中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與投資之間關(guān)系的協(xié)整和因果性關(guān)系分析

中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與投資之間關(guān)系的協(xié)整和因果性關(guān)系分析TheCointegrationandGrangerCausalityRelationshipbetweenGDPandInvestmentinChina班級:數(shù)理經(jīng)濟姓名:張瑩學(xué)號:1999326012003年6月9日摘要本文主要就中國投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之間的關(guān)系基于格蘭杰因果性進行分析，并將建設(shè)投資與其它投資分別進行處理。我們將就兩種投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的關(guān)系的單整和協(xié)整關(guān)系進行ADF檢驗。通過誤差修正模型，我們可以發(fā)現(xiàn)，建設(shè)投資，其他投資以及國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP）的時間序列都具有單位根，因此可知，建設(shè)投資，其他投資以及GDP之間都具有協(xié)整關(guān)系。然后在協(xié)整的條件下對投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰因果關(guān)系進行分析。文章的實證結(jié)果將有助于國家有關(guān)部門進行投資決策。關(guān)鍵詞：協(xié)整，ADF檢驗，國內(nèi)生產(chǎn)總值，誤差修正模型,格蘭杰因果性，建設(shè)投資，其它投資，最小二乘估計AbstractThisarticleexaminestheinteractionsbetweenconstructioninvestment(CI)andGDP,otherinvestmentandGDPrespectively,basedonGrangercausalityanalysis.Firstofall,weuseAugmentedDicky-Fuller(ADF)testtostudytheintegrationofthesetimeseriesandthecointegrationrelationsbetweenconstructioninvestmentandGDP,otherinvestmentandGDP.Wecanseethrougherrorcorrectionmodel(ECM),thetimesseriesofGDPconstructioninvestmentandotherinvestmentallhaveunitroot.Sowecanseethereexistcointegrationrelationshipbetweenthem.ThenweanalyzetheGrangercausalityrelationbetweenstwokindsofinvestmentandGDP.TheresultofthispaperwillhelppolicymakerinChinatomakecorrectinvestmentdecision.目錄引言基本理論背景變量選取和數(shù)據(jù)來源學(xué)術(shù)知識回顧1．2．1格蘭杰因果性1．2．2單整及其檢驗1．2．3協(xié)整及其檢驗1．2．4誤差修正模型2．模型和數(shù)據(jù)2.1國內(nèi)生產(chǎn)總值，建筑投資，其他投資的單整分析和檢驗2.2協(xié)整的分析和檢驗3.建立模型3.1GDP與建設(shè)投資3.1.1CI→GDP3.1.2GDP→CI3.2國內(nèi)生產(chǎn)總值與其他投資之間的關(guān)系4．結(jié)論引言目前中國經(jīng)濟正以令人吃驚的速度逐年發(fā)展，然而事實上，相對于成熟的發(fā)達國家，我國的經(jīng)濟的發(fā)展仍舊處于萌芽狀態(tài)。目前，我國經(jīng)濟和財政消費的增長主要是依賴于投資的增加。