开放经济下储蓄、投资与贸易余额关系的研究

主要内容：储蓄、投资与对外贸易是宏观经济中最常见的经济行为。本文就目前国内储蓄、投资以及对外贸易的现状进行了一次整合，通过建立计量经济学模型来探讨在开放经济条件下三者之间的联系，以说明在进行宏观经济调控的时候正确处理三者关系的重要性。
关键词：储蓄 投资 财政赤字 贸易顺差 物品市场均衡条件
正文：
     （一）前言
 在以往近20年的时间里，中国储蓄存款增幅之惊人为世界罕见。国家从1996年5月1日至1999年6月10日，连续7次降息，1999年8月，“利息税”在一片争议声中出台，“7+1储蓄大震仓”，这一系列旨在赶出7万亿元居民储蓄这一“笼中虎”的政策措施可谓用心良苦。然而这些举措并没有达到预期效果，居民储蓄率仍然居高不降。2002年，在居民人均可支配收入实际增长10％左右的情况下，居民储蓄存款余额的年增长率竟达到17.8％。进入2003年，居民储蓄存款更是一路高歌猛进，到2月末，国内全部金融机构(含外资机构)本外币的居民储蓄存款余额已达10.03万亿元，同比增长18％，比年初增加5894亿元，其中，定期储蓄存款比年初增加3877亿元，活期储蓄存款比年初增加2017亿元。
 与高储蓄同时出现的另一显著经济现象是国内投资的高速增长。尽管面临复杂的国际环境和非典疫情的影响,我国经济继续保持了快速增长态势。其中固定资产投资“出乎预料”地加速增长，成为抵御“两大冲击”

和推动GDP高增长的主要力量。据最新统计显示，今年1至5月份国有及其他经济类型固定资产投资完成10578亿元，同比增长31.7%，高于去年同期5.9个百分点，是1994年以来同期的最高增速。随着投资增长持续高位,有关我国投资率是否过高再次成为当前管理层和学术界关注的热点问题。
    2003年,在世界政治、经济局势复杂多变,美伊战争爆发,世界经济复苏进程缓慢,部分国家和地区发生非典疫情的不利条件下,中国经济仍然保持了持续快速健康增长的良好态势。作为国民经济的重要方面,中国对外贸易也实现了快速增长,总体形势大大好于年初的预期。2003年前三季度,全国对外贸易总额达6062.6亿美元,增长36.2%。其中,出口3077.0亿美元,增长32.3%进口2985.6亿美元,增长40.5%。实现贸易顺差91.5亿美元。
    这是目前国内经济发展形势呈现出的显著的“三高”局面。
（二）问题的提出
    这几年，我国财政收入虽然大幅攀升，居民储蓄存款快速增长，国内可用的资金充裕，市场物资丰富，物价处在较低水平，国际收支连年盈余，外汇储备较为雄厚，但是连续2年财政赤字突破3000亿大关，到2002年达到了3198亿元。尽管仍在国家财力可以承受的范围之内，但从总体发展趋势判断，对我国当前的财政赤字不可掉以轻心。同时，储蓄存款的迅猛增长，给我国经济社会也带来了一系列的影响。尤其在我国内需不振，出现通货萎缩的情况下，储蓄存款的变化直接关系到我国金融乃至整个社会的运行态势，制约着经济的良性循环，导致了实际经济增长率的下降。目

前过高的投资率也同样令人担忧。一定时期的高投资率固然有助于加速经济发展，但已有研究表明,固定资产投资对经济增长的拉动是以有效投资为前提的。如果投资没有效率，投资过度，需求尤其是消费需求没有跟上，反而会发生生产过剩的危机。从我国经济发展来看，投资率过高，不仅使生产能力利用率下降，而且导致回报率过低，影响经济增长效益的提高。因此，投资效率以及投资与需求的结合程度也是我们需要密切关注的问题。
 以上均是从单个的经济行为入手分析储蓄、投资及贸易对国家宏观经济的影响。然而，在经济发展的过程中，任何经济因素、经济行为都不是单独存在的，或多或少都存在一定的联系。这里，我们把这几个因素抽取出来，将物品市场的均衡条件，即投资等于储蓄（包括私人的和公共的）放到开放经济中来研究，构造出开放经济下的物品市场均衡模型，并对其进行回归分析，试图从中探讨三者之间的联系及正确的协调方法。

