用，而2010-2014年期间起着显著的促进作用，并且呈现出东、中、西部地区促进效应递减，对东部地区的促进作用最大，其促进作用为0.3016%，中部地区的促进作用为0.247%，西部地区的促进作用为0.0891%。这主要是缘于不同时间段、不同区域的旅游业发展水平、地区经济发展水平、区位与交通条件等多方面综合因素影响。根据实证结果，结合我国经济发展现状，提出以下政策建议：
（一）实施区域差异化强旅政策，增加国际外汇收入。面对我国经济进入“新常态”，面临着经济下行压力和产业转型、区域经济差异扩大化的困境，国家需坚持“创新、协调、绿色、开放、共享”的发展理念，实施差异化发展举措，抛弃一味追求GDP高速增长的理念，转为追求绿色GDP，大力发展绿色经济。加大协调区域经济社会发展力度，各地区结合自身经济发展现状和优势，发展独具地区特色的旅游业，吸引国内外游客，增加旅游业收入。
（二）加快推进产业结构调整及转型升级。实证结果得出除了2010-2014年期间中部地区对地区经济增长起到促进作用外，东、西部地区都起到抑制作用，这说明东、西部地区需要加快产业结构调整，转变产业发展观念，淘汰落后产能，提高第三产业产值占经济总量的比重。加快产业转型升级，东部地区可依靠便利的交通、购物、景点等打造旅游品牌，并推动旅游业与体育、文化等产业融合发展；中、西部特别是西部地区则可以立足于文化和自然景观，打造生态健康体验旅游，加快促进旅游与文化、农业的融合发展。同时，建立健全旅游消费者权益保护机制，优化旅游消费结构，提高入境旅游消费水平。政府鼓励和支持、引导中部和西部地区依靠自身自然资源和农业，发展长寿养生、生态观光旅游，拓展旅游业的产业链，提升其价值链。
（三）进一步加快推进城镇发展，加强旅游基础设施建设。进一步推进新型城镇化建设，加强城市规划建设管理工作，完善城市公共服务、餐饮、住宿、购物、娱乐、医疗等设施。提高城镇化水平的同时，积极营造城市宜居环境，打造“绿色、智慧、安全、文明”城市。加大投资力度，吸引外商直接投资和扩大政府财政投资，加大基础建设和旅游业的开发及保护。同时，培养旅游服务业的专业人才，提升旅游业的服务质量，扩大国际旅游和国际旅游外汇收入。
参考文献
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An Empirical Test between International Tourism Foreign Exchange Earnings and Regional Economic Growth――Based on the Panel Data of East， Middle and West in China
WU Shouping
（Nanning Academy of Social Sciences， Nanning 530000， China）
外汇经验范文3
从外汇储备的定义可以看出它的两大功能，一是保证国际支付能力、调节国际收支；二是干预外汇市场、维持本国货币汇率稳定。这些功能决定了对外汇储备的需求。另外从国际收支平衡表可知，一国的外汇储备变动额 = 经常项目差额 + 资本项目差额，这两个差额构成了外汇储备的供给。具体影响外汇储备的因素，有以下几个方面：
1.经济发展水平
一般而言，若一国经济实力强或经济发展速度快，则相对容易通过国际金融市场向外国政府、金融机构融资以获得外汇收入。因此低收入国家的外汇储备需求比高收入国家要大，发展中国家的外汇储备需求比发达国家要大。
2.进口规模
进口是一国外汇储备交易性需求的最主要方面。一国的开放程度越高，对国际经济环境的依赖度越强，进口金额就越大，所需要的满足进口需求的外汇储备量就越大；反之，对外汇储备的需求就较小。
3.出口收入
外汇储备最稳定和持续可靠的来源是出口的增加，一国出口的增加需要出口产品竞争能力的增强。出口是外汇储备供给的最重要渠道。
4.外商直接投资及利润汇出
外商直接投资不构成新的债权债务，主要是通过间接渠道影响外汇储备。在一国的国际收支平衡表中，如果经常项目收支净额大于资本收入，说明 FDI 提高了本国出口产业竞争能力，促进了出口，从而增加了外汇储备的供给。
虽然FDI不是借债，不需要还本付息，但其目的非常明确，就是要赚取高于在本国投资的额外利润。因此接受投资的国家，其经常项目下每年都会有大量利润汇出。故在持有的外汇储备中应有外商直接投资利润汇出的准备部分。
5.外债流入及还本付息
一国对外借债大部分都是以现汇方式流入，如果借入的外债没有立即使用，则一国的外汇储备就会随之增加。同时，为了避免发生债务危机，一国必须持有足够的外汇储备及时清偿外债。外债规模越大，越接近偿债期，用于偿债的储备需求就越大。
6.汇率制度
在当前世界主要货币实行浮动汇率的情况下，一国的汇率政策和干预外汇市场的意愿在一定程度上会影响该国外汇储备的需求量。在国际资本频繁流动，或汇率大幅度波动时，中央银行持有的外汇储备可以用于稳定汇率。实行固定汇率制度的国家，一般把预防性需求视为持有外汇储备的最主要的驱动因素。即一国实行宽松的汇率政策，对外汇市场的干预放松，对外汇储备的需求就会减少；反之，则需要较多外汇储备进行调节。
根据上文的定性分析，本文选取国内生产总值（GDP）、进口总额（M） 、出口总额（X）、外商直接投资（FDI） 、国家外债余额（DEB）、年均汇价（A） （直接标价，单位为人民币元/100美元）几个变量进行定量分析。
二、我国外汇储备规模影响因素的实证分析
（一）变量与数据的选取
本文使用1985年―2007年的年度数据进行实证分析，数据来源为CCER经济金融研究数据库及外汇管理局网站。
主要符号说明：外汇储备（FR）、国内生产总值（GDP）、进口总额（M） 、出口总额（X）、外商直接投资（FDI） 、国家外债余额（DEB）、年均汇价（A）。
由于对数据进行自然对数变换不会改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，因此分别用LNFR、LNGDP、LNM、LNX、LNFDI、LNDEB和LNA表示自然对数的外汇储备、国内生产总值、进口总额、出口总额、外商直接投资、国家外债余额和年均汇价。建立模型：
