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北京工商大学学报( 社会科学版)摇 摇 摇 摇 2015 年摇 第 2 期
表 3摇 格兰杰因果关系检验结果
假设 阶数 F 统计量 p 值
lnINV 不是 lnEX 的格兰杰原因 1 2郾 647 4 0郾 118 0
lnEX 不是 lnINV 的格兰杰原因 1 0郾 219 8 0郾 643 8
lnINV 不是 lnEX 的格兰杰原因 2 1郾 035 3 0郾 374 3
lnEX 不是 lnINV 的格兰杰原因 2 0郾 104 7 0郾 901 1
lnCON1 不是 lnEX 的格兰杰原因 1 1郾 640 5 0郾 213 6
lnEX 不是 lnCON1 的格兰杰原因 1 7郾 344 6 0郾 012 8 **
lnCON1 不是 lnEX 的格兰杰原因 2 0郾 502 1 0郾 502 1
lnEX 不是 lnCON1 的格兰杰原因 2 0郾 165 8 0郾 165 8
lnCON2 不是 lnEX 的格兰杰原因 1 0郾 246 4 0郾 624 6
lnEX 不是 lnCON2 的格兰杰原因 1 17郾 462 1 0郾 000 4 ***
lnCON2 不是 lnEX 的格兰杰的原因 2 0郾 885 8 0郾 428 8
lnEX 不是 lnCON2 的格兰杰原因 2 6郾 147 3 0郾 008 7 ***
摇 摇 注: ** 和*** 分别表示在 5 % 和 1 % 水平下显著。
进一步影响整体经济的运行。 外需增加提高了国
民收入水平, 从而增加了国民购买力和消费能力。
但是,北京的外需却没有带动内需中投资的变化 ,
而只影响了内需中消费部分的变化。
4郾 VAR 模型的建立
基于之前的实证检验,最终确定 VAR 模型为
下列公式:
lnEXt = 琢0 + 琢1 lnEXt - 1 + 琢2 lnEXt - 2 +
茁 1 lnINVt - 1 + 茁 2 lnINVt - 2 + 酌1 lnCON1 t - 1 +
酌2 lnCON1 t - 2 + 啄1 lnCON2 t - 1 + 啄 2 lnCON2t - 2 (2)
对变量 ln EX 和 lnCON1 、lnCON2 、lnINV 建立
非限定性向量自回归模型 ,并根据 AIC、SC 和 LR
准则来确定模型的最优滞后阶数。 根据表 4, 最
优滞后阶数为 1 ~ 3。 根据这一原则 ,AIC、SC 和
LR 都确定 2 期为最优滞后期。 为了验证 VAR 模
型的稳定性, 需要计算 VAR(2) 模型差分方程的
特征根。 模型差分方程所有特征根都位于单位圆
内( 见图 7),因而 VAR(2) 是稳定的。
表 4摇 VAR 模型最优滞后阶数的确定
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 - 0郾 352 8 NA 1郾 69 伊 10 -5 0郾 362 7 0郾 559 1 0郾 414 8
1 119郾 477 0 189郾 730 5 * 3郾 02 伊 10 -9 * - 8郾 289 8* - 7郾 308 0* - 8郾 029 3 *
2 133郾 030 1 16郾 941 3 4郾 22 伊 10 -9 - 8郾 085 8 - 6郾 318 8 - 7郾 617 0
摇 摇 注: * 表示在各原则下的最优滞后阶数。
摇 摇 5郾 脉冲响应函数分析
本文选用脉冲响应函数分析方法来分析变量
之间的动态影响, 它可以衡量随机扰动项的一个
标准差冲击对系统中各变量当前和未来取值的影
响轨迹。 根据前文分析, 外需是引起内需变化的
原因,故本文主要分析内需受到外需冲击时的反
应。 图 8( a) ~ 图 8 ( c) 分别为出口对北京市投
资、 居民最终消费、政府最终消费的脉冲响应。
(1) 图 8( a) 表示投资 lnINV 受到出口 lnEX
一个标准差正冲击后的脉冲响应。 图中显示, 投
资在受到外需的冲击后,产生正的响应, 并在第 4
期左右达到峰值, 峰值最高点大致为 0郾 06, 显著
低于居民最终消费 CON1 和政府最终消费 CON2
受到冲击后的峰值。 但是在第 4 期以后, 这种冲
击效应缓慢降低, 最后趋于平稳。 因此,可以说北
京市的外需对投资的正冲击最小, 这与前文的分
析结论较为一致。
(2) 图 8(b) 为居民最终消费支出 lnCON1 受
到外需 ln EX 一个标准差正冲击后的脉冲响应。
如图所示,居民最终消费在受到外需冲击后 ,产生
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