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(nèi)儲蓄有擠出效應(yīng)。短期內(nèi)，投資行為的自我累加效應(yīng)只是短暫的，居民儲蓄的標(biāo)準(zhǔn)差對投資率的沖擊反應(yīng)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(guān)系。

關(guān)鍵詞：儲蓄投資轉(zhuǎn)化率；居民儲蓄；政府儲蓄；國外投資；脈沖響應(yīng)分析

中圖分類號：F124文獻(xiàn)標(biāo)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(jīng)歷了一個(gè)儲蓄主體與投資主體、儲蓄結(jié)構(gòu)與投資結(jié)構(gòu)分離的變化過程：計(jì)劃經(jīng)濟(jì)下政府主導(dǎo)的直接轉(zhuǎn)換機(jī)制，轉(zhuǎn)變?yōu)榱算y行主導(dǎo)的間接融資的轉(zhuǎn)換機(jī)制，又逐漸變?yōu)橐灾苯尤谫Y為主的資本市場的轉(zhuǎn)換機(jī)制。

一、文獻(xiàn)綜述

古典學(xué)派認(rèn)為儲蓄與投資是均衡的，且儲蓄全部轉(zhuǎn)化為投資。馬歇爾認(rèn)為在利率使二者達(dá)到均衡時(shí)，儲蓄完全轉(zhuǎn)化為投資。在經(jīng)典的Solow模型中，儲蓄投資轉(zhuǎn)化率為1。大部分學(xué)者采用這個(gè)假設(shè)。隨著儲蓄與投資開始分離，Kuznets提出的儲蓄轉(zhuǎn)化成投資的形式和渠道逐漸成為學(xué)界重要研究領(lǐng)域。

Feldstein和Horioka（1980）運(yùn)用16個(gè)OECD國家的截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了儲蓄投資之間的相關(guān)性，得出儲蓄與投資具有高度正相關(guān)性的結(jié)論[1]。之后Feldstein（1983）等進(jìn)一步驗(yàn)證了儲蓄和投資之間的相關(guān)性。

隨著我國儲蓄與投資主體分離，儲蓄投資轉(zhuǎn)化率成為國內(nèi)學(xué)者的研究熱點(diǎn)。武劍（1999）從國內(nèi)資金的供求關(guān)系分析了投資壓抑的原因，發(fā)現(xiàn)銀行的大量壞賬、政府對投資規(guī)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(zhuǎn)化率偏低[3]。

上述文獻(xiàn)基本上是在封閉經(jīng)濟(jì)條件的實(shí)證研究。在一國內(nèi)儲蓄資源只能被用于國內(nèi)投資，儲蓄與投資會顯示出高度正相關(guān)性。在開發(fā)經(jīng)濟(jì)條件下，國內(nèi)儲蓄輸出到國外轉(zhuǎn)為為實(shí)物資本，國外儲蓄流入國內(nèi)成為投資，使得國內(nèi)儲蓄與投資之間的關(guān)系存在不確定性。只有在開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，研究國內(nèi)儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化率才有實(shí)際意義。假設(shè)企業(yè)儲蓄完全轉(zhuǎn)化為投資，F(xiàn)eldstein和Horioka（1980）用OLS法對21個(gè)國家的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)。包群（2004）對其模型進(jìn)行了改革，在封閉經(jīng)濟(jì)中采用中國1978—2002年的數(shù)據(jù)來研究中國儲蓄投資轉(zhuǎn)化率。本文對其進(jìn)行了修正，引入外國部門，把中國儲蓄投資轉(zhuǎn)化率轉(zhuǎn)化為在開放經(jīng)濟(jì)下研究。引入居民儲蓄，政府儲蓄和國外投資三個(gè)變量用VAR模型來解釋投資率的變動。

二、模型建立及數(shù)據(jù)

本文基于開放經(jīng)濟(jì)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(fèi)后的經(jīng)濟(jì)體的總量。Y-C等于居民投資，政府購買和進(jìn)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(zhuǎn)移。國民收入減去消費(fèi)等于居民儲蓄，政府稅收和國際轉(zhuǎn)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(jìn)出口率和轉(zhuǎn)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(jìn)出口部門的儲蓄率得到式8。

時(shí)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(biāo)。?琢=0且?茁1，?茁2和?茁3都等于1時(shí)，公式（8）表明國際資本流動為0的封閉經(jīng)濟(jì)體系。

相對量，大小不會對結(jié)果產(chǎn)生影響因此不做通脹調(diào)整；SP用中國統(tǒng)計(jì)年鑒中的城鄉(xiāng)居民在銀行中的儲蓄；SF為中國政府在銀行系統(tǒng)的存款，在中國人民銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)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(shí)間序列數(shù)據(jù)不平穩(wěn)對其求導(dǎo)。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(yàn)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(tǒng)計(jì)值中，國外投資的統(tǒng)計(jì)意義不顯著。時(shí)序數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性導(dǎo)致偽回歸，即長期儲蓄與投資變化不穩(wěn)定的，則儲蓄和投資可能不存在（9）式表示的線性關(guān)系，可能是非線性關(guān)系。如前所述，中國儲蓄投資的渠道經(jīng)歷了3個(gè)階段。（9）式只考慮了儲蓄投資之間的相關(guān)性，而其他的經(jīng)濟(jì)因素被忽略，因此可能存在自變量內(nèi)生問題。如果儲蓄不是外生的，而是由經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中其他變量決定，則居民，政府和國外投資并不獨(dú)立于誤差項(xiàng)。本文通過構(gòu)建向量自回歸(VAR)模型來解決自變量內(nèi)生問題。變量的ADF檢驗(yàn)，各個(gè)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1：

