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一、協整分析與Granger因果檢驗

在宏觀經濟領域中，如果直接對非平穩的變量采用傳統的多元回歸分析可能會出現“偽回歸”的現象。Granger等(1974)在蒙特卡羅模擬試驗中發現，當隨機變量Yt和Xt都服從單位根過程（非平穩）時，即使它們之間不存在任何線性相關性，將Yt對Xt作回歸得到的系數β的最小二乘估計必定有顯著的t值。在此基礎之上，Phillips(1986)通過理論方法證實不相關的單位根變量之間很可能會存在“偽回歸”現象。雖然一些經濟變量本身是非平穩序列，但是它們之間的線性組合卻有可能是平穩序列，這種線性組合反映了變量之間長期的穩定關系，被稱為協整關系(Co-integration)。最早由En-gle&Granger(1987)提出其理論方法，并使用兩步法對非平穩的時間序列進行建模。然而Engle&Granger的兩步法在兩個以上變量的情況下應用效果不佳，由此Johansen&Juselius(1990)提出了一種基于向量自回歸(VectorAutoRegression)模型的多重協整檢驗方法，用于對多個單整階相同的變量之間的協整關系進行檢驗。文章的研究對象為FTV、WTV、WWI這三個變量，所以采用Johansen協整檢驗方法來確定變量之間的協整關系。

1.單位根檢驗

首先需考察各變量的平穩性。文章采用單位根檢驗的方法來判斷所選數據的單整性，使用EViews7.1軟件，對LNFTV、LNWTV、LNWWI及其一階差分序列進行單位根ADF檢驗，在10%的顯著性水平下，LNFTV、LNWTV、LNWWI原序列皆為非平穩序列，而其一階差分序列皆為平穩序列，滿足各變量一階單整的協整檢驗條件，可以進一步對變量進行Johansen協整檢驗。

2.Johansen協整檢驗

除滿足變量間單整階數相同的條件外，滯后期數目的選擇也對協整檢驗的結果非常敏感，不同滯后期會導致協整檢驗的結果有顯著不同。文章采用AIC(AkaikeInfoCriterion)和SC(SchwarzCriterion)準則來確定最佳滯后期數。雖然AIC和SC值最小的滯后期數為4，但考慮文章所選取的數據僅有18期，當Johansen協整檢驗的觀測量小于15時期可能會導致檢驗結果的不準確，因此選擇滯后期數為3期。使用EViews7.1軟件，對LNFTV、LNWTV、LNWWI進行Johansen協整檢驗，由上文回歸分析和單位根檢驗可以發現模型的組成變量有具線性趨勢，故選擇Intercept(notrend)inCEandtestVAR方式進行檢驗。分析結果如下：第一行表示假設不存在協整關系；第二行表示假設最多存在一個協整關系；第三行表示假設最多存在兩個協整關系。可以看到在95%的置信水平之下，拒絕不存在協整關系和最多存在一個協整關系的原假設，接受最多存在兩個協整關系的原假設，結論表示LNFTV、LNWTV、LNWWI三者之間存在兩個協整關系。其標準化協整方程可表示為：LNFTV=0.4135LNOFT+61.3985LNWWI(1)式(1)反映了在1995-2012年間，我國的對外貿易額與水路貨物周轉量及水路運輸的基礎設施投資三者間確實存在長期的穩定關系且外貿的發展有賴于水路運輸基礎設施的大力投資發展。從量化的角度看，進出口貿易總額每增長1個單位需要水路運輸基礎設施投資額增加61.3985個單位來對其提供支持。

