單根檢定結果 單根檢定結果 單根檢定結果 單根檢定結果
傳統的計量方法是建立在變數具有穩定性的基礎上；然而，總體經濟變數大 多為非穩定性I
( )
1 的序列，因此在進行時間序列的分析之前，必須先確認變數的 性質，才能做為後續實證研究參考的基準。本文在此採用 ADF 單根檢定，如一般文獻上的做法，將三種形式的 ADF：
即含截距項以及時間趨勢項的 ADF、僅含截距項的 ADF 與截距項及時間趨勢項 均不包含的 ADF 檢定結果並列，若檢定過程中單一變數 DGP（data generating process）之檢定結果一致，那倒也沒有什麼可爭議；但是，如果檢定過程中發生 了單一變數 DGP 之檢定結果有不一致的情形，為了避免 ADF 檢定式的設定錯 誤，造成可能不具單根的變數，卻無法拒絕單根存在的錯誤虛無假設，因此，我 們須進一步地參照 Enders（2004, p.213）中建議之單根檢定程序來確認變數是否 具穩定性。14
首先，針對變數X 、td Xm 與t C 做單根檢定；根據（表 5.1）至（表 5.4）之t∗ ADF 檢定結果顯示，在虛無假設為序列具有單根的假設下，加拿大、日本以及美 國之X 、td Xm 與t C 均無法拒絕虛無假設，故顯示這三國家之t∗ X 、td Xm 與t C 為t∗
非穩定序列。但英國的X 和td C 為非穩定序列，t∗ Xm 則為穩定之t I
( )
0 序列，這並 不影響我們對於X 、td Xm 、t C 三個變數在共整合關係中的分析；因此，我們仍t∗ 然採用了 Philips and Hansen 所提出的完全修正最小平方法（FM-OLS）來估計d
X 、t Xm 、t C 三個變數間的共整合關係。 t∗
接著根據（表 5.6）至（表 5.9），針對變數∆Qt與∆Mt的 ADF 檢定結果顯 示，加拿大、日本、美國以及英國之∆Qt與∆Mt檢定結果均全部拒絕虛無假設，
14詳細之檢定流程參考附錄 B。
表示四個工業化國家之現金流量變動量（∆Qt）與貨幣存量之變動量（∆Mt）均 為穩定之I
( )
0 序列。最後，（表 5.6）至（表 5.9）針對變數CA 和t∗ CAm ，我們依據 Enders（2004, ∗t
p.213）所建議之單根檢定程序，來確認變數的性質，檢定結果顯示，加拿大之CAt∗
和CAm 均無法拒絕序列具有單根的虛無假設，故顯示加拿大之∗t CA 和t∗ CAm 為t∗
非穩定的序列。而日本、美國及英國之CA 和t∗ CAm 的檢定結果全部拒絕了序列t∗
具有單根的虛無假設，故顯示日本、美國以及英國之CA 和t∗ CAm 為穩定的序列。 ∗t
消費偏向效果之估計與檢驗 消費偏向效果之估計與檢驗 消費偏向效果之估計與檢驗 消費偏向效果之估計與檢驗
本文仿照 Ghosh（1995a）的做法，首先估出消費偏向效果（θ），然後再排 除消費偏向動機下的經常帳餘額的部分，以求得真實的消費平滑動機下的實際經 常帳餘額
t t t t t
t rF Y G I C
CA∗ = + − − −θ)
− ∗
= Xtd θ)Ct
在跨期平衡的觀點下，經常帳餘額應為一穩定的序列；但根據上一節單根檢 定的結果我們發現X 、td Xm 與t C 並非全為穩定的序列，為避免總體經濟變數之t∗ 間的相互影響，而導致序列相關偏誤及內生性偏誤的問題，故本採用 Phillips and Hansen 之 FM（Fully Modified）-OLS來估計X 與td C 以及t∗ Xm 與t C 序列間的共t∗ 整合關係，以求得正確的消費偏向效果。
由（表 5.5）可以知道，加拿大經由FM-OLS所估計出來的消費偏向效果在 傳統模型與經貨幣調整後的模型中，θˆ 為 1.150，θˆ1為 1.138；其值雖然大於一，
