变量的协整检验和格兰杰因果关系检验

对于每一组粮食进口与生产变量，本书先后对其进行协整检验和格兰杰因果关系检验。进行协整分析时，按照EG两步法，首先利用OLS估计，构建如下回归模型：

并得到回归方程的残差项：

其中，ecmt为误差修正项，且ecmt＝imt-1-α0-α1prot-1。下文仅对粮食总进口量与总产量（总需求量）进行误差修正模型的分析。

进行格兰杰因果关系检验，首先对“pro不是引起im变化的原因”这一原假设进行检验，即对下面这个模型进行估计：

然后，用回归的残差平方和计算f统计量，检验系数βi（i＝1，…，n）是否同时显著为0。如果是，我们就可拒绝原假设而得出“pro对im存在格兰杰因果关系”的结论。同时，对“im不是引起pro变化的原因”的原假设进行检验，即交换（4.4）式中pro和im的位置，并做同样的回归估计。

同样，对于每一组粮食进口与需求变量（uti），用uti替换（4.1）-（4.4）式中的pro，按照上述方法对其进行协整检验和格兰杰因果关系检验。

1.总量的协整关系及因果关系分析

（1）粮食进口总量与总产量间的协整及因果关系。

首先，根据EG两步法建立如下回归方程：

（t＝5.4047）（t＝-2.9033）

R2＝0.73　D.W.＝1.49

得到残差：

（t＝-0.7392）（t＝1.2119）（t＝-3.5586）

R2＝0.82　　D.W.＝1.61

表4.9　残差单位根检验

利用上述误差修正模型，我们可以对粮食进口的短期变动进行分析。粮食进口的短期变动可以分为两部分，一部分是由于短期粮食产量变动（Δpro10）的影响，另一部分是由于前一期粮食进口偏离长期均衡关系的影响。误差修正项ecmt系数的大小即反映了经济运行系统对偏离长期均衡的调整力度。从（4.7）式可知，当粮食进口与产出偏离长期均衡时，经济运行系统将以-0.5263的速度对前一期粮食进口与产出之间的非均衡状态进行调整，将其拉回长期均衡状态。

然后，根据格兰杰因果关系检验原理，得到粮食进口总量与总产量的检验结果（如表4.10所示）。结果显示，在经济运行滞后1期时，“pro10不是im10的格兰杰原因”的概率小于5%，因此拒绝该原假设，即认为“pro10是im10的格兰杰原因”；但第二个假设的概率大于10%，因此不能拒绝该原假设，即认为“im10不是pro10的格兰杰原因”。这说明，中国粮食进口不会对国内粮食生产造成明显影响，但国内粮食生产会影响下一年的粮食进口。

表4.10　格兰杰因果关系检验

（2）粮食进口总量与总需求量间的协整及因果关系。

首先，根据EG两步法建立如下回归方程：

（t＝5.6019）（t＝-3.2696）

R2＝0.67　D.W.＝1.56

得到残差：

（t＝-1.4760）　（t＝2.2162）　（t＝-3.6807）

R2＝0.79　　　D.W.＝1.74

从误差修正模型可知，当粮食进口与需求偏离长期均衡时，经济运行系统将以-0.521 2的速度对前一期粮食进口与需求之间的非均衡状态进行调整，以将其拉回长期均衡状态。

表4.11　残差单位根检验

然后，根据格兰杰因果关系检验原理，得到粮食进口总量与总需求量的检验结果（如表4.12所示）。结果表明，uti10是im10的格兰杰原因，但im10不是uti10的格兰杰原因，即中国粮食进口不会对国内粮食需求造成明显影响，但国内粮食需求会影响下一年的粮食进口。

表4.12　格兰杰因果关系检验

2.小麦进口量与产量间的协整关系及因果关系分析

首先，根据EG两步法建立如下回归方程：

（t＝2.7747）（t＝-2.0535）　（t＝3.6404）　（t＝1.3588）

R2＝0.76　　　D.W.＝2.01

得到残差：

表4.13　残差单位根检验

然后，根据格兰杰因果关系检验原理，得到小麦进口量与需求量的检验结果（如表4.14所示）。结果表明，pro1001是im1001的格兰杰原因，但im1001不是pro1001的格兰杰原因，中国小麦进口不会对国内小麦生产造成明显影响，但国内小麦生产会影响下一年的小麦进口。

表4.14　格兰杰因果关系检验

3.玉米进口量与需求量间的协整关系及因果关系分析

首先，根据EG两步法建立如下回归方程：

（t＝2.3736）　（t＝1.4661）　（t＝1.5449）　（t＝0.3491）

R2＝0.68　　　D.W.＝1.99

得到残差：

表4.15　残差单位根检验

然后，根据格兰杰因果关系检验原理，得到玉米进口量与玉米需求量的检验结果（如表4.16所示）。结果表明，uti1005不是im1005的格兰杰原因，但im1005是uti1005的格兰杰原因，即中国国内玉米需求不会对玉米进口产生明显影响，但玉米进口会影响国内玉米需求。

表4.16　格兰杰因果关系检验

4.大米相关变量的协整关系及因果关系分析

相对国内大米产量和需求量而言，中国大米的进口量极为微小，通过EG两步法所建立回归方程的R2均不足0.1，两两间的长期均衡关系并不显著，所以，此处仅对其做格兰杰因果关系进行分析。

（1）大米进口量与产量间的因果关系。

根据格兰杰因果关系检验原理，得到大米进口与大米产量的检验结果（如表4.17）所示。结果显示，在经济运行滞后1至3期时，存在im1006到pro1006的单向关系，在经济运行滞后2期时，im1006与pro1006存在双向因果关系。因此，可以认为大米进口会影响后期大米的生产，而大米的生产也会对滞后2期的大米进口产生影响。

表4.17　多个滞后长度的格兰杰因果关系检验

注：“pro1006/→im1006”表示“pro1006不是im1006的格兰杰原因”。

（2）大米进口量与需求量间的协整及因果关系。

根据格兰杰因果关系检验原理，得到大米进口与大米需求的检验结果（如表4.18所示）。通过检验回归模型中不同的滞后长度，都得到了如表4.18所示一致的结论，即uti1006不是im1006的格兰杰原因，im1006也不是uti1006的格兰杰原因。因此，可以认为中国大米进口与国内大米需求间并无明显因果关系。

表4.18　格兰杰因果关系检验

5.大豆进口量与需求量间的协整关系及因果关系分析

首先，根据EG两步法建立如下回归方程：

（t＝-2.9612）（t＝-3.2038）　（t＝4.4057）

R2＝0.98　　　D.W.＝2.29

得到残差：

表4.19　残差单位根检验

然后，根据格兰杰因果关系检验原理，得到大豆进口量与大豆需求量的检验结果（如表4.20所示）。从检验结果可以看出，分别接受了“uti1201不是im1201的格兰杰原因”和“im1201不是uti1201的格兰杰原因”的假设，排除了大豆进口与大豆需求之间的格兰杰因果关系，即说明中国大豆进口与国内大豆需求之间并不存在显著因果关系。

表4.20　格兰杰因果关系检验