201502 - page 46

第 30 卷摇 第 2 期 郎丽华, 刘新宇 , 万摇 月: 北京市出口需求对内需增长影响的实证分析
( 二 ) 变量选择与数据来源
以前文 1986—2012 年的数据为样本 ,首先构
建具有稳定性的 VAR 模型,并在此基础上建立协
整方程, 进行格兰杰因果检验,最后运用脉冲响应
函数和方差分解方法,对北京市的消费 、投资与出
口进行全面研究 , 以揭示它们之间的定量关系。
本文选取的因变量为出口额 EX,自变量为居民最
终消费支出 CON1、 政府最终消费支出 CON2 、 资
本形成总额 INV, 数据全部来自 1987—2013 年
《 北京统计年鉴 》。 另外 , 将数据对数化, 使得数
据更易平稳, 以消除异方差影响。
( 三 )VAR 模型的构建
本文拟采用向量自回归模型 ( VAR) 来研究
北京市内需与外需之间的动态影响, 向量自回归
模型的一般表达式为:
yt = a1 yt - 1 + a 2 yt - 2 + a3 yt - 3 + … +
a pyt - p + b0 xt …br xt - r + 着 t
t = 1,2,…n (1)
式(1) 中, yt 是 m 维内生变量向量, xt 是 d 维
外生变量,a1 ~ a F、 b1 ~ bF 是待估计参数矩阵 , 内
生变量和外生变量分别有 p 阶和 r 阶滞后期 , 着t
为随机扰动项。
1郾 平稳性检验
为了确定北京市内需与外需之间是否具有协
整关系, 首先应当进行平稳性检验,即对居民最终
消费支出 CON1、 政府最终消费支出 CON2 、 资本
形成总额 INV 和出口额 EX 之间的平稳性进行
ADF 检验。 由表 1 可知 , lnEX、 lnINV、 lnCON1 、
lnCON2 原序列都是非平稳的, 而其一阶序列是平
稳的。 因此,ln EX、lnINV、ln CON1、ln CON2 可能存
在协整关系。
2郾 协整关系检验
根据序列平稳性检验可得出该序列为一阶单
整, 即 I(1)。 接下来采用极大似然法检验各个变
量之间是否存在协整关系。 从表 2 可以看出, 在
VAR 模型中存在一个或两个协整关系。 因此, 内
需与外需变量之间存在长期稳定的关系。
3郾 格兰杰因果检验
从格兰杰因果关系检验结果 ( 表 3) 可以看
出, 北京市的外需拉动了内需中的消费支出,从而
表 1摇 ADF 单位根检验结果
变量 检验类型 差分次数 ADF 值 临界值 结论
lnEX ( c,0 ,0) 0 - 0郾 916 2 - 2郾 986 2 不平稳
lnEX ( c,0 ,0) 1 - 5郾 050 4 - 2郾 991 9 ** 平稳
lnINV ( c,0 ,0) 0 - 1郾 428 3 - 2郾 986 2 不平稳
lnINV ( c,0 ,0) 1 - 3郾 456 1 - 2郾 991 9 ** 平稳
lnCON1 ( c,0 ,1) 0 - 1郾 011 1 - 2郾 991 9 不平稳
lnCON1 ( c,0 ,3) 1 - 3郾 110 3 - 3郾 012 4 ** 平稳
lnCON2 ( c,0 ,4) 0 0郾 084 0 - 3郾 012 4 不平稳
lnCON2 ( c,0 ,0) 1 - 3郾 175 4 - 2郾 991 9 ** 平稳
摇 摇 注:检验类型 ( c,n ,t ) 分别表示 ADF 检验方程的常数项、 时间趋势和滞后阶数, 0 表示不包括常数项; 由 AIC 值达到
最小的原则来确定 ADF 的滞后阶数; ** 表示在 5% 水平下显著。
表 2摇 Johansen 协整检验结果
原假设协整数量 特征值 t 统计量 5% 临界值 p 值
没有 0郾 738 5 68郾 328 7 47郾 856 1 0郾 000 2 ***
至多一个 0郾 699 2 37郾 479 9 29郾 797 1 0郾 005 4 ***
至多两个 0郾 348 1 9郾 849 9 15郾 494 7 0郾 292 4
至多三个 0郾 000 3 0郾 007 4 3郾 841 7 0郾 931 0
摇 摇 注: ***表示在 1% 水平下显著。
·14·