但t檢定結果並沒有顯著的拒絕虛無假設，表示θˆ 與θˆ1值均不顯著異於一，這顯 示加拿大之消費偏向效果是不存在的。因此，加拿大扣除消費偏向的真實消費平
滑經常帳餘額在傳統模型應該為：CAt∗cd = Xtd,cd −Ct∗cd；在經貨幣調整後的模型
為：CAmt∗cd = Xmtcd −Ct∗cd。
至於日本的θˆ 為 1.143，θˆ1為 1.088 其值均大於一，且t檢定顯著的拒絕了虛
無假設，表示θˆ 與θˆ1值均顯著地異於一；檢定結果說明了日本的消費偏向效果是 存在的，日本民眾比較有耐性，偏好於未來消費，有預防性儲蓄動機的傾向存在，
反應出日本民眾對於未來經濟前景的不確定，而有未雨綢繆的消費行為。是故，
日 本 扣 除 了 消 費 偏 向 的 真 實 消 費 平 滑 經 常 帳 餘 額 於 傳 統 模 型 上 應 該 是 ：
jp t jp
d t jp
t X C
CA∗ = , −1.143 ∗ ；而在經貨幣調整後的模型，其真實的消費平滑經常帳 餘額應該是：CAmt∗jp = Xmtjp −1.088Ct∗jp。
美國方面，在傳統模型與經貨幣調整後的模型中，消費偏向效果θˆ 為0.886，
ˆ1
θ 為0.885，其值均小於一，且t檢定結果也拒絕了虛無假設，表示θˆ與θˆ1值亦顯 著地異於一；檢定結果顯示出，美國的消費偏向效果確實存在，美國的民眾比較 不具耐心，偏好於目前消費；反應了民眾普遍預期美國經濟樂觀，美國消費者信 心強勁。故美國扣除消費偏向之真實消費平滑經常帳餘額在傳統模型上應該為：
us t us
d t us
t X C
CA∗ = , −0.886 ∗ ；在經貨幣調整後的模型，其真實的消費平滑經常帳餘 額應該為：CAmt∗us = Xmust −0.885Ct∗us。
最後，英國的消費偏向效果θˆ為 0.983，θˆ1為 0.967 其值也都小於一，而t檢
定顯示無法拒絕虛無假設，表示θˆ與θˆ1值均不顯著異於一，表示英國的消費偏向 效果是不存在的。因此，英國扣除消費偏向的真實消費平滑的經常帳餘額在傳統 模型應該為：CAt∗uk = Xtd,uk −Ct∗uk；在經貨幣調整後的模型，其真實的消費平滑
經常帳餘額應該為：CAmt∗uk = Xmtuk −Ct∗uk。
另外，由（表 5.6）我們可以發現加拿大之經常帳 CA 與t∗ CAm 的單根檢定t∗
日本、美國以及英國的CA 與t∗ CAm 均為穩定的序列。t∗
因此，要估計這四個國家最適的落後期數，對於加拿大而言，無論是估計傳 統經常帳 VAR 模型還是考慮經貨幣影響的 VAR 模型，我們皆須先將加拿大的 模型做一修正，利用 Phillips（1995）所發展出來的完全修正向量自我迴歸模型
（FM-VAR），來修正模型中部份不穩定的變數，分析加拿大經濟變數間的相互
影響。同時，日本、美國以及英國在VAR(p)的變數中，都是屬於穩定的時間序 列，因此在估計傳統及延伸的模型時，我們均採用 Campbell and Shiller 所發展 出來的估計法，利用 VAR模型來估計理論的經常帳，並且探討各國經濟變數之 間的相互影響。
傳統及延伸模型 傳統及延伸模型 傳統及延伸模型
傳統及延伸模型中中中 VAR中VARVAR 最適VAR最適最適落後最適落後落後落後期數期數期數期數((((P)P)P)的選取P)的選取的選取 的選取
四大工業化國家在傳統及延伸模型中，VAR 模型的最適落後期數的選取，
我們利用SBC之值來作為判斷的標準。
依據（表 5.11）的結果顯示，無論在傳統經常帳模型亦或是經貨幣調整之經 常帳模型，，，四大工業化國家 VAR 最適落後期數( p )的選取均為， p=1。
因果關係檢定 因果關係檢定 因果關係檢定
