穩健性檢驗

國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表格

_21:

常態性檢定

_:

拉丁美洲

國家 落後期數 偏態係數 峰態係數 _J-B

阿根廷 時期1 4 1.54 17.07 0.00

時期2 4 3.35 71.53 0.00

時期3 4 -4.79 41.59 0.00

時期_{4 4 -0.01 23.53 0.00}

巴西 時期_{1 4 1.87 38.23 0.00}

時期_{2 4 0.13 9.32 0.00} 時期_{3 2 0.67 2.69 0.38} 時期_{4 2 0.33 9.33 0.00}

智利 時期1 2 -0.48 4.91 0.00

時期2 4 0.77 81.29 0.00

時期3 4 -0.15 2.75 0.70

墨西哥 時期1 2 0.52 5.53 0.00

時期2 2 0.06 14.79 0.00

時期_{3 3 0.20 3.18 0.60}

註

:J-B

為

Jarque-Bera

常態性檢定的

_p

值。

最後

_,

表

₂₃

第一、 二欄列出了傳統單根檢定與所有分量下的分量單根檢定的結果。 在 傳統單根檢定中

_,

只有智利的時期

₁

與巴西的時期

₃

無法拒絕單根假設

_,

其他國家與時期 都能拒絕單根假設。 而在所有分量下的分量單根檢定中

_,

只有巴西、 智利與墨西哥在時期

3

的通貨膨脹無法拒絕單根假設。 此外

_,

在在浮動匯率制度時期與釘住匯率時期

_,

都可以得 到通貨膨脹具有定態的性質。

4.8 穩健性檢驗

在通貨膨脹的衡量上

_,

一般常用的通貨膨脹率的指標為消費者物價指數的年變動率。 然而 也有文獻利用

_GDP

平減指數的年變動率做為通貨膨脹的指標

(Levin and Piger (2004)

、

O’Reilly and Whelan (2005)

、

Cogley, Primiceri, and Sargent (2007)

、

Pivetta and Reis (2007)

、

Benati(2008)

與

Nobay, Paya and Peel(2010)

