Granger因果關(guān)系檢驗

PAGE目錄中文摘要·················································1英文摘要（Abstract）······································1一、問題的提出···········································1二、研究現(xiàn)狀·············································2（一）國外研究現(xiàn)狀·······································2（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀·······································3三、理論介紹·············································3（一）ADF檢驗············································4（二）協(xié)整檢驗···········································4（三）誤差修正模型·······································5（四）Granger因果關(guān)系檢驗································5四、實證分析·············································6（一）數(shù)據(jù)選取···········································6（二）ADF檢驗···········································7（三）、協(xié)整檢驗·········································8（四）誤差修正模型······································9（五）Granger因果關(guān)系檢驗·····························10五、關(guān)于數(shù)據(jù)的一些問題·······························10六、結(jié)論和建議·········································12參考文獻···············································13中國對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析摘要：發(fā)達國家和發(fā)展中國家的開放與經(jīng)濟增長關(guān)系一直是學術(shù)界和現(xiàn)實生活的熱門話題。對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用一直存在著較大的爭議。本文采用1977年～2007年我國進出口總額和GDP的時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗等計量方法，對進口和出口與GDP的關(guān)系進行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)它們之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。關(guān)鍵字：對外貿(mào)易，經(jīng)濟增長，協(xié)整檢驗，因果檢驗Abstract：Therelationshipbetweenopeninguppolicyandeconomicgrowthinbothdevelopedanddevelopingcountrieshaslongbeenahotissueamongacademiccircleandinformaldiscussion.Therearedisputesonhowdoesforeigntradeinfluenceeconomicgrowth.Thispaperadopteconometricmethodssuchasco-integrationandGranger-causalitytesttoanalysethetimeseriesofChina’sexportvolume,importvolumeandGDPfromtheyear1977to2007,testingtherelationshipbetweenGDPandtrade(bothexportandimport).Thispapergottheresultthatthisrelationshipisstableinlongterm.Keywords：foreigntrade,economicgrowth,co-integration,Granger-causalitytest一、問題的提出改革開放以來,我國對外貿(mào)易以高于國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的速度而呈現(xiàn)出高速增長的態(tài)勢,成為拉動國民經(jīng)濟增長的主要因素之一。但是在國際上，發(fā)達國家和發(fā)展中國家的開放與經(jīng)濟增長關(guān)系一直是學術(shù)界和現(xiàn)實生活的熱門話題。并在探討這一話題過程中形成了諸多代表性的學派。