Granger因果关系检验.doc

1、南京财经大学毕业论文目 录中文摘要1英文摘要（Abstract）1一、问题的提出1二、研究现状2（一）国外研究现状2（二）国内研究现状3三、理论介绍3（一）ADF检验4（二）协整检验4（三）误差修正模型5（四）Granger因果关系检验5四、实证分析6（一）数据选取6（二）ADF检验7（三）、协整检验8（四）误差修正模型9（五）Granger因果关系检验 10 五、关于数据的一些问题 10 六、结论和建议12 参考文献13中国对外贸易和经济增长关系的实证分析摘要：发达国家和发展中国家的开放与经济增长关系一直是学术界和现实生活的热门话题。对外贸易对经济增长的作用一直存在着较大的争议。本文采用19

2、77年2007年我国进出口总额和GDP的时间序列数据，利用协整检验和Granger因果关系检验等计量方法，对进口和出口与GDP 的关系进行了检验，结果发现它们之间存在长期稳定的关系。关键字：对外贸易，经济增长，协整检验，因果检验Abstract： The relationship between opening up policy and economic growth in both developed and developing countries has long been a hot issue among academic circle and informal discussio

3、n. There are disputes on how does foreign trade influence economic growth. This paper adopt econometric methods such as co-integration and Granger-causality test to analyse the time series of Chinas export volume, import volume and GDP from the year 1977 to 2007,testing the relationship between GDP

4、and trade(both export and import).This paper got the result that this relationship is stable in long term. Keywords：foreign trade, economic growth, co-integration, Granger-causality test一、问题的提出改革开放以来,我国对外贸易以高于国内生产总值GDP 的速度而呈现出高速增长的态势,成为拉动国民经济增长的主要因素之一。但是在国际上，发达国家和发展中国家的开放与经济增长关系一直是学术界和现实生活的热门话题。并在探讨

5、这一话题过程中形成了诸多代表性的学派。他们从不同的角度阐述了对外贸易与经济增长的关系,综合起来大体分为三种:贸易促进论(对外贸易促进了经济增长) 、贸易阻碍论(对外贸易并没有促进经济增长或起阻碍作用) 、贸易折衷论(对外贸易不一定必然对经济增长有益) 。二、研究现状（一）国外研究现状 英国经济学家亚当斯密最早提出了“对外贸易是经济增长的发动机”的思想,在此之后，李嘉图、约翰穆勒以及DR纳克斯、劳尔普雷毕什在他们的著作、模型中都把对外贸易作为经济增长的一个重要因素。在这些研究当中，颇具影响的、以各种方法得到的实证结果可见于如鲍德温(R. Baldwin 1963)、基辛(D. Keesing 1

6、974)、米切里(M. Michaely 1977)、克鲁尔格(A. Krueger 1978, 1980)、巴拉萨(B. Balassa 1978，1982)、费德(G. Feder 1983，1985)、邹(P. Chow 1987)、雷安(R. Ram 1987) 和爱德华兹(S. Edwards 1993)等人的著述。弗兰克尔和罗默(Frankel and Romer, 1999)认为贸易与收入之间有积极的相关关系。但也有一些学者根据实证研究的结果认为，并不能得出贸易发展对经济增长有积极的促进作用的结论，如纳克斯(R. Nurkse 1961)、普雷维什(A. Prebisch 196

7、2)、辛格(H. Singer 1964)等较早的研究。晚一些的有庄格与马歇尔(W. Jung and P. Marshall 1985)，他们根据采用协整分析的方法(格朗爵式因果关系检验Granger causality test)得到的结果认为，过去大量文献所肯定的关于出口与经济增长相关的结论是值得怀疑的。格罗斯曼和赫尔普曼(G. Grossman and E. Helpman 1990, 1991)等人的内生经济增长分析的结论之一是，贸易与经济增长之间的关系是模糊的，并非必定有一种相互促进关系。罗吉格斯和罗吉克(F. Rodrguez and D. Rodrik 2000)在考察了一些主