因果關係檢定(Granger Causality Test)(Granger Causality Test)(Granger Causality Test) 結果(Granger Causality Test) 結果結果 結果
透過第參章理論模型中式(3.11)的介紹，我們可以了解到一國的經常帳餘額 可以視為平滑消費的緩衝器，因此理性的代表性個人對未來的預期，將表現於經 常帳的波動上，經常帳之餘額為負的預期未來國家現金流量的變動量的折現值加 總。同理，應用在我們延伸的貨幣模型中，用以探討經常帳的增加是否反應未來 貨幣存量之成長所致。（表 5.12）至（表 5.15）所呈現的是各別國家 Granger 因果 關係檢定。
首先，在傳統經常帳模型下，討論經常帳餘額的增加（∆CA ）是否反應了t−1 預期未來國家現金流量的變動量（∆Qt） 將有可能會減少所致。加拿大、美國
與英國之φ12雖然均為負值，但其因果關係檢定結果，t 值沒有顯著易於零，無法 拒絕虛無假設；顯示該國之經常帳餘額並不 Granger causes 其本身未來國民現金 流量的變動。而日本在傳統經常帳模型下，所呈現出來的φ12是正的值，且其 Granger 因果關係檢定結果，t 值顯著的易於零，顯示日本之經常帳餘額 Granger causes 其本身未來國民現金流量的變動量；表示日本每增加一單位的經常帳盈 餘，對未來的國家現金流量將增加 0.231 單位，此一結果與我們前述的理論不 符，這種不合理的現象也同樣地反應在（圖 5.2）之中，日本以傳統 VAR 所估 計而得的理論經常帳預測值與實際值有著極大的差異。
接著，我們在考慮貨幣影響的 VAR估計模型下，討論經由貨幣調整的經常 帳餘額變動量（∆CAmt−1）與預期未來國家現金流量的變動量（∆Qt）間的因果 關係。加拿大、美國與英國之φ13估計係數雖然呈現出負值，但透過 Granger 因 果關係檢定結果，其 t 值沒有顯著的拒絕虛無假設；表示加拿大、美國與英國個 別的經常帳盈餘並不 Granger causes 其本身未來的國民現金流量的變動量。至於 日本方面，在考慮貨幣影響的檢定中，所呈現出來的φ13是正向的關係，此結果 雖然理論的假設不符，但其 Granger 因果關係檢定結果，φ13的 t 值沒有顯著的 拒絕虛無假設；表示日本考量了貨幣要素後的經常帳盈餘並不 Granger causes 本 身未來的國民現金流量的變動。不過，若是將顯著水準放寬至 10%，則Granger 因果關係檢定結果，φ13顯著易於零；表示日本考量了貨幣要素後的經常帳盈餘 Granger causes 本身未來的國民現金流量的變動。
最後，我們分析在考慮貨幣要素影響的 VAR估計模型下，經由貨幣調整的 經常帳餘額變動量（∆CAmt−1）與預期貨幣存量的變動量（∆Mt）之間的因果關 係。加拿大與美國在考慮貨幣影響的因果關係檢定中，所呈現出來的φ23分別為 -0.004 及-0.037，透過 Granger 因果關係檢定的結果，其 t 值並沒有顯著的拒絕虛 無假設，表示加拿大與美國經由貨幣整調後的經常帳餘額 Granger causes 本身未 來貨幣存量的變動量；亦即加拿大與美國每增加一單位的經常帳餘額，對於未來 的貨幣存量將分別增加 -0.004 及 -0.037 單位。而日本與英國在考慮貨幣影響的
因果關係檢定中，所呈現出來的φ23分別為 0.228 及 0.187，且透過因果關係檢定 的結果，日本的 t 值顯著的拒絕虛無假設，顯示日本在經由貨幣整調後的經常帳
因果關係檢定中，所呈現出來的φ23分別為 0.228 及 0.187，且透過因果關係檢定 的結果，日本的 t 值顯著的拒絕虛無假設，顯示日本在經由貨幣整調後的經常帳