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編者按：本論文主要從證券投資賬戶(hù)解釋變量選取及數(shù)據(jù)整理；實(shí)證部分等進(jìn)行講述，包括了解釋變量的選取、數(shù)據(jù)來(lái)源、證券市場(chǎng)的開(kāi)放程度、國(guó)內(nèi)外的實(shí)際利差、證券投資賬戶(hù)在國(guó)際收支資本與金融賬戶(hù)中占有很重要的地位、逆差的形成是由多方面原因?qū)е碌?、?shí)證分析了證券投資賬戶(hù)運(yùn)行的動(dòng)態(tài)規(guī)律以及各種關(guān)鍵因素對(duì)它的影響等，具體資料請(qǐng)見(jiàn)：

【摘要】近年來(lái),資本與金融項(xiàng)目對(duì)我國(guó)國(guó)際收支的影響越來(lái)越顯著,而其中證券投資賬戶(hù)的比重從1997年開(kāi)始大幅上升,尤其近幾年出現(xiàn)大額逆差。本文對(duì)證券投資賬戶(hù)資本進(jìn)行研究,分析其發(fā)展的歷程和現(xiàn)狀以及呈現(xiàn)出的規(guī)律和態(tài)勢(shì),用實(shí)證方法檢驗(yàn)了證券投資賬戶(hù)的一系列影響因素,并建立了簡(jiǎn)單模型。

【關(guān)鍵詞】證券投資賬戶(hù);順差;單位根檢驗(yàn);誤差修正

一、引言

證券投資賬戶(hù)在國(guó)際收支資本與金融賬戶(hù)中占有很重要的地位,研究證券投資賬戶(hù)對(duì)于一國(guó)的國(guó)際收支平衡是非常必要的。我國(guó)證券投資賬戶(hù)差額在1997年之前都很小,在資本與金融賬戶(hù)中所占的比重也很小,而1997年開(kāi)始大幅上升。隨著我國(guó)分別于2002年11月和2006年8月先后推出QFII和QDII制度,資本市場(chǎng)不斷對(duì)外開(kāi)放,不僅使得我國(guó)的資本市場(chǎng)得到了全球資本的空前關(guān)注,也為國(guó)內(nèi)企業(yè)和個(gè)人購(gòu)匯對(duì)外金融投資提供了規(guī)范的渠道。近年來(lái),我國(guó)證券投資項(xiàng)目呈現(xiàn)兩大特點(diǎn):境外對(duì)我國(guó)證券投資,特別是股本證券的投資快速增長(zhǎng);我國(guó)機(jī)構(gòu)對(duì)外證券投資大幅增長(zhǎng)。但是,我國(guó)國(guó)際收支中證券投資賬戶(hù)大多表現(xiàn)為逆差,尤其是2006年逆差達(dá)676億美元,是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因?qū)е碌?。雖然證券投資逆差可以在一定程度上緩解我國(guó)的資本賬戶(hù)順差,但是越來(lái)越多的證券投資逆差已經(jīng)給中國(guó)經(jīng)濟(jì)造成了一些負(fù)面效應(yīng)。調(diào)節(jié)證券投資賬戶(hù)要遵循經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀規(guī)律,同時(shí)要符合我國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展的現(xiàn)狀。本文在解析中國(guó)證券投資現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上,實(shí)證分析了證券投資賬戶(hù)運(yùn)行的動(dòng)態(tài)規(guī)律以及各種關(guān)鍵因素對(duì)它的影響,最后得出結(jié)論并提出了相關(guān)的政策建議。

二、證券投資賬戶(hù)解釋變量選取及數(shù)據(jù)整理

(一)解釋變量的選取

總體來(lái)看,中國(guó)證券投資規(guī)模較小,管制較嚴(yán),開(kāi)放程度較低,因而影響的因素主要以政策及短期的沖擊因素為主,另外還受一些長(zhǎng)期的宏觀影響因素的左右。從時(shí)間趨勢(shì)來(lái)看,我國(guó)資本項(xiàng)目下證券投資的開(kāi)放程度呈現(xiàn)一定的周期性特征,說(shuō)明我國(guó)對(duì)證券投資政策時(shí)緊時(shí)松,是漸漸放松的過(guò)程。伴隨著我國(guó)資本市場(chǎng)、債券市場(chǎng)的進(jìn)一步開(kāi)放,合格境外機(jī)構(gòu)投資者(QFII)、合格境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者(QDII)等政策出臺(tái)和業(yè)務(wù)的開(kāi)展,證券投資項(xiàng)目更加活躍。從證券投資項(xiàng)目的特征和規(guī)律來(lái)看,解釋變量具有以下重要的作用:

1.證券市場(chǎng)的開(kāi)放程度(EOSM):證券市場(chǎng)的開(kāi)放程度對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)證券投資規(guī)模小、管制較嚴(yán)的證券投資賬戶(hù)十分重要。開(kāi)放程度高,則證券投資較活躍,可擴(kuò)大投資規(guī)模,從而擴(kuò)大證券賬戶(hù)的余額。但我國(guó)傳統(tǒng)上對(duì)證券開(kāi)放程度的測(cè)量沒(méi)有一種固定而有效的方法。筆者現(xiàn)以美國(guó)為參照,假定美國(guó)的開(kāi)放程度為完全開(kāi)放,則中國(guó)證券賬戶(hù)的投資規(guī)模同GDP的比例除以美國(guó)證券賬戶(hù)同美國(guó)GDP的比例作為衡量我國(guó)證券市場(chǎng)開(kāi)放度的指標(biāo)。

2.國(guó)內(nèi)外的實(shí)際利差(ISRR):利率是資本的收益,同時(shí)也是資本的機(jī)會(huì)成本,一個(gè)國(guó)家國(guó)內(nèi)外的利差,是驅(qū)動(dòng)其資本流動(dòng)的重要因素。但是名義的利率并不能反映中國(guó)與外國(guó)利差的真實(shí)情況,真正驅(qū)動(dòng)國(guó)際資金流動(dòng)的是真實(shí)利差。筆者選取以美國(guó)為代表的外國(guó)利率,剔除價(jià)格因素的影響,反映兩者的真實(shí)利差。

3.實(shí)際匯率(RFER):匯率是影響證券投資及國(guó)際資本流動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)因素。國(guó)際資金圍繞匯率進(jìn)行的套匯及投資行為對(duì)我國(guó)證券投資賬戶(hù)的影響同樣十分重要。筆者認(rèn)為,匯率的變動(dòng)可能會(huì)影響我國(guó)證券投資規(guī)模的大小。

4.外匯儲(chǔ)備(BFR):一國(guó)外匯儲(chǔ)備,表明了一個(gè)國(guó)家對(duì)外投資的需要和能力的大小,外匯儲(chǔ)備多,則以外國(guó)債券形式表示的外匯的數(shù)量就多,購(gòu)買(mǎi)的能力也越大。而我國(guó)商業(yè)銀行外匯頭寸的調(diào)撥又在證券投資賬戶(hù)中起重要作用,因而可作為對(duì)證券投資賬戶(hù)的解釋變量。

5.財(cái)政赤字:如果一國(guó)財(cái)政赤字嚴(yán)重,會(huì)引發(fā)物價(jià)的上升和影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,但它有一定的通脹預(yù)期。加上稅收的關(guān)系,通常會(huì)引起包括通過(guò)證券投資方式在內(nèi)的資本外逃。

6.匯率的預(yù)期:對(duì)匯率穩(wěn)定的預(yù)期會(huì)減少證券投資活動(dòng)的活躍程度,從而減少證券投資的余額規(guī)模;相反,對(duì)匯率變動(dòng)的強(qiáng)烈預(yù)期是資本流動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)因素,會(huì)增加證券投資余額規(guī)模。1998年資本外逃現(xiàn)象的出現(xiàn)跟匯率貶值的預(yù)期有很大關(guān)系。近年來(lái),人民幣升值的強(qiáng)烈預(yù)期也是證券投資賬戶(hù)變動(dòng)的重要影響因素。

7.亞洲金融風(fēng)暴:眾所周知,1998年爆發(fā)了影響世界的亞洲金融風(fēng)暴。很顯然,這一因素對(duì)我國(guó)證券投資賬戶(hù)余額產(chǎn)生了極大的影響,由于確定市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的方向,從1993年開(kāi)始,我國(guó)證券投資賬戶(hù)開(kāi)始順差,并逐年遞增。我國(guó)在1998年之前證券投資賬戶(hù)余額還是順差。但是由于1998年亞洲金融風(fēng)暴的影響,我國(guó)證券投資賬戶(hù)受到外資的沖擊,資本大量外逃。1998年我國(guó)證券投資賬戶(hù)出現(xiàn)大額逆差,針對(duì)這一影響因素,筆者選取了虛擬變量D2來(lái)度量這一影響因素,在1998年以前為0,在1998年及其之后為1。