8、要的相关研究后认为，贸易促进经济增长的观点证据不足。（二）国内研究现状20世纪90年代起，国内学者开始关注出口贸易与经济增长的研究。李文(1997)运用经济增长模型进行了实证分析，得出由于出口部门的要素生产率高于非出口部门的要素生产率，从而出口增长对我国经济增长具有明显的拉动作用；彭福伟(1999)，张小济(1999)从净出口的角度的实证分析，得出净出口与经济增长并非强度相关的结论；赖明勇等(1998)和尹翔硕等(l997)则通过将国民生产总值分为出口产业部门和非出口产业部门，并通过简单线性回归得出，出口贸易对非出口部门乃至整个经济增长推动作用不强的观点。杨全发(1998)运用巴拉萨和费德模型

9、，对我国改革开放以来的数据进行线性回归分析，得出得出制成品出口增长与经济增长负相关，初级产品出口增长与经济增长正相关；李国柱分析了制度变迁下出口贸易对经济增长的影响，发现不同制度下贸易乘数并不相等。三、理论介绍时间序列分析中首先遇到的问题是关于时间序列数据的平稳性。如果某个时间序列是由某一随机过程生成的，假定时间序列(t1，2，)的每一个数值都是从一个概率分布中随机得到，如果满足下列条件：（1）均值E（），与时间t无关的常数;（2）方差Var(),与时间t无关的常数;（3）协方差Cov()，只与时间间隔k有关，与时间t无关的常数。则称该随即序列是平稳的。如果一个时间序列是非稳定的，则其均值和方

10、差将随时间t改变，如果将这样的序列转化为稳定序列必须经过d次差分，那么这样的序列被称为d阶单整(Integration)，记为I(d)。（一）ADF检验在具体应用协整理论进行时间序列分析时，首先必须检验被分析序列是否平稳即是否存在单位根。判别的常用方法是ADF(Augmented DickeyFuller)检验。在ADF检验中，单位根检验的回归方程为：模型 1：模型 2：模型 3：t+模型3中的t是时间变量，代表了时间序列随时间变化的某种趋势（如果有的话）。虚拟假设都是：0，即存在一单位根。模型1与另两模型的差别在于是否包含有常数项和趋势项。实际检验时从模型3开始，然后模型2，模型1。何时检验

11、拒绝零假设，即原序列不存在单位根，为平稳序列，何时停止检验。否则，就要继续检验，直到检验完模型1为止。一个简单的检验是同时估计出上述三个模型的适当形式，然后通过ADF临界值表检验零假设：0。只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可以认为时间序列是平稳的。当三个模型的检验结果都不能拒绝零假设时，则认为时间序列是非平稳的。这里所谓的模型适当的形式就是在每个模型中选取适当的滞后差分项，以使模型的残差项是一个白噪声，本文ADF检验的实际操作中滞后差分项个数的选择是以DW值接近2为标准的。（二）协整检验如果k 个时间序列y1t, y2t, , ykt 都是d 阶单整的, 存在一个非零向量, 使yt

12、I ( d- b) ,则称向量之间存在协整关系。如果两个向量都是单整向量, 只有它们的阶数相同时才可能协整;如果两个以上变量具有不同的单整阶数, 可能通过线性组合构成低阶单整变量。笔者采用Johansen协整检验,这是一种进行多重协整检验的较好方法，滞后阶数根据AIC 或SC 最小原则来确定;下文采用根迹检验法来判断协整向量个数，特征根迹检验的原假设H0 为最多存在r 个线性无关的协整向量,如果相应的迹统计量小于临界值则拒绝H0。在EVIEW3.1中可以直接得到相关的结果。（三）误差修正模型向量误差修正模型是协整分析的一个延伸,协整反映的是变量之间的长期均衡关系;误差修正模型反映的是变量由于某

