第四章 實證結果分析
2. Phillips-Perron單根檢定
4.4 未拋補利率平價假說之檢定結果
若使用線性模型估計即期匯率變動率與遠期溢酬變動率之間的關係，由線性模型 的估計結果可推知當遠期溢酬變動率變動百分之一，英鎊、加拿大元和日圓之外匯市 場即期匯率變動率的變動分別為-0.830%、-0.2211% 和 0.1054%，表示在研究的樣本 期間內英鎊與加拿大元出現與之前實證研究相似的遠期溢酬的異常現象，另外可利用 Wald-test 進行聯合檢定未拋補利率平價假說在樣本期間內成立與否。未拋補利率平價 假說成立之條件為檢定即期匯率變動率與遠期溢酬變動率迴歸式中常數項是否為0 且 截距項是否為 1。由表 15-1、表 15-2 及表 15-3 線性模型之Wald-test 檢定結果顯示，
英鎊、加拿大元和日圓之外匯市場在 5%的顯著水準下，皆拒絕常數項為 0 且截距項為 1 的虛無假設，此結果顯示如果未考慮即期匯率變動率與遠期溢酬變動率之間可能存 在的非線性關係，僅使用線性模型估計除了導致拒絕 UIP 假說亦有可能會出現遠期溢 酬的異常現象，故本研究的實證結果可以印證先前未拋補利率平價假說普遍無法成立 的實證研究(Engel, 1996、Hlood and Rose, 2002)。因此，有別於線性模型所估計的即 期匯率變動率與遠期溢酬的變動關係為固定係數，考量非線性與結構性轉變下的模型 則可以藉由區間轉換過程中參數的變化行為來描述實證研究中UIP 關係迴歸式中參數 變動的情況。在本研究的實證結果中，英鎊、加拿大元和日圓除了在線性檢定中，拒 絕適用線性模型的虛無假設之外，接續的參數固定檢定亦證實除了存在個別風險溢酬 的非線性或時間趨勢項的結構性轉變之外，英鎊、加拿大元和日圓即期與遠期外匯市 場中，即期匯率與遠期溢酬間的 UIP 關係可能同時兼具非線性與結構性轉變兩種特 性，故以 TV-STR 模型作為本研究的主要實證方法。TV-STR 除了在模型的配適度與 殘差檢定上優於線性、STR 模型和 TV-R 模型之外，亦可藉由 Wald-test 來檢定同時考 慮非線性與結構性轉變兩種特性之TV-STR 模型所估計的結果是否能夠解釋現行模型 無法解釋的遠期溢酬的異常現象（forward premium anomaly）。
表 15-1：英鎊-線性模型之未拋補利率平價條件檢定結果
聯合檢定統計量隨時間趨勢而變化之情況如圖9 所示，由於對應較大的調整速度值，
樣本觀察值對應之轉換函數值大都會很接近0 和 1 兩種極端值，故先針對此兩種極端 值提出討論。TV-STR 模型包括轉換函數
G
( , , )γ
gc z
g t 與H( , , )
γh c th * 兩種轉換函數，故 在極端值有四種不同的區間組合，在此情況下UIP 關係式的截距項與斜率項估計參數 隨時間趨勢而變化之情況如表 16、表 17 和表 18 所示，當Sharpe ratio 落入 middle regime(
G
( , , )γ
gc z
g t =0)時，由於英鎊之轉換函數H
( , , )γ
hc t
h * 為 LSTR1 形式，為一單調遞增 轉換函數，故隨著時間經過，英鎊之截距項參數由0.0112 減少到-0.0021，而斜率項參 數隨著時間的經過由-1.06588 變動到 0.7928，可利用Wald-test 進行聯合檢定未拋補 利率平價假說在該區間內成立與否。檢定結果如表 16-1 顯示在時間趨勢項落入( , , )
h h *H γ c t =0 區間時，該區間之 Wald-test 檢定統計量在 1% 的顯著水準下大於臨界 值，表示在此區間的即期與遠期匯率組合無法滿足UIP 條件。當 Sharpe ratio 落入 middle regime (
G
( , , )γ
gc z
g t =0)時，而時間趨勢項落入H
