第四章 實證分析與結果
第四節 中國與台灣貿易關係
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第四節 中國與台灣貿易關係
在長達30年的軍事對峙情勢下，兩岸經貿關係完全中斷，在1979年才重新 往來，此時台灣對大陸出口就以每年平均超過25％的速度快速成長，使得台灣 對大陸出口依存度快速提高， 2001年小三通啟用後，兩岸貿易往來逐漸加劇。
圖4-4-1為1996年到2012年國貿局所編制的台灣進出口統計資料，自2005年開 始，中國成為台灣第1大貿易夥伴，第1大出口國以及第2大進口國。
圖4-4-1 台灣對中國進出口變化
資料來源：國貿局進出口統計
欲觀察中國與台灣貿易關係，外國生產成本及外國產出改為中國的生產者 物價指數及工業生產指數，匯率改為人民幣與新台幣的兌換比例，因此必須再 對這三個變數做單根檢定。
0 10,000,000 20,000,000 30,000,000 40,000,000 50,000,000 60,000,000 70,000,000 80,000,000 90,000,000
1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年 2002年 2003年 2004年 2005年 2006年 2007年 2008年 2009年 2010年 2011年 2012年 2013年
千美元
對中國進出口變化
對中國大陸之出口 從對中國大陸之進口
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一、 單根檢定
根據本章第一節的介紹，國內生產成本、出口價格以及出口數量為I(1)數 列。再針對中國生產成本、中國產出以及中國與台灣相對匯率做單根檢定，判 斷時間序列資料是否穩定，由表4-4-1可知，此三變數的水準值，在τ、τu、τt三 種檢定統計量下，無法拒絕H0: ρ = 0的虛無假設，表示數列存在單根，為非定 態的時間序列的資料；但一階差分後，所有變數皆拒絕H0: ρ = 0之虛無假設，
表示時間數列資料為I(1)數列。
二、 最適落後期
利用AIC準則和SIC準則作為VAR模型落後期數的選擇根據，結果如表4-4-2 所示，SIC準則所選擇之最適落後期數為2，故將VAR落後2期分析。
表4-4-2 VAR模型最適落後期數_中國
Lag AIC SIC Lag AIC SIC
0 -17.3366 -17.2317 5 -32.3680 -29.1181 1 -31.3429 -30.6090 6 -32.3533 -28.4744 2 -32.4139 -31.0511 L 7 -32.2953 -27.7874 3 -32.4459 L -30.4540 8 -32.4178 -27.2809 4 -32.3731 -29.7523
註：同表4-1-3設定。
表4-4-1 ADF單根檢定_中國
水準值 τ τu τt
𝑃𝐶𝑓 1.9565(13) 0.0160(13) -2.6749(13) 𝑦𝑓 10.0416(2) 0.5171(3) 0.5171(2) s -1.4729(0) -1.6636(0) -2.6876(1)
一階差分後 τ τu τt
∆𝑃𝐶𝑓 -3.7058(12)** -4.2182(12)** -4.2549(12)**
∆𝑦𝑓 -1.4456(1)** -15.2385(1)** -15.2160(1)**
∆s -12.0571(0)** -12.1322(0)** -12.1209(0)**
註：同表4-1-2設定。
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三、 共整合檢定
由單根檢定結果可知，資料水準值皆屬於非穩定數列，本文使用Johansen 共整合檢定，檢測序列中是否存在長期均衡關係，五種類型檢定估計式的結果 如表4-4-3所示，SIC建議選用模式3或模式4。
表4-4-3 Johansen共整合檢定結果_中國
Data Trend: None None Linear* Linear* Quadratic ECM型態 No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept VAR型態 No Trend No Trend No Trend Trend Trend 註：同表4-1-4設定。
本文選擇模式3：ECM與VAR都有常數項來估計19，得出矩陣檢定統計量與 最大特性根檢定量，如表4-4-4所示，矩陣檢定與最大概似特性根檢定結果顯示 有1組共整合關係。
表4-4-4 Johansen矩陣檢定與最大特性根檢定_中國
Trace Max-Eigen 共整合個數 Eigenvalue Statistic C.V. Statistic C.V.
