验。构造系统ˉ′的协整模型为 AY=C+IIY-I+>TAY -1+E 其中,C为常数项向量,为短期调整系数,Ⅱ=aB,a为调整参数矩阵,B 为协整向量矩阵。 Johansen协整检验的原理是将系统的协整检验变成对矩阵∏的 分析。通过检验非零特征根个数得到矩阵的秩,从而确定系统内的协整关系和协整向 量。基于平稳变量VAR模型的AIC、HQ信息法则,选择滞后阶数为1。 表2 Johansen协整检验与残差诊断 特征根迹检验 最大值特征根检验 原假设 特征根 检验统计量 值 检验统计量 P值 0个协整向量05145024020 0.0477 至少1个协整向量 0.2375 23.7495 0.0581 13.2893 0.2098 至少2个协整向量 0.1774 10.4601 0.1005 9.5686 0.0964 注:协整检验的方程式均含有常数项与趋势项:*代表在5%显著性水平上拒绝原 假设 特征根迹检验与最大值特征根检验均表明系统存在1个稳定的协整关系。基于此, 可以认为本文模型设定较为合理。将此协整方程作为人民币跨境进口贸易结算的决定 方程,则人民币跨境进口贸易结算占总进口比例、人民币套利指数、进口占全球比重 (贸易总量指标)与加工贸易占进口比重(贸易结构指标)的长期关系表示如下: LRm,=0.50341.31021m10.88im (4.5630)(2.5769)(-0.9968) 回归结果显示,人民币套利指数、贸易总量指标、贸易结构指标均显著,且人民 币套利指数和贸易总量的估计系数为正,贸易结构指标的估计系数为负。这一结果与 前文的分析基本一致,当人民币套利空间较大时,以人民币结算的跨境贸易会随之上 升;当中国进口占全球比重越高,加工贸易占进口比重越小,以跨境贸易中以人民币 结算的比率也越高 4.方差分解。为了衡量套利因素和贸易总量和结构,对人民币跨境进口贸易的相 对重要性,我们对VC模型进行滞后20期的方差分解,除自身影响外的方差贡献比 例见下表。可以看出,人民币套利指数的方差贡献度在初期超过81%,到第三期以后9 验。构造系统 的协整模型为： （3） 其中， 为常数项向量， 为短期调整系数， ， 为调整参数矩阵， 为协整向量矩阵。Johansen 协整检验的原理是将系统 的协整检验变成对矩阵 的 分析。通过检验非零特征根个数得到矩阵的秩，从而确定系统内的协整关系和协整向 量。基于平稳变量 VAR 模型的 AIC、HQ 信息法则，选择滞后阶数为 1。 表 2 Johansen 协整检验与残差诊断 原假设 特征根 特征根迹检验 最大值特征根检验 检验统计量 P 值 检验统计量 P 值 0 个协整向量 0.3911 48.0615* 0.0067 24.3121* 0.0477 至少 1 个协整向量 0.2375 23.7495 0.0581 13.2893 0.2098 至少 2 个协整向量 0.1774 10.4601 0.1005 9.5686 0.0964 注：协整检验的方程式均含有常数项与趋势项；*代表在 5%显著性水平上拒绝原 假设。 特征根迹检验与最大值特征根检验均表明系统存在 1 个稳定的协整关系。基于此， 可以认为本文模型设定较为合理。将此协整方程作为人民币跨境进口贸易结算的决定 方程，则人民币跨境进口贸易结算占总进口比例、人民币套利指数、进口占全球比重 （贸易总量指标）与加工贸易占进口比重（贸易结构指标）的长期关系表示如下： =0.5033 +1.3102 -0.8885 (4.5630) (2.5769) (-0.9968) 回归结果显示，人民币套利指数、贸易总量指标、贸易结构指标均显著，且人民 币套利指数和贸易总量的估计系数为正，贸易结构指标的估计系数为负。这一结果与 前文的分析基本一致，当人民币套利空间较大时，以人民币结算的跨境贸易会随之上 升；当中国进口占全球比重越高，加工贸易占进口比重越小，以跨境贸易中以人民币 结算的比率也越高。 4.方差分解。为了衡量套利因素和贸易总量和结构，对人民币跨境进口贸易的相 对重要性，我们对 VEC 模型进行滞后 20 期的方差分解，除自身影响外的方差贡献比 例见下表。可以看出，人民币套利指数的方差贡献度在初期超过 81%，到第三期以后 Yt 1 1 1 1 p t t it t i Yc Y Y ε − − − = Δ = + Π +∑Γ Δ + c Γ Π =αβʹ α β Yt Π LRimt LAIt LVimt LFimt