LNFR=F（LNGDP，LNM，LNX，LNFDI，LNDEB，LNA），利用Eviews3.1软件进行协整分析。
（二）单位根检验
在做协整分析之前，首先要对时间序列进行单位根检验，检验其是否平稳。本文采用ADF单整检验，检验结果如表1所示。
注：①检验中的c、t代表常数项和趋势项，0表示不包括c或t；k代表滞后阶数；
②滞后期K的选择标准是以AIC和SC值最小为准则；
③D表示变量的差分，括号内数字为差分阶数。
由表1可见，LNFR、LNGDP、LNM、LNX、LNFDI、LNDEB和LNA的ADF统计量在5 %的显著水平下，均不能通过ADF 检验，是非平稳序列。LNFR、LNM、LNX、LNFDI、LNDEB和LNA均为I （1） 序列，LNGDP为I（2）序列。因此选取一阶单整的LNFR、LNM、LNX、LNFDI、LNDEB和LNA序列进行下一步的协整关系存在性检验，而将二阶单整的LNGDP序列予以剔除。
（三）Johansen协整检验
接下来通过协整检验分析各个变量是否存在长期均衡关系。协整关系的基本思想在于，尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却可能呈现稳定性，即存在长期稳定的协整关系。
本文采用Johansen提出的极大似然估计法，检验经差分修正后的I （1）序列LNFR、LNM、LNX、LNFDI、LNDEB和LNA之间的协整关系，结果如表2所示。
注：*表明在5%水平上拒绝零假设，**表示在1%水平上拒绝原假设。
从检验结果可以得出：在1%的显著水平下，协整方程个数r=0、r ≤1、r ≤2和r ≤3被拒绝，而r ≤4、r ≤5假设通过了检验，说明五个向量之间的确存在长期的均衡关系。关于LNFR的长期均衡协整方程如下：
LNFR=-20.12527-1.561629LNM+2.127350LNX+0.431278LNFDI+1.325273LNDEB+2.364080LNA
对残差序列
Vecm=LNFR+1.561629LNM-2.127350LNX-0.431278LNFDI-1.325273LNDEB-2.364080LNA +20.12527
进行单位根检验，结果如表3所示：
残差序列的ADF检验统计量为-9.415404，小于1%显著水平的临界值-3.7667，因此认为其是平稳的，验证了协整关系的正确性。
由协整方程可知：进口总额对外汇储备是负相关，弹性系数为1.561629，出口总额、外商直接投资、国家外债余额、年均汇率对外汇储备均是正相关，弹性系数分别为2.127350、0.431278、1.325273及2.364080。
因此，出口的增加、外商直接投资规模的扩大、外债的增加以及本币的贬值，都会使外汇储备规模上升；而进口的增加会使外汇储备的规模下降。
（四）Granger因果关系检验
协整检验揭示了变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。在此基础上，进行下一步Granger因果关系检验。检验结果如表4所示：
由表4可以看出：在滞后5 期和显著性水平为10%的情况下，进口总额、国家外债余额和年均汇率是外汇储备规模的Grange原因。出口总额在76.2%的概率下是外汇储备规模的Grange原因。外商直接投资则不是外汇储备的Grange原因。
Grange因果检验支持了协整分析所得到的结论：即外商直接投资对外汇储备规模的影响较小。
三、实证分析结论
通过对影响我国外汇储备规模因素的定性及定量分析，可以看到进口、出口总额、外商直接投资额、国家外债余额和年均汇价都对我国的外汇储备规模有着一定的影响，本文总结如下：
进口、出口总额。1994年以来，货物贸易顺差是我国经常项目顺差的主要来源，也是外汇储备增长的重要原因。出口总额对外汇储备的弹性系数为2.127350，说明出口对外汇储备增长具有正向促进作用。而进口规模对外汇储备则是负相关，弹性系数为1.561629。货物贸易顺差揭示了我国的外汇储备持续增长的原因。
外商直接投资。由协整方程显示的长期均衡关系可以看出，外商直接投资每增1%，外汇储备增加0.431278%，这从定量角度验证了FDI对外汇储备在长期中有一定推动作用。而Grange因果检验显示，FDI不是外汇储备的Grange原因。这是由于FDI投资回报率较高（一般达到8%-10%），每年有大量的投资利润汇出，因此推动作用有限。
国家外债余额增加是中国外汇储备量增长的另一个因素。协整方程显示，国家外债余额对外汇储备的弹性系数为1.325273。自1984年以来，中国外债规模不断扩大，到2007年底，外债余额达到3736.18亿美元，比2006年年末增加506.30亿美元，增长了16%。外债的增加，必然导致中国外汇储备相应地增加。
汇率也是影响外汇储备需求的重要因素。协整分析结果显示年均汇率对外汇储备是正相关的关系。1994年，我国进行了外汇体制改革，人民币汇率的大幅贬值促进了出口，不利于进口，导致了外汇储备的节节升高。同时由于人民币要盯住美元，而美元在近几年内表现疲软，央行不得不进行公开市场操作，大量买进美元，向国内市场投放人民币，进一步导致外汇储备的增加。另外，银行的结售汇制度也成为推动外汇储备上扬的制度性因素。
人民币汇率制度自2005年7月，由固定汇率制度转变为有管理的浮动汇率制度后，短期内快速升值。在成本不变的情况下，出口商品在国外的价格随着汇率的提升而提升，削弱了出口产品的竞争力，导致贸易顺差减少，在一定程度上减缓了外汇储备规模的增速。
GDP虽和外汇储备正相关，但协整检验时却被剔出方程。因此只能说明两者都有增长趋势，而不具有长期均衡性。事实上，若用GDP 来估计外汇储备量务必也会引起误差。如有的西方发达国家GDP值很高但外汇储备却偏低（如美国、英国和法国等），有的发达国家却相反（如日本）；相反发展中国家的外汇储备可能很高。因此GDP只是影响外汇储备的主要因素但并不是最重要因素。
四、优化我国外汇储备规模的政策建议
在分析了我国外汇储备诸影响因素以后，本文提出优化我国外汇储备规模的几点政策建议。
第一，适当加大进口力度，加强政策协调