等

₎

本章節以

_GDP

平減 指數的年變動率當做通貨膨脹率的指標來進行穩健性檢驗。

表

₂₅

列出了各個國家的敘述統計

_,

可以發現哥倫比亞、 印尼、 韓國、 墨西哥與葡萄牙 平均通貨膨脹率較高

_,

這項結果與由消費者物價指數計算的通貨膨脹大致符合。 但智利的 平均通貨膨脹為

_4.99%,

與消費者物價指數計算的通貨膨脹為

_47.16%

具有顯著地差異。

‧

0.5 0.968 −2.864^∗ 1.010 2.389 0.988 −0.836 0.907 −4.235^∗∗∗

0.6 0.963 −3.779^∗∗∗ 1.025 8.093 1.001 0.054 0.910 −3.572^∗∗∗

0.7 0.965 −3.181^∗∗ 1.030 7.901 1.005 0.298 0.910 −3.410^∗∗

0.8 0.969 −2.654^∗∗ 1.053 11.290 1.013 0.652 0.906 −2.575^∗

0.9 0.968 −2.169 1.070 2.411 0.997 −0.058 0.936 −0.975

AR 0.959 0.952 0.966 0.878

時期₂

0.1 0.695 −261.762^∗∗∗ 0.945 −15.082^∗∗ 0.902 −30.150^∗∗∗ 0.941 −12.489^∗∗∗

0.2 0.694 −44.063^∗∗∗ 0.952 −3.151^∗∗ 0.935 −36.466^∗∗∗ 0.964 −9.977^∗∗∗

0.3 0.802 −16.778^∗∗∗ 0.942 −4.158^∗∗ 0.950 −22.923^∗∗∗ 0.979 −7.176^∗∗∗

0.4 0.925 −8.169^∗∗∗ 0.940 −4.252^∗∗∗ 0.962 −18.311^∗∗∗ 0.987 −6.428^∗∗∗

0.5 0.999 −0.175 0.937 −6.438^∗∗∗ 0.975 −13.837^∗∗∗ 0.994 −2.640^∗∗

0.6 1.056 10.026 0.928 −3.073^∗∗ 0.981 −4.723^∗∗∗ 1.006 2.091^∗

0.7 1.119 10.021 0.952 −1.664 1.023 4.805 1.013 3.872

0.8 1.288 17.328 0.978 −1.008 1.065 21.500 1.035 9.607

0.9 1.363 240.902 0.999 −0.057 1.107 11.668 1.040 7.922

AR 0.906 0.958 0.983 0.990

時期3

0.1 0.802 −26.352^∗∗∗ 0.964 −0.585 0.918 −2.396^∗ 0.886 −1.763 0.2 0.814 −16.292^∗∗∗ 0.945 −0.573 0.968 −1.131 0.914 −2.100 0.3 0.888 −6.846^∗∗∗ 0.899 −1.473 0.944 −2.070 0.917 −2.277 0.4 0.921 −7.382^∗∗∗ 0.901 −1.303 0.979 −0.862 0.904 −3.072^∗∗

0.5 0.929 −18.349^∗∗∗ 0.912 −0.879 0.952 −2.248 0.901 −3.175^∗∗

0.6 0.927 −13.840^∗∗∗ 0.967 −0.317 0.955 −2.297 0.912 −2.395 0.7 0.928 −10.420^∗∗∗ 0.951 −0.548 0.953 −2.220 0.914 −1.847 0.8 0.951 −5.229^∗∗∗ 1.002 0.014 0.929 −2.350^∗ 0.939 −1.088 0.9 0.979 −2.418^∗∗ 1.033 0.136 0.974 −0.781 0.895 −2.028

AR 0.847 0.955 0.947 0.907

時期₄

0.1 0.926 −2.319^∗∗ 0.915 −3.653^∗∗

0.2 0.937 −6.941^∗∗∗ 0.940 −3.719^∗∗∗

0.3 0.950 −6.589^∗∗∗ 0.944 −3.547^∗∗∗

0.4 0.947 −6.279^∗∗∗ 0.973 −1.904 0.5 0.961 −5.457^∗∗∗ 0.981 −1.522 0.6 0.973 −3.439^∗∗∗ 1.003 0.200

0.7 0.982 −1.755 1.010 0.897

0.8 0.993 −0.685 1.005 0.353

0.9 0.997 −0.146 1.013 0.687

AR 0.938 0.967

註_{1: AR}是指一般_ADF 形式自我迴歸模型下的估計值。

註 為分量單根檢定的 統計量 其虛無假設為具有單根性質 即 而^∗、^∗∗ 和^∗∗∗

51

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表格

_{23: ADF}

與

_QKS

檢定結果

_:

拉丁美洲

國家 _{ADF QKS} 國家 _{ADF QKS}

阿根廷 智利

時期1† −3.088^∗∗ 15.826^∗∗∗ 時期1 −2.067 3.173 時期2 −6.507^∗∗∗ 368.804^∗∗∗ 時期2 −3.284^∗ 37.452^∗∗∗

時期_{3 −11.155}^∗∗∗ _28.568^∗∗∗ 時期_{3† −2.916}^∗∗ _3.008 時期_{4 −4.609}^∗∗∗ _9.170^∗∗

巴西 墨西哥

時期1† −4.537^∗∗∗ 126.116^∗∗∗ 時期1† −4.166^∗∗∗ 5.651^∗∗

時期2 −24.038^∗∗∗ 18.415^∗ 時期2 −2.849^∗ 13.138^∗∗∗

時期3 0.471 2.223 時期3 −3.368^∗∗ 3.788

時期_{4 −3.187}^∗ _6.559^∗∗∗

註

1:

標示

_†

的時期的模型殘差不拒絕常態性假設

,

因此

ADF

單根檢定的檢定力較高。 其他未 有標示

_†

的時期代表

_KS-type

的分量單根檢定檢定力較高。

這項差異可能是因為資料取得限制

,

無法取得較長期的資料

_,

⁹ 因此通貨膨脹資料性質與 消費者物價指數計算的通貨膨脹有所不同。 此外

_,

大部分國家的通貨膨脹平均數在

_3%

及

6%

之間。 在中位數與平均數的比較上

_,

也可以發現上述國家的平均數遠大於中位數

_,

通貨 膨脹分配也呈現較不對稱且右偏的走勢。 整體而言

_,

雖然有些國家因資料取得限制

_,

無法 取得時間較一致的資料

_,

但由敘述統計可以發現資料還是維持大致相同的走勢。

表

₂₆

列出了常態性檢定的結果

_,

可以發現與先前的差異處

_,

在利用消費者物價指數計 算的通貨膨脹進行常態性檢定時

_,

發現所有國家的模型殘差都是具有厚尾且非常態性質。

但在

_GDP

平減指數計算時

_,

智利、 匈牙利、 印尼、 盧森堡、 馬來西亞與泰國的模型殘差卻 不拒絕常態性假設。

表

₂₇

、

₂₈

及

₂₉

列出了分量自我迴歸估計結果

_,

以傳統自我迴歸方法來看

_,

大多數國家 的估計值介於

_0.80

至

_0.98,

與先前介於

_0.95

至

_0.98

有顯著地差異。 而希臘、 匈牙利、 冰 島、 印度、 印尼、 盧森堡、 挪威、 新加玻與泰國的傳統自我迴歸值是介於

0.4

和

0.7

之間

,

通貨膨脹不再呈現高度持續性

;

而在分量自我迴歸的估計結果可以發現

,

不同國家的通貨 膨脹持續性的係數在不同分量下具有很大的差異

,

在利用消費者物價指數所估計出的參數 值都是介於

0.9

到

_1.1

。 但利用

_GDP

平減指數估計的參數在不同分量時波動幅度更明顯

,

例如

_:

阿根廷、 奧地利、 芬蘭、 日本、 韓國、 墨西哥、 瑞士與台灣的分量自我迴歸係數值是

9表₂₄列出了各個國家資料的區間

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表格

_{24: GDP}

平減指數

國家 區間 國家 區間

阿根廷 1994:Q1-2010:Q1 韓國 1961:Q1-2010:Q1 奧地利 1965:Q1-2010:Q1 盧森堡 1996:Q1-2010:Q1 巴西 1996:Q1-2010:Q1 馬來西亞 1992:Q1-2009:Q4 比利時 1981:Q1-2010:Q1 墨西哥 1982:Q1-2010:Q1 加拿大 1958:Q1-2010:Q1 荷蘭 1978:Q1-2010:Q1 智利 1997:Q1-2009:Q4 挪威 1967:Q1-2010:Q1 哥倫比亞 1995:Q1-2009:Q4 菲律賓 1982:Q1-2010:Q1 丹麥 1978:Q1-2010:Q1 葡萄牙 1978:Q1-2010:Q1 芬蘭 1971:Q1-2010:Q1 新加玻 2004:Q1-2010:Q1 法國 1971:Q1-2010:Q1 南非 1961:Q1-2010:Q1 德國 1961:Q1-2010:Q1 西班牙 1971:Q1-2010:Q1 希臘 2002:Q1-2010:Q1 瑞典 1981:Q1-2010:Q1 匈牙利 1996:Q1-2010:Q1 瑞士 1971:Q1-2010:Q1 冰島 1998:Q1-2010:Q1 台灣 1962:Q1-2010:Q1 印度 1997:Q1-2010:Q1 泰國 1994:Q1-2010:Q1 印尼 1998:Q1-2009:Q4 英國 1958:Q1-2010:Q1 義大利 1981:Q1-2010:Q1 美國 1958:Q1-2010:Q1 日本 1958:Q1-2010:Q1

