中國儲蓄投資轉化率的實證研究

摘要：長期看，總投資率主要受居民儲蓄正向影響，政府的作用在減弱，國外投資對國內儲蓄有擠出效應。短期內，投資行為的自我累加效應只是短暫的，居民儲蓄的標準差對投資率的沖擊反應最大，也是影響投資率的主要原因，且兩者之間存在非線性關系。

關鍵詞：儲蓄投資轉化率；居民儲蓄；政府儲蓄；國外投資；脈沖響應分析

中圖分類號：F124文獻標識碼：Ａ文章編號:１００３－９０３１(２０12)03－００11－０4DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.03.03

改革開放以來，中國經歷了一個儲蓄主體與投資主體、儲蓄結構與投資結構分離的變化過程：計劃經濟下政府主導的直接轉換機制，轉變為了銀行主導的間接融資的轉換機制，又逐漸變為以直接融資為主的資本市場的轉換機制。

一、文獻綜述

古典學派認為儲蓄與投資是均衡的，且儲蓄全部轉化為投資。馬歇爾認為在利率使二者達到均衡時，儲蓄完全轉化為投資。在經典的Solow模型中，儲蓄投資轉化率為1。大部分學者采用這個假設。隨著儲蓄與投資開始分離，Kuznets提出的儲蓄轉化成投資的形式和渠道逐漸成為學界重要研究領域。

Feldstein和Horioka（1980）運用16個OECD國家的截面數據檢驗了儲蓄投資之間的相關性，得出儲蓄與投資具有高度正相關性的結論[1]。之后Feldstein（1983）等進一步驗證了儲蓄和投資之間的相關性。

隨著我國儲蓄與投資主體分離，儲蓄投資轉化率成為國內學者的研究熱點。武劍（1999）從國內資金的供求關系分析了投資壓抑的原因，發現銀行的大量壞賬、政府對投資規模的過度壓縮以及信貸偏向等是主要因素[2]。中國資本使用效率方面，包群，陽小曉（2004）的研究表明中國國民儲蓄主體的居民儲蓄投資轉化率偏低[3]。

上述文獻基本上是在封閉經濟條件的實證研究。在一國內儲蓄資源只能被用于國內投資，儲蓄與投資會顯示出高度正相關性。在開發經濟條件下，國內儲蓄輸出到國外轉為為實物資本，國外儲蓄流入國內成為投資，使得國內儲蓄與投資之間的關系存在不確定性。只有在開放經濟環境下，研究國內儲蓄向投資的轉化率才有實際意義。假設企業儲蓄完全轉化為投資，Feldstein和Horioka（1980）用OLS法對21個國家的橫截面數據進行了檢驗。包群（2004）對其模型進行了改革，在封閉經濟中采用中國1978—2002年的數據來研究中國儲蓄投資轉化率。本文對其進行了修正，引入外國部門，把中國儲蓄投資轉化率轉化為在開放經濟下研究。引入居民儲蓄，政府儲蓄和國外投資三個變量用VAR模型來解釋投資率的變動。

二、模型建立及數據

本文基于開放經濟中的國民收入核算法，有支出法得到式（1）。對式（1）變形得到（2）式。Y-C是國民除去消費后的經濟體的總量。Y-C等于居民投資，政府購買和進出口凈額。

Y=C+I+G+X-M（1）

Y-C=I+G+X-M（2）

從國民收入收入法得到式3。把C移到左邊，得到式4。右邊是儲蓄，稅收和國際轉移。國民收入減去消費等于居民儲蓄，政府稅收和國際轉移支付。

Y=C+S+T+Kr（3）

Y-C=S+T+Kr（4）

由（2）和（4）得到I=S+（T-G）+（M-X）+Kr （5）

把式5都除以GDP，得式6

即投資率等于居民儲蓄率加上政府儲蓄率、進出口率和轉移支付率。因此，本文以式6來建立模型：

把T-G和M-X視為政府部門和進出口部門的儲蓄率得到式8。

時期的國外部門儲蓄率，為衡量一國國際資本流動性的資本市場對外開放程度的指標。?琢=0且?茁1，?茁2和?茁3都等于1時，公式（8）表明國際資本流動為0的封閉經濟體系。

