5.Granger因果關係檢驗
本書采用雙變量VAR模型，對“金融渠道傳導機遇指標（負債合計/資產合計）”和“金融渠道傳導綜合指數”進行Granger因果關係檢驗，判斷是否存在傳染關係。具體檢驗結果。
從檢驗結果可以看出，在5%的顯著水平，滯後1期，“金融渠道傳導機遇指標（負債合計/資產合計）”是“金融渠道傳導綜合指數”的Granger原因，因此可以用此機遇指標來調節金融渠道的綜合情況。進一步作脈衝相應分析的結果。
可以看出，“金融渠道傳導綜合指數”（RFZH）受“金融渠道傳導機遇指標（負債合計/資產合計）”（RFJY）的一個正向衝擊後，前三期大幅波動：第一期迅速下降，持續到第二期又較迅速上升，第三期之後呈現緩慢下降趨勢，在第六期時有個小波動。因此，通過調節“負債合計/資產合計”指數來調節金融渠道的綜合情況，效果要3個月左右開始顯現。
由協整關係可知“金融渠道傳導機遇指標（負債合計/資產合計）”的變化與“金融渠道傳導綜合指數”的變化之間是3.9倍的關係，因此在用機遇指標調節綜合指數時調節初期會有較大的波動幅度。
三、資本渠道“機遇”指標的調節作用分析
由本章第二節的實證檢驗結果可知“房地產投資/金融業投資”指數為中國資本市場傳導渠道的機遇指標，下麵采用Granger因果關係檢驗方法、Johansen協整分析方法來實證研究其與“資本渠道綜合指數”間的關係。
1.模型選取
本書采用雙變量的VAR模型（資本渠道傳導機遇指標、資本渠道傳導綜合指數），其中資本渠道傳導機遇指標用CJIYU表示，貿易渠道傳導綜合指數用CZOHE表示。
2.單位根檢驗
兩個指標的波動。
3.變量選取
實證檢驗的變量選取。
兩個指標的一階差分數據為平穩時間序列。因此，可以進行協整檢驗和Granger因果關係檢驗。
4.協整檢驗
本書采用Johansen“極大似然估計法”對兩個指標之間的協整關係進行檢驗，具體檢驗結果。最優滯後階數的選取根據AIC、SC和HQ準則確定。
在5%的顯著水平下存在1個協整向量。
協整方程可以寫為公式。
通過該協整關係式可以得到“資本渠道傳導機遇指標（房地產投資/金融業投資）”和“資本渠道傳導綜合指數”的負相關長期均衡關係：“房地產投資/金融業投資”每上升1%，資本渠道綜合指數就會下降1.3%。
5.Granger因果關係檢驗
本書采用雙變量VAR模型，對“資本渠道傳導機遇指標（房地產投資/金融業投資）”和“資本渠道傳導綜合指數”進行Granger因果關係檢驗，判斷是否存在傳導關係。具體檢驗結果。
從檢驗結果可以看出，在5%的顯著水平，滯後4期，“資本渠道傳導機遇指標（房地產投資/金融業投資）”是“資本渠道傳導綜合指數”的Granger原因，因此可以用此機遇指標來調節資本渠道的綜合情況。進一步作脈衝響應分析的結果。
可以看出，“資本渠道傳導綜合指數”（RCZH）受“資本渠道傳導機遇指標（房地產投資/金融業投資）”（RCJY）的一個正向衝擊後，前五期大幅波動：第一期迅速下降，第二期緩慢下降，下降持續到第三期又迅速上升，上升持續到第四期又緩慢下降。從第五期之後，波動的幅度開始逐漸變小，逐漸趨於平穩。因此，通過調節“房地產投資/金融業投資”指數來調節資本渠道的綜合情況，效果要半年左右開始顯現，半年內會有較大波動。
由協整關係可知“貿易渠道傳導機遇指標（進出口差額）”指數的變化與“貿易渠道傳導綜合指數”的變化之間是1.3倍的關係，因此在用機遇指標調節綜合指數時會有一些波動。