介於

_0.7

到

_1.1

之間。 冰島、 印度與印尼的係數值甚至是介於

_0.4

到

₁

之間。 除此之外

_,

通貨膨脹在利用

_GDP

平減指數也不再呈現高度持續性

_,

例如

_:

希臘、 匈牙利、 盧森堡、 菲 律賓與泰國的係數值甚至是介於

_0.6

到

_0.8

之間。馬來西亞的係數值甚至有小於

₀

的情形 發生。 但仍然可以發現不同國家的通貨膨脹持續性在不同分量下具有非對稱的性質。

表

₂₇

、

₂₈

與

₂₉

的第三欄則列出了所有國家在分量為

_0.1

到

_0.9

的檢定結果。 由實證結 果可知

_,

法國在通貨膨脹位於

_0.2

以下的分量拒絕單根的虛無假設

_,

在第

_0.3

以上分量

_,

不 拒絕單根。 智利與德國在通貨膨脹位於

_0.3

以下的分量拒絕單根的虛無假設

_,

在第

_0.4

以 上分量

,

不拒絕單根。 冰島、 日本、 墨西哥、 瑞典、 美國在通貨膨脹位於第

0.4

以下分量

,

拒絕單根的虛無假設

,

在第

_0.5

以上分量

_,

不拒絕單根。 印尼、 韓國、 葡萄牙、 南非、 西班 牙、 瑞士在第

0.5

以下分量

_,

拒絕單根的虛無假設

,

在第

_0.6

以上分量

_,

不拒絕單根。 加拿 大、 丹麥、 印度、 荷蘭、 新加玻、 台灣與英國在第

_0.6

以下分量

_,

拒絕單根的虛無假設

_,

在 第

0.7

以上分量

_,

不拒絕單根。 奧地利與巴西在第

_0.7

以下分量

_,

拒絕單根的虛無假設

_,

在 第

_0.8

以上分量

_,

不拒絕單根。 挪威與菲律賓在第

_0.8

以下分量

_,

拒絕單根的虛無假設

_,

在 第

_0.9

以上分量

_,

不拒絕單根。 由上述描述可以得出通貨膨脹在不同分量下

_,

會具有不同

‧

哥倫比亞 _{11.02 6.45 8.59 16.35 6.43 2.03 28.11}

丹麥 4.03 1.73 2.83 5.49 3.18 -0.09 13.29

印尼 _{17.49 8.25 12.08 18.12 19.30 1.87 93.21}

義大利 _{5.77 2.60 3.73 7.32 4.68 0.09 19.64}

日本 2.85 -0.48 1.98 5.28 4.34 -3.60 22.02

韓國 11.20 4.26 8.12 17.98 9.00 -4.05 41.63

盧森堡 2.11 0.16 2.22 4.11 3.35 -5.60 8.62

馬來西亞 3.70 1.75 3.47 5.67 4.71 -11.23 15.00

墨西哥 31.94 8.03 16.65 41.83 35.64 2.86 167.45

荷蘭 2.57 1.44 2.13 3.70 1.96 -3.64 8.69

挪威 _{5.86 1.99 5.74 8.72 5.30 -6.28 21.78}

菲律賓 _{8.76 4.68 6.60 9.77 10.39 -4.82 63.61}

葡萄牙 _{10.86 2.97 7.71 17.31 9.16 -0.57 40.28}

新加坡 _{2.46 0.28 2.25 3.47 3.31 -2.78 10.93}

註

2:

資料來源為國際貨幣基金

(International Monetary Fund)

的

IFS (International Fi-nancial Statistics)