13、种原因短期偏离长期均衡的调整机制。如果一组变量之间存在协整关系,那么根据Engle 定理,对VAR 模型进行差分处理就可以得到向量误差修正模型。（四）Granger因果关系检验协整检验说明变量之间存在长期均衡关系,但是否构成因果关系, 还需要进一步检验。如果变量X有助于预测Y ,即根据Y的过去值对Y进行回归时,如果再加上X的过去值,能够显著地增强回归的解释能力,则称X是Y的Granger原因,否则称为非Granger原因。其检验模型为:=C +检验的零假设为: x是y的非Granger原因,即H0 :1= 2 = = q = 0 。若零假设成立,则有:=C +令式(1) 的残差平方和为 , 式

14、(2) 的残差平方和为 ,则: 应服从自由度为( q, T - p - q -1) 的F分布,其中T为样本容量, p、q 分别为y和x的滞后阶数,滞后阶数的确定,可根据赤池信息准则(AIC) 来确定。比较F统计量与临界值的大小即可得检验结果。如果F大于临界值就拒绝零假设H0 : x是y的Granger原因,若F小于临界值,则不能拒绝零假设:这就意味着x不是y的“Granger原因”。四、实证分析（一）数据选取本文的样本数据为19782007年我国的国内生产总值、进出口总额（来自中经网统计数据库和中国统计年鉴，见表1），分别记为GDP和TM。为消除异方差性，数据都经过取自然对数处理，记为LNGD

15、P、LNTM。表1 原始数据：19772000年中国国内生产总值和进出口额GDP（亿元）进出口额（亿美元）出口额（亿美元）进口额（亿美元）19773201.90148.0075.9072.1019783645.20206.4097.50108.9019794062.60293.30136.60156.7019804545.60381.40181.20200.2019814891.60440.30220.10220.2019825323.40416.10223.20192.9019835962.70436.20222.30213.4019847208.10535.50261.40274.1019

16、859016.00696.00273.50422.50198610275.20738.50309.40429.00198712058.60826.20394.40432.20198815042.801027.90475.20552.80198916992.301116.80525.40591.40199018667.801154.40620.90533.50199121718.501357.00719.10637.90199226923.501655.30849.40805.90199335333.901957.00917.401039.60199448197.902366.201210.10

17、1156.10199560793.702808.601487.801320.80199671176.602898.801510.501388.30199778973.003251.601827.901423.70199884402.303239.501837.101402.40199989677.103606.301949.301657.00200099214.604742.902492.002250.902001109655.205096.502661.002435.502002120332.706207.703256.002951.702003135822.808509.884382.28

18、4127.602004159878.3011545.505933.205612.302005183084.8014219.107619.506599.502006213131.7017603.969689.3567914.6092007257306.0021737.2612177.7589559.503数据来源：2007年中国统计年鉴。（二）ADF检验应用EVIEWS3.1软件对LNGDP、LNTM进行单位根检验，检验结果见表2。在5%的显著性水平下，所有变量序列的水平项都是非平稳序列；经过一阶差分后，所有变量序列都是平稳的，故它们都是一阶单整I(1)，满足变量之间协整关系的前提条件。表2 各

19、变量平稳性检验结果（检验类型中的C、T、K分别表示单位根检验中的常数项、时间趋势项和滞后阶数；N表示不包括C或T。）变量类型(C T K)D.W.检验统计量ADF5%临界值结论LNGDP(N,N,1)1.411308-0.316736-2.9705不平稳LNTM(N,N,1)1.9717951.272864-2.9705不平稳LNGDP(C,T,1)1.840519-3.018273-2.9750平稳LNTM(C,N,1)1.868347-4.021677-2.9705平稳（三）协整检验首先用EVIEWS建立LNGDP与LNTM的回归模型，分析结果如下： 首先，采用AIC或SC最小原则确定最佳

20、滞后阶数，然后确定协整中的常数项和时间趋势项，再EVIEWS对其进行协整检验，得到在5%的置信水平下，LNGDP和LNTM只存在一个协整关系，标准化的协整方程为： （2.232679） （4.071952） （-0.473033） （1.720731） （1）（0.207191） （-0.784047） 0.999345 D.W.= 1.910103 F=6709.992残差检验：用EVIEWS检验残差项，结果如下：自相关性消除，因此可以初步认为是LNGDP和LNTM的长期稳定关系，残差项的稳定性检验： （-4.903499） 0.480303 D.W.= 1.966550 这里的t检验值小于

