储蓄、投资与经济增长之间的动态相关性研究——基于中国1952- 2006年的数据分析.doc

第三组，宏观经济增长与发展，全文约1.7万字储蓄、投资与经济增长之间的动态相关性研究 基于中国1952- 2006年的数据分析 汪 伟(上海财经大学经济学院，上海 200433)the studies on the dynamic relationship among savings, investment and economic growthempirical research of china from 1952 to 2006wang wei （school of economics, shanghai university of finance and economics, shanghai 200433,china）作者简介：汪伟（1973），男，汉族，湖南岳阳人，上海财经大学西方经济学博士研究生。主要研究方向：宏观、微观经济学理论与政策、应用计量、中国经济问题研究。代表作：1.资本形成、投资效率与经济增长之间的动态相关性来自中国19782004年数据的实证研究，财经研究2006年第2期。2.中国居民储蓄率的决定因素基于19952005省际动态面板数据的分析，财经研究2008年第2期。3.投资理性、居民金融资产选择与储蓄大搬家，当代经济科学2008年第2期。通讯地址：上海市国权北路80弄4楼202室邮政编码：200433tel（021）65912318（h）e-mail： 储蓄、投资与经济增长之间的动态相关性研究* 基于中国1952- 2006年的数据分析 汪 伟(上海财经大学经济学院，上海 200433)【摘要】：本文利用19522006年样本数据，通过向量自回归模型研究了中国储蓄率、投资率与经济增长之间的动态相关性。在此基础上使用脉冲响应函数、granger因果检验、方差分解模型以及动态相关系数等对储蓄、投资与经济增长之间的作用机理进行了系统分析。研究结果表明：经济增长率、储蓄率、投资率之间体现出较强的当期相关性，具有影响关系上的近似对称性；三者具有类似的波动模式，它们之间存在稳定的影响关系和影响方向。经济增长率分别是投资率和储蓄率granger原因, 但反向因果关系不成立。投资率与储蓄率不存在双向granger因果关系。投资对经济增长的贡献率不高，说明了投资效率不高，为了增强投资的产出效应，应当适度改善投资结构，加强对可贷资金的引导和规范，保证储蓄向投资转化渠道的畅通，宏观调控政策的重点应当放在启动消费上。关键词： 经济增长； 储蓄率； 投资率；var模型；脉冲响应中图分类号：f014.5； f224.0 文献标识码： athe studies on the dynamic relationship among savings, investment and economic growthempirical research of china from 1952 to 2006wang wei (school of economics, shanghai university of finance and economics,shanghai 200433,china)abstract: this paper studies the dynamic relationship among savings, investment and economic growth with the sample from 1952 to 2006 of china by using the var model. in addition, the impulse response function, granger causality test, variance decomposition and dynamic correlation coefficient are used to conduct the systematic analysis. the results show that there exist strong instant correlations and almost symmetry influential relations firstly, the similar volatility modes among them and the steady influential direction secondly. granger causality tests show economic growth is the granger causation of saving rate and investment rate, the inverse is not. saving rate is not bi-causation of investment rate. the investment rate contribution to economic growth is low, reflecting the low efficiency of