None 0.2109 112.413** 95.7537 44.3006** 40.0776 At most 1 0.1446 68.1124 69.8189 29.2054 33.8769 At most 2 0.1233 38.9070 47.8561 24.6037 27.5843 At most 3 0.0634 14.3033 29.7971 12.2514 21.1316 At most 4 0.0090 2.0519 15.4947 1.6861 14.2646 At most 5 0.0020 0.3658 3.8415 0.3658 3.8415 註：**代表5%顯著水準下是顯著拒絕虛無假設。
由於水準值為I(1)，且存在共整合現象，本文採VECM加入共整合關係進行 分析。
四、 向量誤差修正模型
Engle 和Granger (1990)研究指出，當模型變數間存在共整合關係時，表示 變數間長期存在均衡關係。因此，當有外生衝擊發生時，短期雖然可能產生偏 離現象，但透過向量誤差修正模型中的誤差修正項，將可以使短期失衡狀況逐 漸縮小，並調整至長期均衡狀態。
19 模式3較常被使用。
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1. 變數間長期關係
在考慮穩定性與符合理論基礎的條件下，將以各體系之最大特性根所對應 之模式三共整合向量做為長期關係的估計式，其中誤差修正項之估計為：
𝐸𝐶̂𝑡= 𝑃𝐶𝑓𝑡− 16.14 + 0.91∗𝑦𝑓+ 1.73𝑠𝑡− 3.79∗𝑃𝐶𝑑𝑡+ 4.89∗𝑃𝑥𝑡− 1.23∗𝑋𝑡 (4-4-1) 當變數間只存在一組共整合關係的時候，其誤差修正項的變數移項，即是 共整合向量標準化方程式的係數。此處擷取存在的一組共整合向量進行分析如 下：
𝑋𝑡 = −13.12 + 0.81 𝑃𝐶𝑓𝑡 + 0.74∗𝑦𝑓𝑡+ 1.41𝑠𝑡− 3.08∗𝑃𝐶𝑑𝑡+ 3.98∗𝑃𝑥𝑡 (4-4-2) 根據(4-4-2)式可觀察到，中國的產出對台灣出口量的影響為顯著，且中國 產出上升，台灣出口量上升。出口價格與出口量成同向變動關係；國內生產成 本與出口量呈反向變動關係，且影響顯著。例如，當生產成本增加1%時，會減 少3.08%的出口量。
2. 變數間短期變動關係
此僅列出一組變數間短期關係的誤差修正模型參數估計結果，其餘變數之 結果如附表1所示。
∆𝑋𝑡 = −0.01 + 0.08∗𝐸𝐶̂𝑡− 0.05 ∆𝑃𝐶𝑓𝑡−1− 0.01 ∆𝑃𝐶𝑓𝑡−2+ 0.53∆𝑦𝑓𝑡−1+ 0.43∆𝑦𝑓𝑡−2− 0.75∆𝑠𝑡−1− 0.30∆𝑠𝑡−2+ 1.55∗∆𝑃𝐶𝑑𝑡−1+ 0.46∆𝑃𝐶𝑑𝑡−2+ 0.52∆𝑃𝑥𝑡−1− 0.79∆𝑃𝑥𝑡−2− 0.82∗∆𝑋𝑡−1− 0.39∗∆𝑋𝑡−2
(4-4-3) (4-4-3)式為出口量的短期動態調整模型。其中，出口量變量落後項對於當 期出口量有反向變動關係，且影響顯著。國內生產成本變量的落後項對於出口 量有同向變動關係，且影響顯著。中國生產成本變量的落後項與匯率變動的落 後項對於出口量雖有反向變動關係，但影響不顯著。中國的產出變量的落後項 對於出口量有同向變動關係，但影響不顯著。
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Response to S_China VECM
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Response to DF_China VECM‧
Response to PCF_China VECM
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表4-4-6 VECM下出口價格之預測誤差的變異數分解_中國
期間(月) 國外成本 國外產出 匯 率 國內成本 出口價格 出口數量 1 0.34 0.01 41.47 11.58 46.60 0.00 4 0.33 1.21 32.93 30.64 32.93 1.96 8 0.41 2.54 21.74 46.39 25.80 3.11 12 0.91 3.56 14.83 56.54 20.87 3.30 16 1.27 4.12 11.19 62.01 18.11 3.30 20 1.49 4.45 9.09 65.16 16.52 3.28 24 1.63 4.66 7.75 67.18 15.51 3.27 表4-4-6為誤差修正模型估計後，出口價格的變化。在第1個月，匯率可解 釋出口價格變異比例高達41.47%，之後隨著時間遞減。國內生產成本於第1至4 個月後，可解釋比例明顯上升，於24個月可解釋比例為67.18%，表示國內生產 成本為重要影響出口價格之因素。
表4-4-7 VECM下出口量之預測誤差的變異數分解_中國
期間(月) 國外成本 國外產出 匯 率 國內成本 出口價格 出口數量 1 0.86 4.18 1.83 0.97 2.56 89.59 4 2.87 10.26 1.61 12.25 3.71 69.30 8 3.43 13.06 1.66 15.74 6.14 59.97 12 3.07 13.31 3.42 14.87 8.94 56.40 16 2.70 13.22 5.12 13.69 10.98 54.29 20 2.42 13.12 6.32 12.82 12.38 52.93 24 2.23 13.06 7.17 12.21 13.37 51.96 表4-4-7為誤差修正模型估計後，出口量的變化。由表可知，中國的產出與 國內生產成本可解釋出口量的比例顯著。顯示中國的產出為影響我國出口量主 要因素。
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加。此與Nachane and Ranade (1998)使用VAR模型及Johansen多變量共整合法，結果不謀而合。匯率對台灣出口價格影響，短期為同向變動關係且影響顯著； Asseery and Peel (1991)、Baak (2008)、Bahmani-Oskooee and Kara (2008)、方文 碩(2005)以及柯勝揮與江朝宗(2011)等文獻，國外所得增加使出口量增加之結果 相符。國外所得對台灣出口價格，短期不顯著，長期雖有同向影響，但國外所 得可解釋台灣出口價格比例不高。國外產出增加，使國外對本國商品需求增 加，出口價格有加成上漲的空間，與Ceglowski (2010) 模型所設定的結果相 符。國外所得對台灣生產成本影響，短期不顯著，但隨著時間增加有同向影響