開放經(jīng)濟下的儲蓄、投資與對外貿(mào)易關(guān)系的研究

1、開放經(jīng)濟下的儲蓄、投資與對外貿(mào)易關(guān)系的研究（數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院 13應(yīng)用統(tǒng)計） 指導(dǎo)老師：武以敏葉丹 余志 王成業(yè) 蔣星星 單孟真 李翠萍 任小娟主要內(nèi)容：儲蓄、投資與對外貿(mào)易是宏觀經(jīng)濟中最常見的經(jīng)濟行為。本文就目前國內(nèi)儲蓄、投資以及對外貿(mào)易的現(xiàn)狀進行一次分析，通過建立計量經(jīng)濟學(xué)模型來探討在開放經(jīng)濟下三者之間的關(guān)系，用以說明在宏觀經(jīng)濟調(diào)控下如何正確處理三者之間關(guān)系 。 關(guān)鍵詞：儲蓄 投資 財政赤字 貿(mào)易順差 物品市場均衡條件正文：（一）前言 改革開放以來，我國居民儲蓄存款保持了較高的增長速度，其發(fā)展過程大致分為三個階段：1978年1988年（持續(xù)增長階段）；1989年1996年（高速增長階段）；1

2、9961999年（減速增長階段）。進入1999年，居民儲蓄存款形式發(fā)生新的變化。居民儲蓄存款分流進一步加快，投資，消費，金融結(jié)構(gòu)等方面都由此產(chǎn)生一系列變化，分析儲蓄資金流向，貨幣資產(chǎn)結(jié)構(gòu)及其經(jīng)濟效應(yīng)對于宏觀經(jīng)濟政策的研究和制定具有重要的意義。2009年財政政策由“穩(wěn)健”轉(zhuǎn)為“積極”，重點要以擴大消費需求為核心，以加快改革為重點，綜合運用各種財政手段，配合金融政策和其他手段，來改善經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和拉動經(jīng)濟增長。我國經(jīng)濟正處于一個歷史性重要關(guān)口，短期看面臨著經(jīng)濟快速下滑的風(fēng)險，長期看面臨著經(jīng)濟由外向型向內(nèi)需型轉(zhuǎn)變，非均衡發(fā)展向協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展轉(zhuǎn)型的巨大壓力。2014年我國居民儲蓄存款余額達到49.9萬億元

3、，這是目前我國宏觀經(jīng)濟概況。（二）問題的提出 2014年是近20年來政治，社會，經(jīng)濟最為復(fù)雜的一年。中國經(jīng)濟的大改革與大轉(zhuǎn)型，世界經(jīng)濟的政策大轉(zhuǎn)型與大改革，以及全球經(jīng)濟周期性力量的輪轉(zhuǎn)這三大力量決定了2014 年中國宏觀經(jīng)濟運行的基本框架。這也決定了2014 年宏觀經(jīng)濟具有“底部修復(fù)”的運行特征。這幾年，我國財政收入雖然大幅攀升，居民儲蓄存款快速增長，國內(nèi)可用的資金充裕，市場物資豐富，物價處在較低水平，國際收支連年盈余，外匯儲備較為雄厚，但是連續(xù)2年財政赤字突破1,2萬億大關(guān)，到2014年達到了1.3萬億元。盡管仍在國家財力可以承受的范圍之內(nèi)，但從總體發(fā)展趨勢判斷，對我國當前的財政赤字不可掉以

4、輕心。同時，儲蓄存款的迅猛增長，給我國經(jīng)濟社會也帶來了一系列的影響。以上均是從國家統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)入手分析儲蓄、投資及貿(mào)易對國家宏觀經(jīng)濟的影響。然而，在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，任何經(jīng)濟因素、經(jīng)濟行為都不是單獨存在的，或多或少都存在一定的聯(lián)系。這里，我們把這幾個因素抽取出來，將物品市場的均衡條件，即投資等于儲蓄（包括私人的和公共的）放到開放經(jīng)濟中來研究，構(gòu)造出開放經(jīng)濟下的物品市場均衡模型，并對其進行回歸分析，試圖從中探討三者之間的聯(lián)系及正確的協(xié)調(diào)方法。（三）模型的設(shè)定1、著名經(jīng)濟學(xué)家高鴻業(yè)教授在其編著的西方經(jīng)濟學(xué)宏觀部分第五版中的支出法核算國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）中指出 GDP是由消費（C） 、投

5、資（I）、政府支出（G）、凈出口（Y）四個部分組成。其中投資包括固定資本投資和存貨投資，凈出口等于出口總額（X）減去進口總額(Q)。在企業(yè)沒有庫存的假設(shè)下，物品的供給就等于產(chǎn)出，那么就得出了均衡產(chǎn)出的方程：Y = C + I + G +X Q                              2、根據(jù)