( , , )γ
hc t
h * =1 區間時，該區間UIP 條 件的 Wald-test 結果不拒絕虛無假設，表示未拋補利率平價假說在該區間內成立。另 外，當Sharpe ratio 落入 outer regime (G
( , , )γ
gc z
g t =1)時，隨著時間經過，英鎊之截距 項參數在0.0032 和-0.0021 之間作變化，而斜率項參數會隨著時間經過由-8.1523 變動 到 1.3247，Wald-test 檢定結果如表 16-2 顯示，在時間趨勢項落入H( , , )
γh c th * =0 區間 時，該區間之Wald-test 檢定統計量在 1% 的顯著水準下大於臨界值，表示在此區間的 即 期 與 遠 期 匯 率 組 合 無 法 滿 足 UIP 條 件 。 當 Sharpe ratio 落 入 middle regime (G
( , , )γ
gc z
g t =0)時，而時間趨勢項落入H
( , , )γ
hc t
h * =1 區間時，該區間 UIP 條件的 Wald-test 結果不拒絕虛無假設，表示未拋補利率平價假說在該區間內成立。加拿大元 和日圓在(G
( , , )γ
gc z
g t =0)與(G
( , , )γ
gc z
g t =1)時，參數隨時間變化的情形與在該情況下時間趨勢項落入H
( , , )
γh c th * =0 與H
( , , )γ
hc t
h * =1 區間的 Wald-test 檢定結果分別如表17 和表 18 所示。以加拿大元來看，其轉換函數H
( , , )
γh c th * 為 LSTR3 型式，非對稱 且非單調遞增轉換函數，故隨著時間經過，當 Sharpe ratio 落入 middle regime (G
( , , )γ
gc z
g t =0)而時間趨勢項落入H
( , , )γ
hc t
h * =1 區間以及當 Sharpe ratio 落入 outer表 17-1：
以未拋補利率平價假說探討外匯市場之效率偏離與否可從英鎊、加拿大元和日圓各 期之Wald檢定統計量與期數的關係圖區別出外匯市場效率與否的區間， 表9-1、表9-2、
表9-3延伸TV-STR 模型的估計結果， Wald檢定結果顯示的確存在結構轉變的現象，例 如英鎊的結構轉變點出現在1988年9月，加拿大元的結構轉變點則分別出現在1982年6 月、1991年9月與2001年3月、而日圓的結構轉變點則出現在1995年9月。上述提及的各 國貨幣當局或金融監理機構的干預和資本管制放寬與金融自由化措施在相關的文獻 (Dooley and Isard, 1980; Spiegel, 1990)中認為對國際間資本的移動性的影響，可能是造成 外匯市場效率性發生結構轉變的原因之一。Dooley and Isard (1980)將資本管制區分為預 期未來的資本管制與已存在的資本管制對利率平價假說的影響，推得資本管制的確是導 致市場效率偏離的因素。簡單對照三國金融自由化措施的一些歷史事件 (Goldstein et al.,1993; Tuaner, 1992; OECD, 1992, 1993, 2001, 2002):英國於1986年實施一連串的金融 改革，建立國際股票交易自動報價系統、新投資保護法並建立商業本票市場及金融監理 架構，且於1988年建立所有市場的交易申報制度。至於加拿大的部份，1980年多倫多證 券交易所開辦利率期貨交易，1990年放寬外國在加拿大銀行持股的限制以及放寬退休金 可持有外國資產的比例，1991年加拿大與美國共同建立跨區充分揭露制度，開放下班交 易時段以增進資本流動性，再者由於美國歷年貿易赤字居高不下導致美元持續走弱，自 2002年起，加拿大為避免該國貨幣不斷大幅升值傷害出口而有干預匯市的動作，限制熱 錢炒作可能導致外匯市場偏離效率。