從ADF檢驗(yàn)結(jié)果來看，在1%水平下，4個(gè)變量是不平穩(wěn)的，但一階差分都是平穩(wěn)的。居民儲蓄率，政府儲蓄率和國外投資率回歸系數(shù)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(wěn)的，導(dǎo)致偽回歸的原因是對非水平平穩(wěn)的國外投資率變量進(jìn)行直接回歸，儲蓄投資的相關(guān)性可能隨著時(shí)間的變化而變化。在這里有兩個(gè)不平穩(wěn)時(shí)間序列的某線性組合是平穩(wěn)的，則這些變量存在協(xié)整關(guān)系。所以，采用協(xié)整分析分析儲蓄投資的長期關(guān)系是適合的。對4個(gè)變量的一階差分進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)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(gè)協(xié)整關(guān)系。一般來說，第一個(gè)協(xié)整向量具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義。所以，對關(guān)于投資率的協(xié)整向量進(jìn)行正規(guī)化后得到標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量（表3）和協(xié)整方程為：

DTZL=1.1332DJMCX+0.7478DZFCX-0.1691DFCX

從協(xié)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(dǎo)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(zhuǎn)移到證券賬戶里。其次是政府儲蓄對儲蓄投資轉(zhuǎn)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(wěn)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(yè)投資和國外投資的一種補(bǔ)充和宏觀微調(diào)的手段，而不是儲蓄投資的主體。政府儲蓄率的投資轉(zhuǎn)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(shù)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(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目，對中國資本有一定的擠出效應(yīng)。

根據(jù)VAR模型構(gòu)建的一般步驟，依據(jù)表4輸出的值，經(jīng)表4比較，得出4個(gè)變量以4階VAR模型比較合適，其矩陣見公式（10）。

檢驗(yàn)得到VAR(4)模型所有根的倒數(shù)與單位圓的關(guān)系如圖1，結(jié)果表明VAR(4)模型所有倒數(shù)全部在單位圓內(nèi)，滿足穩(wěn)定性條件。

從統(tǒng)計(jì)值來看，R2在0.8以上但調(diào)整后的R2達(dá)到0.5，方程擬合度較好。AIC和SC較好。做脈沖響應(yīng)函數(shù)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(jìn)行參數(shù)估計(jì)（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(fù)向影響。投資率（tzl）變化與t-1時(shí)期的估計(jì)相關(guān)系數(shù)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(shù)都為負(fù)，說明之前2至3期投資率高會讓本期投資有個(gè)負(fù)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(guī)模，也間接說明中國經(jīng)濟(jì)增長會出現(xiàn)庫茲涅茨拐點(diǎn)。從其他量估計(jì)系數(shù)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(fù)的影響，說明對儲蓄投資轉(zhuǎn)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(jìn)間接融資渠道的效率對投資率的影響會出現(xiàn)大的波動。國外投資率對投資率的影響始終是負(fù)的，這也符合中國的現(xiàn)實(shí)。

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(xù)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(yàn)。說明居民儲蓄高的情況下，對政府儲蓄有促進(jìn)作用，同時(shí)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(dá)到抑制國外投資會出現(xiàn)3年的抑制期。居民儲蓄的提高總是對政府儲蓄有促進(jìn)作用。

從圖2中看出，在本期給政府儲蓄一個(gè)正沖擊后，中國總投資在第2期內(nèi)沒有變化，在第3、4期有大幅上升。而在第5期有開始?xì)w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(jīng)儲蓄投資渠道傳遞到全社會固定資產(chǎn)總投資，這一沖擊不具有顯著的促進(jìn)作用和長的持續(xù)效應(yīng)。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(shí)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(shí)還受其他因素的影響。

縱軸表示沖擊造成的標(biāo)準(zhǔn)差信息。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)。一個(gè)投資總額標(biāo)準(zhǔn)差的波動對居民儲蓄投資變化產(chǎn)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(fù)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(fù)，長期看有正的促進(jìn)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?cái)_動項(xiàng)對投資率的增長都呈現(xiàn)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(xiàn)率最大，方差分析表明居民儲蓄在儲蓄投資轉(zhuǎn)化機(jī)制中發(fā)揮重大的作用。因此，中國儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的提高重點(diǎn)應(yīng)是提高中國居民儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道效率。

三、結(jié)論

本文在開放經(jīng)濟(jì)環(huán)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(zhuǎn)化率。主要結(jié)論有：無論長期還是短期，居民儲蓄對中國儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的影響比較大，且在短期對儲蓄投資的轉(zhuǎn)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(guān)系。政府儲蓄因在國民儲蓄的份額越來越少，對儲蓄投資轉(zhuǎn)化的影響作用在減弱。長期來看，國外資本的流入對儲蓄轉(zhuǎn)化投資有抑制作用，即國外投資會對本國資本產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

（特約編輯：羅洋）

參考文獻(xiàn)：

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

[2]武劍.儲蓄、投資和經(jīng)濟(jì)增長—中國資金供求的動態(tài)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999（11）.

[3]包群，陽小曉，賴明勇.我國儲蓄-投資轉(zhuǎn)化率的經(jīng)驗(yàn)性研究：1978～2002[J].統(tǒng)計(jì)研究，2004（9）.

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