21、5%显著性水平下的ADF临界值-3.59，说明LNGDP和LNTM是（1，1）阶协整的，（1）式是它们长期稳定的均衡关系。（四）误差修正模型以稳定的时间序列作为误差修正项，用EVIEWS建立误差修正模型，结果如下:将协整方程的误差修正项引入模型，可以得到进出口总额对GDP的短期影响。用EVIEWS求得的VECM模型为 （4.722581） （-3.01642） （4.492597）（1.595999） （-2.69198） （-2.550127） 0.755321 D.W.= 1.930473 AIC和SC值都较小，模型的整体解释能力较强。误差修正项的系数为负，符合反向修正机制。我国进出口总额

22、对经济增长影响的短期偏离向长期均衡调整的速度较快，每年实际经济增长的偏差有33.35%被修正。同时可知，国内生产总值关于进出口总额的长期弹性为：（0.32926-0.473033+0.207191）/(1-1.720731+0.784047)= 1.001611。国内生产总值关于进出口总额的短期期弹性为：0.321528（五）Granger因果关系检验协整和误差修正模型表明贸易进出口总额与GDP之间存在长期均衡关系和短期调整机制，但是否构成因果关系有待进一步进行Granger关系检验。由表3可以看出，进出口总额是构成GDP增长的Granger原因，GDP并不是进出口总额的Granger原因。

23、表3：Granger因果检验结果表Null Hypothesis:F-StatisticProbability结论TM does not Granger Cause GDP2.710950.07233拒绝GDP does not Granger Cause TM 1.739970.19110接受五、关于数据的一些问题 上面的分析我们采用的数据并没有考虑物价指数和汇率，一些学者认为在分析时应当将物价指数和汇率的影响考虑进去，以此为依据调整后的数据如下表： 表 4（调整后的数据） 物价指数调整GDP进 出 口总 额出口总额进口总额1978100.00 3548.20 355.00 167.60 1

24、87.40 1979107.57 3816.90 423.95 197.45 226.50 1980116.01 4116.20 492.63 234.04 258.59 1981122.09 4332.02 614.88 307.37 307.51 1982133.15 4724.36 591.42 317.25 274.18 1983147.60 5237.10 583.88 297.56 285.65 1984170.00 6031.88 733.01 357.81 375.20 1985192.89 6844.14 1059.60 416.38 643.22 1986209.95 74

25、49.60 1214.50 508.82 705.51 1987234.27 8312.51 1312.65 626.62 686.67 1988260.70 9250.21 1467.56 678.45 789.25 1989271.29 9626.06 1549.93 729.17 820.76 1990281.71 9995.61 1960.08 1054.24 905.84 1991307.57 10913.10 2349.34 1244.31 1105.03 1992351.37 12467.20 2595.46 1330.89 1264.58 1993400.43 14208.16

26、 2814.70 1319.77 1494.93 1994452.81 16066.69 4501.18 2301.57 2199.61 1995502.28 17821.97 4678.63 2479.05 2199.58 1996552.55 19605.69 4367.69 2276.05 2091.64 1997603.92 21428.43 4465.33 2510.37 1954.96 1998651.23 23107.00 4122.91 2337.66 1785.25 1999700.85 24867.71 4265.68 2305.73 1959.95 2000759.95

27、26964.38 5167.90 2715.25 2452.65 2001823.02 29202.51 5125.45 2676.04 2449.41 2002897.77 31854.70 5722.86 3001.65 2721.22 2003987.78 35048.25 7135.58 3673.70 3461.88 20041087.39 38582.88 8786.07 4515.69 4270.38 20051200.84 42608.14 9736.68 5217.03 4519.65 20061340.70 49564.85 10091.73 5554.77 4536.96