鑒于中國目前消費緊縮的現(xiàn)實情況，投資對經(jīng)濟的推動將發(fā)揮著更為重要的作用，適當(dāng)?shù)耐顿Y將有效的推動經(jīng)濟的增長。然而盡管如此，并非高速增長的投資將一定能持續(xù)推動經(jīng)濟的發(fā)展。持續(xù)和健康的經(jīng)濟發(fā)展同時也是投資的有效支持。因此從直觀上我們就可以看到投資和國民經(jīng)濟之間是存在一定關(guān)系的。在諸多投資中，建設(shè)投資是對國民經(jīng)濟最有力的推動因素之一。政府在經(jīng)濟低迷時期進行建設(shè)投資是促進經(jīng)濟復(fù)蘇極為有效的一種方法。而且，擴大建設(shè)投資有著很多方面的有利因素：不僅僅是提供了大量的工作崗位，擴大國內(nèi)總需求，和國民收入，而且推動經(jīng)濟增長，為下一次周期性的經(jīng)濟發(fā)展提供基礎(chǔ)。尤其是在發(fā)展中國家中，建設(shè)投資在總投資中占有將近20％的份額，在這些國家建設(shè)投資的作用更為顯著。目前在中國已經(jīng)有很多的文章探討了投資于GDP之間的相互關(guān)系，但是這些文章所探討的內(nèi)容僅僅停留在定性分析的層面上。而本文就將國民關(guān)系做定量的分析。特別就建設(shè)投資和GDP以及其他投資和GDP之間長期和短期關(guān)系進行分析?；颈尘袄碚撟兞窟x取和數(shù)據(jù)來源本文章中用到的變量包括在一定時期內(nèi)的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），建設(shè)投資和其它投資的數(shù)值。我們將用這些參數(shù)來反映國民經(jīng)濟的發(fā)展情況。所用數(shù)據(jù)均來自于2001年中國統(tǒng)計局出版的中國統(tǒng)計年鑒。學(xué)術(shù)知識回顧1.2.1格蘭杰因果性由于我們要研究的是建設(shè)投資與GDP以及其他投資與GDP之間的因果關(guān)系，所以我們來回顧一下因果關(guān)系的定義。在計量經(jīng)濟學(xué)界，關(guān)于因果性最經(jīng)典和最廣為接受的定義是格蘭杰（1969）所做出的定義。格蘭杰因果性（Grangercausality）：Y稱為X的“格蘭杰原因”當(dāng)且僅當(dāng)如果利用Y的過去值比不用它時能夠更好的來預(yù)測X。簡言之，如果標(biāo)量Y能夠有效的幫助預(yù)測X那么就稱Y為X的“格蘭杰原因”。令A(yù)t={As|ST-1}b表示信息集，它包括所有T-1以前以及T-1的As。可以引入下面三種定義：X是Y的原因，如果<，其中是Yt關(guān)于At的最優(yōu)預(yù)估方差。X是Y的瞬時原因，如果<。X和Y之間存在反饋關(guān)系，如果X是Y的原因且Y是X的原因。格蘭杰（1969）最先提出了格蘭杰檢驗，其后薩金特（1976）又對其做了改進。我們先假設(shè)一個特殊的滯后k（或p）期自回歸的方程（1），（2）先用OLS估計，然后再來進行格蘭杰檢驗。(1)(2)其中與為常數(shù)項，和是白噪聲差項，且對所有的t有，n和p分別為X和Y的最優(yōu)滯后階數(shù)。從理論上知，要檢驗X與Y的因果關(guān)系，從統(tǒng)計意義上來說，就是要檢驗＝0和＝0（j＝1，2，……n，j＝1，2……，p）。則：若＝＝0表明和相互獨立；若＝0但0，則存在到的因果關(guān)系，但不存在到的因果關(guān)系；若＝0但0，則存在到的因果關(guān)系，但不存在到的因果關(guān)系；若0而且0，則同時存在從到和從到的雙向因果關(guān)系。利用F檢驗來對零假設(shè)不存在格蘭杰因果性進行檢驗。以方程（1）為例：。這里零假設(shè)的F統(tǒng)計量是Wald統(tǒng)計量。表示原方程的回歸殘差平方和表示的是方程零假設(shè)成立時的回歸殘差平方和N為樣本量。F統(tǒng)計檢驗值服從標(biāo)準(zhǔn)的F分布。根據(jù)F分布可查表得到一個臨界值。如果求得的值F大于該臨界值就拒絕該零假設(shè)：Y不是X的“格蘭杰原因”（方程1中）。換句話說Y是X的“格蘭杰原因”記為XY。反之，若F小于該臨界值則意味著Y不是X的“格蘭杰原因”。