3.Granger因果檢驗協整分析

模型旨在揭示某變量的變化受其自身及其他變量過去行為的影響，然而現實生活中，許多經濟變量有著互相影響的關系，是否能從統計上考察這種關系是雙向還是單項的呢？Granger運用計量經濟模型和交叉譜方法研究因果關系，提出了因果關系、反饋、瞬間因果關系以及因果關系滯后的正式概念。Sims(1972)延伸了檢驗變量之間因果關系的方法。Granger因果關系檢驗的一個重要前提是時間序列是平穩的。Granger(1988)指出了因果關系與協整之間的關系，協整涉及一種長期和均衡的狀態，因果關系則更加側重于短期的預測能力，對于一對可能達到均衡的序列，它們之間一定存在提供必要動態的因果關系。如果一對序列I(1)是協整的，那么它們至少在某個方向上具有因果關系。由上文結論可知，LNFTV、LNWTV、LNWWI皆為一階單整序列，相互之間存在長期的協整關系，滿足Granger因果檢驗的前提。此外，Granger因果關系檢驗對于滯后期長度的選擇有時很敏感，不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗結果。利用上文所得到的結果，本節Granger因果檢驗選擇滯后階數為3，對LNFTV、LNWTV、LNWWI三個變量之間的Granger因果關系一一做檢驗。從檢驗結果可以得到如下結論：第一，我國水路運輸基礎設施的投資建設與我國外貿的發展存在雙向的因果關系，水運業的基礎設施投資能促進外貿的發展，反過來外貿的發展也推動了水運業基礎設施建設的發展。第二，水路貨運周轉量是水運業基礎設施投資額的單方面Granger原因，可以認為水路貨運周轉量的增加帶動了水運業基礎設施的建設，然而反過來水運業基礎設施的投資卻不是水路貨運周轉量增長的Granger原因。這說明水運基礎設施建設的目的應當在于滿足水路貨物運輸服務的要求，由貨運周轉量的多少來決定基礎設施建設的規模，而不能本末倒置，為了片面追求貨運周轉量等指標的增長進行不必要的建設。第三，水路貨運周轉量是進出口貿易總額的單方面Granger原因，這意味著貨運周轉量的增長帶動了我國對外貿易量的增長，然而反過來我國對外貿易量的增長卻不是貨運周轉量增長的Granger原因。文章認為出現這種情況的原因可能在于隨著人民生活水平的不斷提高，對進口高附加值的工業制成品的需求越來越旺盛，更多的高附加值產品意味著在貨運周轉量不變情況下的貿易額將比以往增加。自2001年我國加入WTO之后，我國工業制成品的進口總額增長較快，尤其在2008年世界金融危機的短暫調整之后，進口數額不但沒有進一步下降，反而加速增長。文章所得結果顯示，水路貨運周轉量的增長顯然是進出口貿易額增加的原因之一；然而隨著高附加值產品進口數額地增加，總貿易額地增長未必會導致貨運周轉量的絕對數量增長。不過，周建等(2004)在對Granger因果關系檢驗的理論研究中發現，當樣本數量小于20時，如果Granger因果檢驗認為存在因果關系，則所研究的變量之間存在真實的因果關系的可能性很高，反之，如果檢驗結果為不存在因果關系時，也不能斷定變量之間不存在真實的因果關系。所以未來的研究有必要選取月度或者季度數據以增加樣本數量進一步研究兩者之間的聯系。

二、結論

文章的分析結果表明，我國水路運輸基礎設施的投資與進出口貿易及水路貨運周轉量存在長期穩定的協整關系，尤其是水運投資與對外貿易之間存在雙向的因果關系：外貿量的增長能帶動水路運輸基礎設施建設的發展，反過來水運投資也能促進對外貿易的發展。作為國民經濟支柱產業之一的外貿產業，其發展離不開交通運輸業的支持，尤其是在水路運輸業的支持。為了促進對外貿易產業的發展，加大水路運輸基礎設施的投資是非常必要的。通過分析還可以看到，水運投資并不是水路貨運周轉量增長的原因。水路運輸的基礎設施應當根據實際運輸的需求來進行建設，按需投資，而不應該為了片面追求貨運周轉量的增長，進行無謂的建設，造成人力、物力資源的浪費。此外，文章的分析結果還表明水路貨運周轉量的增長是進出口貿易額增加的原因之一，但反之未必。其原因可能在于隨著高附加值工業制成品的進口額的增加，外貿進出口總額的增長不一定帶來實際貨物周轉量的增長，不過這需要增大研究的樣本數量來進行進一步的論證。

作者：胡景煥趙剛單位：上海海事大學交通運輸學院