2.4 實證結果分析
2.4.2 不對稱匯率轉嫁
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本與式 (2.11) 存在菜單成本的實證模型, 應用門檻迴歸模型的估計方法–循序 OLS 法估計迴歸 係數與門檻值, 並將實證結果列於表 2.4。 在表 2.4中, 迴歸式 I 表示未考慮門檻效果的線性迴歸 估計式 (式 (2.10))。 迴歸式 II.1 與 II.2 則是對應式 (2.11) 的門檻迴歸估計式。 依照理論模型所 推導的結果, 我們以 「前一個月名目有效匯率變動率的絕對值」 做為門檻變數, 並估計出門檻值為 2.98%(近似 3%)。 表示當匯率變動率超過 3% 時, 匯率變動率對台灣進口物價變動率的影響, 產 生結構性的變化。
比較表 2.4中門檻迴歸式 II 與不考慮門檻效果的迴歸式 I 兩種模式設定的估計結果, 我們發 現門檻迴歸式確實具有較佳的估計性質。 首先, 門檻模型可減少估計偏誤。 若觀察模式 II 與 I 的 匯率轉嫁係數估計值可發現, 忽略門檻效果, 則匯率轉嫁係數的估計只有 55.3%。 比迴歸式 II.2 (匯率轉嫁係數 58.7%) 低估了近 3.5%。 其次, 門檻模型的估計較具有效性與解釋力。 若比較兩種 模式的殘差平方和 (SSE), 迴歸式 II 的 SSE 為 0.0319, 較迴歸式 I 的 SSE (0.0332) 低。 表示 迴歸式 II 的估計較為有效。 最後比較兩種設定之修訂後的判定係數 ( ¯R2), 迴歸式 II 所提供的解 釋力 (0.4710), 也明顯地比迴歸式 I (0.4522) 高。 我們因此認為門檻迴歸模型確實提供更可信 與正確的估計結果。
2.4.2 不對稱匯率轉嫁
確立門檻效果確實存在後, 我們比較兩個不同制度的估計結果。 當匯率變動率超過門檻值時 (迴 歸式 II.1), 我們發現匯率轉嫁程度並不顯著。 而當匯率變動率低於門檻值時 (迴歸式 II.2), 匯率 轉嫁程度為 58.71%, 且達到 1% 的顯著水準。 由此可看出當匯率變動率不同時, 匯率轉嫁程度也 隨之不同, 亦即存在不對稱匯率轉嫁。
產生不對稱匯率轉嫁的原因, 我們認為主因是出口商在調價時會產生菜單成本。 如理論所述,
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表 2.4: 本文實證模型 (∆pimt = a + b∆st+ c∆mct+ d∆pdt + e∆pimt−1 + ǫt) 推估結果
迴歸式 I 迴歸式 II.1 迴歸式 II.2
解釋變數 無門檻變數 加入門檻變數—前一期名目有效匯率指數變動率
|∆st−1| > 0.03 |∆st−1| ≤ 0.03
constant −0.0007 −0.0008
(−1.0885) −1.0423
∆st 0.5529∗∗∗ −0.0027 0.5871∗∗∗
(12.4143) (0.0148) (3.1597)
∆mct 1.0649∗∗∗ 1.1038∗∗∗
(6.6595) (7.0040)
∆pdt 0.0131 0.0114
(0.2495) (0.2216)
∆pimt−1 0.1804∗∗∗ 0.1592∗∗∗
(3.5909) (3.1976)
樣本數 250 14 236
SSE 0.0332 0.0319
R¯2 0.4522 0.4710
Q 統計量 1.5173 1.3581
p 值 (0.218) (0.244)
門檻效果檢定 17.9274∗
p 值 (0.067)
說明: 1.係數下方括弧內數字係指 t 值; ***、**與*分別表示在 1%、5%及 10%時顯著。
2. Q 統計量為 Q(1) 值, 下方括弧內數字係指 p 值; p 值大於 10%, 表示加入被解釋變數一期 落後項後, 在 10%的顯著水準下無法推翻 「殘差無自我相關」 的虛無假設。
3. 門檻效果檢定 LM 統計量下方括弧內數字係指 p 值; p 值小於 10%, 表示在 10%的顯著水準 下拒絕無門檻效果的虛無假設。