資料庫。

‧

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

的性質

_,

因此通貨膨脹具有非對稱的性質。 大部分國家的通貨膨脹率同時都具有定態與非 定態性質。 而跟消費者物價指數的結論相比

_,

大部分國家分量單根檢定的結果相一致

_,

但 在哥倫比亞、 芬蘭、 盧森堡、 義大利、 馬來西亞與泰國的結果出現較不一致的情形。

而在探討通貨膨脹的整個分配考量下

_,

通貨膨脹行為的單根檢定

_,

將結果列於表

_30,

由 表格

₃₀

可以發現在傳統

_ADF

單根檢定中

_,

可以發現更多國家無法拒絕單根假設。 而在 全部分配之分量單根檢定中

_,

比利時、 智利、 哥倫比亞、 匈牙利、 冰島無法拒絕單根假設外

_,

其餘國家都呈現出通貨膨脹為定態的性質。 雖然不是全部國家都拒絕分量單根檢定

_,

但與 傳統

_ADF

單根檢定比較

_,

還是能得到較多證據證明通貨膨脹具有定態的性質。

總結以上結果

_,

在利用

_GDP

平減指數計算得出的通貨膨脹進行穩健性的檢驗時

_,

我們 在大部分國家在分量自我迴歸與分量單根檢定中

,

都可以得到一致的結論

,

但可能因為資 料取得的限制

_,

部分國家探討的期間太短

,

而導致傳統

ADF

單根檢定與分量單根檢定出 現了偏誤

_,

進而無法在分量單根檢定與全部分配之分量單根檢定中

,

得到一致的結論。 但 還是可以發現不論使用消費者物價指數還是

GDP

平減指數計算通貨膨脹都可以發現通 貨膨脹行為具有非對稱的性質。¹⁰

10本文也嘗試利用消費者物價指數季資料並加以比較,但實證結果並無太大的差異。

‧

0.1 0.798 −1.226 0.760 −3.935^∗∗∗ 0.951 −1.577 0.252 −4.163^∗∗

0.2 0.864 −3.158^∗∗ 0.821 −4.207^∗∗∗ 0.900 −2.318^∗ 0.188 −5.660^∗∗∗

0.3 0.886 −3.232^∗∗ 0.868 −3.002^∗∗∗ 0.902 −3.173^∗∗ 0.185 −7.768^∗∗∗

0.4 0.902 −1.872 0.889 −3.437^∗∗∗ 0.895 −3.581^∗∗∗ 0.199 −5.790^∗∗∗

0.5 0.952 −0.941 0.912 −3.548^∗∗∗ 0.924 −1.893^∗ 0.283 −5.605^∗∗∗

0.6 0.976 −0.424 0.926 −2.560^∗∗ 0.915 −2.296 0.272 −4.467^∗∗∗

0.7 1.024 0.585 0.936 −2.222^∗ 0.946 −1.798 0.551 −3.249^∗∗

0.8 1.029 0.497 0.959 −0.882 0.920 −2.455^∗ 0.637 −1.817 0.9 1.024 0.113 1.005 0.057 0.945 −0.821 0.701 −1.439

AR 0.805 0.885 0.932 0.335

加拿大 智利 哥倫比亞 丹麥

分量 α₁(τ ) t_n(τ ) α₁(τ ) t_n(τ ) α₁(τ ) t_n(τ ) α₁(τ ) t_n(τ ) 0.1 0.916 −2.227 0.567 −1.852^∗∗ 0.878 −0.504 0.883 −2.241^∗ 0.2 0.887 −4.343^∗∗∗ 0.740 −2.658^∗∗ 0.908 −1.633 0.849 −3.618^∗∗∗

0.3 0.940 −2.303^∗ 0.725 −3.321^∗∗ 0.870 −1.956 0.868 −3.530^∗∗∗

0.4 0.948 −2.320^∗ 0.806 −3.074 0.855 −2.095 0.907 −3.446^∗∗

0.5 0.952 −2.376^∗ 0.843 −2.086 0.922 −1.680 0.924 −3.207^∗∗

0.6 0.941 −2.472^∗ 0.905 −1.017 0.925 −1.733 0.928 −2.454^∗∗

0.7 0.978 −0.892 1.009 0.086 0.894 −3.060^∗∗ 0.915 −1.807 0.8 0.973 −1.167 0.965 −0.245 0.871 −2.800^∗∗ 1.021 0.383 0.9 0.955 −1.032 0.948 −0.203 0.937 −0.817 1.052 0.525