關(guān)于因果性檢驗的另一方法是Sims(1971)檢驗。但是大量的實證研究表明該方法存在的一個問題是誤差項趨于自相關(guān)。因此零假設(shè)的F檢驗可能給出一個錯誤的答案，所以就不在此進行贅述。1.2.2單整及其檢驗接下來來介紹單整的概念。一個時間序列如果有穩(wěn)定的期望值和方差，那么就稱為穩(wěn)定的時間序列。但是一般的時間序列都并非是穩(wěn)定的，因此我們首先給出單整的定義。單整（Intergation）:如果一個隨機過程{xt}如果必須經(jīng)過d次差分之后才能變成一個平穩(wěn)的，可逆的ARMA過程，而當(dāng)進行d-1次差分后仍是一個非平穩(wěn)的過程，則稱該過程具有d階單整性，記為xtI(d)。對多個時間序列進行協(xié)整分析的第一步就是確定每個序列的單整階數(shù)。序列是I(1)而不是I(0)的檢驗被稱為“單位根”檢驗（unitroottest）。標(biāo)準(zhǔn)的單位根是Dickey和Fuller的DF檢驗。但是該方法不能保證方程的殘差項是白噪聲，所以該檢驗的估計值不是無偏的。于是Dickey和Fuller與1979和1980年對DF檢驗進行了擴充，形成了ADF(AugmentedDicker–Fuller)檢驗，這是目前普遍應(yīng)用的單整檢驗方法。在ADF檢驗中為了保證是白噪聲，在方程的右邊加了一些滯后項，于是單位根檢驗的回歸方程為：（3）其假設(shè)檢驗：H0：臨界值；H1:臨界值其中為檢驗統(tǒng)計量，（其中是估計，是標(biāo)準(zhǔn)差的無偏估計）。但是恩格爾和格蘭杰對上述臨界值與傳統(tǒng)的t統(tǒng)計量的臨界值進行了對照發(fā)現(xiàn)了兩者有很大的區(qū)別，并通過蒙特卡羅（MontoCarlo）模擬求出ADF統(tǒng)計量t的臨界值，若臨界值，那么存在單位根的零假設(shè)被拒絕，此時Yt是平穩(wěn)的。1.2.3協(xié)整及其檢驗在實際中，多數(shù)經(jīng)濟時間序列都是非平穩(wěn)的，然而某些非平穩(wěn)的經(jīng)濟時間序列的某種時間序列卻有可能是平穩(wěn)的。經(jīng)濟理論認為，某些經(jīng)濟時間序列存在長期均衡關(guān)系。例如，凈收入和消費，進口和出口，商品現(xiàn)貨價格和期貨價格之間就存在這種長期均衡關(guān)系。一般說來，上述經(jīng)濟時間序列屬于非平穩(wěn)序列。看起來這些經(jīng)濟變量之間似乎不會存在任何均衡關(guān)系，但事實上若干個這種時間序列的某種線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。稱具有如上性質(zhì)的序列具有協(xié)整性。協(xié)整概念是理解經(jīng)濟變量存在長期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)。格蘭杰于1981和1983年提出了協(xié)整的概念。協(xié)整（Cointegration）：如果序列X1t，X2t，……，Xkt都是d階單整，存在一個向量，使得，其中，b>0，Xt=(X1t，X2t，……，Xkt)’，則認為序列X1t，X2t，……，Xkt是（d，b）階協(xié)整，記為，為協(xié)整向量。最簡單的協(xié)整檢驗就是兩變量的Engle-Granger檢驗。這是恩格爾和格蘭杰于1987年提出兩步檢驗法，也稱為EG檢驗。第一步，用OLS方法估計下列方程（4）得到（5）（6）稱為協(xié)整回歸。第二步，檢驗的單整性。如果為穩(wěn)定序列，則認為變量Yt，Xt為（1，1）階協(xié)整；如果為一階單整，則認為變量Yt，Xt為（2，1）階協(xié)整；……檢驗的單整性的方法即是上述的DF檢驗或者ADF檢驗。了解了協(xié)整的概念后我們知道盡管經(jīng)濟變量會有時偏離均衡，但是經(jīng)濟自身的力量將會使其重新回到均衡狀態(tài)。也就是無論在短期它如何變化，在長期仍趨與均衡。格蘭杰因果性的定義就是基于X和Y都是穩(wěn)定的或0階單整的時間序列這一假設(shè)。然而實證發(fā)現(xiàn)很多的宏觀經(jīng)濟序列在其自回歸中都至少有一個單位根。也就是很多宏觀時間序列都是1階單整的。所以我們是不能直接運用格蘭杰的因果性分析的結(jié)論來處理1階單整的情況的。.