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存在菜單成本會影響出口商隨匯率變動立即反應調價的意願。 因此, 當匯率變動率超過門檻值 (3%) 時, 儘管出口商調整價格有菜單成本, 但為避免不調價之下, 完全匯率轉嫁將大幅降低其市場價格 競爭力, 使市場需求萎縮, 此時出口商會調整價格。 調價策略的目的乃為設法維持該出口品在進 口國市場銷售的商品價格不變, 以穩定市場需求, 追求利潤最大, 亦即匯率轉嫁程度為零。 從迴歸 式 II.1 中, 當匯率變動率超過 3%時, 我們並未自資料中觀察出顯著的匯率轉嫁, 此結果與理論預 期相符。
然而, 當匯率變動率低於門檻值 (3%) 時, 此時因應匯率變動調整價格對整體收益影響不大, 但調價卻會產生額外的菜單成本, 故出口商此時最適化的定價決策應為 「不調價」。 如此將造成以 出口國貨幣定價的進口價格產生完全匯率轉嫁。 換言之, 依據我們的理論推導, 當廠商處於匯率 變動率較小的狀態 (regime) 時, 此時應觀察到完全匯率轉嫁, 而有轉嫁彈性為一的估計結果。
然而觀諸實證結果, 我們所估計之匯率轉嫁係數為 58.71%。 這個估計結果雖然顯著異於零, 表示 有顯著的匯率轉嫁行為, 但若進一步檢驗該係數之估計結果, 是否一如理論所預期為完全匯率轉 嫁時, 我們卻也推翻了該轉嫁係數為一的虛無假設, 為不完全匯率轉嫁 (incomplete exchange rate pass-through)。13 這種看似與理論無法切合之估計結果的可能原因為廠商出口價格指數化 (indexation) 的行為。 出口廠商可能因為交易習慣或便利等因素, 設定出口報價依匯率變動以某 一外生的固定比例進行調整 (Corsetti and Pesenti, 2005), 而非如本文模型所推導, 在菜單成 本存在下, 做最適的定價決策。 此種出口價格隨匯率指數之變動而連動調整的現象, 在文獻上稱 為出口價格指數化 (Corsetti and Pesenti, 2005; Teo, 2006; Engel, 2006)。
13檢定是否為完全匯率轉嫁(H0: b2= 1) t 檢定量的 p 值為 0.03, 表示在 5% 的顯著水準下, 拒絕完全匯率轉嫁 的虛無假設。 文獻上對匯率轉嫁的估計, 大多得到不完全轉嫁的結果。 例如: Menon (1995) 針對澳洲製造業進口 匯率轉嫁估計值為 66.27%; Campa and Goldberg (2005) 估計 OECD 中 23 個國家的短期匯率轉嫁彈性平均 值 46%, 長期平均為 64%; Coricelli et al. (2006) 針對歐盟會員國捷克長期匯率轉嫁估計值為 22%。
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出口廠商的出口價格依匯率變動進行指數化連動調整之比例, 決定了匯率轉嫁之幅度。14若部 份廠商並未每期進行最適定價決策, 而只制式地依固定外生的指數化比例來因應匯率之變動, 這 種違反利潤極大化的決策方式, 將可能會影響我們的估計結果。 舉例而言, 當匯率變動率小於門檻 值時, 衡諸調價所產生的菜單成本, 出口商的最適決策應為不調價, 最適指數化調整比例為零, 產 生完全匯率轉嫁。 然若部分廠商一味地依循固定比例調整報價, 此種固定比例的調價習慣, 因為忽 略菜單成本, 將使得轉嫁幅度因出口報價的調整, 而有不完全匯率轉嫁。 由本文的實證結果顯示, 當廠商處於匯率變動幅度低於門檻值(3%) 時, 我們雖然可以觀察到顯著的轉嫁行為(彈性), 然而 估計值卻使我們推翻完全匯率轉嫁, 而得到不完全匯率轉嫁的結果。 固定的出口價格指數化行為, 為我們的實證結果提供了合理的解釋。15
我們可以進一步透過圖 2.2進口物價變動率、 名目有效匯率變動率與門檻估計值之間的關係, 觀察影響出口商調價與否的結構轉變時點。 台灣自 1985至 2005年間, 歷經幾次匯率極大的變動, 而影響了廠商的調價決策。 先是自 1985年起, 為解決貿易失衡的問題, 以美國為首的五大工業國, 在廣場協議 (Plaza Accord) 中, 決議聯合干預迫使以日本為首的東亞國家貨幣升值, 新台幣也包 括在內。 因此, 從 1985 至 1992 年間, 新台幣從 40 元兌換 1 美元升值至最高的 24.7 元。 其中 1986 年一月受到印尼盾兌美元升值, 且台灣自印尼進口比例增加的影響, 使得當月台幣名目有效匯率 升值幅度高達 13%。 1987年, 台灣修改 「外匯管理條例」, 同時放寬資本與解除外匯管制, 更加快 台幣升值的速度。 1991 年一月, 受到馬來西亞幣與印尼盾兌美元貶值, 以及自兩國進口比例升高 的雙重影響, 台幣又大幅貶值 7%。 直到 1997 年七月, 東南亞金融風暴泰銖大幅貶值延燒至東亞, 台幣在十一月間亦貶值 5%。 然而, 同年十二月南韓與 IMF 交涉緊急融資, 達成企業重整與整頓