他們從不同的角度闡述了對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系,綜合起來大體分為三種:貿(mào)易促進論(對外貿(mào)易促進了經(jīng)濟增長)、貿(mào)易阻礙論(對外貿(mào)易并沒有促進經(jīng)濟增長或起阻礙作用)、貿(mào)易折衷論(對外貿(mào)易不一定必然對經(jīng)濟增長有益)。二、研究現(xiàn)狀（一）國外研究現(xiàn)狀英國經(jīng)濟學家亞當·斯密最早提出了“對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機”的思想,在此之后，李嘉圖、約翰·穆勒以及D·R·納克斯、勞爾·普雷畢什在他們的著作、模型中都把對外貿(mào)易作為經(jīng)濟增長的一個重要因素。在這些研究當中，頗具影響的、以各種方法得到的實證結(jié)果可見于如鮑德溫(R.Baldwin1963)、基辛(D.Keesing1974)、米切里(M.Michaely1977)、克魯爾格(A.Krueger1978,1980)、巴拉薩(B.Balassa1978，1982)、費德(G.Feder1983，1985)、鄒(P.Chow1987)、雷安(R.Ram1987)和愛德華茲(S.Edwards1993)等人的著述。弗蘭克爾和羅默(FrankelandRomer,1999)認為貿(mào)易與收入之間有積極的相關(guān)關(guān)系。但也有一些學者根據(jù)實證研究的結(jié)果認為，并不能得出貿(mào)易發(fā)展對經(jīng)濟增長有積極的促進作用的結(jié)論，如納克斯(R.Nurkse1961)、普雷維什(A.Prebisch1962)、辛格(H.Singer1964)等較早的研究。晚一些的有莊格與馬歇爾(W.JungandP.Marshall1985)，他們根據(jù)采用協(xié)整分析的方法(格朗爵式因果關(guān)系檢驗—Grangercausalitytest)得到的結(jié)果認為，過去大量文獻所肯定的關(guān)于出口與經(jīng)濟增長相關(guān)的結(jié)論是值得懷疑的。格羅斯曼和赫爾普曼(G.GrossmanandE.Helpman1990,1991)等人的內(nèi)生經(jīng)濟增長分析的結(jié)論之一是，貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是模糊的，并非必定有一種相互促進關(guān)系。羅吉格斯和羅吉克(F.RodríguezandD.Rodrik2000)在考察了一些主要的相關(guān)研究后認為，貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的觀點證據(jù)不足。（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀20世紀90年代起，國內(nèi)學者開始關(guān)注出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的研究。李文(1997)運用經(jīng)濟增長模型進行了實證分析，得出由于出口部門的要素生產(chǎn)率高于非出口部門的要素生產(chǎn)率，從而出口增長對我國經(jīng)濟增長具有明顯的拉動作用；彭福偉(1999)，張小濟(1999)從凈出口的角度的實證分析，得出凈出口與經(jīng)濟增長并非強度相關(guān)的結(jié)論；賴明勇等(1998)和尹翔碩等(l997)則通過將國民生產(chǎn)總值分為出口產(chǎn)業(yè)部門和非出口產(chǎn)業(yè)部門，并通過簡單線性回歸得出，出口貿(mào)易對非出口部門乃至整個經(jīng)濟增長推動作用不強的觀點。楊全發(fā)(1998)運用巴拉薩和費德模型，對我國改革開放以來的數(shù)據(jù)進行線性回歸分析，得出得出制成品出口增長與經(jīng)濟增長負相關(guān)，初級產(chǎn)品出口增長與經(jīng)濟增長正相關(guān)；李國柱分析了制度變遷下出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)不同制度下貿(mào)易乘數(shù)并不相等。三、理論介紹時間序列分析中首先遇到的問題是關(guān)于時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。如果某個時間序列是由某一隨機過程生成的，假定時間序列{}(t＝1，2，……)的每一個數(shù)值都是從一個概率分布中隨機得到，如果滿足下列條件：（1）均值E（）＝μ，與時間t無關(guān)的常數(shù);（2）方差Var()＝,與時間t無關(guān)的常數(shù);（3）協(xié)方差Cov()＝，只與時間間隔k有關(guān)，與時間t無關(guān)的常數(shù)。則稱該隨即序列是平穩(wěn)的。如果一個時間序列是非穩(wěn)定的，則其均值和方差將隨時間t改變，如果將這樣的序列轉(zhuǎn)化為穩(wěn)定序列必須經(jīng)過d次差分，那么這樣的序列被稱為d階單整(Integration)，記為I(d)。（一）ADF檢驗在具體應(yīng)用協(xié)整理論進行時間序列分析時，首先必須檢驗被分析序列是否平穩(wěn)即是否存在單位根。判別的常用方法是ADF(AugmentedDickey－Fuller)檢驗。在ADF檢驗中，單位根檢驗的回歸方程為：模型1：Δ＝δ＋Δ＋模型2：Δ＝α＋δ＋Δ＋模型3：Δ＝α＋βt+δ＋Δ＋模型3中的t是時間變量，代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢（如果有的話）。虛擬假設(shè)都是：δ＝0，即存在一單位根。