一般經(jīng)典的處理單整變量的方法是對其差分使其穩(wěn)定，Hassapis(1999)證明了沒有協(xié)整的情況下可以通過一階差分的向量自回歸模型（VAR）的標(biāo)準(zhǔn)F-檢驗來判定因果性。一階差分的VAR可以寫成如下形式：(7)(8)1.2.4誤差修正模型（ECM）統(tǒng)計量R2，F(xiàn)，t和DW常用來檢驗與評價一個估計模型的優(yōu)劣。然而由于在求兩個相互獨立的非平穩(wěn)時間序列的相關(guān)系數(shù)的問題時，還存在虛假回歸的問題，這時t統(tǒng)計量的分布是漸近發(fā)散的，DW統(tǒng)計量依概率收斂于零,R2則有一個非退化的極限分布。這些檢驗方法就不能再用來作為判別被解釋變量和解釋變量之間是否存在回歸關(guān)系的依據(jù)?？朔摷倩貧w的一個方法就是用變量的差分變量建立回歸模型。所以恩格爾和格蘭杰與1987年又提出了誤差修正模型（ECM）誤差修正模型的具體推導(dǎo)如下：考慮（1，1）階自回歸分布滯后模型（9）移項后得到（10）方程（8）即為最簡單的誤差修正模型，其中為誤差修正項。在這里滯后期間為k的誤差修正模型（ECM）的標(biāo)準(zhǔn)表達式定義如下：,(11),(12)其中(i=1,2)是誤差修正(EC)項。和是調(diào)整系數(shù)，而且恩格爾和格蘭杰推出其中有一項為零。通過誤差修正模型（ECM）的轉(zhuǎn)化，方程（11）和（12）都成為了0階單整的時間序列，也就是穩(wěn)定的時間序列。實際上ECM是在協(xié)整情況下的特殊形式。因此它適用于具有協(xié)整的非平穩(wěn)時間序列，其中的各參數(shù)也有其含義。因為一般情況下所以有，我們可以據(jù)此分析ecm的修正作用。方程（11）中,系數(shù)Y的誤差項()是X關(guān)于Y的長期彈性。相反的,在方程(12)中,系數(shù)X的誤差項()是Y關(guān)于X的長期彈性。和分別表示了X對于Y變化的立即反應(yīng)和Y對于X變化的立即反應(yīng)。它們反映的是是短期的彈性(Thomas,1997)。方程(11)中,參數(shù)1越大,說明X對于前期關(guān)于長期均衡的偏離的調(diào)整速度就越大。反之，如果1非常小就意味著X對于偏離均衡狀態(tài)的誤差是沒有反應(yīng)。對于方程(12)中的各參數(shù)也是同樣的。因為如果存在協(xié)整時ECM中的1和2不能同時等于零，因此在Y和X之間一定會存在長期的因果性?？梢岳脴?biāo)準(zhǔn)的T檢驗來對1和2的顯著度進行檢驗。由上述討論我們可以通過圖表1來檢驗X和Y之間的因果性關(guān)系:X，Y是穩(wěn)定的時間序列嗎嗎X，Y是穩(wěn)定的時間序列嗎嗎?X和Y都是I(0)X和Y都是I(1)使用方程(1)和(2)檢驗因果性關(guān)系X和Y不具有協(xié)整關(guān)系X和Y協(xié)整使用方程(7)和(8)檢驗因果性關(guān)系使用方程(11)和(12)檢驗因果性關(guān)系2．模型與數(shù)據(jù)通過中國國家統(tǒng)計局提供的相關(guān)資料我們可以得到1971－2000年之間關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），建設(shè)投資（CI），其他投資（OI）的三組數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是根據(jù)1971年的市場價格為基數(shù)確定的，其數(shù)據(jù)列于下表。由于該期間內(nèi)經(jīng)濟增長速度很快，所以我們將原始數(shù)據(jù)作對數(shù)化處理。