14在以出口國貨幣報價的情形下, 若出口價格指數化比例為零, 表示出口報價不隨匯率變動調整, 為完全匯率轉嫁;
然而, 若指數化連動調整比例為百分之百, 則匯率之變動全為出口物價之調整所抵消, 進口國將觀察到無匯率轉嫁之 現象。
15感謝台大經濟系張永隆教授所提供之寶貴建議。
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1985 1990 1995 2000 2005
−0.125
−0.100
−0.075
−0.050
−0.025 0.000 0.025 0.050
0.075∆St, ∆ptim
Year The Changes of Importing Prices Index The Changes of Exchange Rate
圖 2.2: 進口物價、 匯率變動率與門檻估計值
金融體制的協議後, 在市場預期國際將匯入大筆紓困金援之後大舉反彈。 同時, 東南亞的金融情 勢也逐漸穩定, 幣值回升。 結合這兩個因素, 使得 1997年十二月的台幣名目有效匯率升值 4%。 而 2000年一月加入世界貿易組織 (WTO) 之後, 為維持台灣出口競爭力, 匯率則大多維持貶值大於 升值幅度的政策。
而觀諸調價頻率, 由於只有當匯率變動幅度超過門檻值正負 3% 時, 出口商才會進行調價, 因 此對照圖 2.2之匯率變動率走勢可以發現, 除了 1997 年因亞洲金融風暴, 導致該年十一月及十二 月兩個月連續兩次的匯率急貶急升造成連續調價外, 我們所勾勒出之調價時點是不連續的。 這樣 的結果, 除了呼應 Teo (2006) 中台灣的進口價格平均 1.5-3.8季才改變一次的發現外, 進一步計 算本實證結果所隱含之出口商調價頻率為平均 2.9季才調整一次。 這亦與 Zbaracki et al. (2004) 及 Ellingsen, Friberg and Hassler (2006) 認為菜單 (或調價) 成本存在, 會減少廠商調價次數 的論點相一致。
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至於其他的解釋變數, 我們發現門檻迴歸模型中成本變動率 ( ∆mct ) 對進口價格變動率的 影響係數為 1.1038, 且達到1%的顯著水準。 此結果的經濟直覺在於, 當出口商的生產成本改變時 (特別是成本增加), 無論匯率變動率的高低, 為避免虧損, 出口商往往需將成本變動完全反應於出 口報價上。 另外, 「進口國競爭者價格」( ∆pdt ) 對進口價格的影響, 則無明顯證據證明出口廠商 會考慮這項因素而調整出口報價。 其原因可能與台灣進口品市場, 無論是農工機械或是民生消費 品, 進口代理商大多以品牌行銷進行市場區隔, 避免與台灣國產品進行削價競爭有關。 因此, 進口 物價較不受台灣競爭者價格的影響。
2.5 結論
有別於過去文獻對 「不對稱匯率轉嫁」 的研究, 本文有三項主要的貢獻: 首先, 我們探討過去文獻 所忽略當匯率變動幅度大小不同時, 匯率變動影響進口價格的程度會有不對稱的現象。 經由本文 門檻模型的實證結果與分析, 我們發現匯率變動幅度的大小不同, 確實使得匯率轉嫁程度不同。
其次, 我們以完整的理論架構說明菜單成本是導致進口價格不對稱匯率轉嫁的重要因素。 而匯 率變動率的大小, 是出口商決定是否調價的重要依據。 由於菜單成本的存在, 使得出口商面臨匯率 變動時, 必須衡量調價與否的利弊得失。 出口商一方面必須考慮調價所產生的菜單成本, 另一方面
其次, 我們以完整的理論架構說明菜單成本是導致進口價格不對稱匯率轉嫁的重要因素。 而匯 率變動率的大小, 是出口商決定是否調價的重要依據。 由於菜單成本的存在, 使得出口商面臨匯率 變動時, 必須衡量調價與否的利弊得失。 出口商一方面必須考慮調價所產生的菜單成本, 另一方面