28、 20071398.01 59837.81 11927.05 6684.95 5242.10 数据来源：2007中国统计年鉴 对调整后的数据取对数，对LNGDP和LNTM做ADF检验，结果如下： 表5: ADF检验结果表变量类型(C T K)D.W.检验统计量ADF5%临界值结论LNGDP(N,N,1)1.66470-3.759891-3.5796平稳LNTM(N,N,1)1.8015245.498230-1.9530不平稳LNTM(C,N,1)-4.489702-4.021677-3.5867平稳 以上结果说明，LNGDP在5%的水平下是水平平稳的，LNTM在5%的水平是一阶单整的，它们不具

29、有协整关系。故不能采用误差修正模型就行分析，物价指数和汇率徐步需要考虑，如何考虑有待进一步考证。六、结论和建议1我国对外贸易进出口和GDP在样本区间内呈现非平稳增长, 但是各变量的二阶差分是平稳的。GDP 与对外贸易进出口变量之间的协整关系表明,他们之间存在长期的均衡关系。通过VECM 模型看出, 我国对外贸易进出口总额对经济的影响在短期偏离均衡水平, 但都向长期均衡水平调整且速度较快。在向量误差修正模型中, 误差修正项系数是负数, 起到了反向修正的作用。2.进出口总额对经济增长有促进作用，在短期中，进出口总额每增加一个百分点，国内生产总值增加0.32个百分点。对外贸易起到了拉动经济增长的作用

30、。3.短期内,虽然进出口增长是GDP 增长的Granger 原因,但中国GDP 增长不是进出口增长的Granger 原因。表明短期内对外贸易增长确实拉动了中国经济增长,而中国经济的快速增长还没有实现对出口增长的规模经济效应。4.关于学术界对于对外贸易与GDP增长关系的争议，从本文分析的结果我认为，在中国对外贸易对经济增长是起到了“发动机”的作用。参考文献1 John Thornton ，Cointegration, causality and export-led growth in Mexico,1895-1992J.Economics Letter,1996(50):413-416.2 F

31、rancisco F. Ribeiro Ramos.Export,import,and economic growth in Portugal:evidence from causality and cointegration analysisJ. EconomicModeling,2001(18):613-623.3Galina An, Murat F, Iyigun. The export skill content, learning by exporting and economic growthJ. Economic Letters, 2004 (84).4李子奈，潘文卿.计量经济学

32、（第二版）M.高等教育出版社，2003.5 张晓峒.计量经济学软件EVIEWS使用指南M.南开大学出版社，2003. 6李平，梁俊启.我国不同部门服务贸易对经济增长的影响J.国际贸易问题，2007，12.7魏巍贤.中国出口对经济增长贡献的实证分析J. 商业研究, 1999 (1) : 91 -93.8许连和,赖明勇.出口带动经济增长假设在中国的进一步检验J. 湖南大学学报(自然科学版),2002(3) :126-128.9王坤,张书云.中国对外贸易与经济增长之间的协整性分析J.数量经济技术经济研究,2004(4)26-33.10李建春,罗艳,张宗益.中国出口导向型增长的区域差异性J.改革,20

33、04(5): 92-96.11杨斐,赵景峰,王凯.中国进出口贸易与经济增长关系的实证研究J.人文杂志,2007(1):72-77.12佟家栋. 关于我国进口与经济增长关系的探讨J . 南开学报,1995 (3) :9-12.13彭福伟.怎样看待目前对外贸易对国民经济增长的作用J.经贸论坛,1999 (1). 14刘晓鹏.我国进出口与经济增长的实证分析从增长率看外贸对经济的促进作用J.当代经济科学,2001,23 (3).15李小平,朱钟棣.对外贸易与经济增长的协整及因果关系检验对上海市1978-2001年数据的实证分析J.上海财经大学学报,2004,6(2).16范伯乃,毛晓苔,王双.中国出口贸易对经济增长贡献率的实证研究:1952 - 2003年J.国际贸易问题,2005(8):5 - 9.17石传玉.我国对外贸易与经济增长关系的实证分析J.南开经济研究,2003,(1).18 李军.我国进口、出口与经济增长关系的协整检验J.预测,2001,(4).忽略此处.15