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第五章、結論
本研究以臺灣作為實證研究對象，研究範圍為1962年第1季至2017年第3 季間臺灣的固定資本形成、出口、政府支出、人口成長、通貨膨脹及經濟成長 的各項年增率季資料，先以線性迴歸及門檻效果檢定分別以CPI及GDP平減指 數兩種不同方式為估計基礎的通貨膨脹率所建立的Model 1及Model 2於研究 期間是否有結構性改變，如門檻效果顯著、有結構性改變，再藉由Hansen（2000）
之門檻迴歸分析作為基礎，以GDP平減指數估計之通貨膨脹作為門檻變數並 運用門檻迴歸模型進行實證分析。
研究結果發現以CPI估計之通貨膨脹與經濟成長間不存在非線性關係，反 之，以GDP平減指數估計之通貨膨脹與經濟成長率存在非線性關係，通貨膨 脹門檻值為2.16%。通貨膨脹率在2.16%以上為高通貨膨脹區間，未達2.16%時 則為低通貨膨脹區間。在高通貨膨脹區間時，當通貨膨脹上升對經濟成長有 顯著的不利影響，於低通貨膨脹水準時，通貨膨脹上升對經濟成長未有顯著 性影響，因此過去文獻討論中支持通貨膨脹上升對於經濟有負面影響之結論，
於臺灣實證分析可知僅於高通貨膨脹水準時方成立，但如處於低通貨膨脹水 準時，兩者間的影響關係會消失。
經濟成長及國民所得估計的基本概念在於計算各個部門支出對經濟成長 的貢獻，開放經濟之下的CPI估算同時包含國內生產品及進口品，所涉因素較 複雜，另一方面，GDP平減指數之估算已扣除進口部分，僅涵蓋國內產出。由 於臺灣為小型開放經濟，出口對於經濟成長貢獻度相當高，近年我國貿易條 件改善，國外物價對於臺灣的經濟成長較不會有影響，倘以CPI估算的通貨膨
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脹作為門檻變數無法反映臺灣出口價格，較不妥適，反觀以GDP平減指數估 算的通貨膨脹作為門檻變數時，GDP平減指數計算已預先排除國外物價等因 素，因此較符合臺灣情況，亦呼應本研究結果。國外探討通貨膨脹與經濟成 長關係的實證研究不勝枚舉，其通貨膨脹估計方式多以CPI估算為主，以美國 研究為例，由於美國係以內需為主的經濟體，因此採用以CPI估算的通貨膨脹 較為合理。惟近年諸多以臺灣作為經濟研究對象的實證研究仿效國外文獻以 CPI估算的通貨膨脹作為解釋變數，囿於臺灣的CPI受國外物價影響程度大，
恐使研究結果無法反應臺灣經濟成長及國民所得情況，因此較難得出較佳的 研究結論。
此外，有別於楊英英（2002）實證研究指出臺灣的通貨膨脹門檻值為
6.8876%，本研究發現的通貨膨脹門檻值2.16%與國際間目前所公認的最適通 膨水準2%相當接近，兩研究結果的差異原因首先為研究方法及樣本區間的不 同所造成，楊英英研究分析資料區間為1965年第2季至2001年第3季，由於樣 本數較少致使實證研究結果深受兩次石油危機期間高通膨影響，因此與現況 差異較大。再者，行政院主計總處自2014年11月起改變對於國內生產毛額
（GDP）計算方式，將以往採行的「定基法」（fixed-based）改為「連鎖法」
（chain-linked），為臺灣自第二次世界大戰後初次對於經濟成長編制方式的 變更，近年的經濟成長率亦隨之修正，亦為造成本研究與楊英英（2002）實證 研究結果迥異的因素。
透過本研究實證結果發現臺灣通貨膨脹門檻值為2.16%於經濟意涵上獨 具政策意義。以經濟觀點而言，由於臺灣的通貨膨脹及經濟成長呈現非線性 關係，政府倘若將通貨膨脹目標設定為2.16%時，將可望使經濟效益最大化。
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在通貨膨脹處於未達2.16%的低通貨膨脹水準時，本實證研究結果所呈現 的不顯著，正與當前臺灣的中央銀行政策相互呼應。現行中央銀行對於通貨 膨脹目標的考量除了國際公認水準的2%之外，另將1%列為重要的衡量指標，
是以，在本實證研究結果的基礎下，在通貨膨脹約介於1%至2.16%時，該程度 的通貨膨脹水準被中央銀行認為是相當妥適的溫和物價水平，因此，通貨膨 脹不會是政府當局的操作目標。當通貨膨脹低於1%時，中央銀行將檢視產出 缺口及失業率情況，再行決定是否採取政策措施。在產出及就業情形均屬平 穩情況下，縱使通貨膨脹低於1%，中央銀行仍不會操作貨幣政策，對經濟成 長效果維持中性；在產出缺口及失業率不容樂觀的情況下，中央銀行將採取 擴張性貨幣政策以刺激經濟成長。反觀一旦通貨膨脹達到2.16%目標時，中央 銀行則應隨即採取緊縮性貨幣政策以抑制通貨膨脹，否則通貨膨脹的持續惡 化將致使國民所得下降、有礙於經濟成長。
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R-squared 0.7565 0.7562
Included Observations
(after adjustments)
218 218
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門檻效果分析：
統計量 Model 1 Model 2
Value Obs. Prob. Value Obs. Prob.
Maximum LR F-statistic
1.1042 158 0.9854 2.9416 89 0.0286
**
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NETEXP_YGR(-1) -0.0235
（-0.1553）
INF_GDP(-1) 0.0092
（0.3249）
0.2519*
（1.8229）
-0.0462
（-1.1721）
DP_YGR(-1) -2.4488*
（-1.8574）
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以INF_CPI（CPI 估計之通貨膨脹）作為門檻變數並使用門檻迴歸分析，尚 未發現非線性關係及通貨膨脹門檻值：
Dependent Variable: YGR Method: Threshold Regression Date: 07/03/18 Time: 08:27 Sample (adjusted): 1963Q2 2017Q3
Included observations: 218 after adjustments
Threshold type: Bai-Perron tests of L+1 vs. L sequentially determined thresholds
Threshold selection: Trimming 0.10, , Sig. level 0.05 No thresholds selected
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 1.637846 0.338410 4.839829 0.0000 YGR(-1) 0.803652 0.067284 11.94424 0.0000 YGR(-2) -0.045301 0.084188 -0.538099 0.5911 YGR(-3) 0.045807 0.081997 0.558638 0.5770 YGR(-4) -0.166731 0.062152 -2.682625 0.0079 C_YGR(-1) 0.049537 0.018441 2.686249 0.0078 NETEXP_YGR(-1) -0.021371 0.151378 -0.141174 0.8879 G_YGR(-1) 0.108533 0.026737 4.059330 0.0001 INF_CPI(-1) -0.043936 0.067777 -0.648252 0.5175 DP_YGR(-1) -2.405685 1.317654 -1.825733 0.0693 R-squared 0.756535 Mean dependent var 7.299541 Adjusted R-squared 0.746000 S.D. dependent var 4.447539 S.E. of regression 2.241489 Akaike info criterion 4.496944 Sum squared resid 1045.049 Schwarz criterion 4.652196 Log likelihood -480.1669 Hannan-Quinn criter. 4.559653 F-statistic 71.81452 Durbin-Watson stat 1.869968 Prob(F-statistic) 0.000000