根据我国具体情况，加大对能源、先进技术和设备、高附加值产品等的进口。把部分以外汇储备形式拥有的外汇资源转化为现实的生产力，提高劳动生产率，以提高国民经济的发展速度和国民收入的水平。 对此，一方面可以结构性下调进口关税，另一方面，应当着力促进进口便利化。
第二，优化出口结构，提高出口质量和效益
进出口持续顺差是导致我国外汇储备不断增加的主要因素。应适时调整粗放型外贸增长方式，促使外贸出口从规模导向转向效益导向。取消出口退税制，取消高能耗、高污染和资源型产品出口，或对其征收出口税。引导出口企业提高产品质量，提升产品档次，增加产品科技含量和国际竞争力，实现出口商品由数量到质量的飞跃。
第三，合理利用国外直接投资，有选择地引进外资
对外商直接投资的控制可以从两个方面入手：一是调整对外经济政策，统一内外资企业所得税，逐步取消对外资的土地、税收优惠政策，取消外资的“超国民待遇”。二是调节外资投向，对外资投向高能耗、高资源消耗、高污染的产业开征外资投资方向调节税。
第四，控制外债增长速度，合理安排外债结构
控制外债增长速度，确保偿还能力，使之与国民经济发展相适应。首先应根据国民经济发展和承受能力和国际资本的可供应量来保持适度的外债规模。其次在举借外债中应合理安排债务期限、币种、利率。再次可考虑提前偿还一部分外债，防止偿债年份过分集中及偿债高峰期的压力对国民经济发展的冲击。
第五，完善汇率形成机制，弱化央行干预力度
外汇经验范文4
关键词：外汇储备；阿格沃尔模型；需求函数法；适度规模
文章编号：1003―4625(2010)05―0022―07
中图分类号：F830.92
文献标识码：A
一、引言
改革开放以来，随着对外开放力度加大和经济增长速度提高，我国连续十多年保持国际收支顺差，外汇储备规模也逐渐增大。我国自1994年实现人民币汇率并轨以来，建立了以市场供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制度，保持了人民币的长期稳定。1996年12月实现了人民币在经常项目下的可兑换，国际收支平衡能力不断增强，外汇储备持续增加。自2001年以来，我国外汇储备规模增长迅速，2003年末突破4000亿美元，2004年和2005年的增长分别超过2000亿美元，2006年2月达8536.72亿美元，首次超过日本，位居全球第一。2006年末达10663亿美元，突破万亿美元大关，稳居世界第一。2007年末高达15282.49亿美元，2008年12月末，国家外汇储备余额为1.95万亿美元，同比增长27.34％，2009年末外汇储备已达23992亿美元。我国外汇储备的大幅增加引起国内外的广泛关注，也引起国内学者对我国外汇储备管理的讨论。
高额外汇储备是抵御金融风险的重要条件，也为我国进一步改革开放提供了坚实的财富基础。但一国所持有的外汇储备并不是越多越好，它必须与一国经济发展的实际情况相适应。外汇储备规模过高，会加大人民币升值压力，影响对外贸易，影响货币政策的独立性以及造成资金资源的浪费，影响国民经济的发展速度等。
国内外对外汇储备适度规模测定的方法主要有以美国特里芬(R.Triffin)为代表的比例法，以海勒(H.R.Heller)和兰戴尔－米尔斯(J.M.Landell-Mills)和阿格沃尔(J.P.Agarwal)等为代表的质量分析法、需求函数分析法及成本收益法等。
本文旨在根据我国具体国情，利用最适用于分析发展中国家外汇储备适度规模的阿格沃尔模型，并对该模型进行改进以进一步深入分析我国历年外汇储备的适度规模情况，以及利用需求函数分析法判定外汇储备规模的主要影响因素及其未来变化趋势，对外汇储备管理提出有针对性的建议。
二、阿格沃尔模型的改进及应用
(一)模型改进
阿格沃尔认为，发展中国家的经济地位和经济特征决定了发展中国家持有国际储备的机会成本要比发达国家高。阿格沃尔在海勒模型的基础上，建立了一个主要用来测算发展中国家适度外汇储备量的模型。该模型充分考虑了发展中国家的特点，对相关因素的研究比较全面及切合实际。
在模型中假定：
(1)由于进出口的经常性变动，该国易出现外汇收支逆差；
(2)如果没有必要的进出口，国内将存在大量的闲置资源；
(3)在无力为国际收支逆差提供融资时，该国经常通过行政手段对进口直接管制；
(4)该国在国际市场上的融资能力较弱。
阿格沃尔得出发展中国家外汇储备适度规模模型：
R=W(logk+logq2-logq1)，logp (1)
由于我国国际收支调节的速度较慢，进出口需求弹性较低，存在大量闲置资源，需要大量资金进口生产性物品，因此在国际市场上的融资能力偏弱，出现国际收支逆差时政府偏好采用管制措施进行调节。我国的这些实际情况与阿格沃尔的模型假设基本相符。结合外汇储备的交易性需求、偿债性需求、预防性需求及盈利性需求动因分析，可按照“交易性储备+偿债性储备+预防性储备+盈利性储备”这一结构来确定我国的适度外汇储备规模，即：
R=R1+R2+R3+R4 (2)
其中，R为适度外汇储备；R1为交易性储备；R2为偿债性储备；R3为预防性储备；R4为盈利性储备。
上式中R1可以用阿格沃尔模型来确定，R2主要为满足外债偿还和外商直接投资利润汇出的需要，R3主要为维持汇率稳定、防范金融风险及促进国内经济发展，R4主要在保证安全性、流动性的前提下，利用外汇储备进行国际金融市场投资或风险管理。根据以上结合我国具体实际情况的分析，对阿格沃尔模型进行修正，建立测算我国外汇储备适度规模的模型如下：
R=W(logk+logq2-logq1)／logp+αD+βI+γT+νG+A (3)
其中，R为适度外汇储备量；w为国际收支逆差额；p为出现逆差的概率；k为资本产出比的倒数；q2为进口的生产性物品与总产出的比率；q1为追加资本的进口含量；D为外债余额；I为外商直接投资累计余额；T为外汇市场交易总额；G为国民总收入；A为风险及发展基金；α为外债还本付息率；β为外商直接投资利润汇出率；γ为干预外汇市场用汇率；ν为个人用汇需求所占国民总收入比率。
(二)变量及样本区间说明
利用改进后的阿格沃尔模型对我国1982-2008年各年的外汇储备适度规模进行测算。该部分原始数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国人民银行网站及中国咨询行数据库。