AR 0.938 0.801 0.847 0.929

芬蘭 法國 德國 希臘

分量 _{α1(τ ) tn(τ ) α1(τ ) tn(τ ) α1(τ ) tn(τ ) α1(τ ) tn(τ )} 0.1 0.670 −3.719^∗∗∗ 0.914 −2.821^∗∗ 0.789 −4.095^∗∗∗ 0.610 −1.448 0.2 0.880 −1.782 0.937 −2.842^∗∗ 0.850 −5.111^∗∗∗ 0.672 −1.979 0.3 0.921 −2.833^∗∗ 0.981 −1.223 0.876 −4.901^∗∗∗ 0.621 −1.758^∗∗

0.4 0.949 −1.961 0.987 −1.082 0.899 −3.007^∗∗ 0.425 −3.005^∗∗

0.5 0.977 −1.075 0.999 −0.062 0.961 −1.355 0.510 −2.559^∗ 0.6 0.944 −2.091 1.002 0.204 0.976 −0.965 0.526 −5.968^∗∗

0.7 0.992 −0.224 1.004 0.352 1.001 0.027 0.500 −3.925 0.8 1.063 1.342 1.002 0.163 1.026 0.715 0.531 −2.049 0.9 1.135 2.169 1.067 1.511 1.065 1.445 0.864 −0.500

AR 0.921 0.988 0.906 0.642

註_{1: AR}是指一般_ADF 形式自我迴歸模型下的估計值。

註2: t_n 為分量單根檢定的t 統計量,其虛無假設為具有單根性質,即H₀: α₁(τ ) = 1,而^∗,^∗∗ 和^∗∗∗

分別代表顯著水準10%, 5% 和1%。

‧

0.1 0.715 −2.298 0.488 −6.444^∗∗∗ 0.443 −6.750^∗∗ 0.494 −2.540 0.2 0.882 −0.568 0.449 −7.231^∗∗∗ 0.310 −4.157^∗∗ 0.638 −2.146^∗ 0.3 0.801 −1.393 0.504 −4.440^∗∗∗ 0.491 −4.785^∗∗∗ 0.613 −6.186^∗∗∗

0.4 0.833 −1.554 0.650 −2.766^∗∗ 0.503 −4.098^∗∗∗ 0.618 −4.321^∗∗

0.5 0.856 −1.759 0.778 −2.201 0.539 −3.784^∗∗∗ 0.622 −3.196^∗∗

0.6 0.772 −2.557^∗∗ 0.758 −2.556^∗ 0.533 −3.816^∗∗ 0.846 −1.392 0.7 0.785 −2.008 0.959 −0.500 0.490 −1.947 0.921 −0.782 0.8 0.746 −2.881^∗∗ 0.944 −0.250 0.487 −1.113 0.941 −0.203 0.9 0.721 −3.071^∗ 1.112 0.155 1.088 0.549 1.096 0.257

AR 0.773 0.637 0.556 0.633

義大利 日本 韓國 盧森堡

分量 α₁(τ ) t_n(τ ) α₁(τ ) t_n(τ ) α₁(τ ) t_n(τ ) α₁(τ ) t_n(τ ) 0.1 0.979 −0.075 0.762 −5.650^∗∗∗ 0.704 −4.741^∗∗∗ 0.589 −2.194 0.2 0.848 −0.888 0.822 −6.737^∗∗∗ 0.768 −6.672^∗∗∗ 0.711 −1.257 0.3 0.778 −1.753 0.885 −5.662^∗∗∗ 0.837 −5.285^∗∗∗ 0.678 −1.923 0.4 0.802 −1.603 0.900 −4.370^∗∗∗ 0.887 −4.295^∗∗∗ 0.586 −3.103^∗∗∗

0.5 0.743 −2.203 0.961 −1.795 0.900 −3.878^∗∗∗ 0.664 −2.371^∗ 0.6 0.853 −1.412 0.989 −0.577 0.971 −1.332 0.729 −1.794 0.7 0.754 −3.057^∗∗ 1.022 0.828 0.980 −0.558 0.582 −3.244^∗∗