investment. the policy implication means that the structure of investment must be improved to enhance the efficiency of investment and accelerate consumption persistent growth.key words: economic growth; saving rate; investment rate; var model; impulse response 一、引言新古典增长理论认为，一些初始人均资本存量较低的经济欠发达国家，通过较高的储蓄率和投资率，将具有比人均资本存量较高的发达国家更为快速的经济增长，*作者衷心感谢田国强、艾春荣、文一、胡永刚、陈利平、周建、夏纪军、罗大庆、郑斌勇、李猛等的有益评论与建议，当然文责自负。高储蓄导致高增长的理论渠道来自两个方面。其一，在标准solow模型的转移动态过程中，假定一个国家起始的资本存量较低因而资本的边际产出较高，高储蓄与资本的高边际产出相结合将产生暂时性的高增长。其二，在romer(1986)等内生增长模型中，由于基本积累的外部性等原因，资本的边际收益不会递减，从而提高储蓄率会产生永久性的高增长。从而经过一段时间以后，经济落后的国家将逐渐缩小同经济发达国家的差距。由于储蓄率对于经济增长潜在的促进作用，一些经济欠发达国家纷纷制定和实行一些旨在提高本国储蓄率的经济政策，借此来努力提高实际的增长率。这些经济政策作用的基本机制是，较高的储蓄率会增加可信贷资金总量，进而导致投资增加，较高的投资率通过投资乘数作用，起到促进经济发展和提高经济增长率的作用。如果这些经济政策能够有效地实行，那么将表明存在从储蓄率、投资率到经济增长率的因果影响关系，说明储蓄率、投资率能够正向影响到经济增长率。在实证分析方面，kaldor(1956)和samuelson和modigliani(1966)很早就研究了不同的储蓄行为如何影响增长，许多后续的研究证实它们的相关性。 bacha(1990), otani和villanueva (1990), degregorio(1992), jappelli和pagano(1994)运用横截面数据进行ols估计发现高储蓄率导致高增长率。krieckhaus (2002)对32个国家的一项研究发现高国民储蓄率导致了高投资因而产生高经济增长。levine和renelt(1992)研究表明投资率是事实上的与跨国数据中的增长相关的唯一稳健变量，这种相关性一般被解释为从高投资到高增长的因果联系。储蓄与增长的相关性则被解释为反映了这种因果关系的渠道，高储蓄导致了高投资，而二者的联系还不完全清楚。feldstein和horioka(1980)最早有力的强调了储蓄与投资的经验联系，选取了16个oecd国家19601974年间的平均储蓄和平均投资数据进行截面回归,发现一国国内的储蓄和投资具有很高的正相关性，其后引起了大量关于储蓄与投资相关性的讨论，但至今并没有一致的解释。因此，在这种观点下，储蓄是增长的原因。在进行上述检验时，实际收入增长率对于储蓄率反向的影响关系也引起了人们的重视，如houthakker(1961, 1965)和modigliani(1970)，因为在理论上同样可以构造符合逻辑的模型来说明较高的储蓄增长率可能源于较高的增长率。事实上，modigliani(1970, 1986)运用生命周期理论在olg模型中给出了一个解释，他认为，在较快增长经济中的年轻人比处于负储蓄状态的老年人显得更加富裕，从而更多地储蓄，相应地也比处于较慢增长经济中的个体有较高的储蓄率。caroll、overland和weil(2000)则从习惯偏好出发从理论上证明了如果个体效用部分依赖于过去的消费形成的习惯存量，则从标准的增长模型可以得出高增长导致高储蓄的结论。许多研究证实了高经济增长导致高储蓄的观点，如carroll和weil(1994)发现，在快速成长的经济，高储蓄率的东亚国家能够解释跨国间增长储蓄关系的大部分统计显著性，这种模式似乎是经济增长率的上升先于储蓄率的上升。dekle(1993)对一组快速增长的国家给出了相似的granger因果回归并发现在他样本中的每一个国家，增长都是储蓄的正向granger原因。edwards(1995)发现人均经济增长率是私人储蓄与公共储蓄的重要决定因素。attanasio等(2000)通过更多截面国家并使用一些不同的计量方法证实了carroll-weil的发现。loayza、schmidt-hebbel、 serven(2000)在研究世界储蓄率差异时发现，增长率是解释国际储蓄率的最稳健显著的变量，这些结果对oecd国家和欠发达国家子样本以及完全样本国家都成立。sinha和sinha(1998)，salz(1999)，anoruo和ahmad(2001)研究亚非拉等第三世界国家也支持高增长导致高储蓄的结论。如果高增长导致高储蓄结论成立的话，那么制定经济政策的出发点就应该首先着重促进经济增长，借此可以提高国民储蓄率，随之可以形成更快的资本累积。