根据国际经验，外债余额还本付息率一般界定在12％-18％，外商直接投资利润汇出率界定在10％－15％，干预外汇市场所用外汇与外汇交易总额比率界定在8％-18％，个人用汇需求所占国民总收入比率界定在1％－4％。我国仍是发展中国家，经济活动规模不断扩大，外汇储备的形成机制比较特殊，有必要建立风险及发展基金，这要求我国外汇储备比正常的需求多出5％-10％，即5％R≤A≤10％R。为保证我国适度外汇储备具有较强的债权性，模型中的W可以取1982年以来我国出现的贸易逆差最大值，若再出现逆差，本文假定其额度不会超过该最大值。1982年以来我国最大的贸易逆差出现在1985年，为149亿美元，因此可设w=149亿美元。1982-
2008年间我国对外贸易有7年出现逆差，故出现逆差的概率p=7／27。
(三)外汇储备适度规模测算
模型中k可以用全社会固定资产投资总额／GDP表示；q1可以用进口初级品／新增固定资产投资额表示；q2可以用进口初级品／GDP表示。根据1982-2008年各年的固定资产投资总额、GDP、进口初级品及新增固定资产投资额，计算出k、q1、q2的具体数值如表1所示。
根据以上具体分析可知，我国适度外汇储备规模应在一个区间内，适度外汇储备量的上限Rmax、下限Rmin和Rmid中值分别可表示为：
通过表2的测算结果可看出，我国1982-1995年间各年实际外汇储备量均低于适度外汇储备量的下限，外汇储备明显不足。1996-2001年间我国各年实际外汇储备量均处于各年外汇储备适度规模区间内，处于外汇储备适度阶段。2002-2008年间各年实际外汇储备量均高于各年适度外汇储备规模的上限，2002年起各年实际储备量超出适度规模上限的数额急剧上升，2002-2008年间实际储备量超出适度储备量的上限分别为411.21亿美元、1239.98亿美元、2737.54亿美元、4189.36亿美元、5973.16亿美元、9524.88亿美元及12646.19亿美元，这与我国近年来实际外汇储备量迅猛增长的实际情况相符，处于外汇储备过渡阶段。
三、需求函数法的应用
(一)变量及样本区间说明
一般认为，影响一国适度外汇储备规模的因素
根据表1测算出的1982-2008年间各年k、q1、q2的值，测算出1982-2008年我国外汇储备适度规模区间如表2所示。
有以下几个：一国经济规模和发展水平、一国的对外贸易状况、汇率制度和外汇政策、一国对外筹措资金的能力、货币的地位与国际货币合作的状况，以及一国金融市场的发育程度与国际收支调节机制的效果。因此，在考虑外汇储备(FR)的影响因素时，本文选择当年的进出口总额(IP)、进出口贸易差额(IOP)、实际利用外商直接投资额(FDI)、国际收支账户差额(CA)、国家外债余额(DEB)、国内生产总值(GDP)、货币供应量(M2)、年均汇价(A)作为解释变量进行检验。
相关数据全部来自历年《中国统计年鉴》、中国人民银行网站、国家外汇管理局网站、中国国家统计局网站，样本区间为1982-2008年，采用年度数据。本部分考查的对象均为名义指标，以上所有变量均取自然对数，分别记为LN(FR)、LN(IP)、LN(IOP)、LN(FDI)、LN(CA)、LN(DEB)、LN(GDP)、LN(M2)、LN(A)。
(二)平稳性检验
如果序列是非平稳的，运用传统的最小二乘法进行估计会出现伪回归现象，平稳性检验亦是进行协整分析的前提。序列的平稳性检验一般采用ADF检验或PP检验，理论上，如果一个时间序列的水平值用这两种方法之一检验有单位根，则认为该序列有单位根，即为非平稳序列，反之，没有单位根，即为平稳序列。本文采用ADF检验法对以上各变量进行平稳性检验，检验结果如表3所示。
从表3中可看出，模型中的变量LNFR、LNIP、LNIOP、LNFDI、LNCA，LNDEB、LNGDP、LNM2、LNA的水平值在1％、5％、10％的置信水平下，均表明有单位根，因此，这些序列为非平稳序列。须对其一阶差分或二阶差分或三阶差分后，进行ADF检验，直到不具有单位根为止。进一步的检验结果如表4所示。
从表4检验结果可看出，经ADF检验，序列LNFR、LNIP、LNIOP、LNFDI、LNCA、LNDEB、LNGDP、LNM2、LNA的一阶差分后的检验值在5％的置信水平下均小于临界值，DW的值接近于2，检验式的随机误差项不存在自相关，故以上各序列为I(1)序列。
如果时间序列的某种线性组合是稳定的，那么这个线性组合就反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。由于模型中各变量序列均是一阶单整，它们之间可能存在协整关系。Johansen检验结果如表5所示。
表5表明，变量LNFR与LNIP、LNIOP、LNFDI、LNCA、LNDEB、LNGDP、LNM2、LNA之间至多存在四个长期协整关系，其中基本的长期均衡关系如下：
式(7)中，变量LNCA、LNDEB、LNGDP、LNA均通过t检验，拟合优度很好，F检验通过，DW的值接近于2，说明存在自相关的可能性很小。式(7)显示国际收支账户差额、国家外债余额、国内生产总值、年均汇价影响国家外汇储备规模大小，影响系数分别为0.4950、-1.3210、2.4290、-0.8336。
同时，对方程(7)的残差进行单位根检验。对残差的ADF检验结果显示，ADF检验值为-3.0561，在10％、5％、1％的置信水平下的临界值分别为－2.6461、-3.0124、-3.7880，因此，残差ADF的检验值在5％、1％的置信水平下均小于临界值，DW值为1.77接近于2，可以认为残差序列为平稳序列，表明序列LNFR与LNCA、LNDEB、LNGDP、LNA之间存在协整关系。
(三)因果关系检验
外汇储备规模与国际收支账户差额、国家外债余额、国内生产总值、年均汇价之间存在长期均衡关系，本文进一步分析这种关系是否构成因果关系及其具体的因果关系方向。表6为模型中相关变量的格兰杰因果关系检验结果。
从表6各变量格兰杰因果关系检验结果可看出，变量国家进出口总额、实际利用外商直接投资、国家外债余额、国内生产总值、货币供应量、年均汇价与国家外汇储备之间分别存在显著的单向格兰杰因果关系，相比较其他变量而言，进出口差额、国际收支账户差额与国家外汇储备间的因果关系相对较弱。显然，格兰杰因果检验结果，与前面通过协整回归得出的结论基本相一致。