8.QFII:它是影響我國(guó)證券投資賬戶(hù)的一個(gè)重要因素。由于我國(guó)QFII啟動(dòng)較晚,2002年11月中國(guó)證監(jiān)會(huì)與中國(guó)人民銀行聯(lián)合下發(fā)了《合格境外機(jī)構(gòu)投資者境內(nèi)證券投資管理暫行辦法》,QFII制度進(jìn)入試點(diǎn),累計(jì)投資額度上限為40億美元。2003年6月瑞士銀行有限公司和野村證券株式會(huì)社成為首批獲得投資額度的QFII。直到2007年12月,QFII投資額度擴(kuò)大至300億美元,QFII的額度相對(duì)證券投資賬戶(hù)額來(lái)說(shuō)較小。筆者采用虛擬變量D3來(lái)度量這一影響因素。以2003年第一支QFII進(jìn)入中國(guó)為分界線,2003年之前為0,2003年及其之后為1。

9.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(GDPR):經(jīng)濟(jì)增速是反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最直接的指標(biāo),他反映我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率過(guò)低,預(yù)示著整體經(jīng)濟(jì)進(jìn)入衰退期,如果出現(xiàn)持續(xù)降低,可能會(huì)動(dòng)搖投資者的信心,引發(fā)資本外逃;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率高,可以增強(qiáng)投資者對(duì)該國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的信心,吸引資本進(jìn)入。所以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率因素對(duì)證券投資賬戶(hù)毫無(wú)疑問(wèn)有著重要的影響。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

證券投資賬戶(hù)余額PIB來(lái)源于國(guó)家外匯管理局1982-2007年的《中國(guó)國(guó)際收支平衡表》。中美兩國(guó)利率分別來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站和美國(guó)勞工部網(wǎng)站中美兩國(guó)的物價(jià)水平分別來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒-2007》和美國(guó)勞工部。中美的匯率來(lái)源于中國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站中國(guó)1982-2007年的GDP數(shù)據(jù)取自中國(guó)統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒-2007》。

三、實(shí)證部分

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,如果兩個(gè)變量存在時(shí)間趨勢(shì),即使兩者不相關(guān),也有可能出現(xiàn)較高的R2值。所以,如果兩個(gè)序列非平穩(wěn),即使兩個(gè)序列互相獨(dú)立,在經(jīng)濟(jì)上也無(wú)任何相關(guān)關(guān)系,但用傳統(tǒng)的回歸方法及顯著性檢驗(yàn)時(shí),仍可能會(huì)顯示出兩者在統(tǒng)計(jì)上有高度的相關(guān)關(guān)系,即出現(xiàn)所謂的“虛假回歸”現(xiàn)象。此時(shí),傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)變量如R2、t、F檢驗(yàn)都不能用來(lái)判斷非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在回歸關(guān)系的依據(jù)。基于此,本文在對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析之前,首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。鑒于實(shí)踐中的運(yùn)用,筆者采用ADF檢驗(yàn)時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。利用Eviews5.1軟件進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出,PIB、ISRR、EOSM、GDP、BFR、RFERl六個(gè)變量在5%顯著性水平下都沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn),表明這六個(gè)變量是非平穩(wěn)的。對(duì)這六個(gè)變量分別進(jìn)行一階差分處理后,再進(jìn)行ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出,以上六個(gè)變量一階差分后的時(shí)間序列在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè),表明這六個(gè)變量一階差分后的時(shí)間序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。因此這六個(gè)變量都是一階單整,即均為I(1)過(guò)程。

(二)模型的建立

根據(jù)現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論,當(dāng)兩個(gè)序列具有同階單整,就可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析,那么證券投資賬戶(hù)影響因素的待估計(jì)模型可以設(shè)定為:

PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4GDPR+β5BFR+β6D1+β7D2+β8D3+μ

其中β1,β2,β3,β4,β5,β6,β7,β8為各個(gè)影響因素的系數(shù),β0為截距項(xiàng),μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.顯著性檢驗(yàn)

通過(guò)Eviews軟件估計(jì)出各個(gè)系數(shù)的值,各個(gè)系數(shù)的顯著性見(jiàn)表3。

從上面的結(jié)果來(lái)看,估計(jì)出來(lái)的方程式為:

PIB=24116.68624×ISRR-13229.64438×GDPR-12863.66009

×RFER-975335.5412×BFR-9401.280526×D1+17172.46207

×D2-3674.981025×D3-797208.3605×EOSM+60737.88391

從表3中可以看出,擬合出來(lái)的模型不十分理想。除ISRR、RFER、常數(shù)項(xiàng)的系數(shù)較為顯著之外,其他的系數(shù)都不顯著。從中可以推斷出,虛擬變量D2的不顯著,是由于1998年亞洲金融風(fēng)暴和虛擬變量D1所表示的對(duì)將來(lái)匯率預(yù)期存在重復(fù)性,因?yàn)?998年金融風(fēng)暴使得投資者產(chǎn)生了匯率預(yù)期。所以這里保留D1,剔除D2的影響。虛擬變量D3的不顯著性是由于QFII的數(shù)量太小,所占證券投資賬戶(hù)額的比率太小導(dǎo)致的,也應(yīng)給予剔除。