特别是在开放经济和国际资本流动性较强的情形下，如果一个国家只注重提高国内储蓄率，而忽视提高实际产出增长率的有关政策的话，则有可能导致国内资本外溢，外部资本撤出，这时一些国内的储蓄者将逐渐将资本转移到经济增长较快的国家，以寻求更高的资本收益。另外，如果只追求提高储蓄在实际当中的份额，长期实行这样的经济政策将会导致经济当中的总消费不足，出现供给过剩的买方市场，进一步失去资本收益超过资本成本的投资机会，造成私人部门整体投资下降，这时较高储蓄也会形成资本过剩或者出现资本外溢。中国经济目前正处于一个快速增长时期，我国的国民储蓄率一直处于较高水平，这无疑对经济增长起到了重要作用。但是应该注意到，我国目前的投资与储蓄率已接近50，中国统计年鉴并没有直接的储蓄率与投资率数据，本文的储蓄率用(1最终消费率)近似，而投资率用固定资本形成率替代，根据统计年鉴数据测算2005、2006年我国的国民总储蓄率分别为48.1和50.1，投资率分别为41.5和42.2。从国际经验来看，随着一国工业化的推进，储蓄与投资率将逐步下降，因此维持这么高的投资与储蓄率并不现实。未来的高投资可能需要通过向国际资本市场借贷融资，这可能带来一定的金融风险。另外，我国的经济增长方式已经出现了新的变化，单纯投资驱动的经济增长成分已经出现了显著降低，由于人民币升值等因素的影响，出口对经济增长的驱动力量也显著减弱，因此启动国内消费需求，促进经济稳定快速增长，将是今后一个时期宏观经济政策的重点。从以上分析可以看出，储蓄率、投资率和经济增长率之间可能存在着比较复杂的相互作用关系，也存在着侧重其中两者关系的各种理论。如果研究我国经济增长率和储蓄、投资之间的影响关系问题，那么不仅需要采用新的研究方法，而且也要对结论给出新的解释。我们注意到，以往的研究方法存在一定缺欠的地方。首先，通过比较不同国家在截面数据上的平均表现，不能反映具体国家不同经济发展阶段所带来的影响，要想获得经济增长率与投资、储蓄之间的动态关系，必须对同一国家进行纵向数据的影响关系研究。这要求目标国家的样本在不同阶段具有不同的形态。考虑到我国无论是经济增长率还是储蓄、投资都曾经出现过多种态势的变化，因此我国可以作为具有单一国家纵向样本数据的实例。其次，以往的研究仅注重经济增长率与投资率、储蓄率水平值之间的影响，这相当于研究一定阶段经济增长率和投资率、储蓄率之间的“静态影响”。为此，本文将主要从实证角度来研究我国储蓄率、投资率和经济增长之间的动态相关关系。我们将比较经济增长率与储蓄率、投资率之间的相互影响，以获得动态相关性的认识，并检验两者之间增量的“动态”互动性。本文首先采用var模型及其脉冲响应函数、granger因果检验来判断经济增长、储蓄率和投资率之间的关系，尤其是对三者之间的相互影响关系进行对比分析和因果检验，并在此基础上使用方差贡献率来判断各个变量的作用强度及其贡献，同时通过动态相关系数对它们之间的时滞性冲击反应及其对称性作用机理进行研究，从而在政策制订上能够从总量角度来为调控我国储蓄、投资与经济增长之间的动态关系提供借鉴参考。本文余下部分结构安排如下：第二节是经济形态的数据描述和关联性特征；在第三节中给出var模型及其冲击反应函数分析以及granger因果检验；第四节是方差贡献分析和各变量之间的动态相关性检验；最后是全文的主要结论和政策启示。二、经济形态的数据描述及其关联性特征本文沿用周建、汪伟(2006)的方法，利用gdp增长率、储蓄占gdp的比重、投资占gdp的比重三个变量构成的向量自回归模型(var)来研究中国储蓄率、投资率与经济增长之间的动态相关性。样本取自19522006年的年度数据，数据来源为新中国五十五年统计资料汇编与中国统计年鉴。gr是以1952年为基期经过不变价处理后的gdp增长率；ir表示投资占gdp的比重；sr表示储蓄占gdp的比重。本文用h-p滤波作为趋势水平，h-p滤波是一种时间序列在状态空间中的分解方法。例如，对于时间序列，h-p滤波选择满足下式的趋势成分：，其中是趋势当中各种变化程度产生的权重。此时序列当中对应的波动成分是：。prescott建议对年度数据分解时采用,利用变量tgrt,tirt和tsrt表示这些时间序列中的趋势成分。定义这些序列中的波动成分为：cgrt=grttgrt , cirt=irttirt , csrt=srttsrt (1) 图1产出增长率、投资率与储蓄率 图2产出增长率及其成分分解图3 投资率及其成分分解 图4 储蓄率及其成分分解图1至图4给出了这些变量的时间轨迹。从图中的趋势成分可以看出实际产出增长率、投资率和储蓄率均具有类似的波动模式，并且波动过程中的峰和谷的位置基本对应。如果我们以1978年为界，19531977年与19782004年相比，即改革开放前后相比，经济增长率的平均值（简单算术平均）由6.5%上升到9.5%，上升了3个百分点；最大值即最高峰位由21.3%下降到15.2%，下降了6.1个百分点；最小值即最低谷位由-27.3%上升到3.8%，上升了31.1个百分点；反映波动幅度的标准差由10.5个百分点下降到2.9个百分点，下降了7.6个百分点。可见，中国经济周期波动在改革开放前后呈现出不同的特点。