(四)脉冲响应函数和预测方差分解
首先对LNIP、LNIOP、LNFDI、LNCA、LNDEB、LNGDP、LNM2、LNA与LNFR之间的VAR(1)模型进行平稳性检验，检验结果表明特征方程的根没有全部落在单位圆内，说明该模型是非平稳的，需要对变量差分后再检验。根据AIC和SC准则，确定最优滞后期，建立DLNFR、DLNIP、DLNIOP、DLNFDI、DL-NCA、DLNDEB、DLNGDP、DLNM2、DLNA之间的VAR(2)模型。
其次，对VAR(2)模型进行稳定性检验，结果表
明该模型全部根的倒数值均小于1，VAR模型稳定。基于此，进行脉冲响应和预测方差分解分析，图1为脉冲响应结果。
图1表明：外汇储备对进出口总额、进出口贸易差额、实际利用外商直接投资、国际收支账户差额、国家外债余额、国内生产总值、货币供应量、年均汇价的脉冲响应初始值在第1期均为0。
在进出口贸易总额的作用下，外汇储备的脉冲响应在1-4期呈上升趋势，4-5期下降，此后上下波动，波动幅度逐步减小，第13期以后归零。外汇储备对进出口贸易差额的响应，在1-2期呈下降态势，此后上升，第4期达到峰值，而后下降，第8期后趋于零。
在外商直接投资的作用下，外汇储备对脉冲的响应在1-2期上升，第2期达到峰值，3-4期下降，此后上下波动，第14期后趋零。外汇储备对国际收支账户差额的脉冲响应在1-2期上升，在第2期达到峰值6.823％，此后下降，第4期开始上升，而后上下波动，11期后趋零。在外债余额的作用下，外汇储备的脉冲响应在1-2期上升，3-4期下降，且下降幅度较大，此后上下波动，13期后趋零。外汇储备对国内生产总值的响应，在1-2期上升，在第2期达到峰值，此后下降，第6期起上下波动，13期后趋于零。在货币供应量的作用下，外汇储备对脉冲的响应在1-2期下降，3-4期上升，此后上下波动，15期后趋零。外汇储备对年均汇价的脉冲响应在1-4期呈下降态势，在第5期达到峰值8.176％，此后上下波动，第19期后趋零。
表7为预测方差分解结果，反映了预测期内进出口贸易总额、进出口贸易差额、实际利用外商直接投资额、国际收支账户差额、国家外债余额、国内生产总值、货币供应量及年均汇价的冲击作用对外汇储备的相对贡献度。
从表7可看出，国际收支账户差额、国家外债余额、国内生产总值、年均汇价的新息对外汇储备规模各期预测误差的贡献度逐渐增大，并呈现出稳中有升趋势，再次说明了国际收支账户差额、国家外债余额、国内生产总值、年均汇价对外汇储备规模的影响很大，这与前面协整检验和格兰杰因果检验得到的结论一致。
(五)我国外汇储备规模的趋势预测
从上述协整关系检验可知，各变量之间的稳定关系为：
可以看出，国际收支账户差额、国内生产总值与外汇储备正相关，且国内生产总值对外汇储备的贡献度较大，弹性系数为2.4290。国家外债余额、年均汇价与外汇储备负相关，弹性系数分别为－1.3210、－0.8336。我国近年来外汇储备规模急剧扩张，外汇储备与外债余额的比例逐渐增大，实际外汇储备量已远超出用于偿还外债的储备需求。关于拟合程度，可见图2(实际值、模拟值及残差)。
从协整方程的残差图可看出，1982-1999年间，残差上下波动幅度较大，该阶段外汇储备实际值与模拟值的拟合略有偏离。2000年后，残差的变动减小，我国外汇储备实际值与模拟值的拟合程度明显变好。估计均衡模型95％的置信区间，作为外汇储备的合理规模预测区间，我国外汇储备规模趋势预测如图3所示。
由图3可看出，我国外汇储备1982-2008年间整体趋势变动呈上升态势，1988-1991年间外汇储备规模逐渐上升，1992年有所下降，其后继续保持上升趋势，1994年起上升趋势明显增强，1998年略有下降，这主要受亚洲金融危机的影响。1998年后呈现明显上升势头，上升趋势持续保持，且上升幅度逐渐增大，从近年来外汇储备规模上升趋势的延续性来看，我国外汇储备总额近年仍将继续保持增长态势，增长速度及幅度将有所下降。
四、结论与建议
通过以上分析，本文可以得出以下结论及相应的对策建议：
第一，本文利用改进的阿格沃尔模型对我国1982-2008年历年的外汇储备适度规模进行了测算，1982-1995年我国外汇储备规模处于不足阶段，1996-2001年处于外汇储备规模适度阶段，2002-2008年我国处于外汇储备过渡阶段。
结合改进的阿格沃尔模型的分析结果及我国经济发展的具体情况，进一步利用需求函数模型对外汇储备规模的未来变动趋势进行了预测分析。
我国外汇储备在近年将继续保持增长态势，在短期内仍将持有超额外汇储备，但外汇储备的增长速度及增长幅度有所下降。
在目前全球金融危机的情况下，国家更应进一步探寻利用高额外汇储备减缓金融危机对我国的经济冲击的相关举措。
第二，在本文利用需求函数模型对我国外汇储备的规模变动趋势进行分析时，外汇储备与国内生产总值、国际收支账户差额、年均汇价、国家外债余额之间存在长期稳定的均衡关系，这一点在格兰杰因果检验和脉冲响应函数和方差分解中也得到了验证。
除国内生产总值变量外，外汇储备与国际收支账户差额呈正相关关系，且弹性系数较大，国际收支账户差额构成了影响我国外汇储备规模的一个重要影响因素。
从2006年7月我国人民币升值以及调整汇率形成机制的新形势下，建议适时合理地调整贸易政策，积极改善贸易条件，优化进出口商品结构，以促进外汇储备规模适应国民经济发展的需要。
此外，年均汇价对我国外汇储备规模的影响不容忽视。在我国面临人民币升值压力及外汇储备过快增长压力的形势下，必须有效完善汇率形成机制，弱化中央银行干预力度，理顺人民币汇率运行机制，加大汇率浮动幅度，减少中央银行在银行间外汇市场买入的数量。
人民币升值对我国经济发展有利有弊，但从全面、长远的角度来看是有利的，积极稳妥地推进人民币汇率形成机制改革，银行和外汇管理部门进一步改进金融服务，加强外汇管理，这样有利于我国经济发展适应复杂的国际经济形势，并进一步增强我国的经济实力。
外汇经验范文5
关键词：外商直接投资；汇率；国内生产总值；外汇储备；实证分析
一、引言