相對量，大小不會對結果產生影響因此不做通脹調整；SP用中國統計年鑒中的城鄉居民在銀行中的儲蓄；SF為中國政府在銀行系統的存款，在中國人民銀行統計數據中得到；SF為每年的國外投資總額。tzl代表投資率；jmcx代表居民儲蓄率；zfcx代表政府儲蓄率；fcx代表國外投資率。因這三者的時間序列數據不平穩對其求導。對變形后的模型為

tz1t=?琢+?茁1jmct+?茁2zfcxt+?茁3fcxt+?著t（9）

初步回歸檢驗得到的R2值為0.7749，即居民儲蓄，政府儲蓄和國外投資可以解釋3/4的投資來源。在t統計值中，國外投資的統計意義不顯著。時序數據的非平穩性導致偽回歸，即長期儲蓄與投資變化不穩定的，則儲蓄和投資可能不存在（9）式表示的線性關系，可能是非線性關系。如前所述，中國儲蓄投資的渠道經歷了3個階段。（9）式只考慮了儲蓄投資之間的相關性，而其他的經濟因素被忽略，因此可能存在自變量內生問題。如果儲蓄不是外生的，而是由經濟系統中其他變量決定，則居民，政府和國外投資并不獨立于誤差項。本文通過構建向量自回歸(VAR)模型來解決自變量內生問題。變量的ADF檢驗，各個變量平穩性檢驗結果如表1：

從ADF檢驗結果來看，在1%水平下，4個變量是不平穩的，但一階差分都是平穩的。居民儲蓄率，政府儲蓄率和國外投資率回歸系數不顯著的原因可能是長期的儲蓄率和投資率不是水平平穩的，導致偽回歸的原因是對非水平平穩的國外投資率變量進行直接回歸，儲蓄投資的相關性可能隨著時間的變化而變化。在這里有兩個不平穩時間序列的某線性組合是平穩的，則這些變量存在協整關系。所以，采用協整分析分析儲蓄投資的長期關系是適合的。對4個變量的一階差分進行Johansen檢驗得到：

表2和3表明，在5%水平下，投資率和居民儲蓄率，政府儲蓄率和國外投資率的一階差分存在3個協整關系。一般來說，第一個協整向量具有較強的經濟意義。所以，對關于投資率的協整向量進行正規化后得到標準化的協整向量（表3）和協整方程為：

DTZL=1.1332DJMCX+0.7478DZFCX-0.1691DFCX

從協整方程中可以看出，在影響儲蓄投資率的因素中居民儲蓄對投資率的影響是最大的為1.1332，即居民儲蓄率變動1%會使投資率增加1.13%，是影響投資率的主要原因。居民占儲蓄率主導的主要原因是隨著收入分配傾向于居民，使得居民的收入成為國民收入的主體。隨著直接融資渠道的增加，居民開始把資金從銀行賬戶轉移到證券賬戶里。其次是政府儲蓄對儲蓄投資轉化率的影響，即政府儲蓄率每增加1%會增加投資率0.75%。由于政府儲蓄主要來源于稅收等比較穩定的因素，因在國民儲蓄比重較小，所以政府儲蓄只是對企業投資和國外投資的一種補充和宏觀微調的手段，而不是儲蓄投資的主體。政府儲蓄率的投資轉化率雖然比較高，但由于只占國民儲蓄的15%左右，對投資率的影響不是太大。國外投資系數為-0.1691，表明中國在國際資本市場上為資本凈輸出國。而且，流入中國的國外資本投資在高收益低風險的項目，對中國資本有一定的擠出效應。

根據VAR模型構建的一般步驟，依據表4輸出的值，經表4比較，得出4個變量以4階VAR模型比較合適，其矩陣見公式（10）。

檢驗得到VAR(4)模型所有根的倒數與單位圓的關系如圖1，結果表明VAR(4)模型所有倒數全部在單位圓內，滿足穩定性條件。

從統計值來看，R2在0.8以上但調整后的R2達到0.5，方程擬合度較好。AIC和SC較好。做脈沖響應函數分析，其模型矩陣為：

dtzldjmcxdzfcxdfcx=Ct+A1dtzldjmcxdzfcxdfcx+A2dtzldjmcxdzfcxdfcx+A3dtzldjmcxdzfcxdfcx