改革开放前，其突出特点是大起大落，且表现为古典型周期古典型周期是指在经济周期的下降阶段，gdp绝对下降，出现负增长。改革开放后，中国经济周期波动的主要特点为波幅减缓，并由古典型转变为增长型增长型周期是指在经济周期的下降阶段，gdp并不绝对下降，而是增长率下降。总的来看，改革开放以来中国经济周期波动呈现出一种新态势：峰位降低、谷位上升、波幅缩小，经济增长率、投资率与储蓄率当中的波动成分，显示出一种平稳性趋势，其中1996年经济实现“软着陆”的迹象比较明显。同时图中可以发现，1978年以前，我国的投资率与储蓄率之间几乎没有差异，而改革开放后，虽然投资与储蓄的相关性依然很高，但它们之间的差异也逐渐显现，特别是从90年代初开始，储蓄率一直高于投资，这反映了我国对外开放程度的提高以及贸易顺差的持续扩大，从整体来看，投资率比储蓄率具有更大的波动幅度。从经济增长率与投资率、储蓄率的互动关系我们可以比较明显的看出（图1），经济增长率的变动先于投资率与储蓄率的变动，而且变动的方向具有一致性，这种关系从上世纪50年代早期至今具有相当的稳定性，上述特征与上世纪日本和韩国经济发展过程中的经济增长、投资率、储蓄率变化的特征基本吻合。由此可见，我国的高储蓄、高投资很大程度上是由高增长引起的。三、我国经济增长与投资、储蓄动态相关性的冲击反应的计量检验(一)、var模型与脉冲响应函数、granger因果检验由于产出增长率、投资率和储蓄率之间的关联性可以通过各自冲击的交互影响体现出来，为此本文使用向量自回归（vector autoregressive，简称var）模型及脉冲响应函数（impulse response function，简称irf）进行分析。（1）var模型使用var模型的好处在于不需要对模型中所有变量的内生性和外生性做出事先的假定。为此，我们建立下述三元结构向量自回归var模型： (2)其中变量和参数矩阵为：，、和分别是作用在产出增长率、投资率和储蓄率上的结构式冲击。通过样本数据对上述三元var模型估计，模型中滞后阶数的选取采用aic准则进行判断，经验算当选择2时，得到grt、irt、srt方程中最小aic为-2.45、-4.04、-3.84（此时各个方程的sc也达最小，分别为-2.19、-3.78、-3.59，这说明滞后阶数选择2所得分析结论具有稳健性），同时常数项也是显著的，得到最终var模型如式（3）所示（其中括号中的数值为相应变量显著性检验的统计量，常数项省略了）。 (3)，从模型（3）中可以看出：对于产出增长率方程而言，滞后1期的产出增长率、投资率与储蓄率对其影响系数分别为0.49、0.14、-0.29，且产出增长率在5%显著性水平显著；滞后2期的相关变量对其影响系数分别为-0.28、-1.15、1.10，仍然只有产出增长率显著，而投资率与储蓄率统计量分别为-1.63、1.60，在10显著的边缘。对于投资率方程而言，滞后1期的相关变量对其影响系数分别为0.30、0.93、-0.16，所有变量都非常显著，产出增长率与投资率的统计量均在3左右，但储蓄率系数的显著性却很小；滞后2期的相关变量对其影响系数分别为-0.17、-0.67、0.68，各变量的统计量的绝对值均在2以上，在5的显著性水平下显著，因此产出增长率与储蓄都是投资的重要解释原因。对于储蓄率方程而言，滞后1期的相关变量对其影响系数分别为0.28、0.36、0.44，但是投资率与储蓄率的影响却不显著，统计量分别只有1.03，1.33；滞后2期的相关变量对其影响系数分别为-0.18、-0.66、0.70，且各变量在5%显著性水平左右显著，所以产出增长率与投资率都是储蓄率的重要解释变量。同时注意到无论是产出增长率、投资率还是储蓄率，它们都是自身的重要解释变量之一，这一点深刻的揭示了我国经济增长过程中的可持续性特征，本文继续使用脉冲响应函数对三者之间的动态相关性作用机理进行数量化分析。（2）脉冲响应函数脉冲响应函数刻画的是，在扰动项上加一个标准差大小的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过var模型的动态结构传导给其它所有的内生变量，在var模型结构当中可以利用冲击反应函数识别出经济增长率波动和投资、储蓄波动对各种冲击的动态反应过程，将方程（2）转化为简化式方程： ， (4)其中是滞后算子,是算子多项式构成的矩阵。将式（4）改写成一般的向量移动平均模型（vma）为： (5)其中为系数矩阵，。则由的脉冲引起的的响应函数为：，。(二)、我国经济增长与投资、储蓄的相互作用机制的冲击反应分析图5产出增长率的冲击反应曲线图6投资率的冲击反应曲线 图7储蓄率的冲击反应曲线在式（5）中分别给各变量白噪声序列一个标准差大小的冲击，得到相关变量的脉冲响应函数图。假设投资(储蓄)冲击先于经济增长率冲击发生，此时投资(储蓄)冲击对实际产出增长率具有短期和长期影响，而实际产出增长率冲击对投资(储蓄)也通过时间滞后关系形成长期影响。发生在投资(储蓄)上的持久冲击可以认为是由我国经济转型期投融资体制制度变迁及其创新、储蓄结构变化、储蓄投资转化路径变化等所形成的，而短期冲击则可能是由影响投资(储蓄)的其他扰动因素所形成的。