外汇储备作为保证中国外部经济安全的重要工具，一直以来都是讨论的焦点。充足的外汇储备可以增强我国的综合国力和抵抗风险的能力，但过高的外汇储备同样不利于贯彻国家扩大内需的方针。因此应根据持有外汇储备的收益、成本比较把外汇储备保持在适度的水平上。
二、基于因素分析的外汇储备适度规模测算方法
本文认为计算外汇储备适度规模必须要考虑影响外汇储备的需求因素和供给因素，所以本文结合我国经济实际状况，综合外汇供给、需求、以及国民经济状况等多方面因素，构建了外汇储备规模模型。
本文选取短期外债（EDSS）、外商直接投资额（FDI）、国内生产总值（GDP）、经常项目差额（CA）、进口总额（M）作为衡量一国外汇储备规模（FR）的适度性指标，对1995年―2015年数据进行分析，模型如下：
三、实证分析
1.数据说明
本文所选取的样本为1995年―2015年相关变量的年度数据、数据来源为《中国统计年鉴》。
2.变量与指标选取
本文对外汇储备的适度规模进行研究，使用时间序列进行分析。由于数据数值较大，为了防止异方差性，需对数据取自然对数处理，用lnFR表示外汇储备的自然对数值，lnEDSS表示短期外债余额，lnEX表示汇率，lnFDI表示外商直接投资，lnM表示进口总额，lnGDP表示国内生产总值。
3.平稳性检验
在对经济类数据进行协整分析时，如果直接采用原始数据，可能出现“伪回归”现象。因此一般经济学理论都认为在进行协整分析之前，需要对时间序列进行平稳性检验，已验证序列的平稳性。如果原始序列是非平稳的，可以对时间序列首先进行一阶差分处理，如果一阶差分以后的数据是平稳的，此时仍然可以进行协整检验。一般对平稳性检验选用ADF单位根检验法，其原假设为：被检验的时间序列是含有单位根的非平稳。如果检验变量的ADF统计量小于显著性水平下的临界值，就可以拒绝原假设，认为检验变量是平稳的。
上表的单位根检验结果显示，lnFR、lnGDP、lnEDSS、LnEX、LnM和LnFDI的时间序列的ADF统计量都大于1%的显著性水平下的临界值，由此接受原假设，认为lnFR、lnGDP、lnEDSS、LnEX、LnM和LnFDI的序列是含有单位根的非平稳时间序列。随后对它们的时间序列的一阶差分序列进行ADF检验，其ADF统计量值均小于1%水平下的临界值，由此可以拒绝原假设，即认为一阶差分后的lnFR、lnGDP、lnEDSS、LnEX、LnM和LnFDI序列是平稳的。
4.回归模型
运用Eviews软件对数据进行回归得到结果如下：
方程的可决系数R2为0.991，说明方程整体上是显著的，只有变量LNM的系数所对应的P值为0.028，通过了显著性检验，其余变量并未通过t-检验，同时对变量进行多重共线性检验，下表中的VIF值均大于10，说明该模型存在多重共线性。
5.协整关系检验
由于变量存在多重共线性问题，所以剔除相关度较高的变量，最终确定被解释变量为lnFR，解释变量分别为lnEDSS和lnEX变量的回归方程，方差膨胀因子VIF均小于10，由此消除了多重共线问题。利用最小二乘法（OLS）对时间序列进行回归，得到回归方程的残差项，然后对残差进行平稳性检验，仍然采用ADF单位根检验法。以lnFR为被解释变量，lnEDSS和lnEX为解释变量，进行OLS估计并检验残差序列是否平稳。
通过上表的残差检验可以看出，残差项的ADF检验统计量的值为-2.576，小于5%水平下的临界值，所以在5%的显著性水平下，可以拒绝原假设，认为残差项不存在单位根，是平稳的时间序列。由此认为外汇储备与汇率以及短期外债余额之间存在长期稳定的均衡关系。
再对协整方程的显著性进行检验，由协整方程可知，方程的R方值为0.938，表明回归方程的拟合效果很好；同时F检验统计量对应的p值通过显著性水平，由此认为回归方程也是显著的。观察方程的系数可知，lnEX的系数为-5.216，T检验统计量对应的p值小于0.05的显著性水平，由此证明了lnEX对lnFR有显著的负向影响作用，具体表现为：lnEX每涨一个百分点，将使lnFR降低5.216个百分点；lnEDSS的系数显著为0.554，表明lnEDSS对lnFR产生显著的正向影响，具体表现为lnEDSS每增加一个百分点，将使lnFR增加0.554个百分点。
6.模型的修正
误差修正模型建立的模型为：首先将误差修正项ECM的滞后一阶作为解释变量，用来反映短期的误差修正波动系数，同时对各变量取其差分值，使用最小二乘法对方差进行估计，得到的误差修正模型为：
7.Granger因果检验
协整检验确定了lnFR与lnEX、lnEDSS之间存在的协整关系，随后通过Granger因果关系确定变量之间是否存在稳定的因果关系。
四、实证结果的经济分析
根据回归模型，可以得出以下结论：外汇储备与汇率以及短期外债余额之间存在长期稳定的均衡关系。短期的外汇储备受到两方面的影响，其一是来自短期的汇率水平以及短期的外债余额的影响变化，在误差修正模型中短期汇率的弹性系数为-3.599，表明短期的汇率对外汇储备的影响较长期调整了1.617个百分点，由此可见，短期的汇率对外汇储备的影响降低；短期的外债余额的弹性系数为0.152，较长期协整系数调整了0.402个百分点。其二是来自误差修正项的调节作用，误差项的系数为负值，表明通过误差项的反向修正机制使各变量不脱离长期的均衡关系。最后Granger因果检验表明汇率与外汇储备是双向互动，相互影响的，但是短期外债余额与外汇储备之间并不存在互动的Granger因果关系。
参考文献：
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外汇经验范文6
自2005年7月23日，开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，人民币汇率不再钉住单一美元。目前，有关人民币汇率对我国经济影响的文章大多集中在对外贸易方面（如卢向前、戴国强，2005；李海菠，2003），而很少涉及对我国利用外资的影响的分析。