0.8 0.795 −2.599^∗ 1.115 3.209 1.039 0.757 0.662 −5.194^∗∗∗

0.9 0.828 −3.634^∗∗ 1.196 2.942 1.071 0.706 0.648 −1.546

AR 0.835 0.927 0.902 0.618

馬來西亞 墨西哥 荷蘭 挪威

0.7 0.034 −9.120^∗∗∗ 1.002 0.132 0.931 −1.418 0.723 −5.174^∗∗∗

0.8 0.073 −6.853^∗∗∗ 1.035 1.412 0.974 −0.302 0.748 −3.705^∗∗∗

0.9 0.073 −3.120^∗∗ 1.067 1.265 0.858 −0.983 0.827 −1.885

AR -0.004 0.952 0.809 0.705

註_{1: AR}是指一般_ADF 形式自我迴歸模型下的估計值。

註2: t_n 為分量單根檢定的t 統計量,其虛無假設為具有單根性質,即H₀: α₁(τ ) = 1,而^∗,^∗∗ 和^∗∗∗

分別代表顯著水準10%, 5% 和1%。

‧

0.6 0.695 −6.438^∗∗∗ 0.985 −0.713 0.718 −0.658^∗∗ 0.955 −1.251 0.7 0.765 −4.077^∗∗∗ 0.978 −0.994 0.718 −0.973 0.934 −1.697 0.8 0.788 −2.790^∗∗ 1.002 0.040 0.549 −2.178 0.942 −1.421 0.9 0.893 −1.342 1.142 3.336 0.370 −6.939 0.997 −0.073

AR 0.764 0.926 0.426 0.895

西班牙 瑞典 瑞士 台灣

0.6 0.987 −1.053 0.998 −0.034 0.948 −2.075 0.895 −3.507^∗∗

0.7 1.005 0.350 1.048 1.232 0.994 −0.216 0.926 −1.681

0.8 1.008 0.460 1.071 1.639 1.049 1.475 1.011 0.202

0.9 1.031 0.775 1.036 0.542 1.073 1.798 1.053 0.629

AR 0.980 0.905 0.921 0.843

泰國 英國 美國 0.6 0.811 −1.928 0.957 −2.477^∗∗ 1.008 0.515 0.7 0.762 −2.915^∗∗ 0.964 −2.045 1.025 1.923 0.8 0.715 −3.065^∗∗ 0.970 −1.138 1.025 1.702 0.9 0.808 −0.981 1.037 0.796 1.024 1.276

AR 0.766 0.938 0.978

註_{1: AR}是指一般_ADF 形式自我迴歸模型下的估計值。

註2: t_n 為分量單根檢定的t 統計量,其虛無假設為具有單根性質,即H₀: α₁(τ ) = 1,而^∗,^∗∗ 和^∗∗∗

分別代表顯著水準10%, 5% 和1%。

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

表格

_{30: ADF}

與

_QKS

檢定結果

國家 _{ADF QKS} 國家 _{ADF QKS} 阿根廷 −3.25^∗∗ 14.80^∗∗ 韓國 −4.37^∗∗∗ 6.79^∗∗∗

奧地利 −3.87^∗∗ 5.87^∗∗∗ 盧森堡† −1.13 7.09^∗ 比利時 _−2.12^∗∗ _4.16 馬來西亞† −3.71^∗∗∗ 16.57^∗∗∗