6、凱恩斯在1936年出版的代表作就業(yè)，利率與貨幣通論一書中的首次詳細闡述的模型，可得到私人儲蓄（消費者的儲蓄，S）等于可支配收入YD減去消費，即：                  S = YD - C                  &#

7、160;     按照可支配收入的定義，把私人儲蓄表示為收入減去稅收，減去消費：得到如下公式：                  S = Y T C                    &

8、#160;  3、方程的兩邊同時減去（C+T），結(jié)合方程，得到：                  S = I + G T + X Q                      將凈出口 Y = X Q代入方程整理得到：

9、                  Y = S + (T- G) I                    4、得到的方程即是我們所要研究的凈出口與儲蓄（包括私人儲蓄和公共儲蓄）、投資三者之間關(guān)系的一個反映。我們設(shè)立模型如下：Y=C+1S+

10、2Z+3I+U                  其中1是凈出口總額對私人儲蓄的彈性系數(shù)，2是凈出口總額對公共儲蓄的彈性系數(shù)，3表示凈出口總額對固定資產(chǎn)投資的彈性，U是模型的隨即擾動項。我們將通過用Eviews軟件對該模型進行回歸分析，得出三者之間更為準確的關(guān)系，確定準確有效的模型。（四）樣本數(shù)據(jù)的收集 該模型中我們使用的是時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站（）中國統(tǒng)計年鑒。在經(jīng)過一系列的理論分

11、析和數(shù)據(jù)查閱比較后我們采用了如下編制的數(shù)據(jù)表。   單位：億元 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代表稅收收入、 G代表財政支出、 Z代表公共儲蓄、 I表示固定資產(chǎn)投資 、S表示私人儲蓄 、X表示出口總額、 Q代表進口總額、 Y表示凈出口總額。 （五）模型的參數(shù)估計和檢驗用Eviews計量經(jīng)濟學(xué)分析軟件，使用“表一”中的數(shù)據(jù)和通過理論分析得出的估計模型：Y=C+1S+2Z+3I+U我們可以得到如下回歸分析結(jié)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表二回歸結(jié)果為：Y = -669.3852+0.081613×S + 2.236056 × Z +0.107106 × I1、經(jīng)濟意義檢驗 從經(jīng)濟意義看1表示凈出口總額對居民儲蓄的彈性，2表示凈出口總額對公共儲蓄的彈性，3表示凈出口總額對固定資產(chǎn)投資的彈性。1、2、3為正是符合經(jīng)濟意義的。2、統(tǒng)計推斷檢驗 從EVIEW

21、S的分析結(jié)果看來，模型擬合較好，可決系數(shù)=0.871298,表明模型在整體上擬合也是較好的。 顯著性檢驗：對于1，t統(tǒng)計量為3.031319。給定的=0.05的條件下,查t分布表知，在自由度位n-2=23下，得臨界值t0.025（23）=2.069,因為tt0.025（23）,所以拒絕：H0: 2=0，表明城鄉(xiāng)居民儲蓄S對凈出口額Y有顯著性影響。同理，對于2t統(tǒng)計量為5.722782t0.025（23）,和3t統(tǒng)計量2.911088t0.025（18）,則說明公共儲蓄和固定資產(chǎn)投資對凈出口額均有顯著性影響。 3、計量經(jīng)濟學(xué)檢驗 （1）多重共線性檢驗 采用簡單相關(guān)系

22、數(shù)矩陣法對其進行檢驗：SIZS10.989995038248267-0.979272898506996I0.9899950382482671-0.989299872867983Z-0.979272898506996-0.9892998728679831 表三         從結(jié)果可知，S、I、Z之間可能存在多重共線性。但是從表二中的分析表明，參數(shù)估計值的t檢驗顯著，F(xiàn)檢驗通過，模型整體上擬合較好。因此可判定，S、I、Z之間可能存在的共線性較弱且對模型影響不嚴重，可以接受。 （2）異方差檢驗 &

23、#160;檢驗： 利用ARCH檢驗法檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睢?#160; 結(jié)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，所以接受原假設(shè)，表明模型中隨機誤差項不存在異方差。（3）一階自相關(guān)檢驗 檢驗： 從模型設(shè)定來看，沒有違背D-W檢驗的假設(shè)條件，因此可以用D-W檢驗來檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A自相關(guān)。 根據(jù)表二中估計的結(jié)果，由DW=1.304316 ，給定顯著性水平=0.05，查Durbin-Watson表，n=25，

27、k=3，得dL=1.123,dU=1.654 。因為DW統(tǒng)計量為dL <1.304316 <=dU，根據(jù)判定域知，隨機誤差項不確定是否存在一階自相關(guān)。 利用LM檢驗法（拉格朗日乘數(shù)檢驗法）檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?。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