国外有关汇率与外商直接投资关系的研究成果并没有一致的结论。Kohlhagen（1977）的回归检验结果表明：20世纪60年代，欧洲主要国家（英国，1967；法国，1969；德国，1961，1969）的汇率贬值或升值都对美国外商直接投资水平有着系统的影响，尽管存在着资本管制。Cushman（1985）则区分了实际汇率和名义汇率两个概念，并通过经验实证的方式对美国和五个主要工业国家的年度直接投资水平进行分析，得出实际汇率的升值对外商直接投资具有正向影响效应。而Froot和Stein（1991）进一步将市场信息不对称这一因素引入模型之中，研究发现美国1970－1980年涌入的大规模外商直接投资应归功于同一时期疲软的美元汇率。Sercu和Vanhulle（1992）通过汇率对出口的价格和数量的影响分析，得出汇率波动性的增加对出口企业的价值有着正向影响效应，也使得出口策略较直接投资更有吸引力，即汇率波动的剧烈程度对外商直接投资具有逆向影响效应。Aizenman和Joshua（1993）区分了名义变量和实际变量对经济的冲击，得出了在名义变量冲击之下，汇率的波动性与外商直接投资水平存在正向关系的结论。Goldberg和Kolstad（1995）通过实证分析发现汇率贬值对外商直接投资没有任何大的或显著的影响；但汇率波动的剧烈程度对外商直接投资却具有正向影响效应。Dewen-ter（1995）放弃了过去的经验分析（如Froot，Stein，1991），直接以外商直接投资的绝对水平作为研究变量，而代替以外商投资与国内投资的比值作为实证检验的变量，并基于美国1975－1989年的数据得出：汇率水平与外商投资的相对水平在统计上并没有显著的影响关系。国际货币基金组织的经济专家伊藤隆敏等人对亚太经合组织各经济实体（不含中国）的研究表明：若某一经济实体货币贬值10％以后保持经济稳定，则其外商直接投资流入增加量相当于国内生产总值的0．25％，反之亦然。
根据上面的分析，国外针对汇率升、贬值及其波动幅度与外商直接投资间关系的研究结论可谓众说纷纭，并未形成一致的结论。有的认为汇率贬值有利于吸引外商直接投资；有的认为汇率波动的激烈程度影响着外商直接投资，但究竟是“正向还是负向”影响，又有着不同的答案；还有的认为，不论是汇率的贬值，还是汇率的大幅波动都对外商直接投资没有显著影响。国内针对人民币汇率专题的研究，大多局限在汇率与其他经济变量之间的关系上，而涉及汇率与资本流动项目关系的研究尚显匮乏。即使涉及，所得的结论大多一致，即人民币汇率的贬值有利于我国的外商直接投资。陈华和李波（2000）得出人民币贬值对我国的外商直接投资有一定的促进作用，且这种促进作用一般要在贬值后1－2年内才明显地表现出来。孙雷和杨舜贤（2005）认为，如果人民币在可控的范围内升值（即所谓有管理的浮动），对FDI在不同的产业分布方面可能会产生如下影响：那些针对国内市场的、高附加值的高端产业的FDI将可能增长；已往以加工出口为主的外来工业资本，将可能下降；FDI形成的收益继续留在中国将呈上升趋势；对服务业，特别是金融领域外商投资将可能有正面影响。张谊浩（2003）运用我国1978年至2000年的数据，实证检验分析了人民币汇率对外商直接投资的影响效应，指出长期里保持人民币汇率稳定更有利于吸引外商直接投资。陈浪南、王瑞馄和林海蒂（1999）对中、美、日三国汇率变动与FDI的关系进行了实证分析，发现人民币的升值会引起流入我国的FDI减少。国内上述研究普遍存在以下问题：（1）缺少实证检验的验证，多数研究只是停留在理论上的解释。（2）选取的样本数据多为年度数据，造成样本点过少，在统计上缺乏可信度，影响实证结果。（3）人民币汇率往往用人民币兑美元汇率代替，但当时这一汇率是固定不变的，忽视了人民币实际汇率的变动。（4）缺少单位根检验，使得一些非平稳数据直接被用来回归，这会产生伪回归的结果，影响结论的可信度。
基于国内研究存在的问题，笔者认为，国内一致得出人民币汇率的贬值有利于外商直接投资的结论并不具有完全的可信度，需要进一步的实证检验。本文运用1995－2004年的季度数据，以保证样本数据达到统计上的要求，采用单位根检验和协整检验的方法，以避免伪回归的结果，分析了人民币实际有效汇率及其波动性与我国外商直接投资的关系。
二、实证检验
（一）数据说明
本文样本区间为1995－2004年共10年40个季度数据。其中，REER的数据来源于国际货币基金组织（IMF）的“InternationalFinancialStatistics”。IMF测算并定期公布其成员的实际有效汇率指数，IMF对实际有效汇率指数（REER）的定义为：实际有效汇率指数是经本国与所选择国家间的相对价格水平或成本指标调整的名义有效汇率，它是本国价格水平或成本指标与所选择国家价格水平或成本指标加权几何平均的比率与名义有效汇率指数的乘积。计算公式如下：
之所以采用人民币实际有效汇率主要基于以下方面的考虑：一是由于名义汇率的变动并不一定引起实际汇率的同方向变动，而实际汇率变动才是引起经济变量的主要原因。这样，一般的人民币汇率，即人民币对美元汇率是基本稳定的名义变量，使得其汇率作用难以显现。二是均衡汇率是一种政策目标的真实有效汇率，它只能采取估算的形式得到，数据较难获得，且获得的途径不一样，数据也是不一致的。相反，人民币实际有效汇率的数据来源（IMF）更为可靠，具有一定的权威性。因此采用人民币对主要国家货币加权实际汇率更能综合反映人民币汇率的波动。
FDI和GDP的数据均来自于《中国经济统计快报》、《中国统计年鉴》和中国国家统计局网站，并做了一定的调整而得到季度数据。由于中国FDI和GDP季度数据具有很强的季节规律性，因此需对其进行季节调整，消除季节因素影响。季节调整使用的方法为移动平均调整法。用FDI／GDP来替代FDI这一变量的原因在于：消除或减轻FDI变量的趋势因素，因为FDI和GDP大致有着协同的趋势方向，二者的比率可以平缓趋势项，把握总体规律。
Vt表示t期的人民币实际有效汇率波动水平。为了反映汇率波动的聚类性，沿用了Abdur（1993）所采用的计算汇率波动水平的方法，即实际汇率变动率的移动样本标准差的方法：
其中，为保证汇率波动的聚类性同时又能得到足够多的数据，初步将m定为8（Abdur，1993）。这种估计方法更有利于表明实际有效汇率波动水平的总体移动。
对于FDI／GDP和Vt数据分别乘以100，以表示它们变动的百分比。
（二）数据分析
