开放经济下的储蓄、投资与对外贸易关系的研究

1、开放经济下的储蓄、投资与对外贸易关系的研究（数学与统计学院 13应用统计） 指导老师：武以敏叶丹 余志 王成业 蒋星星 单孟真 李翠萍 任小娟主要内容：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一次分析，通过建立计量经济学模型来探讨在开放经济下三者之间的关系，用以说明在宏观经济调控下如何正确处理三者之间关系 。 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 改革开放以来，我国居民储蓄存款保持了较高的增长速度，其发展过程大致分为三个阶段：1978年1988年（持续增长阶段）；1989年1996年（高速增长阶段）；1

2、9961999年（减速增长阶段）。进入1999年，居民储蓄存款形式发生新的变化。居民储蓄存款分流进一步加快，投资，消费，金融结构等方面都由此产生一系列变化，分析储蓄资金流向，货币资产结构及其经济效应对于宏观经济政策的研究和制定具有重要的意义。2009年财政政策由“稳健”转为“积极”，重点要以扩大消费需求为核心，以加快改革为重点，综合运用各种财政手段，配合金融政策和其他手段，来改善经济结构和拉动经济增长。我国经济正处于一个历史性重要关口，短期看面临着经济快速下滑的风险，长期看面临着经济由外向型向内需型转变，非均衡发展向协调可持续发展转型的巨大压力。2014年我国居民储蓄存款余额达到49.9万亿元

3、，这是目前我国宏观经济概况。（二）问题的提出 2014年是近20年来政治，社会，经济最为复杂的一年。中国经济的大改革与大转型，世界经济的政策大转型与大改革，以及全球经济周期性力量的轮转这三大力量决定了2014 年中国宏观经济运行的基本框架。这也决定了2014 年宏观经济具有“底部修复”的运行特征。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1,2万亿大关，到2014年达到了1.3万亿元。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

4、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。以上均是从国家统计年鉴数据入手分析储蓄、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、著名经济学家高鸿业教授在其编著的西方经济学宏观部分第五版中的支出法核算国内生产总值（GDP）中指出 GDP是由消费（C） 、投

5、资（I）、政府支出（G）、净出口（Y）四个部分组成。其中投资包括固定资本投资和存货投资，净出口等于出口总额（X）减去进口总额(Q)。在企业没有库存的假设下，物品的供给就等于产出，那么就得出了均衡产出的方程：Y = C + I + G +X Q                              2、根据

6、凯恩斯在1936年出版的代表作就业，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YD减去消费，即：                  S = YD - C                  &#

7、160;     按照可支配收入的定义，把私人储蓄表示为收入减去税收，减去消费：得到如下公式：                  S = Y T C                    &

8、#160;  3、方程的两边同时减去（C+T），结合方程，得到：                  S = I + G T + X Q                      将净出口 Y = X Q代入方程整理得到：

9、                  Y = S + (T- G) I                    4、得到的方程即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：Y=C+1S+

10、2Z+3I+U                  其中1是净出口总额对私人储蓄的弹性系数，2是净出口总额对公共储蓄的弹性系数，3表示净出口总额对固定资产投资的弹性，U是模型的随即扰动项。我们将通过用Eviews软件对该模型进行回归分析，得出三者之间更为准确的关系，确定准确有效的模型。（四）样本数据的收集 该模型中我们使用的是时间序列数据，数据来源于中华人民共和国国家统计局官方网站（）中国统计年鉴。在经过一系列的理论分

11、析和数据查阅比较后我们采用了如下编制的数据表。   单位：亿元 TGZISXQY1990 2821.86 3083.59 -261.73 4517.00 7034.2 2985.8 2574.3 411.5 1991 2990.17 3386.62 -396.45 5594.50 9110.3 3827.1 3398.7 428.4 1992 3296.91 3742.20 -445.29 8080.10 11545.4 4676.3 4443.3 233.0 1993 4255.30 4642.30 -387.00 13072.30 15203.5 5284.8

12、 5986.2 -701.4 1994 5126.88 5792.62 -665.74 17042.10 21518.8 10421.8 9960.1 461.7 1995 6038.04 6823.72 -785.68 20019.30 29662.3 12451.8 11048.1 1403.7 1996 6909.82 7937.55 -1027.73 22913.50 38520.8 12576.4 11557.4 1019.0 1997 8234.04 9233.56 -999.52 24941.10 46279.8 15160.7 11806.5 3354.2 1998 9262.

13、80 10798.18 -1535.38 28406.20 53407.5 15223.6 11626.1 3597.5 1999 10682.58 13187.67 -2505.09 29854.70 59621.8 16159.8 13736.5 2423.3 2000 12581.51 15886.50 -3304.99 32917.73 64332.4 20634.4 18638.8 1995.6 2001 15301.38 18902.58 -3601.20 37213.49 73762.4 22024.4 20159.2 1865.2 2002 17636.45 22053.15

14、-4416.70 43499.91 86910.7 26947.9 24430.3 2517.6 2003 20017.31 24649.95 -4632.64 55566.61 103617.1 36287.9 34195.6 2092.3 2004 24165.68 28486.89 -4321.21 70477.40 119555.4 49103.3 46435.8 2667.5 2005 28778.54 33903.28 -5124.74 88773.62 141051.0 62648.1 54273.7 8374.4 2006 34804.35 40422.73 -5618.38

15、109998.20 161587.3 77597.2 63376.8 14220.4 2007 45621.97 49781.39 -4159.42 137323.94 172534.2 93563.6 73300.1 20263.5 2008 54223.79 62592.66 -8368.87 172828.40 217885.4 100394.9 79526.5 20868.4 2009 59521.59 76299.93 -16778.34 224598.77 260771.7 82029.7 68618.4 13411.3 2010 73210.79 89874.16 -16663.