表1 中國GDP,CI和OI（從1981到2000,GDP,CI和OI都以百萬計）年LnGDPLnCILnOI年LnGDPLnCILnOI19717.7945.6454.33719869.2307.0706.42819727.8315.7934.44119879.3897.2036.63119737.9085.8234.60519889.6117.3626.88819747.9345.8514.74919899.7367.3476.67019758.0056.0144.91019909.8317.4416.72219767.9875.9314.99419919.9837.6576.93119778.0715.9465.112199210.1918.0117.28719788.1956.2175.122199310.4508.4377.69419798.3046.2605.170199410.7518.7707.97919808.4166.3265.231199510.9598.9108.10119818.4896.0935.275199611.1109.0568.19319828.5766.3205.523199711.2009.2028.27419838.6926.3875.674199811.2519.3868.41619848.8836.6115.734199911.2979.4308.40919859.1046.9796.107200011.3879.5058.538數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒20012.1國內(nèi)生產(chǎn)總值，建筑投資，其他投資的單整分析和檢驗建立關(guān)于其它投資的模型，作兩次差分處理得：（13）用相關(guān)軟件Eview對其做OLS估計，用上文所述的方法對其進行單整檢驗。通過電腦計算得到方程中并不存在時間趨勢項，去掉，得到一個新的模型，再對這個模型進行OLS估計：（14）同樣通過計算所得結(jié)果，我們拒絕原來的零假設(shè)有單位根，因此是I(1)。同理我們可以通過同樣的檢驗來得到結(jié)論LnCI和LnOI都是I(1)的。具體的數(shù)據(jù)分析結(jié)果見下面表二所示.表二各個序列的檢驗結(jié)果變量ADF檢驗值臨界值結(jié)論LnGDP-0.738-2.656不平穩(wěn)LnGDP-3.406-2.660平穩(wěn)LnCI-2.508-3.708不平穩(wěn)LnCI-3.490-2.985平穩(wěn)LnOI0.071-3.695不平穩(wěn)LnOI-3.219-2.980平穩(wěn)（表中的臨界值都是用Eviews算出，表示的是5%顯著性下的臨界值,其余均不是1%顯著性下的臨界值。）2.2協(xié)整的分析和檢驗首先對LnGDP和LnCI進行分析：由OLS估計我們已經(jīng)得到待估參數(shù)的值得到方程（15）(16.555)(47.179)調(diào)整后的決定系數(shù)R2=0.987F=2225.811其中括號內(nèi)給出的數(shù)字是t統(tǒng)計量的值。所以誤差項為.接著來檢驗誤差模型是否穩(wěn)定。對方程（16）進行單整估計,得出誤差修正項的ADF值為-3.389其值的絕對值大于5%的置信度時的臨界值-2.980.拒絕零假設(shè)有一個單位根。因此是穩(wěn)定的。因此LnGDP和LnCI是協(xié)整的。然后再來分析LnGDP和LnOI之間的關(guān)系：同樣的我們還是利用對統(tǒng)計年鑒上的各數(shù)據(jù)進行OLS估計，得到方程（17）(34.0667)(53.8347)調(diào)整后的決定系數(shù)R2=0.9904F=2898.178誤差修正項。同樣的我們來檢驗誤差修正模型是否穩(wěn)定。對方程（18）進行估計。同樣的對誤差修正項進行單整檢驗,得到的ADF值為-4.181,它的絕對值大于置信度為1%時的臨界值-3.7076，因此拒絕零假設(shè)具有一個單位根。所以是穩(wěn)定的。因此LnGDP和LnOI也是協(xié)整的。通過上面的分析我們可以看到因為LnGDP和LnCI,以及LnGDP和LnOI具有協(xié)整關(guān)系。于是我們就能夠用方程(11)和(12)來檢驗它們之間存在的因果性關(guān)系。3.建立模型3.1GDP與建設(shè)投資首先我們先要來確定滯后期的長度。因為中國的特殊情況，及對于宏觀經(jīng)濟序列數(shù)據(jù)的具體限制，為簡便起見，我們在此處考慮的是滯后兩期的情況。我們可以根據(jù)下面的方程（19），（20）估計，利用方程（13）中得到的誤差修正項對下列方程做最小二乘估計。