2.相關(guān)性檢驗(yàn)

另外,通過(guò)對(duì)各個(gè)變量之間的相關(guān)性分析,可以得出個(gè)別變量之間存在較高的相關(guān)性:見(jiàn)表4。

從表4中可以看出,ISRR和GDPR的相關(guān)系數(shù)為0.627925,這兩者存在較高的相關(guān)性,當(dāng)一個(gè)國(guó)家處于高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的情形下,資本在高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的國(guó)家投資收益將高,并且投資者對(duì)該國(guó)的經(jīng)濟(jì)保持了較強(qiáng)的信心,外資流入增多。在這種情況下,貨幣當(dāng)局為了防止經(jīng)濟(jì)的泡沫和經(jīng)濟(jì)過(guò)熱,將會(huì)采取擴(kuò)大利差的行為。因此可以只考慮ISRR的影響,而剔除掉GDPR的影響。

還可以看到,ISRR和BFR之間的相關(guān)系數(shù)為-0.432356,這表明這兩者之間存在較高的負(fù)相關(guān)性。在現(xiàn)實(shí)情況中,還可以了解到,我國(guó)通過(guò)外匯儲(chǔ)備途徑投放了大量的基礎(chǔ)貨幣。當(dāng)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)越大時(shí),通過(guò)這一途徑投放的基礎(chǔ)貨幣也越大,這將使得我國(guó)的利率下降,從而擴(kuò)大利差。這兩者之間存在較為明顯的負(fù)相關(guān)性,有理由剔除BFR因素的影響,而用ISRR來(lái)代替這種影響。

經(jīng)過(guò)進(jìn)一步分析,根據(jù)解釋變量的多重共線性和相關(guān)因素經(jīng)濟(jì)意義的考慮,剔除了重復(fù)影響的因素及作用不明顯的因素,保留了ISRR、RFER、D1、EOSM這四個(gè)有明顯影響力和不存在明顯相關(guān)性的解釋變量,筆者重新建立了回歸模型:

PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4D1+μ

通過(guò)OLS方法得出回歸結(jié)果:

PIB=41728.99504+14276.30835×ISRR-1072503.802×EOSM-7711.491137×RFER-9513.401765×D1

其中,統(tǒng)計(jì)量的特征如表5所示。

從表5可以看出,在重新設(shè)定了模型以后,各變量系數(shù)都是顯著的,F檢驗(yàn)的結(jié)果也顯著。

3.自相關(guān)檢驗(yàn)

這里運(yùn)用布雷殊-戈弗雷(BG或LM)檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)的問(wèn)題,應(yīng)用于回歸模型結(jié)果如表6。

從檢驗(yàn)的結(jié)果表明不能拒絕無(wú)自相關(guān)的假設(shè),即誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)的問(wèn)題。

4.協(xié)整檢驗(yàn)

進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趨f(xié)整關(guān)系。筆者對(duì)模型的殘差數(shù)列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性。結(jié)果如表7所示。

結(jié)果表明,可以拒絕原假設(shè),殘差序列平穩(wěn)。這就表明解釋變量與被解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系,即具有一種穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系。

從上面的實(shí)證結(jié)果可知,ISRR的系數(shù)為正,說(shuō)明中美實(shí)際利差為正,就會(huì)吸引外國(guó)的資金向中國(guó)注入,從而導(dǎo)致證券投資賬戶(hù)出現(xiàn)順差。但是由于我國(guó)長(zhǎng)期對(duì)利率實(shí)行嚴(yán)格的管制,利差對(duì)證券投資賬戶(hù)余額的影響相對(duì)較小。EOSM的系數(shù)為負(fù),表明隨著我國(guó)證券市場(chǎng)的開(kāi)放,更多的資金是向國(guó)外流動(dòng),這與我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)的制度與政治因素所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)及國(guó)內(nèi)企業(yè)存在許多缺陷及對(duì)外國(guó)股權(quán)投資的熱衷所造成資金外逃的沖動(dòng)有關(guān)。從結(jié)果可以看出,證券市場(chǎng)的開(kāi)放程度對(duì)證券投資賬戶(hù)的影響作用十分明顯。RFER的系數(shù)為負(fù),表明了真實(shí)匯率的變動(dòng)方向與證券余額的方向相反,在匯率上升、人民幣貶值的情況下會(huì)產(chǎn)生一種貶值預(yù)期,從而導(dǎo)致資金流出,使證券賬戶(hù)出現(xiàn)逆差。D1系數(shù)的負(fù)號(hào),表明在存在變動(dòng)預(yù)期的情況下,證券投資余額有反相的變動(dòng)。這表明,我國(guó)匯率總體來(lái)說(shuō)可能存在一種升值的預(yù)期,從而導(dǎo)致了這種反向關(guān)系。最后,從模型的總體結(jié)果表明,該模型較好地解釋了證券投資賬戶(hù)余額的情況,有一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