最後有關日本的部份，1995年7月日本面臨第一次 因銀行倒閉而引起之金融危機 (Mishkin and Eakins, 2000)，1995年7月日本實施放寬金 融管制計劃，1996年11月日本大舉放寬國際金融交易，外匯存款上限至兩億日圓，並允 許證券以外匯結算，使得龐大的退休金可自由投資。儘管金融自由化措施可能有促進國 際間資本移動的效果，但Spiegel (1990)將Dooley and Isard (1980)的模型加以延伸，發現 若資本管制政策對國內外資本流出和流入的效果差異，會對市場效率性偏離均衡的程度 有不同的影響效果。Spiegel發現若國內資本流出的效果大於國外資本流入的效果，則資 本管制會降低市場效率偏離的程度。然而，在該段時期發生的若干金融與貨幣政策對資
本流出和流入的效果是否會對市場效率產生影響，已經超過本文的研究範圍，須透過較 嚴謹的經濟理論推導出某一政策或是事件在外匯市場中切確的傳遞效果。況且如何事前 決定那些國際金融事件或是事後採行何種衡量指標來判斷能夠導致兩國外匯市場效率 性發生結構轉變的時間點亦是另一個議題。不過從以上的估計結果也可以發現，各外匯 市場間結構轉變的時間點並不一致，這會增加估計結果解釋上的問題，亦即上述所提及 之國際金融事件，為何沒有彼此衝擊其他的外匯市場而產生結構轉變? 可能的原因是因 為本研究所採用的TV-STR模型設定只考慮較簡單之K=1、2 及3 的情況，以致估計出 來之結構轉變最大點只有三個，實際上可以由估計更複雜之K大於3的模型設定，也就 可以估計出更多的結構轉變最大時間點，但是轉變點的個數的衡量應採何種方式，這也 是有待將來後續研究可以再深入探討的課題;另外未來也可考慮以panel data(追蹤資料) 的迴歸估計方法來以TV-STR模型找出共同的結構轉變點與轉變個數。
4.4.2 信賴區間檢定結果
TV-STR 模型所估計之即期匯率變動率上下 95%信賴區間的走勢與時間的關係如 圖 10-1、圖 10-2 和圖 10-3 所示，觀察所估計之即期匯率變動率變化的信賴區間。若 是 TV-STR 模型所估計的即期匯率變動率的上下 95%信賴區間界涵蓋遠期溢酬的實際 值，則表示樣本期間內即期匯率變動率與遠期溢酬之間的關係滿足拋補與未拋補利率 平價條件，意即拋補與未拋補利率平價條件若同時成立，則在該情況下即期匯率變動 率上下 95%信賴區間必會涵蓋遠期溢酬的實際值。反之，當信賴區間並未涵蓋遠期溢 酬的實際走勢，則表示該期間外匯市場可能受到貨幣當局的干預或是其他外生因素的 衝擊而偏離理論值。由於使用 95%信賴區間作為檢定，假設事前之涵蓋機率 (Ex Ante Coverage Probability)為 p 為 0.95，代表事前之信心水準。
本研究以 Christoffersen (1998)所提出之概似比檢定法 (Likelihood Ratio test) 檢定 先前在Wald-test檢定下不拒絕未拋補利率平價假說的樣本期間集合，即表示在該效率市
場發生時點的即期匯率變動率95%信賴區間所能涵蓋真實遠期溢酬的比例不低於事前所 假設之信心水準，落在該區間內之樣本數N之判斷準則依照先前Wald檢定統計量是否 拒絕截距項為零、斜率項為一的UIP假說條件而定，
n 表示該期以Wald檢定不拒絕UIP
1 假說條件且上下95％信賴區間涵蓋遠期溢酬實際值之樣本數。LR檢定結果如表19所示 英鎊、加拿大元與日圓之LR檢定統計量分別為0.9955、2.7400、3.2036。其檢定結果均 不拒絕事後之涵蓋機率大或等於事前之涵蓋機率之虛無假設，表示事後實際值會落在此場發生時點的即期匯率變動率95%信賴區間所能涵蓋真實遠期溢酬的比例不低於事前所 假設之信心水準，落在該區間內之樣本數N之判斷準則依照先前Wald檢定統計量是否 拒絕截距項為零、斜率項為一的UIP假說條件而定，