我國(guó)儲(chǔ)蓄投資相關(guān)性的實(shí)證分析

摘要：本文利用我國(guó)1978——2004年期間的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)性進(jìn)行了實(shí)證研究。vEc模型的結(jié)果顯示我國(guó)居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄與投資之間存在長(zhǎng)期正相關(guān)的均衡關(guān)系和顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。同時(shí)，Granger因果檢驗(yàn)說明了我國(guó)居民儲(chǔ)蓄與投資之間可能存在雙向Granger因果關(guān)系，而政府儲(chǔ)蓄雖然對(duì)投資影響較大，但它與投資之間并不存在Granger因果關(guān)系。資本形成的真正來源最終還是要依賴于居民

一、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)典的C-D生產(chǎn)函數(shù)表明一國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展很大程度上取決于一國(guó)資本積累的大小，而資本最主要的來源是儲(chǔ)蓄，但儲(chǔ)蓄本身無法自動(dòng)轉(zhuǎn)化為資本，只有當(dāng)儲(chǔ)蓄有效地轉(zhuǎn)化為投資，才能為一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供資本支持。因此，研究?jī)?chǔ)蓄以多大比例轉(zhuǎn)化為投資，對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)有至關(guān)重要的意義。理論上，凱恩斯的需求理論和新古典主義的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，都是建立在儲(chǔ)蓄完全轉(zhuǎn)化為投資的前提假設(shè)條件下的，而實(shí)踐中，由于隨機(jī)因素的存在，儲(chǔ)蓄基本上很難完全轉(zhuǎn)化為投資。目前國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界都對(duì)此有著大量的研究，得出的結(jié)論也各不相同。

Feldstein和Horioka(1980)首次運(yùn)用21個(gè)OECD國(guó)家1960—1974年間的平均儲(chǔ)蓄和平均投資數(shù)據(jù)進(jìn)行截面回歸，得出這些國(guó)家的儲(chǔ)蓄與投資具有很高相關(guān)性的結(jié)論，由此認(rèn)為這些國(guó)家的資本缺乏流動(dòng)性，依據(jù)在于：只有在相對(duì)封閉的經(jīng)濟(jì)條件下，國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄是一國(guó)投資的惟一來源時(shí)，儲(chǔ)蓄與投資之間才會(huì)存在高度相關(guān)性。但這一結(jié)論與OECD國(guó)家當(dāng)時(shí)寬松的資本市場(chǎng)管制自相矛盾，形成了著名的“Feldstein—Horioka之謎”。與之相反，Jansen和Schulze(1996)、Sinha(2000)通過對(duì)欠發(fā)達(dá)或發(fā)展中國(guó)家的數(shù)據(jù)研究，發(fā)現(xiàn)這些國(guó)家的儲(chǔ)蓄和投資的相關(guān)性都比較低。Baxter和Cmcini(1993)將儲(chǔ)蓄分解為基本儲(chǔ)蓄和實(shí)際儲(chǔ)蓄，認(rèn)為后者與投資的相關(guān)性要遠(yuǎn)低于前者與投資的相關(guān)性，且國(guó)家規(guī)模越大，相關(guān)性程度越高。國(guó)內(nèi)方面，對(duì)儲(chǔ)蓄與投資關(guān)系的分析大多只是定性分析。武劍(1999)、肖紅葉和周國(guó)富(2000)等從不同的角度對(duì)我國(guó)的儲(chǔ)蓄與投資之間的關(guān)系進(jìn)行了定性研究，并且都認(rèn)為我國(guó)的儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率較低。定量分析上，包群、陽小曉和賴明勇(2004)將儲(chǔ)蓄分為居民儲(chǔ)蓄和政府儲(chǔ)蓄，利用VAR模型的脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)證實(shí)了1978—2003年間我國(guó)居民儲(chǔ)蓄在投資的轉(zhuǎn)化過程中存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)。許雄奇和符濤(2005)則采用了誤差修正模型和Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的儲(chǔ)蓄率和投資率之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系和顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，但儲(chǔ)蓄率和投資率之間卻不存在Granger意義上的因果關(guān)系。本文將綜合二者的優(yōu)點(diǎn)，擴(kuò)展樣本數(shù)據(jù)，將儲(chǔ)蓄分為居民儲(chǔ)蓄及政府儲(chǔ)蓄，然后采用向量誤差修正(VEC)模型等時(shí)間序列計(jì)量技術(shù)，來對(duì)我國(guó)的儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)性重新進(jìn)行實(shí)證分析，以期得到有關(guān)于我國(guó)儲(chǔ)蓄與投資之間關(guān)系的更為準(zhǔn)確的結(jié)論，為相關(guān)政策制定提供些許建議。

二、模型與實(shí)證分析

本文擬以SI、SS、SG三個(gè)序列變量，建立VEC模型。其中SI為投資率，即年度全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額與GDP的比值；SS為居民儲(chǔ)蓄率，即年度居民儲(chǔ)蓄總額與GDP的比值；SG為政府儲(chǔ)蓄率，這里指的是政府每年的積累性支出總額與GDP的比值。本文的樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為1978——2004年，均來自于中經(jīng)網(wǎng)。