（三）模型的设定
1、经济学家将GDP分解之后，发现GDP（总产出）是由下面几部分构成：消费（C），投资（I），政府支出（G），净出口（X-Q）,库存投资（产出-销售）。假设企业没有库存，那么物品的供给就等于产出，那么就得出均衡产出的方程：
  Y = C + I + G +X –Q                              ①
2、根据约翰.梅纳德.凯恩斯在1936年《就业，利率与货币通论》一书中的首次详细阐述的模型，可得到私人储蓄（消费者的储蓄，S）等于可支配收入减去消费：
                  S =  - C                        ②
按照可支配收入的定义，可以把私人储蓄表示为收入减去税收，再减去消费：
                  S = Y – T – C                       ③
3、回到方程①中，在两边同时减去（C+T），利用方程③，得到：
                  S = I + G – T + X –Q                 ④ 
  
 定义净出口Y = X – Q, 方程④重新整理得到：
                  Y = S + (T- G) – I                    ⑤
4、方程⑤正是我们所要研究的净出口与储蓄（包括私人储蓄和公共储蓄）、投资三者之间关系的一个反映。我们设立模型如下：
                 
表示净出口总额对居民储蓄的弹性，表示净出口总额对公共储蓄的弹性，表示净出口总额对固定资产投资的弹性，U为随即扰动项。我们将通过对该模型的回归分析，得出三者之间更为准确的关系。

 （四）样本数据收集
 本模型使用时间序列数据，数据来源于国家统计局网站(www.stats.gov.cn) 中国统计年鉴。在经过大量分析比较后我们采用了所取样本数据见表1。
    
                                                          单位：亿元
年份 T税收收入 G财政支出 Z公共储蓄 I固定资产投资 S储蓄 X出口总额 Q进口总额 Y净出口
1982 700.02 1153.3 -453.28 1027.74 675.4 413.8 357.5 56.3
1983 775.59 1292.5 -516.91 1369 892.5 438.3 421.8 16.5
1984 947.35 1546.4 -599.05 1833 1214.7 580.5 620.5 -40
1985 2040.79 1844.8 195.99 2475 1622.6 808.9 1257.8 -448.9
1986 2090.73 2330.8 -240.07 2967 2237.6 1082.1 1498.3 -416.2
1987 2140.36 2448.5 -308.14 3640.86 3073.3 1470 1614.2 -144.2
1988 2390.47 2706.6 -316.13 4496.54 3801.5 1766.7 2055.1 -288.4
1989 2727.4 3040.2 -312.8 4137.73 5146.9 1956 2199.9 -243.9
1990 2821.86 3452.2 -630.34 4449.29 7034.2 2985.8 2574.3 411.5
1991 2990.17 3813.6 -823.43 5508.8 9110.3 3827.1 3398.7 428.4
1992 3296.91 4389.7 -1092.79 7854.98 11545.4 4679.4 4444.2 235.2
1993 4078.887 4642.3 -563.413 13072.3 15203.5 5284.8 5986.2 -701.4
1994 4788.148 5792.62 -1004.47 17042.1 21518.8 10421.8 9960.1 461.7
1995 5562.18 6823.72 -1261.54 20019.3 29662.3 12451.8 11048.1 1403.7
1996 6430.746 7937.55 -1506.8 22974 38520.8 12576.4 11557.4 1019
1997 7998.416 9233.56 -1235.14 24941.1 46279.8 15160.7 11806.5 3354.2
1998 8873.995 10798.18 -1924.19 28406.2 53407.5 15231.6 11626.1 3605.5
1999 9920.482 13187.67 -3267.19 29854.7 59621.8 16159.8 13736.5 2423.3
2000 12125.88 15886.5 -3760.62 32917.7 64332.4 20635.2 18639 1996.2
2001 14429.5 18902.58 -4473.08 37213.5 73762.4 22029.1 20164.2 1864.9
                                                                        表1.       

 （四）模型的参数估计和检验
用Eviews计量经济学分析软件，使用“表一”和“表二”中的数据和代估模型：

我们可以得到如下回归分析结果：

Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/15/03   Time: 22:14
Sample: 1982 2001
Included observations: 20
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
S 0.199000018169 0.0449176079591 4.4303342767 0.000419957870315
I -0.2073341281 0.0754743815579 -2.74707952315 0.0143197736228
Z 1.11825219838 0.280061601008 3.99287940351 0.00104759202435
C 395.802172656 249.651735184 1.58541727084 0.132435009766
R-squared 0.866571875071     Mean dependent var 749.565
Adjusted R-squared 0.841554101647     S.D. dependent var 1277.59433982
S.E. of regression 508.549790412     Akaike info criterion 15.477859769
Sum squared resid 4137966.22925     Schwarz criterion 15.6770062237
Log likelihood -150.77859769     F-statistic 34.6382493909
Durbin-Watson stat 2.08987725795     Prob(F-statistic) 3.1484752193e-07
                                                                      表二
回归结果为：
Y = 395.8022+ 0.199×S + 1.1183 × Z - 0.2073 × I
1、经济意义检验
 从经济意义看表示净出口总额对居民储蓄的弹性，表示净出口总