图5、6、7中横坐标表示冲击发生后的时间间隔（年），纵坐标表示冲击反应程度。（1）产出增长率的冲击反应曲线分析 图5是对相关变量的冲击所引起的产出增长率变化的脉冲响应函数图。从图5可以看出，当在本期给产出增速一个标准差的正向冲击后，产出增长率增速在冲击发生后的1到4期迅速衰减，一直从上升6.5到下降约-1.7，但从47期缓慢上升至0.5；随后从第7期以后经济增长率缓慢下降并逐渐达到回到原来的稳定状态。这说明，产出增长率对其自身的冲击影响，可以引起gdp在一定期间内的经济波动，但经济系统具有自动稳定功能，在第10期以后冲击的作用会逐渐消失并使经济增速回到原来的均衡状态。这表明我国经济系统具有一定的稳定性发展特征，在没有受到外界冲击的情况下，国民经济将按着自身的规律向前发展，实际产出增长率对自身冲击的反应比较敏感，但是冲击反应衰减的速度也比较快，这意味着当前我国经济增速波动没有显著的持续性，从而导致经济增长出现一定程度的稳定性。毕竟，产出短期的外部正向冲击并不具有永久性的增长效应，因此，对于我国而言，无论是在经济扩张期还是经济收缩期，政府加强宏观调控，采取规则性的政策措施，短期内能影响经济增长的速度，但要促进国民经济持续高增长，必须将经济增长方式由“粗放型”向“集约型”转变。从图5中可以看出投资率与储蓄率的增速对gdp增速不具有显著的促进作用。投资率的正向冲击发生以后，经济增长率在1到3期略有下降，第3期的降幅达到最大，约为1，但从4期开始缓慢上升，从第6期开始经济增长率高于稳态，在第7期升幅达到最大，约为0.35，尔后从第8期开始逐渐下降并回到原来的均衡，从投资对产出增长冲击的演化过程看，实际产出增长率对其趋势水平偏离的幅度很小。同时进行比较可以明显的发现当给储蓄率一个标准差的正向冲击时，与投资率冲击相似，实际产出增长率对其趋势水平偏离的幅度也很小，但储蓄率冲击对产出增速的短期动态演化过程基本与投资率冲击相反，产出增速从第1期开始略微下降后，从第2期迅速回升并在第3期末达到增速的峰值1.5，尔后又从第4期逐渐下降，至到第6期回到原来的稳定状态，从第7期开始经济增长率低于稳态，经过四期调整最终又回到原来的稳态。如何解释投资率与储蓄率的增速冲击对gdp增速不具有显著的促进作用？又如何解释二者的冲击所引起的产出增速这一相反的短期动态变化呢？我们可以从标准的新古典增长理论中获得一个合理的解释，从总需求的角度看，储蓄的一个正向冲击则意味着总需求的立即减少，从而暂时性降低产出，而后续期随着储蓄逐渐转化为投资，总需求水平上升，通过资本形成机制使得产出增长率暂时增加，而由于资本的边际收益递减，储蓄率的上升并不影响长期产出增长率，长期的经济增长取决于技术进步。本文认为二者的冲击所引起的产出增速这一相反的短期动态变化则反映了从储蓄向投资转化中的时滞以及投资效率的低下，1992年我国实行社会主义市场经济体制以前，特别是改革开放以前，我国实行行政管理的投资体制，投资项目的确立、银行放贷都需要层层审批，非市场化的运作使得储蓄不能有效转化为投资，也降低了投资的效率。由于当期产出中资本品数量是有限的，如果投资增速，一般会造成储蓄短期供给的不足(不考虑国际借贷)，所以也就造成了投资增速与储蓄增速冲击所引起的产出增速反向变化的结论。虽然由于短期储蓄不能满足投资需求，但我国的储蓄率一直维持在30以上，从长期来看能够有效支持高投资率，因而投资率的短期冲击虽然对gdp增速不具有显著的促进作用，但并没有影响我国经济持续增长，这一点可以从实际产出增长率对其趋势水平偏离的幅度很小得到印证。从以上分析可以看出，高储蓄、高投资一直是我国经济增长的特征，但随着中国严格的计划生育政策的执行，我国正逐步进入老龄社会，根据世界银行的预测(kuijs,2006)，由于养老压力的增大，中国的国民储蓄率可能已经达到顶峰并在不久的将来急剧下降，因此这种增长模式的可持续性可能受到挑战，因此从长远来看必须将经济增长方式转变到依靠技术进步上来。（2）投资率的冲击反应曲线分析 图6是对相关变量冲击所引起的投资率变化的脉冲响应函数图。从图6中可以看出，当在本期给产出增速一个正向冲击后，投资率在第12期以一定的速度上升并在第2期末达到峰值3.6；从第35期投资加速下降至0.7；从第510期投资率上升幅度围绕者1上下波动，最终达到新的稳定状态，新的稳态投资率高于原来的问题约0.8。这说明，产出增长率对投资率的冲击影响，可以引起投资在一定期间内增长，但所引起的稳定增长时间约为十期，并且在第10期以后冲击的作用并不逐渐消失。总体来看，当产出增长率出现1个标准差的正向冲击以后，投资率也出现了正向扩张反应，扩张的灵敏程度相对比较高，这意味着实际产出扩张所形成的投资需求比较强烈，产出对投资的加速作用明显，这与目前我国经济增长投资驱动型政策有关。近年来随着我国经济的持续快速增长，综合国力进一步提高，“西电东送”、“青藏铁路建设”、“西部大开发”、“振兴东北老工业基地”等重大型工程项目建设施工大大改善了国民经济基础设施条件，通过不断优化经济结构为进一步提高经济增长质量奠定了雄厚的物质基础。从图6中可以看出投资增速对其自身增速有一定的促进作用。