【文章內(nèi)容簡介】 整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，在進行協(xié)整檢驗以前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。表1 時間序列EX, FDI, ER 的單位根檢驗變量ADF統(tǒng)計量5%臨界值1%臨界值AICSC檢驗形式(c,t,k)結(jié)論EX（c,0,4）不平穩(wěn)FDI(0,0,2)不平穩(wěn)ER（c,t,2）不平穩(wěn)⊿EX*（c,0,4）平穩(wěn)⊿FDI*(0,0,2)平穩(wěn)⊿ER*（c,t,2）平穩(wěn) 說明： （1）檢驗形式中的c和t表示帶有常數(shù)項和趨勢項，k表示滯后階數(shù)；（2）滯后期k的選擇標準是以AIC 和SC值最小為準則；（3）⊿表示變量序列的一階差分；（4）*表示在1%顯著水平上拒絕非平穩(wěn)假設。用赤池（Akaike）信息準則 (AIC)或用施瓦茨（Schwartz）準則 (SC) 選擇最大滯后期k值，選擇k值的原則是在增加k值的過程中使AIC的值或SC的值達到最小。同時我們知道在VAR模型中適當加大k值（增加滯后變量個數(shù)），可以消除誤差項中存在的自相關。但從另一方面看，k值又不宜過大。k值過大會導致自由度減小，直接影響模型參數(shù)估計量的有效性。最后選擇k=10。同時，用Q統(tǒng)計量檢驗殘差序列有無自相關，懷特（White）檢驗和ARCH統(tǒng)計量檢驗是否存在異方差，JB（JarqueBera）檢驗殘差的正態(tài)性，結(jié)果表明在5%的顯著水平上各方程回歸的殘差序列均滿足正態(tài)性，不存在自相關和異方差。 通過模型選擇的聯(lián)合檢驗，確定最合適的協(xié)整檢驗模型為協(xié)整空間中有常數(shù)項、有線性趨勢項，數(shù)據(jù)空間有線性趨勢項。Johanson協(xié)整檢驗結(jié)果（見表2）顯示變量之間有且只有一個協(xié)整關系。表2 Johanson協(xié)整檢驗結(jié)果特征值跡（trace）統(tǒng)計量5%水平臨界值原假設H0備擇假設H1**r=0r≥1r≤1r≥2r≤2R=3說明：**表示在5%的顯著水平上拒絕原假設3．向量誤差修正模型和協(xié)整關系三者之間存在一個協(xié)整關系，因此可以建立包含一個協(xié)整方程的向量誤差修正（VEC）模型。模型結(jié)構(gòu)選擇保持與Johanson協(xié)整檢驗結(jié)構(gòu)的一致性。由于單個參數(shù)估計值的解釋是很困難的，同時意義也不大，我們這里就省略向量誤差修正模型具體形式，只寫出相應的協(xié)整關系式。估計出的三變量的協(xié)整(長期)關系為①協(xié)整關系式之所以選擇EX為被解釋變量，因為在以FDI和ER為被解釋變量的協(xié)整關系中，檢驗解釋變量的回歸系數(shù)的顯著性的t統(tǒng)計量不理想。： （1）() () 式（1）下面括號內(nèi)的數(shù)字為相應系數(shù)的t統(tǒng)計量。由此可以得出，長期來看，F(xiàn)DI和實際匯率都是貿(mào)易收支的重要影響因素，F(xiàn)DI的增加有利于貿(mào)易余額的改善；實際匯率上升，即本幣對美元的實際貶值長期內(nèi)可以改善貿(mào)易收支，這說明隨著我國進出口商品的需求彈性提高，已經(jīng)逐步可以滿足馬歇爾勒納條件(MarshallLerner Condition)。四、貿(mào)易、FDI與實際匯率的動態(tài)關系：格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應分析基于建立的向量誤差修正模型，為了更好的觀察貿(mào)易、FDI與實際匯率之間的動態(tài)關系，可以進行格蘭杰因果關系檢驗①格蘭杰因果關系是經(jīng)濟研究領域因果關系的一種計量經(jīng)濟學定義，而且這種方法本身也在完善中，所反映的因果關系與真實的因果關系結(jié)構(gòu)不一定一致。但這種方法目前是一種重要而有效的檢驗因果關系的計量分析工具。，同時考察系統(tǒng)的脈沖響應函數(shù)(Impulse Response Functions)。1．