(一)單位根檢驗(yàn) 分別對(duì)SI、SS、SG序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示如下：

由上表，分析可得SI、SS、SG序列的原序列都是非平穩(wěn)的，但在一階差分后，其差分序列都是平穩(wěn)的。因此，這些變量都是非平穩(wěn)的I(1)的過程。

(二)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法是一種建立在VAR模型基礎(chǔ)上的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，目的在于驗(yàn)證所列變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的變動(dòng)關(guān)系，如果變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，則變量之間的回歸就是偽回歸，模型不具備任何解釋力度。

因此，首先要建立一個(gè)VAR(p)模型。模型如下：

其次，應(yīng)當(dāng)確認(rèn)模型的滯后階數(shù)p，以便為下一步的協(xié)整檢驗(yàn)提供一個(gè)合適的滯后階數(shù)。Eviews-5軟件中，可以運(yùn)用VAR模型的滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)(Lag Length Criteria)來判斷模型合理的滯后階數(shù)，其結(jié)果顯示如下：

帶+號(hào)的數(shù)字，表明各準(zhǔn)則所要選擇的理想滯后階數(shù)。實(shí)際研究中，一般常用AIC、SC信息準(zhǔn)則來檢驗(yàn)合適的滯后階數(shù)，要求AIC、S C的值越小越好。 從表中可看出，除了LR準(zhǔn)則選擇了滯后三階外，其他準(zhǔn)則都選擇了滯后五階為模型的最佳滯后階數(shù)。因此，本文將使用p=5作為模型的滯后階數(shù)。 最后，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。需要注意的是協(xié)整檢驗(yàn)是用△VAR模型的滯后階數(shù)判斷可知，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后區(qū)間應(yīng)設(shè)定為(1，4)，檢驗(yàn)結(jié)果如下： 分析上表，可以發(fā)現(xiàn)：無論有無趨勢(shì)項(xiàng)或是截距項(xiàng)，特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都認(rèn)為各變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，這證明SI、SS、SG之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡的變動(dòng)關(guān)系。由于協(xié)整檢驗(yàn)本身無法對(duì)多個(gè)協(xié)整變量進(jìn)行識(shí)別，因此在這里本文將不考慮模型中協(xié)整變量的具體形式，具體估計(jì)的協(xié)整回歸關(guān)系式將由以下VEC模型給出。

(三)VEC模型估計(jì)及其結(jié)果分析

VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型，一般用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。利用Eview_5軟件，本例估算出的VEC模型結(jié)果顯示如下(由于各變量都是滯后四階，檢驗(yàn)結(jié)果較長(zhǎng)，不便于全部給出。下面各方程是在5％的顯著性水平下，剔除不顯著因素后得到的。)： 長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系方程： SI=0．3073SG+0．2464SS+0．1 976

[-2．1035]

[-12．0101] 短期誤差修正方程： D(SI)=-1。3597ECM+0．7914D(SI(-1))+0．5319D(SI(-2))-0．5874D(SS(-4))

[-3．01]

[2．6125]

[1．836][-1．973]

R2-0．8619，A-R2=0．6376 S．E．=0．0171 內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量，上同。

分析結(jié)果可以得到以下幾點(diǎn)：首先，從協(xié)整方程上看，我國(guó)的儲(chǔ)蓄與投資之間存在長(zhǎng)期正相關(guān)性。具體，一單位的居民儲(chǔ)蓄率變動(dòng)將引起投資率的0．2464個(gè)單位變動(dòng)；一單位的政府儲(chǔ)蓄率變動(dòng)將引起投資率的0．3073個(gè)單位變動(dòng)。這說明：1．總體上，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的比重較小，有待于改善；2．我國(guó)政府儲(chǔ)蓄對(duì)投資的貢獻(xiàn)度高于居民儲(chǔ)蓄對(duì)投資的貢獻(xiàn)度，這與我國(guó)長(zhǎng)期由政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的狀況是相符的。另外，方程的截距項(xiàng)為0．1976，代表國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)我國(guó)投資長(zhǎng)期變動(dòng)的影響，考慮到我國(guó)資本市場(chǎng)的開放時(shí)間、目前的開放程度以及我國(guó)改革開放后外商投資流入的力度，這一數(shù)據(jù)是合理的。

