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第五章 實證分析與實證結果
為了更進一步找出台灣「去工業化」發生與停止的更多可能原因，本章將對
台灣製造業就業比例的發展進行實證分析。本文所引用的計量模型為前文所提到
之「Rowthorn模型」，並修改如第三章第四節所述，模型(1)的被解釋變數為傳統
產業就業比例，模型(2)的被解釋變數為非傳統產業就業比例，解釋變數分為：(1)
「經濟發展因素」：Ln(每人平均GDP)、Ln(製造業相對生產力)；(2)「景氣循環 因素」：失業率；(3)「全球化因素」：對中國大陸與香港出口淨額、對中國大陸 與香港投資淨額。使用的計量軟體為Eviews 5.0。由於所採用的被解釋變數與解 釋變數皆為時間序列資料，有可能為非定態的時間序列資料。而非定態時間序列 資料在模型的估計上，會發生Granger and Newbold (1974) 提出的假性迴歸情形，
因此在做迴歸分析之前必須先檢驗資料是否具有自我相關與單跟。本文在檢驗後 發現資料確實具有自我相關以及單根的情形，因此將所有資料進行一階差分，即 以當期資料與前期資料之差代替原本資料，使得資料具有定態性質。其次，，針 對上述變數進行向量自我迴歸模型 (Vector Autoregressions，以下簡稱VAR) 的 檢定，檢定變數是否具有遞延效果。
本文針對去工業化的研究共建立2個模型 (見表9) ，模型(1)的被解釋變數
為傳統產業就業比例，模型(2)的被解釋變數為非傳統產業就業比例，對於變數 的操作型定義與所預期的符號如表9所示。每人平均GDP如上文所述，在此預 期其模型(1)係數為負，模型(2)係數為正，而相對勞動生產力在模型(1)係數為負，
在模型(2)為正，與每人平均GDP的預期符號相同。如此預期乃為表示經濟發展 有利於非傳統產業而不利於傳統產業的假設。在傳統產業方面，所得越高，對於 傳統產業產品的相對需求越低，因此傳統產業的就業就會越低。也因為對傳統產 業產品的相對需求無法提升，因此當勞動生產力相對提高時，對勞動的需求就會 減少。然而在非傳統產業方面，所得越高，對於基礎產業產品如石化產品，或技 術密集產業產品如電子消費產品等，需求也相對提高，因此非傳統產業的就業便
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會增加。相對需求既然不斷在提升，當勞動生產力相對提高時，對於勞動的需求 也會提高。
失業率的高低反映景氣的好壞，失業率越高，景氣越差，就業比例也越低，
因此該變數在模型(1)和模型(2)之係數皆為負。代表「全球化因素」的變數方面，
為延續第四章的結論，假設傳統產業對中國大陸與香港投資會造成產業外移，因 此為「對中國大陸與香港投資淨額越多、出口淨額越低、就業比例越低」，意即 對中國大陸與香港投資淨額之係數為負，出口淨額為正；非傳統產業對中國大陸 與香港投資則有助於建立兩岸產業鏈，故為「對中國大陸與香港投資淨額越多、
出口淨額越高、就業比例越高」，意即對中國大陸與香港投資淨額之係數為正，
出口淨額為負。
表 9 各項變數之定義與預期符號
(1) (2)
C
就業比例(-1) ++++ ++++
每人平均GDP – +
相對生產力 ++++ ––––
失業率 ---- ––––
對中國出口淨額 ++++ ++++
對中國投資淨額 ( 台灣對中國投資額 – 中國對台灣投資額 ) / GDP ++++
----前一期就業比例 常數
變數名稱 預期符號
被解釋變數：
解釋變數：
傳統產業就業比例
說明
傳統產業就業人數 / 總就業人數
(基礎產業就業人數 +技術密集產業就業人數)/ 總就業人數
ln (GDP per capita) 非傳統產業就業比例
ln (製造業勞動生產力/服務業勞動生產力) 失業者占勞動力之比率
( 對中國之出口額 – 進口額 ) / GDP
註：表內有關「中國」之項目皆包含對香港之相關資料。
研究結果如表10、表11所示。模型 (1) 以傳統產業就業比例為被解釋變數，
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並發現每人平均GDP對於傳統產業就業比例具有落後三期的遞延效果，其係數 為負，符合所得越高、對傳統產業產品需求越低的假設。相對生產力則在當期與 落後兩期的影響顯著為負，雖然落後一期的影響為正，但比較係數大小後應可判 定整體影響為負，顯示受到相對需求未能提升的影響，傳統產業生產力越高，對 於勞動的需求越低，與假設相符。失業率則是要到落後兩期才有較顯著的效果，
其影響為負亦符合預期，代表景氣好壞確實會影響傳統產業的就業比率高低。在 出口與投資方面，本文發現這些變數的二次項亦具有顯著性，且與其一次項係數 符號相反：當期與落後三期的對中國大陸與香港出口淨額的一次項係數為正，二 次項為負，落後兩期的投資淨額一次項係數為負，二次項為正，在一次項係數部 分符合本文「對中國大陸與香港投資淨額越多、出口淨額越低、就業比例越低」
的假設，而二次項係數與一次項係數符號相反，代表解釋變數對於被解釋變數的 影響為曲線關係而非線性關係，其可能解釋則為對中國大陸與香港投資所造成的 產業外移效果已逐漸減緩，有投資意願或能力的傳統產業廠商皆已外移，其餘廠 商則以台灣內需市場為主，外移的需求不高。模型(1)的R平方值為0.6887，調
整後的 R平方值為0.5362，分析後發現經濟發展因素、景氣循環因素與全球化
因素皆會對傳統產業就業比例造成負向影響，即「去工業化」，然而「全球化因 素」對於傳統產業「去工業化」的影響在減少當中。
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R-squared 0.68870 -0.07919
Adjusted R-squared 0.53622 0.08552
S.E. of regression 0.05824 -2.58502
Sum squared resid 0.16621 -1.80662
Log likelihood 120.64580 1.69272
解釋變數
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模型 (2) 以非傳統產業就業比例做為被解釋變數，發現該變數具有一期的
自我相關，其係數為正，代表過去的就業比例越高，當前的就業比例也越高。每 人平均GDP則有落後三期的遞延效果，其係數為正，符合所得越高、對於非傳 統產業產品的相對需求越高之假設。相對勞動生產力具有落後一期的遞延效果，
其係數顯著為正，代表當該產業產品相對需求提升，勞動生產力的提升會增加該 產業的勞動需求，此結果亦符合預期。失業率則存在落後一期的遞延效果，其係 數為負，證明景氣循環亦會影響台灣的非傳統產業之勞動需求。對中國大陸與香 港的出口淨額方面，當期、落後一期、落後兩期的係數皆顯著為正，投資淨額方 面，當期、落後一期的係數亦顯著為正，其結果符合「對中國大陸與香港投資淨 額越多、出口淨額越高、就業比例越高」的假設。模型(2)的R平方值為0.7407，
調整後的R平方值為0.6845，分析後發現經濟發展因素、景氣循環因素、全球
化因素都對非傳統產業的就業比例有顯著的影響，其中經濟發展因素與全球化因 素對於該產業就業比例的影響皆為正向，與其對傳統產業就業比例的影響相反。
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R-squared 0.740691 0.020081
Adjusted R-squared 0.684508 0.201141
S.E. of regression 0.112978 -1.354586
Sum squared resid 0.765844 -0.918682
Log likelihood 64.11968 2.10326
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