格蘭杰因果關系檢驗我們運用格蘭杰因果關系檢驗目的是對理論模型中得出的三者作為一個經(jīng)濟系統(tǒng)互為因果的關系進行驗證，同時它又可以和后面的脈沖響應的分析相互補充和印證。首先就結(jié)合本文的模型對這種方法進行一點簡單的說明。本文建立的向量誤差修正模型的形式如下： （2） （3） （4）以方程（2）為例，若接受原假設：（i=1,2，…10)，則稱短期內(nèi)FDI不是EX的格蘭杰原因，若拒絕，則意味著FDI是EX的格蘭杰原因。類似的結(jié)論適用于原假設：（i=1,2，…10)對于ER短期內(nèi)是否是EX格蘭杰原因的檢驗。若接受假設：（i=1,2，…10)則表示FDI（或ER）即使通過協(xié)整關系亦不構(gòu)成EX的格蘭杰原因，也可以稱之為：從長期看，F(xiàn)DI（或ER）亦不是EX的格蘭杰原因。若拒絕，說明從長期看，F(xiàn)DI（或ER）通過系統(tǒng)的協(xié)整關系構(gòu)成EX的格蘭杰原因。同樣的討論適用于系統(tǒng)中的方程(3)和(4)。誤差修正模型中各方程的誤差修正項系數(shù)、，都通過了1%水平的顯著性檢驗，這說明三個變量間在長期內(nèi)存在互為因果的關系，這進一步印證了理論模型中的結(jié)論。表3 格蘭杰短期因果關系的檢驗結(jié)果原假設H0F統(tǒng)計量顯著性水平結(jié)論 Granger原因拒絕H0 Granger原因拒絕H0接受H0拒絕H0拒絕H0接受H0說明：短期因果關系的檢驗中原假設1的拒絕說明，貿(mào)易收支是實際匯率的格蘭杰原因，原假設3 的接受說明，短期內(nèi)FDI在5%的顯著性水平上不是實際匯率的格蘭杰原因。但誤差修正項的系數(shù)顯著表明長期內(nèi)貿(mào)易收支和FDI都是實際匯率的格蘭杰原因。所以對于當前的人民幣匯率問題可以認為貿(mào)易順差無論是短期還是長期都形成了人民幣升值的壓力，而FDI流入主要是在長期內(nèi)形成了人民幣升值的壓力。原假設2和4 的拒絕說明，實際匯率的變動顯著地構(gòu)成貿(mào)易收支和FDI的格蘭杰原因，這說明我們的確應該重視人民幣匯率的變動可能對貿(mào)易收支和FDI產(chǎn)生的影響，具體的影響方向通過后面脈沖響應的分析可以得出結(jié)論。原假設5的拒絕說明FDI的變動是貿(mào)易收支變動的重要原因。原假設6的接受說明短期內(nèi)貿(mào)易收支不是FDI的格蘭杰原因① 原假設5的拒絕和原假設6的接受所得出的結(jié)論與后面脈沖相應的分析結(jié)論是相互支持的，這里從短期格蘭杰因果關系的角度佐證了后面脈沖響應進行的詳細分析中得出的FDI對我國凈出口有著重要貢獻和出口空間的大小不是影響外資流入的主要因素的結(jié)論。格蘭杰因果關系檢驗只是說明和驗證了三者因果關系，具體的影響過程和方向可以借助脈沖響應函數(shù)進行分析。2．脈沖響應函數(shù)分析脈沖響應函數(shù)描述一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應。具體地說，它描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的新息（Innovation）沖擊后對內(nèi)生變量的當期值和未來值所帶來的影響。以前學者在研究脈沖響應時大多采用Cholesky分解技術，從而使誤差項正交化(Orthogonalised)。但Cholesky分解有個缺陷，即它是非唯一的，這將導致沖擊識別的任意性。也就是說，對系統(tǒng)內(nèi)變量排序的不同，會得出不同的結(jié)果。為此，Koop、Pesaran and Potter （1996）、Pesaran and Shin（1998）等提議了另一種方法——一般脈沖響應（Generalized Impulse Response），它避免了正交化對變量排序的依賴性。一般脈沖響應函數(shù)見附錄1。我們就采用一般脈沖響應方法來進行脈沖響應分析。為了直觀形象地刻畫變量間的相互影響，我們正文中列示了脈沖響應函數(shù)的曲線圖，相應的數(shù)據(jù)表見附表1，我們的分析適當結(jié)合了相應的數(shù)據(jù)表。 圖2 EX對ER一個標準差沖擊的響應 圖3 EX對FDI一個標準差沖擊的響應（1）實際匯率與貿(mào)易收支 圖2顯示人民幣實際貶值短期內(nèi)會惡化貿(mào)易余額，經(jīng)過一段時滯后才能改善貿(mào)易余額，這就是