其次，對(duì)短期誤差修正方程分析結(jié)果如下：1．D(SI)方程的ECM系數(shù)很大，達(dá)到-1．3597，這表明一旦投資發(fā)生短期偏離，其向長(zhǎng)期均衡關(guān)系回歸的速度很快，從而進(jìn)一步證明了模型的長(zhǎng)期均衡協(xié)整關(guān)系是比較穩(wěn)定可靠的。2．投資的短期變動(dòng)具備自相關(guān)性，并且這一自相關(guān)性隨著滯后階數(shù)的增加而減少。方程中D(SI)與D(SI(-1))、D(SI(-2))的關(guān)系密切，相關(guān)系數(shù)分別為0．7914和0．5319。這說明投資本身對(duì)投資會(huì)產(chǎn)生正的效應(yīng)。換句話說，就是投資本身可以吸引新的投資進(jìn)入。3．滯后4期的居民儲(chǔ)蓄率變動(dòng)顯著影響到投資率的變動(dòng)，而前3期都不顯著。這說明我國(guó)居民儲(chǔ)蓄對(duì)投資的影響存在較長(zhǎng)的滯后效應(yīng)，反映了我國(guó)居民儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道不夠通暢的事實(shí)。4．方程中，政府儲(chǔ)蓄的短期變動(dòng)對(duì)投資率的變動(dòng)影響都是不顯著的，這可能與我國(guó)政府儲(chǔ)蓄的投向一般是用于長(zhǎng)期的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有關(guān)。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

VEC模型說明的是我國(guó)儲(chǔ)蓄率與投資率之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也具備顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，但它無法解釋儲(chǔ)蓄率是否就是引起投資率變化的原因。本文通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來說明我國(guó)儲(chǔ)蓄與投資之間的因果關(guān)系。直接對(duì)上文的VAR模型進(jìn)行因果檢驗(yàn)，結(jié)果顯示如下：

從上表中，可以看出：如果以SI作為因變量，我國(guó)的政府儲(chǔ)蓄率不是投資率的Granger原因，而居民儲(chǔ)蓄率是投資率的Granger原因，二者聯(lián)合起來，也構(gòu)成了投資率的Granger原因；而如果以SS作為因變量，則投資率和政府儲(chǔ)蓄率都構(gòu)成了居民儲(chǔ)蓄率的Granger原因。這表明：(1)我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄與投資之間可能存在雙向因果關(guān)系。(2)政府儲(chǔ)蓄雖然對(duì)投資的貢獻(xiàn)度高于居民儲(chǔ)蓄，但它與投資之間并不存在因果關(guān)系。這正好可以解釋VEC模型中短期政府儲(chǔ)蓄變動(dòng)無法對(duì)投資率構(gòu)成顯著影響的回歸結(jié)果。

三、結(jié)論及政策建議

本文通過VEC模型的分析揭示了我國(guó)的投資與居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，反映了我國(guó)投資與居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄之間具備顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，并從中得出我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄與投資之間存在較為長(zhǎng)期的滯后效應(yīng)，而政府儲(chǔ)蓄在短期內(nèi)也無法影響到投資變動(dòng)的結(jié)論，這可能是我國(guó)目前儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率偏低的關(guān)鍵所在。同時(shí)，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)證明我國(guó)居民儲(chǔ)蓄與投資之間可能存在雙向Granger因果關(guān)系，而政府儲(chǔ)蓄雖然對(duì)投資有著更大的貢獻(xiàn)，但它卻不是投資的Granger原因，這說明了我國(guó)投資資金的來源最終還是要依賴于居民儲(chǔ)蓄。

改革開放以來，由政府主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)對(duì)我國(guó)創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡起了至關(guān)重要的作用，政府儲(chǔ)蓄支出有力地彌補(bǔ)了居民儲(chǔ)蓄對(duì)投資貢獻(xiàn)力度不夠的缺口，支撐著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)前進(jìn)，但隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的逐步建立和完善，政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)所帶來的效率在逐漸遞減，同時(shí)負(fù)面效應(yīng)卻在增強(qiáng)。因此，如何提高居民儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率，發(fā)揮居民儲(chǔ)蓄對(duì)投資應(yīng)有的作用，就成為一個(gè)十分急迫而重要的問題。針對(duì)上面結(jié)論，本文認(rèn)為要改善我國(guó)儲(chǔ)蓄與投資轉(zhuǎn)化率較低的現(xiàn)實(shí)，需要做到以下幾點(diǎn)：

(一)完善資本市場(chǎng)，增強(qiáng)國(guó)有銀行金融創(chuàng)新能力。多樣化的金融工具可為儲(chǔ)蓄提供廣闊的選擇空間，從而為企業(yè)獲取投資資金創(chuàng)造更好的條件。

(二)進(jìn)一步推進(jìn)利率市場(chǎng)化，以發(fā)揮其平衡儲(chǔ)蓄和投資的重要作用。(三)盡快建立公共財(cái)政體制，規(guī)范政府職能，為民間投資提供足夠的空間。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，政府的職能主要是提供公共產(chǎn)品，營(yíng)造良好的投資環(huán)境，制訂規(guī)范的法律制度等，為市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)設(shè)定公平的標(biāo)準(zhǔn)。(四)加大資本市場(chǎng)開放力度，吸引外國(guó)直接投資或間接投資的流入，作為短期內(nèi)儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率無法有效提高的替代，從而維持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。