（19）（20）利用Eviews軟件對LnGDP和LnCI之間的格蘭杰因果關(guān)系作檢驗結(jié)果如下表所示：表三：建設(shè)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰因果關(guān)系零假設(shè)：數(shù)據(jù)F-統(tǒng)計量概率LNCI不是LNGDP的格蘭杰原因282.397470.11331LNGDP不是LNCI的格蘭杰原因4.508210.022293.1.1CI→GDP由表3，我們可以知道零假設(shè)建設(shè)投資不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.1133,因此可以看出該零假設(shè)應(yīng)該被接受。也就是建設(shè)投資對于國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響并不顯著的，也即建設(shè)投資不是GDP的“格蘭杰原因”。3.1.2GDP→CI由表三所示，零假設(shè)國內(nèi)生產(chǎn)總值不是建設(shè)投資的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.022,如此小概率的事件拒絕了零假設(shè)，而且方程(20)在置信度為95%的置信區(qū)間上也成立,因此建設(shè)投資(CI)對于國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的影響是顯著的。因此，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是建設(shè)投資的“格蘭杰原因”，記為GDP→CI。接下來，我們再來研究格蘭杰因果性的影響究竟是長期的還是短期的。而通過觀察和前的系數(shù)，可見與并不顯著。但是誤差修正項前的系數(shù)是相當(dāng)高的,因此是非常顯著的。因此可見國內(nèi)生產(chǎn)總值對與建設(shè)投資的格蘭杰因果性影響是長期而非短期的。.3.2國內(nèi)生產(chǎn)總值與其他投資之間的關(guān)系同樣的方法我們繼續(xù)建立關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)總值和其它投資之間的關(guān)系的模型，并寫出方程(21)和(22)如下所示:（21）（22）用Eviews對LnGDP和LnOI之間的格蘭杰因果關(guān)系作檢驗如下表所示：表四：其他投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰因果關(guān)系零假設(shè)數(shù)據(jù)F－統(tǒng)計量概率LNOI不是LNGDP的格蘭杰原因280.644340.53423LNGDP不是LNOI的格蘭杰原因3.799920.037513.2.1OI→GDP由表格四,我們可以看到零假設(shè)其他投資不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率相當(dāng)大為0.534因此該假設(shè)應(yīng)該被接受，可以得出，其他投資對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響也不是很顯著。通過對方程（21）作估計，發(fā)現(xiàn)方程落入置信區(qū)間之外的概率很大。誤差修正項（）前的系數(shù)接近與零，這說明了其他投資無論是在短期內(nèi)還是在長期都不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的“格蘭杰原因”。3.2.2GDP→OI同樣的道理，通過表格三發(fā)現(xiàn)零假設(shè)：國內(nèi)生產(chǎn)總值不是其它投資的“格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.038,是個小概率事件，因此該假設(shè)被拒絕。所以國內(nèi)生產(chǎn)總值是其它投資的格蘭杰原因。方程(22)在置信度為90%的置信區(qū)間上勉強成立，所以可見國內(nèi)生產(chǎn)總值對其他投資的影響程度也不是那么顯著。接下來我們繼續(xù)探討它們之間的因果性關(guān)系究竟是長期影響還是短期影響。