当给投资增速一个正向冲击时，投资增速在冲击发生后的1到5期以一定的速度从2.2衰减至0.25，并在第5期以后略有上升并维持整理最后在第10期收敛至0.4左右。这说明我国的投资行为具有比较明显的可预测性，投资增速对自身冲击在前3期的反应最为强烈，投资政策保持扩张、收缩或者稳健的期限结构比较明显，投资政策不会因为实际产出暂时偏离当期的周期状态而发生持久改变，也表明投资增长率中“规则性成分”多于“相机选择成分”，“可预期成分”多于“不可预期成分”。同时进行比较可以明显发现投资增速对储蓄增速具有较强的反馈作用，从图6中可以看出当给储蓄增速一个正向冲击时，投资增速从第1期反向略有下降，这主要反映了储蓄率的外生增加对短期总需求水平的负面冲击，由于投资相对与储蓄具有时滞性，投资直到第2开始以一定的速度上升并在第5期末达到峰值，随后又从第6期逐渐缓慢下降最终达到新的稳定状态，新的稳态投资率比原来的稳态约高0.8，这说明储蓄的增速对资本形成具有一定的持续性。目前我国居民储蓄形式较为单一，根据中国国民经济研究所的测算，2006年底，银行储蓄仍占居民金融储蓄的70以上，数据来自中国国民经济研究所的研究报告:. 而根据何德旭等(2008)等的测算，企业直接融资的比例很低，只占其融资比例的17左右。企业融资渠道主要依靠其保留利润或向银行借贷，但商业银行由于担心经营风险一般实行信贷配给，从而导致企业融资困难。因此，在储蓄向投资转化的渠道不顺畅的情况下, 应该制定政策积极促进储蓄向投资的转化，以促进国民经济持续稳定增长。（3）储蓄率的冲击反应曲线分析 图7是对相关变量的冲击所引起的储蓄率变化的脉冲响应函数图。从图7可以看出，当在本期给产出增速一个正向冲击后，储蓄率受冲击后的动态演化过程与投资率受冲击后的演化过程十分相似。储蓄率在第12期以一定的速度上升并在第2期末达到峰值3.7；从第35期投资加速下降至1.25；从第610期投资率上升幅度在11.5之间波动，最终达到新的稳定状态，新的均衡水平高于原来的问题约1.15。这说明，产出增长率对储蓄率的冲击影响，可以引起储蓄在一定期间内稳定增长，但所引起的稳定增长需要滞后5期。本文对增长冲击导致储蓄率的动态演化的分析从实证支持了高增长先于高储蓄，高增长导致高储蓄的结论。因此，制定经济政策的出发点就应该首先着重促进经济增长，并不断给产出以正的冲击，借此可以提高居民储蓄率，随之可以形成更快的资本累积。图7中显示投资率冲击对储蓄率的上升有一定的促进作用，但其影响程度弱于增长率的冲击。当给投资率一个正向冲击时，储蓄率增速在冲击发生后的1到5期以一定的速度从1.7衰减至0.4，在第5期以后略有上升并维持整理最后在第10期收敛至0.4左右。以上演化过程表明，短期内的投资改变会引起储蓄的相应调整，但调整的幅度不大，这在一定程度上说明我国的投资效率不高，对储蓄的引致作用并不强。这反映了我国私人投资的主要领域不具有典型的外部正效应，由于我国从1992年才开始实行社会主义市场经济体制，到目前为止，真正的市场机制尚未充分、完全发挥作用，私人投资领域存在着较大程度的盲目性和非长远性，较多的项目属于低水平重复建设，因此我国对投资政策尚需各级政府加以正确引导、加强宏观管理，只有这样才能提高投资质量，改善我国投资体制环境，保证国民经济健康稳定发展。从图7中可以发现储蓄率对于自身冲击的反应过程具有一定的自我累积效应，储蓄增速从第2期反向迅速下降，这主要反映了储蓄率的外生增加对短期总需求水平的负面冲击，储蓄率从第3期开始以一定的速度上升并在第5期末达到峰值，随后又从第6期逐渐下降最终达到新的稳定状态，新的稳态投资率比原来的稳态约高1.2。从上面的演化过程可以看出储蓄对自身冲击的反应比较敏感，这意味着当前我国高储蓄率在短期有显著的持续性，如果较高的储蓄率能顺利转化为投资率，则高储蓄率有利于资本积累，有利于经济增长。反之，如果储蓄率和投资率的差额不能为净出口所抵消，则市场不能迅速出清，经济有陷入衰退的危险。由于我国储蓄向投资转化不畅，因而启动消费对促进国民经济持续健康发展就显得尤为重要。(三)、granger因果检验从上述var模型以及脉冲响应函数中分析可以看出，产出增长率、投资率与储蓄率之间存在着错综复杂的相关性，为了进一步揭示它们的因果联系，我们进行granger因果检验，表1给出了检验结果。表1 granger因果检验样本: 1952-2006; 滞后阶数: 2原假设观察数f统计量p值ir不是gr的granger原因530.572380.56798gr不是ir的granger原因6.564200.00302granger因果方向: gr irsr不是gr的granger原因530.393830.67662gr不是sr的granger原因6.484960.00321granger因果方向: gr srsr不是ir的granger原因532.205910.12120ir不是sr的granger原因2.612750.08374granger因果方向: ir sr结果表明经济增长率是分别是投资率和储蓄率的granger原因,但反向因果关系不成立；投资率与储蓄率在5的统计显著性水平下不存在双向granger因果关系。