模型1與另兩模型的差別在于是否包含有常數(shù)項和趨勢項。實際檢驗時從模型3開始，然后模型2，模型1。何時檢驗拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，何時停止檢驗。否則，就要繼續(xù)檢驗，直到檢驗完模型1為止。一個簡單的檢驗是同時估計出上述三個模型的適當形式，然后通過ADF臨界值表檢驗零假設(shè)：δ＝0。只要其中有一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可以認為時間序列是平穩(wěn)的。當三個模型的檢驗結(jié)果都不能拒絕零假設(shè)時，則認為時間序列是非平穩(wěn)的。這里所謂的模型適當?shù)男问骄褪窃诿總€模型中選取適當?shù)臏蟛罘猪?，以使模型的殘差項是一個白噪聲，本文ADF檢驗的實際操作中滯后差分項個數(shù)的選擇是以DW值接近2為標準的。（二）協(xié)整檢驗如果k個時間序列y1t,y2t,?,ykt都是d階單整的,存在一個非零向量β,使βyt～I(d-b),則稱向量之間存在協(xié)整關(guān)系。如果兩個向量都是單整向量,只有它們的階數(shù)相同時才可能協(xié)整;如果兩個以上變量具有不同的單整階數(shù),可能通過線性組合構(gòu)成低階單整變量。筆者采用Johansen協(xié)整檢驗,這是一種進行多重協(xié)整檢驗的較好方法，滯后階數(shù)根據(jù)AIC或SC最小原則來確定;下文采用根跡檢驗法來判斷協(xié)整向量個數(shù)，特征根跡檢驗的原假設(shè)H0為最多存在r個線性無關(guān)的協(xié)整向量,如果相應(yīng)的跡統(tǒng)計量小于臨界值則拒絕H0。在EVIEW3.1中可以直接得到相關(guān)的結(jié)果。（三）誤差修正模型向量誤差修正模型是協(xié)整分析的一個延伸,協(xié)整反映的是變量之間的長期均衡關(guān)系;誤差修正模型反映的是變量由于某種原因短期偏離長期均衡的調(diào)整機制。如果一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系,那么根據(jù)Engle定理,對VAR模型進行差分處理就可以得到向量誤差修正模型。（四）Granger因果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗說明變量之間存在長期均衡關(guān)系,但是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需要進一步檢驗。如果變量X有助于預(yù)測Y,即根據(jù)Y的過去值對Y進行回歸時,如果再加上X的過去值,能夠顯著地增強回歸的解釋能力,則稱X是Y的Granger原因,否則稱為非Granger原因。其檢驗?zāi)Ｐ蜑?=C+△+△+檢驗的零假設(shè)為:x是y的非Granger原因,即H0:β1=β2=?=βq=0。若零假設(shè)成立,則有:=C+△+令式(1)的殘差平方和為,式(2)的殘差平方和為,則:應(yīng)服從自由度為(q,T-p-q-1)的F分布,其中T為樣本容量,p、q分別為y和x的滯后階數(shù),滯后階數(shù)的確定,可根據(jù)赤池信息準則(AIC)來確定。比較F統(tǒng)計量與臨界值的大小即可得檢驗結(jié)果。如果F大于臨界值就拒絕零假設(shè)H0:x是y的Granger原因,若F小于臨界值,則不能拒絕零假設(shè):這就意味著x不是y的“Granger原因”。四、實證分析（一）數(shù)據(jù)選取本文的樣本數(shù)據(jù)為1978—2007年我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值、進出口總額（來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中國統(tǒng)計年鑒，見表1），分別記為GDP和TM。為消除異方差性，數(shù)據(jù)都經(jīng)過取自然對數(shù)處理，記為LNGDP、LNTM。表1原始數(shù)據(jù)：1977—2000年中國國內(nèi)生產(chǎn)總值和進出口額GDP（億元）進出口額（億美元）出口額（億美元）進口額（億美元）19773201.90148.0075.9072.1019783645.20206.4097.50108.9019794062.60293.30136.60156.7019804545.60381.40181.20200.2019814891.60440.30220.10220.2019825323.40416.10223.20192.9019835962.70436.20222.30213.4019847208.10535.50261.40274.1019859016.00696.00273.50422.50198610275.20738.50309.40429.00198712058.60826.20394.40432.20198815042.801027.90475.20552.80198916992.301116.80525.40591.40199018667.801154.40620.90533.50199121718.501357.00719.10637.90199226923.501655.30849.40805.90199335333.901957.00917.401039.60199448197.902366.201210.101156.10199560793.702808.601487.801320.80199671176.602898.801510.501388.30199778973