通過相關(guān)軟件計算所得的數(shù)據(jù)可見和不是很顯著,但是誤差修正項前的系數(shù)是相當(dāng)高的，而且也是很顯著的（在置信水平為95％得區(qū)間上成立）。所以在長期的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值對于其他投資的影響力是相當(dāng)強的，但是在短期的情況下這種影響并不是很顯著，也就是短期內(nèi)這種影響是很弱的。盡管F統(tǒng)計量并不是很高（3.800），我們還是可以認為國內(nèi)生產(chǎn)總值在長期內(nèi)對其他投資具有格蘭杰因果性的影響，但是在短期內(nèi)這種因果性的影響并不存在。綜合本小節(jié)討論的內(nèi)容可以得知國內(nèi)生產(chǎn)總值與其他投資之間的因果性關(guān)系沒有其與建設(shè)投資那么顯著，只是有一個長期的單向的格蘭杰因果關(guān)系存在與國內(nèi)生產(chǎn)總值與其他投資之間。結(jié)論通過上文所做的分析，我們對于國內(nèi)生產(chǎn)總值與建設(shè)投資和其他投資之間的關(guān)系已經(jīng)有了一定的了解，可通過下面的表格來表示出來：表4:國內(nèi)生產(chǎn)總值與建設(shè)投資和其他投資之間的因果性關(guān)系長期影響短期影響CI→GDP幾乎不存在幾乎不存在GDP→CI比較強幾乎不存在OI→GDP幾乎不存在幾乎不存在GDP→OI比較強幾乎不存在在短期內(nèi)，國內(nèi)生產(chǎn)總值對于建設(shè)投資和其它投資的影響都并不是很明顯。同樣的建設(shè)投資和其它投資對國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰因果性的影響，但是通過上面的數(shù)值分析可以看出建設(shè)投資不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的“格蘭杰原因”的概率（0.113）小于其他投資不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的“格蘭杰原因”的概率（0.534）。因此，建設(shè)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值的因果關(guān)系要強于其它投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值的因果關(guān)系。建設(shè)投資和其他投資的短期調(diào)整并不能引起國內(nèi)生產(chǎn)總值顯著的改變。而國內(nèi)生產(chǎn)總值對于兩種投資的影響也不是很明顯，不能下一個確定的結(jié)論。在長期時間內(nèi)，國內(nèi)生產(chǎn)總值對于兩種投資的影響都很顯著，，但是兩種投資對于國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響則不是很明顯。因此我們得出的結(jié)論是，國內(nèi)經(jīng)濟的長期積累是可以促進社會生產(chǎn)中各種投資額的增加，這個結(jié)論當(dāng)然也是相當(dāng)?shù)拿黠@的，由于從短期的分析看來，建設(shè)投資比其他投資對國民經(jīng)濟的影響更為顯著，我們可以看到在國家經(jīng)濟發(fā)展中，建設(shè)經(jīng)濟所起的作用是相當(dāng)重要的。因此本文通過一系列的數(shù)值計算與檢驗得出了這么一個結(jié)果，相信這對于國家經(jīng)濟政策的制定者是很有借鑒意義的。即在短期內(nèi)，是可以通過調(diào)整建設(shè)投資的投入量來起到促進國內(nèi)生產(chǎn)總值增加的目的。ReferencesGranger,C.W.J.“InvestigatingCausalRelationsbyEconometricModelsandCross-SpectralMethods”,Econometrica,1969,37(3):424-38.KessedesC,IngramG.“Infrastructure’simpactondevelopment:LessonsfromWDR1994”.JournalofInf