16、37 251683.77 303302.5 107022.8 94699.3 12323.5 2011 89738.39 109247.79 -19509.40 311485.13 343635.9 123240.6 113161.4 10079.2 2012 100614.28 125952.97 -25338.69 374694.74 399551.0 129359.3 114800.9 14558.4 2013 110530.70 140212.10 -29681.40 446296.09 447601.6 137161.4 121007.5 16153.9 2014 119158.05

17、 151661.54 -32503.49 512760.70 485261.3 143911.7 120422.8 23488.8 表一注：其中第一列表示年份 、T代表税收收入、 G代表财政支出、 Z代表公共储蓄、 I表示固定资产投资 、S表示私人储蓄 、X表示出口总额、 Q代表进口总额、 Y表示净出口总额。 （五）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”中的数据和通过理论分析得出的估计模型：Y=C+1S+2Z+3I+U我们可以得到如下回归分析结果：Dependent Varia

18、ble: YMethod: Least SquaresDate: 06/19/15 Time: 15:12Sample: 1990 2014Included observations: 25VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-669.38521041.818-0.6425160.5275S0.0816130.0269233.0313190.0064I0.1071060.0367922.9110880.0084Z2.2360560.3907295.7227820.0000R-squared0.887386 

19、;   Mean dependent var7100.436Adjusted R-squared0.871298    S.D. dependent var7570.406S.E. of regression2715.890    Akaike info criterion18.79727Sum squared resid1.55E+08    Schwarz criterion18.99229Log likelihood-230.9659

20、60;   F-statistic55.15899Durbin-Watson stat1.304316    Prob(F-statistic)0.000000表二回归结果为：Y = -669.3852+0.081613×S + 2.236056 × Z +0.107106 × I1、经济意义检验 从经济意义看1表示净出口总额对居民储蓄的弹性，2表示净出口总额对公共储蓄的弹性，3表示净出口总额对固定资产投资的弹性。1、2、3为正是符合经济意义的。2、统计推断检验 从EVIEW

21、S的分析结果看来，模型拟合较好，可决系数=0.871298,表明模型在整体上拟合也是较好的。 显著性检验：对于1，t统计量为3.031319。给定的=0.05的条件下,查t分布表知，在自由度位n-2=23下，得临界值t0.025（23）=2.069,因为tt0.025（23）,所以拒绝：H0: 2=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2t统计量为5.722782t0.025（23）,和3t统计量2.911088t0.025（18）,则说明公共储蓄和固定资产投资对净出口额均有显著性影响。 3、计量经济学检验 （1）多重共线性检验 采用简单相关系

22、数矩阵法对其进行检验：SIZS10.989995038248267-0.979272898506996I0.9899950382482671-0.989299872867983Z-0.979272898506996-0.9892998728679831 表三         从结果可知，S、I、Z之间可能存在多重共线性。但是从表二中的分析表明，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 &

23、#160;检验： 利用ARCH检验法检验模型是否存在异方差。  结果如下： 表四ARCH Test:F-statistic1.076671    Probability0.383931Obs*R-squared3.347161    Probability0.341132Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/19/15 Time: 15:09Sample (adjusted): 199

24、3 2014Included observations: 22 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C4134568.3601329.1.1480670.2660RESID2(-1)-0.0708720.232866-0.3043450.7644RESID2(-2)0.3678320.2154311.7074220.1049RESID2(-3)0.1308130.2323850.5629140.5804R-squared0.152144    

25、Mean dependent var7004888.Adjusted R-squared0.010834    S.D. dependent var13091061S.E. of regression13019951    Akaike info criterion35.76483Sum squared resid3.05E+15    Schwarz criterion35.96320Log likelihood-389.4131   

26、0;F-statistic1.076671Durbin-Watson stat1.928600    Prob(F-statistic)0.383931其中，Obs*R-squared=3.347161小于20.05（3）=7.81，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 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=1.304316 ，给定显著性水平=0.05，查Durbin-Watson表，n=25，

27、k=3，得dL=1.123,dU=1.654 。因为DW统计量为dL <1.304316 <=dU，根据判定域知，随机误差项不确定是否存在一阶自相关。 利用LM检验法（拉格朗日乘数检验法）检验模型是否存在异方差。Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic2.361865    Probability0.105351Obs*R-squared7.061418    Probability0.069966Test Equation:Depen

28、dent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 06/22/15 Time: 15:31Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-301.00791025.253-0.2935940.7724S0.0116560.0296920.3925680.6992I-0.0229400.047064-0.4874160.6318Z-0.1813430.444241-0.40820

29、90.6879RESID(-1)0.4041210.2675061.5107000.1482RESID(-2)-0.3535210.261146-1.3537290.1926RESID(-3)-0.2005860.329393-0.6089560.5502R-squared0.282457    Mean dependent var2.04E-12Adjusted R-squared0.043276    S.D. dependent var2540.483S.E. of regression2484.904    Akaike info criteri