以上高增长导致高储蓄、高投资的结论与传统的新古典增长模型似乎并不一致，按照新古典增长理论，高储蓄导致高投资，高投资通过资本形成机制带来高增长，储蓄与投资应该是增长的原因。但本文的检验与modigliani(1970, 1986,2004)，carroll and weil(1994)，caroll,overland和weil(2000)，陈利平(2005)、汪伟(2008)等的理论与实证解释是一致，而且也印证了我们对数据特征的观察。改革开放以前，我国之所以能维持30左右的国民储蓄和投资率，存货储蓄占的比重很高，而居民储蓄很低本文根据统计年鉴的数据推算发现，1978年以前，由于生产非市场主导，我国的国民储蓄(投资)中非意愿的存货储蓄(投资)比重很高，约占国民生产总值的10，而改革开放后由于经济向市场机制转轨，存货占gdp的比重已不到2。 。上世纪50年代到70年代中期，收入水平增长率较低，居民储蓄率也非常低，根据modigliani、cao(2004)的测算，平均的居民储蓄率低于5；但到了70年代中期以后，随着中国经济改革的加速推进，居民收入迅速增长，从1979年到2006年27年间，我国农村居民家庭人均纯收入年均增长7.2%，城镇居民家庭人均可支配收入年均实际增长7.7%，储蓄率也随之稳步上升，1994年中国居民储蓄率达到惊人的34，与日本上世纪60年代的情况相似，90年代中期至今仍然维持在25左右，而且这种动态模式表现为：首先上升的是经济增长率，然后储蓄率缓慢上升。从图1可以看出，80年代中期以来我国gdp增长率已经处于较高水平，储蓄率则存在上升趋势，并收敛到一个较高的稳态水平。由此可见，居民收入的增长无疑成为储蓄快速增长的基本原因。由于中国经济高速增长，政府税收增长较快，导致政府储蓄显著增加，根据世界银行kuijs(2006)的测算，2005年中国政府储蓄占gdp的比重接近6，占国民总储蓄的15左右。市场化改革以来，特别是到了20世纪90年代中期以后，随着企业体制改革的深化，预算软约束逐步“硬化”，买方市场的逐步形成，所有工业企业的效益均有了不同程度的改善，因而企业可支配收入在国民可支配收入中所占比重的加大，企业整体效益的改善导致企业储蓄不断增长，本文根据中国统计年鉴的测算发现，1996年企业储蓄为gdp的13.5，2000年为15.5，而2004、2005年更是上升到了18.9与20.4。居民、政府与企业储蓄的同时增长导致了国民储蓄率的不断上升，这些都归因于经济增长。我国经济的持续增长，经济总量的不断扩大，综合国力的不断增强也是高投资率的内在动因。经济的高速增长一方面使政府有财力投资于投资周期长、运行成本高、私人部门无力或不愿投资的基础设施领域，另一方面经济的高速增长，市场前景看好，增强了私人部门投资者的信心，带动了私人投资的繁荣，因而资本存量加速积累。由于我国市场经济体制建立的时期较短，私人部门投资活跃期毕竟较短，加上受全球经济增长减缓等外界冲击，私人资本积累的速度虽然在加快，私人投资对投资前景的预期存在不确定性。同时由于受到投资的时间累积性质所限，表明投资对于实际产出的调控能力在逐渐减弱，同时实际gdp中的投资率也受到了产品结构和投资结构的影响，并未快速地形成产出对于投资的反馈作用。从granger因果检验也可以看出，投资并不是产出增长率的granger原因。这提示我们，利用扩张或者收缩的投资政策进行宏观经济调控，短期效果既不稳定也不明显，而且容易出现投资乘数作用弱化甚至消失的现象。我国储蓄与增长之间表现出较高程度的同期相关性，而以前的储蓄对经济增长的贡献不显著，这在很大程度上说明，储蓄率的上升对经济增长并不具备持续影响，也说明如果不依靠技术进步，高积累的增长模式将很难持续，从granger因果检验也可以看出，储蓄也不是产出增长率的granger原因。中国投资与储蓄之间并不存在显著的双向因果关系，说明了国内金融体制还不健全所造成的投资传导的货币渠道和信贷渠道不畅，储蓄向投资转化效率偏低。究其原因，可能在于：从利率形成机制看，在市场经济条件下，利率决定于储蓄与投资相等、货币需求与货币供给相等的均衡状态。利率作为借贷资本的价格，主要由储蓄与投资的相互作用决定。在我国，利率基本上是一个外生变量，它不是由经济体系内部决定，而主要由货币政策偏好决定的，缺少市场供求生成的基础。因此，利率就不能准确反映货币供求的变动，不能对储蓄与投资的均衡起到自动调节作用。我国目前的金融结构，在融资方式上主要表现为间接融资偏大、直接融资偏小的不对称格局。直接融资规模尚小，这是社会储蓄如手持现金、各种存款等较多而企业普遍感到资金紧张、间接融资比率较大的一个主要原因。中国的改革开放导致了资本流动在一定程度上的放开，依靠吸引外国直接投资、间接投资或者从国际金融市场借贷等形式，中国资本流入大量增加。但与此同时，中国仍然实施着资本控制，这使得资本流动性偏弱。但从granger因果检验我们还发现，在约10的显著性水平下存在双向因果关系，这说明随着经济的高速增长，随增市场机制的逐步完善，我国储蓄向投资转化的能力正在增强。