巴西† −2.55 9.18^∗∗ 墨西哥 3.00^∗∗∗ 22.03^∗∗∗

加拿大 _{−2.36 4.34}^∗∗ 荷蘭 _−3.01^∗∗ _5.61^∗∗∗

智利_{† −2.46 4.03} 挪威 _−3.93^∗∗ _6.83^∗∗∗

哥倫比亞 _{−2.86 3.43} 菲律賓 _−4.51^∗∗∗ _12.35^∗∗∗

丹麥 _{−1.53 4.51}^∗ 葡萄牙 _{−2.84 4.98}^∗∗

芬蘭 _−4.84^∗∗∗ 14.33^∗∗∗ 新加坡_{† −3.27}^∗ 7.49

法國 _−2.18 5.00^∗∗ 南非 _−1.90 8.30^∗∗∗

德國 −2.27 6.50^∗∗∗ 西班牙† −3.06 4.49^∗

希臘† −2.90^∗ 5.97^∗∗ 瑞典 −1.70 7.39^∗∗∗

匈牙利† −3.82^∗∗ 3.17 瑞士 −3.13^∗ 6.46^∗∗∗

冰島 0.73 13.79 台灣 _−4.09^∗∗∗ _9.51^∗∗∗

印度 _−4.70^∗∗∗ _6.75^∗ 泰國† −2.44 7.55^∗∗

印尼_{† −2.56 6.33}^∗ 英國 _{−0.99 9.61}^∗∗∗

義大利 _−4.03^∗∗∗ _3.57 美國 _{−2.14 6.42}^∗∗∗

日本 _−4.31^∗∗∗ _9.61^∗∗∗

註

1:

標示

†

的時期的模型殘差不拒絕常態性假設

,

因此

_ADF

單根檢

定的檢定力較高。 其他未有標示

†

的時期代表

_KS-type

的分量單根檢

定檢定力較高。

‧ 國

立 政 治 大 學

‧

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

5 結論

過去文獻關於通貨膨脹的定態性質與持續性沒有一定的結論。 本文使用分量自我迴歸模型 及分量單根檢定分析

₃₅

個國家

₁₉₅₈

年到

₂₀₁₀

年的通貨膨脹行為。 分量自我迴歸模型 的實證結果發現所有國家都通貨膨脹持續性參數都相當高

_,

其呈現隨分量而遞增的趨勢

_,

通貨膨脹持續性具有不對稱性質。 同時

_,

分量單根檢定的實證結果顯示

_,

幾乎所有國家都 出現當通貨膨脹率位於較低分量時

_,

通貨膨脹率是定態時間序列

_,

而當通貨膨脹位於較高 分量時

_,

通貨膨脹率為單根

_,

具有持續性。 本文得出通貨膨脹率同時具有定態及非定態性 質

_,

故分量自我迴歸的分析能得出過去文獻無法得到的性質。 而在所有分配下的分量單根 檢定

_,

所有國家的通貨膨脹都呈現定態的性質。 本文在所有國家的所有時期結果相當一致

_,

並不因樣本國家不同而不同。 而在利用

GDP

平減指數做為穩健性檢驗時

,

可以發現大多 數國家仍能具有相同的結論。

此外

_,

在不同地區依不同子期間進行分析的結果可以發現

_,

根據

Beanti(2008)

所分類 的時期與國家

_,

在不列顛森林制度時期

_,

除了日本之外的國家分量單根檢定的結果都無法 顯著地拒絕單根假設

_,

而在全部分配下的分量單根檢定也出現同樣的結果

_;

在不列顛森林 制度時期之後到實行通貨膨脹目標前

_,

分量單根檢定的結果顯示除了加拿大與美國之外

_,

都呈現低分量為定態

_,

高分量無法顯著地拒絕單根假設。 並且在這一時期具有較高的通貨

此外

_,

在不同地區依不同子期間進行分析的結果可以發現

_,

根據

Beanti(2008)

所分類 的時期與國家

_,

在不列顛森林制度時期

_,

除了日本之外的國家分量單根檢定的結果都無法 顯著地拒絕單根假設

_,

而在全部分配下的分量單根檢定也出現同樣的結果

_;

在不列顛森林 制度時期之後到實行通貨膨脹目標前

_,

分量單根檢定的結果顯示除了加拿大與美國之外

_,

都呈現低分量為定態

_,

高分量無法顯著地拒絕單根假設。 並且在這一時期具有較高的通貨

在文檔中 通貨膨脹持續性:分量單根檢定之應用 - 政大學術集成 (頁 56-72)