传统的回归分析技术往往假定所使用的时间序列是平稳的，即要求该序列是常均值、同方差和任意相同滞后阶具有相同自协方差。然而现实经济中的许多变量序列是不平稳的，根据Granger和Newbold（1974）的分析，对非平稳的随机变量进行回归可能导致“伪”回归结果。为了避免回归的失效，Engle—Granger（1987）提出一种处理非平稳序列的方法——协整检验，其基本思想是：如果两个（或两个以上）同阶的时间序列向量分别是非平稳的，而它们的某种线形组合却是平稳的，则这两个（或两个以上）序列向量之间存在协整关系（长期稳定关系）。由于只有具有同一单位根的两个变量之间才可能存在协整关系，因此本文将首先对所取各变量序列进行单位根检验，再进行协整检验，以保证数据的可靠性。
1．单位根检验
通常利用ADF（AugmentedDickey—FullerTest）方法检验数据的时间序列特征。ADF检验基于以下方程：
滞后期k值的选取将依据AIC和SBIC信息量最小化这一原则进行，同时考虑残差的非自相关性。
结果表明：中国的REER、Vt和FDI／GDP的ADF统计值的绝对值均小于10％（或5％）显著性水平下的MacKinnon临界值的绝对值，即不能拒绝原假设，所以这些序列是非平稳的，存在单位根。因此，不能继续进行协整检验，否则会产生伪回归的情况。而经过一阶差分之后，这些序列所得的ADF统计值的绝对值均大于1％（或5％）显著性水平下的MacKinnon临界值的绝对值，表明这些序列经过一阶差分后是平稳的，不存在单位根，即它们是I（1）数列。因此可以继续对这些变量进行协整检验。
2．协整检验
检验I（1）变量之间是否存在协整关系的一般方法是E—G两步法，即首先用最小二乘法对向量进行协整回归，然后再对协整回归所得的残差进行单位根检验。由E—G两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性。由于中国的REER、Vt和FDI／GDP都是I（1）数列，满足协整检验前提，所以直接进行第二步：用一个变量对另一个变量回归。
首先，分别检验REER对FDI／GDP以及Vt对FDI／GDP的协整关系。分别对REER和FDI／GDP以及Vt和FDI／GDP进行普通最小二乘法回归，得到残差的回归序列，设为resid1和resid2，进行单位根检验，所得的ADF检验（滞后期的选取将依据AIC和SC信息量最小化这一原则进行）结果如下：
由上表可知，REER对FDI／GDP线性回归的残差序列的ADF统计值，比对应的显著性水平为5％的Engle－Yoo临界值要大，表明残差序列是非平稳的。因而，REER与FDI／GDP之间不存在长期稳定的协整关系，说明了中国汇率水平的变化对外商直接投资无长期的影响关系。而Vt对FDI／GDP线性回归的残差序列的ADF统计值，比对应的显著性水平为5％的Engle－Yoo临界值还要大，则说明残差序列是非平稳的，Vt与FDI／GDP之间不存在协整关系，即中国汇率的波动剧烈程度对外商直接投资不存在长期的影响关系。
既然REER与FDI／GDP之间、Vt与FDI／GDP之间都不存在协整关系，那么再对REER、Vt和FDI／GDP三者之间是否存在稳定的长期关系，进行协整检验。
由于汇率波动的激烈程度Vt是通过REER计算得来的，因此在进行协整检验之前，先检验二者之间的相关性，得出的结果如表3。
从表3可知，Vt和REER之间并不存在显著的多重共线性。在此基础上，进行三者协整关系分析。
对REER、Vt和FDI／GDP进行普通最小二乘法回归，得到残差的回归序列，设为resid3，对其做单位根ADF检验（滞后期的选取将依据AIC和SC信息量最小化这一原则进行），结果如下：
由上表可知，REER、Vt与FDI／GDP线性回归的残差序列的ADF统计值，比对应的显著性水平为5％的Engle－Yoo临界值要大，表明残差序列是非平稳的。因而，REER、Vt和FDI／GDP之间并不存在长期稳定的协整关系，即中国的外商直接投资、汇率升贬值和汇率的波动幅度之间并没有一个稳定的长期关系。
三、结论
通过计量模型分析人民币汇率波动（包括水平变动和波动剧烈程度）对我国外商直接投资的影响效应，结果显示：人民币汇率波动的剧烈程度与外商直接投资并不存在长期影响关系，而人民币汇率水平变动对外商直接投资也无长期的协整关系。并且实证结果进一步表明人民币汇率波动的剧烈程度、人民币汇率水平变动与外商直接投资三者之间也不存在协整关系。这说明中国的外商直接投资更多的是投资性的（外商直接投资的变化随着我国整体经济发展水平的变化而变化，外商直接投资看重的是潜在的市场发展空间以及良好的投资获利前景），而非投机性的（外商直接投资的变化更多的是取决于汇率波动下所带来的收益的变化）。
近年来外商直接投资的增加更多的是得益于中国良好的经济发展形势，是对中国政府宏观经济调控能力的肯定。强劲的经济增长趋势、良好的投资环境、低廉的劳动力成本等等，都带动着外商直接投资在不断增长。即使有些外商直接投资是亏损的，但从占领中国市场先机目标出发，也不会影响其对中国的投资。因此，中国政府并未涉嫌操纵人民币汇率水平来获得不公正利益，更没有对我国的外商直接投资有强烈的影响。外商直接投资的增加，得益于整体经济形势，而非人民币汇率的低估。
另外，从外商直接投资的类型来看，主要是一些制造加工型企业。这些企业都是两头在外企业，即企业的原材料主要是靠国外进口的，而生产出的成品也主要是出口的，因此人民币的升值在降低了出口收入的同时也降低了原材料进口的成本，两者在一定程度上抵消了人民币升值对外商直接投资的影响。所以人民币升值并不会显著地减少中国的外商直接投资数量。这从另一方面也说明了当前我国大额的外商直接投资并非汇率的低估而产生的。
从长期来看，随着中国经济的快速发展，建立灵活的人民币汇率形成机制是我国汇率改革的方向，但人民币汇率调整的时机选择更为重要。当然，由于中国现行汇率制度的独特性，上述的分析结果可能由于某些制约因素而不是十分的完美，但得到的关于汇率与外商直接投资间的关系还是有一定的参考价值的，这也为我国人民币汇率形成机制改革提供了可供借鉴的经验。
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