四、我国经济增长与投资、储蓄动态影响中各变量的贡献率分析本文继续利用方差分解（variance decomposition）技术分析投资、储蓄与经济增长之间的相互贡献率。脉冲响应函数是追踪系统对一个变量的冲击效果，相反，方差分解则是将系统的均方误差（mean square error）分解成各变量冲击所做的贡献，其做法是通过将一个变量冲击的均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献，然后计算出每一个变量冲击的相对重要性，即变量冲击的贡献占总贡献的比例。(一)、方差分解模型sims于1980年提出了方差分解方法，其目的是定量地把握变量间的影响关系。本文中所用的方差分解模型为：其中,是脉冲响应函数,是白噪声序列第个分量的标准差,是自回归向量的第个分量, 表示第个分量对第个分量的方差贡献率。本文分别考虑grt、irt、srt、相互之间的方差贡献率，其经济意义为：如果较大时，意味着第个分量对第个分量的影响大；相反地，较小时，可以认为第个分量对第个分量的影响小。图8、图9、图10中，横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：年），纵轴表示所有变量对所研究变量的贡献率（单位：百分数）。图8各变量对产出增长率的贡献率 图9各变量对投资率的贡献率 图10 各变量对储蓄率的贡献率(二)、各变量的贡献率分析（1）各变量对产出增长率的贡献率从图8中可以看出产出增长率自身贡献率超过90，因此对我国经济增长最重要的影响因素是gdp自身发展速度，这意味着保持我国宏观经济政策的稳定性和连续性对于经济可持续快速发展具有至关重要的作用，在没有受到其它外界冲击情况下，我国经济系统是按着自身规律向前发展的。投资与储蓄增速对产出增长率的方差贡献率均很低，二者之和约占总贡献的10，储蓄的贡献略高一些，投资与储蓄增速的贡献率短期内效果不明现，但随着时间的延长呈上升趋势，在第4期以后对gdp影响呈现出稳定状态。以上分析和前文用脉冲响应函数得出的结论是一致的。因此对我国在进行宏观经济调控时，首先，需要考虑到宏观政策的前瞻性、稳定性及连续性，以便保证可操作的政策措施能够促使经济健康发展；其次，要提高投资质量，不断通过有效的投资方式来调整经济结构；再次，我国目前的投资与储蓄率已接近50，要维持这么高的储蓄率与投资率从长期来看并不现实，即使能够维持高储蓄率、高投资率，其对经济增长率的边际贡献也有限，为此，政府应当进一步深化改革，从优化体制和环境上促进经济发展和技术进步，倡导新的消费理念，改变旧的消费观念，鼓励国民追求科学、平衡和合理的消费，打破短视、流动性约束与预防性动机造成的居民高储蓄和低消费倾向，以此消除对宏观经济发展不稳定及其不利因素，保证国民经济可持续发展。（2）各变量对投资率的贡献率从图9中可以看出对我国投资最重要的影响因素是gdp发展速度，这意味着改革开放以来经济增长是投资增长的主要推动因素，从前文的granger因果检验也可以得到印证。产出增速对投资的方向和数量上有着决定性影响作用，尤其在第3期效果更加明显，gdp增长率对投资率的贡献率达到75左右，随后逐渐缓慢下降，到第10期收敛至62。投资率对其自身贡献率也有着随时间递减的模式，投资在第1期的贡献率最高，接近50，随后作用逐渐缩小，最终在第10期收敛至18左右。而与此相反，储蓄增速对投资增长的贡献率则是随时间递增，在13期，储蓄冲击对投资的贡献十分微弱，但随后逐年递升，其新的稳态贡献率超过投资自身的贡献率达到20左右，这表明我国储蓄对投资的贡献及其影响在逐渐加大，储蓄向投资转化存在时滞，其对投资的贡献一般需要较长时间才能充分表现出来。以上分析表明在对我国投资进行调控时，其基本思路应是在对宏观经济运行整体考虑并保证可持续发展条件下，根据经济形式和政策需要对投资进行调整，同时还必须保证储蓄向投资转化渠道的畅通，促进经济系统各要素之间良性互动。（3）各变量对储蓄率的贡献率从图10中可以看出对我国储蓄最重要的影响因素仍然是gdp发展速度，同投资一样，进一步印证了经济增长是高积累的内在动因。产出增速对储蓄的方向和数量上呈逐出“驼峰”形状，在第3期末达到贡献率的峰值73，然后开始缓慢下降最终在第10期达到稳定贡献率，大约60左右。投资对储蓄的贡献率整体贡献不高，第一期最高，约为25，其后逐渐递减，在5期后，其贡献率大约稳定在11左右，说明我国的投资效率不高，对储蓄的引致作用并不强，这对前面脉冲响应的结论进一步提供了支持证据。同时图10还表明储蓄对自身的贡献率呈现v形反转模式，贡献率从起初的20经一期下降后，随即逐步上升并最终收敛在最高的30，这同投资对自身的贡献率相比出现了较大的差异。这深刻说明我国经济快速发展是储蓄增加的根本原因，储蓄行为具有较强的惯性，同时由于投资对储蓄的贡献率较小，进而表明储蓄并不太注重参考投资政策取向，因此造成了二者行为之间的分离。以上所有分析表明我国改革开放以来储蓄的高企存在着“非理性”特征，它们不太注重市场的经济效应，因此政府在投资政策的制订和把握上应加强对可贷资金的引导和规范，使投资者产生正确的理性预期，将项目投向更有效率、更有作用的领域