據(jù)格蘭杰定理,從上面修正后的模型可以得出誤差修正模型,模型方程如下:

△PIB=β1△ISRR+β2△EOSM+β3△D1+β4△RFER+β5ECMt-1+μ

其中,△PIB、△ISRR、△EOSM、△D1、△RFER分別表示PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER的一階差分,ECMt-1表示滯后一期的RESIDUAL。

(三)回歸結(jié)果

通過(guò)Eviews軟件估計(jì)出各個(gè)系數(shù)的值,見(jiàn)表8所示。

通過(guò)誤差修正模型估計(jì)短期證券投資余額方程為:

△PIB=10605.26535×△ISRR-1280469.588×△EOSM-7724.709517×△D1

+1665.057042×△RFER-1.20313529×ECMt-1-709.3398396

誤差修正模型為:

△PIB=10605.26535×△ISRR-1280469.588×△EOSM-1.20313529×ECMt-1

T值1.422889-2.795078-5.394787

-7724.709517×DD1+1665.057042×DRFER-709.3398396

-1.3335750.231971-0.311071

R2=0.750453Durbin-Watson=2.0768145

其中誤差修正項(xiàng)為:

ECMt-1=DPI-(41728.99504+14276.30835×ISRR-1072503.802×EOSM

-7711.491137×RFER-9513.401765×D1)

誤差修正模型描述的是各個(gè)變量之間短期波動(dòng)的相互影響,PIB證券賬戶(hù)余額在短期內(nèi)時(shí)根據(jù)實(shí)際利差、證券賬戶(hù)開(kāi)放程度、匯率預(yù)期、實(shí)際匯率和長(zhǎng)期均衡關(guān)系失衡程度來(lái)調(diào)整。從表8中可以看出,誤差修正模型很不理想,所以,筆者剔除不顯著的幾個(gè)變量,剔除了DD1和RFER,重新做誤差修正模型,結(jié)果如下:

△PIB=-1256751.029×△EOSM-1.214702179×ECMt-1+11756.23137

-2.87-5.521.77

×△ISRR589.5842432

-0.27

R2=0.687798Durbin-Watson=2.079531F-statistic=18.62446

經(jīng)過(guò)剔除變量之后,誤差修正項(xiàng)的系數(shù)還是-1.2,說(shuō)明雖然被解釋變量趨于長(zhǎng)期均衡的關(guān)系比較顯著,但是在短期內(nèi)確定性變量對(duì)我國(guó)證券投資賬戶(hù)余額的影響是不明顯的,在偏離均衡值之后一段時(shí)間內(nèi),較難得到調(diào)整。

四、結(jié)論和政策建議

根據(jù)上述實(shí)證分析,中國(guó)證券市場(chǎng)的開(kāi)放程度不同、中美的實(shí)際利差、中美的實(shí)際匯率、人們對(duì)人民幣匯率的預(yù)期同國(guó)際證券投資賬戶(hù)的余額之間存在著一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在一個(gè)逐漸開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)實(shí)體中,證券投資將在國(guó)際收支的金融項(xiàng)目中起至關(guān)重要的作用。證券化融資以其收益高、風(fēng)險(xiǎn)小、流動(dòng)性強(qiáng)、投資大眾化以及管理專(zhuān)業(yè)化等特點(diǎn),正在逐步成為國(guó)際資本流動(dòng)的主流。國(guó)際證券融資在今后我國(guó)吸引外資政策中將會(huì)起到越來(lái)越重要的作用。我國(guó)應(yīng)當(dāng)逐步實(shí)現(xiàn)人民幣在資本項(xiàng)目下的可兌換;推進(jìn)利率市場(chǎng)化,有效引導(dǎo)資金流向;增強(qiáng)匯率對(duì)國(guó)際收支的調(diào)節(jié)作用,穩(wěn)定人民幣幣值的預(yù)期;深化我國(guó)資本市場(chǎng)改革,促進(jìn)其健康發(fā)展;完善我國(guó)QFII制度下證券監(jiān)管法律體制。