额对公共储蓄的弹性，表示净出口总额对固定资产投资的弹性。和的值为正，的值为负，是符合经济意义的。
2、统计推断检验
 从EVIEWS的分析结果看来，模型拟合较好，可决系数=0.84156,表明模型在整体上拟合也较好。
 系统显著性检验：对于,t统计量为4.4303。给定=0.05,查t分布表，在自由度位n-2=18下，得临界值（18）=2.101,因为›（18）,所以拒绝：=0，表明城乡居民储蓄S对净出口额Y有显著性影响。同理，对于——t统计量为3.993›（18）,和——t统计量-2.7407›-（18）,表明公共储蓄Z和固定资产投资I对净出口额Y有显著性影响。
3、计量经济学检验
 （1）多重共线性检验
 采用简单相关系数矩阵法对其进行检验：
  S I Z
S 1 0.989810090416 -0.927467715958
I 0.989810090416 1 -0.893868529617
Z -0.927467715958 -0.893868529617 1
                                                                     表三

    从结果可知，S、I、Z之间可能存在多重共线性。但由表二的分析表明，参数估计值的t检验显著，F检验通过，模型整体上拟合较好。因此可判定，S、I、Z之间可能存在的共线性较弱且对模型影响不严重，可以接受。
 （2）异方差检验
 
 ①检验：
 利用ARCH检验法检验模型是否存在异方差。
   结果如下：
ARCH Test:
F-statistic 0.151212734309                 Probability 0.927054676232
Obs*R-squared 0.573216652138                 Probability 0.902535486299
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/16/03   Time: 17:25
Sample(adjusted): 1985 2001
Included observations: 17 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 295975.914894 128355.797067 2.30590220041 0.0382376622465
RESID^2(-1) -0.0491280817846 0.273654395471 -0.179526010171 0.860292681252
RESID^2(-2) -0.153405564888 0.275399503538 -0.5570291991 0.586970092009
RESID^2(-3) -0.108181868642 0.281870763107 -0.383799537948 0.707330739157
R-squared 0.0337186265963            Mean dependent var 226210.17471
Adjusted R-squared -0.189269382651            S.D. dependent var 221479.513176
S.E. of regression 241531.444867            Akaike info criterion 27.8297112153
Sum squared resid 758386705176            Schwarz criterion 28.0257614139
Log likelihood -232.55254533            F-statistic 0.151212734309
Durbin-Watson stat 1.54436376555            Prob(F-statistic) 0.927054676232
其中，Obs*R-squared=0.573216652138小于，所以接受原假设，表明模型中随机误差项不存在异方差。
（3）一阶自相关检验
     ①检验：
 从模型设定来看，没有违背D-W检验的假设条件，因此可以用D-W

检验来检验模型是否存在一阶自相关。
 根据表二中估计的结果，由DW=2.08987725795 ，给定显著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表，n=29，k′=3，得=0.998,=1.676 。因为DW统计量为<2.08987725795 <=2.324，根据判定域知，随机误差项不存在一阶自相关。
(4)确定模型
   Y = 395.8022+ 0.199×S + 1.1183 × Z - 0.2073 × I
     由于该模型的回归结果、t值以及F统计值均显著，且不存在计量经济学问题，因此最后定型为此。
   其拟合图如下：
 
  
 （五）结论
 国家目前的宏观政策是“双稳”政策，即稳定的财政政策和稳定的货

币政策。也就是说未来几年里，Z会保持稳定，要扩大净出口，只能依赖于S和I。再看一下模型，S的系数是正的，而I的系数是负的，也就是说，加大储蓄—投资转化率，将会减少净出口额，但是，目前中国7万亿多的储蓄存款已经成为国家的一块心病，国家仍然是鼓励投资的，因为即便这样，还是可以保持贸易顺差的，我们的储蓄远远比固定资产投资大，转换一个百分点的储蓄成为投资后，其差额还是大于零的，所以鼓励投资也是可以增加净出口的。但长期以来，我国的储蓄—投资转化机制主要是依赖商业银行进行，转换面不广，渠道也不够畅通，众多非银行金融机构的媒介作用没有充分发挥出来。而储蓄—投资转化机制影响着整个社会资金的投资方向与效率，为了搞活储蓄__投资机制，结合我国现状，应当做到以下几点：
 1.正确处理好金融风险与经济发展的关系，
 2.启动消费，实现储蓄分流
 3.充分发挥证券市场的积极作用。
 4.加快建立区域性资本市场。