+A4dtzldjmcxdzfcxdfcx+?著t（10）

利用Eviews6.0對模型式（10）進行參數估計（表5），由表5可知，總投資率主要受居民儲蓄和國外投資的正向影響，受政府儲蓄的負向影響。投資率（tzl）變化與t-1時期的估計相關系數為0.376，前期投資率對本期的影響不能忽視。但t-2期之后的自身影響系數都為負，說明之前2至3期投資率高會讓本期投資有個負面影響。以前投資率高，會降低以后的投資率增長的速度以及規模，也間接說明中國經濟增長會出現庫茲涅茨拐點。從其他量估計系數來看，居民上期的儲蓄率對投資率只有0.022的影響，但t-2期后都對投資率有負的影響，說明對儲蓄投資轉化率的渠道，即間接融資是低效率的。而且，居民儲蓄率對投資率影響不顯著，即使提高居民儲蓄率，改進間接融資渠道的效率對投資率的影響會出現大的波動。國外投資率對投資率的影響始終是負的，這也符合中國的現實。

居民儲蓄，政府儲蓄和國外投資三者受自身影響，相互交叉影響持續4期。居民儲蓄對政府儲蓄和國外投資的影響在t-1期分別為0.055和-0.129，在5%的顯著性下通過檢驗。說明居民儲蓄高的情況下，對政府儲蓄有促進作用，同時會抑制國外投資。居民儲蓄在t-4期對國外投資率的影響才是0.089，說明中國提高居民儲蓄達到抑制國外投資會出現3年的抑制期。居民儲蓄的提高總是對政府儲蓄有促進作用。

從圖2中看出，在本期給政府儲蓄一個正沖擊后，中國總投資在第2期內沒有變化，在第3、4期有大幅上升。而在第5期有開始歸于0。并在之后在0之上波動，但波動不大。因此，可以看出政府儲蓄受到外來正沖擊后，滯后2期后才經儲蓄投資渠道傳遞到全社會固定資產總投資，這一沖擊不具有顯著的促進作用和長的持續效應。國外投資的正沖擊對總投資的影響，圍繞0波動，幾乎可以忽略。而居民儲蓄的沖擊對總投資的影響在隨著時間的推移而加大。在第5期之前，居民儲蓄的正沖擊對投資總額幾乎沒有影響，在第6期開始，這種影響逐漸增加。這種影響圍繞0大幅度波動。所以，居民儲蓄的正沖擊對投資總額的影響是非線性的，同時還受其他因素的影響。

縱軸表示沖擊造成的標準差信息。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數。一個投資總額標準差的波動對居民儲蓄投資變化產生比較大的不確定沖擊。第一期的正影響最大，之后下降到第5期為負的最大。在第6期開始上升。從第7期以后，沖擊維持在0以上。說明中國投資總額受自身影響剛開始有正影響之后為負，長期看有正的促進作用。

從表6看出，投資率增長的變化受前期自身影響逐步減少，從100%到55.67%。而其他因素擾動項對投資率的增長都呈現遞增趨勢。居民儲蓄，政府儲蓄和國外投資從最初的0分別增長到20%、9.4%和14.8%。因此，居民儲蓄的方差貢獻率最大，方差分析表明居民儲蓄在儲蓄投資轉化機制中發揮重大的作用。因此，中國儲蓄投資轉化率的提高重點應是提高中國居民儲蓄轉化為投資的渠道效率。

三、結論

本文在開放經濟環境下，從居民儲蓄率，政府儲蓄率和國外投資率角度來分析改革開放后的中國儲蓄投資轉化率。主要結論有：無論長期還是短期，居民儲蓄對中國儲蓄投資轉化率的影響比較大，且在短期對儲蓄投資的轉化有很大的沖擊。居民儲蓄是影響投資的主因，且兩者之間存在非線性關系。政府儲蓄因在國民儲蓄的份額越來越少，對儲蓄投資轉化的影響作用在減弱。長期來看，國外資本的流入對儲蓄轉化投資有抑制作用，即國外投資會對本國資本產生擠出效應。

（特約編輯：羅洋）

參考文獻：

[1]Feldstein. M Horioka. C. Domestic Saving and International Capital Flows[J]. TheEconomic Journal.1980.

[2]武劍.儲蓄、投資和經濟增長—中國資金供求的動態分析[J].經濟研究，1999（11）.

[3]包群，陽小曉，賴明勇.我國儲蓄-投資轉化率的經驗性研究：1978～2002[J].統計研究，2004（9）.

[4]封福育.儲蓄、投資與中國資本流動—基于面板協整分析[J].統計與信息論壇，2010（3）.