.003251.601827.901423.70199884402.303239.501837.101402.40199989677.103606.301949.301657.00200099214.604742.902492.002250.902001109655.205096.502661.002435.502002120332.706207.703256.002951.702003135822.808509.884382.284127.602004159878.3011545.505933.205612.302005183084.8014219.107619.506599.502006213131.7017603.969689.3567914.6092007257306.0021737.2612177.7589559.503數(shù)據(jù)來源：2007年中國統(tǒng)計年鑒。（二）ADF檢驗應(yīng)用EVIEWS3.1軟件對LNGDP、LNTM進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。在5%的顯著性水平下，所有變量序列的水平項都是非平穩(wěn)序列；經(jīng)過一階差分后，所有變量序列都是平穩(wěn)的，故它們都是一階單整I(1)，滿足變量之間協(xié)整關(guān)系的前提條件。表2各變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果（檢驗類型中的C、T、K分別表示單位根檢驗中的常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；N表示不包括C或T。）變量類型(CTK)D.W.檢驗統(tǒng)計量ADF5%臨界值結(jié)論LNGDP(N,N,1)1.411308-0.316736-2.9705不平穩(wěn)LNTM(N,N,1)1.9717951.272864-2.9705不平穩(wěn)ΔLNGDP(C,T,1)1.840519-3.018273-2.9750平穩(wěn)ΔLNTM(C,N,1)1.868347-4.021677-2.9705平穩(wěn)（三）協(xié)整檢驗首先用EVIEWS建立LNGDP與LNTM的回歸模型，分析結(jié)果如下：首先，采用AIC或SC最小原則確定最佳滯后階數(shù)，然后確定協(xié)整中的常數(shù)項和時間趨勢項，再EVIEWS對其進行協(xié)整檢驗，得到在5%的置信水平下，LNGDP和LNTM只存在一個協(xié)整關(guān)系，標準化的協(xié)整方程為：（2.232679）（4.071952）（-0.473033）（1.720731）（1）（0.207191）（-0.784047）0.999345D.W.=1.910103F=6709.992殘差檢驗：用EVIEWS檢驗殘差項，結(jié)果如下：自相關(guān)性消除，因此可以初步認為是LNGDP和LNTM的長期穩(wěn)定關(guān)系，殘差項的穩(wěn)定性檢驗：（-4.903499）0.480303D.W.=1.966550這里的t檢驗值小于5%顯著性水平下的ADF臨界值-3.59，說明LNGDP和LNTM是（1，1）階協(xié)整的，（1）式是它們長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。（四）誤差修正模型以穩(wěn)定的時間序列作為誤差修正項，用EVIEWS建立誤差修正模型，結(jié)果如下:將協(xié)整方程的誤差修正項引入模型，可以得到進出口總額對GDP的短期影響。用EVIEWS求得的VECM模型為（4.722581）（-3.01642）（4.492597）（1.595999）（-2.69198）（-2.550127）0.755321D.W.=1.930473AIC和SC值都較小，模型的整體解釋能力較強。誤差修正項的系數(shù)為負，符合反向修正機制。我國進出口總額對經(jīng)濟增長影響的短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度較快，每年實際經(jīng)濟增長的偏差有33.35%被修正。同時可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)于進出口總額的長期彈性為：（0.32926-0.473033+0.207191）/(1-1.720731+0.784047)=1.001611。國內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)于進出口總額的短期期彈性為：0.321528（五）Granger因果關(guān)系檢驗協(xié)整和誤差修正模型表明貿(mào)易進出口總額與GDP之間存在長期均衡關(guān)系和短期調(diào)整機制，但是否構(gòu)成因果關(guān)系有待進一步進行Granger關(guān)系檢驗。由表3可以看出，進出口總額是構(gòu)成GDP增長的Granger原因，GDP并不是進出口總額的Granger原因。表3：Granger因果檢驗結(jié)果表NullHypothesis:F-StatisticProbability結(jié)論TMdoesnotGrangerCauseGDP2.710950.07233拒絕GDPdoesnotGrangerCauseTM1.739970.19110接受五、關(guān)于數(shù)據(jù)的一些問題上面的分析我們采用的數(shù)據(jù)并沒有考慮物價指數(shù)和匯率，一些學者認為在分析時應(yīng)當將物價指數(shù)和匯率的影響考慮進去，以此為依據(jù)調(diào)整后的數(shù)據(jù)如下表：表4（調(diào)整后的數(shù)據(jù)）物價指數(shù)調(diào)整GDP進出口

總額出口總額進口總額1978100.003548.20355.00167.60187.401979107.573816.90423.95197.45226.501980116.014116.20492.63234.04258.591981122.094332.02614.88307.37307.511982133.154724.36591.42317.25274.181983147.605237.10583.88297.56285.651984170.006031.88733.01357.81375.201985192.896844.141059.60416.38643.221986209.957449.601214.50508.82705.511987234.278312.511312.65626.62686.671988260.709250.211467.56678.45789.251989271.299626.061549.93729.17820.761990281.719995.611960.081054.24905.841991307.5710913.102349.341244.311105.031992351.3712467.202595.461330.891264.581993400.4314208.162814.701319.771494.931994452.8116066.694501.182301.572199.611995502.2817821.974678.632479.052199.581996552.5519605.694367.692276.052091.641997603.9221428.434465.332510.371954.961998651.2323107.004122.912337.661785.251999700.8524867.714265.682305.731959.952000759.9526964.385167.902715.252452.652001823.0229202.515125.452676.042449.412002897.7731854.705722.863001.652721.222003987.7835048.257135.583673.703461.8820041087.3938582.888786.074515.694270.3820051200.8442608.149736.685217.034519.6520061340.7049564.8510091.735554.774536.9620071398.0159837.8111927.056684.955242.10數(shù)據(jù)來源：2007中國統(tǒng)計年鑒對調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對數(shù)，對LNGDP和LNTM做ADF檢驗，結(jié)果如下：表5:ADF檢驗結(jié)果表變量類型(CTK)D.W.檢驗統(tǒng)計量ADF5%臨界值結(jié)論LNGDP(N,N,1)1.66470-3.759891-3.5796平穩(wěn)LNTM(N,N,1)1.8015245.498230-1.9530不平穩(wěn)ΔLNTM(C,N,1)-4.489702-4.021677-3.5867平穩(wěn)以上結(jié)果說明，LNGDP在5%的水平下是水平平穩(wěn)的，LNTM在5%的水平是一階單整的，它們不具有協(xié)整關(guān)系。故不能采用誤差修正模型就行分析，物價指數(shù)和匯率徐步需要考慮，如何考慮有待進一步考證。六、結(jié)論和建議1．我國對外貿(mào)易進出口和GDP在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)非平穩(wěn)增長,但是各變量的二階差分是平穩(wěn)的。GDP與對外貿(mào)易進出口變量之間的協(xié)整關(guān)系表明,他們之間存在長期的均衡關(guān)系。通過VECM模型看出,我國對外貿(mào)易進出口總額對經(jīng)濟的影響在短期偏離均衡水平,但都向長期均衡水平調(diào)整且速度較快。在向量誤差修正模型中,誤差修正項系數(shù)是負數(shù),起到了反向修正的作用。2.進出口總額對經(jīng)濟增長有促進作用，在短期中，進出口總額每增加一個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.32個百分點。對外貿(mào)易起到了拉動經(jīng)濟增長的作用。3.短期內(nèi),雖然進出口增長是GDP增長的Granger原因,但中國GDP增長不是進出口增長的Granger原因。表明短期內(nèi)對外貿(mào)易增長確實拉動了中國經(jīng)濟增長,而中國經(jīng)濟的快速增長還沒有實現(xiàn)對出口增長的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。4.關(guān)于學術(shù)界對于對外貿(mào)易與GDP增長關(guān)系的爭議，從本文分析的結(jié)果我認為，在中國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長是起到了“發(fā)動機”的作用。參考文獻[1]JohnThornton，Cointegration,causalityandexport-ledgrowthinMexico,1895-1992[J].EconomicsLett