考慮不同研究期間：1982Q1-1990Q4 與 1991Q1-2012Q2

回顧 1982 年至 2012 年期間的台灣股市發展歷程，1982 年至 1990 年期間的台灣股市傾向處 於劇烈震盪格局。例如，台灣加權指數從 1987 年 12 月 29 日的 2,241 點，持續陡升至 1988 年 9 月 24 日的 8,814 點，而隨後的「證所稅開徵政策」，又促使台灣加權指數下跌至 1988 年 10 月 21 日的 5,585 點。另一顯例則是，台灣加權指數從 1990 年 2 月 12 日的歷史高點 12,682 陡降至 同年 10 月 12 日的 2,483 點更凸顯早期台灣股市的劇烈波動態勢。而再次觀察本文圖 1 中

表 8 台灣股票市場流動性對於總體景氣循環的預測：考慮不同總體景氣循環變數 本表顯示以不同總體景氣循環變數 (其中包括核發建照面積變化率 (dHOUSE)、外銷訂單指數變化率 (dORDER) 與企業總用電量變化率 (dELE)) 做為被解釋變數的時間序列迴歸分析結果。迴歸模型的解釋 變數設定同於表 3。樣本期間涵蓋 1982 年第 1 季至 2012 年第 2 季 (但由於資料取得限制，外銷訂單指數 資料期間為 1984 年第 1 季至 2012 年第 2 季)。括號中表示迴歸係數的 t 統計值，顯著水準 1%，5%與 10%

分別以 a，b 與 c 表示之。

被解釋變數

dHOUSEq dHOUSEq dORDERq dORDERq dELEq dELEq

(1a) (1b) (2a) (2b) (3a) (3b) 常數項 0.829 1.115 2.742 3.344 1.495 0.513

(0.51) (0.28) (4.45)a (2.69)a (1.32) (0.19) dAILLq-1 -0.059 -0.049 -0.014 -0.012 -0.049 -0.043 (-3.03)a (-2.53)b (-1.99)b (-1.69)c (-3.58)a (-3.18)a dHOUSEq-1 -0.103 -0.142

(-1.16) (-1.67)c

dORDERq-1 -0.242 -0.270

(-2.65)a (-3.21)a

dELEq-1 -0.002 -0.007

(-0.02) (-0.08)

MKTq-1 0.341 0.114 0.210

(3.27)a (3.02)a (2.91)a

Volatilityq-1 0.164 -0.611 0.904

(0.07) (-0.69) (0.53)

dCP90q-1 -0.047 -0.094 0.005

(-0.41) (-2.26)b (0.07) R² 0.086 0.167 0.085 0.189 0.098 0.165

1982Q1-2012Q2 的台灣股市流動性變化率 (dAILL) 可清楚發現，在 1990 年第 4 季前 (後) 的台 灣股市流動性變化幅度相對較大 (小)，此觀察亦可說明台灣股市在 1990 年以前的劇烈震盪格 局。

台灣股市流動性在 1982 年至 1990 年期間的劇烈波動特性在本文中引發另一項思考：本文 所觀察到 1982Q1-2012Q2 台灣股市流動性對於總體經濟活動所具備的預測能力，可能僅是來自 1982Q1-1990Q4 台灣股市流動性的高度變異效果 (high variation)。為排除此點疑慮，本小節遂將 全樣本期間區分為兩個子期間：1982Q1-1990Q4 與 1991Q1-2012Q2，以重新檢視在不同研究期 間台灣股市流動性對於總體景氣循環的預測效果。表 9 呈現與表 3 相同步驟的時間序列迴歸分 析結果。

如表 9 所示，當以 dRGDPq做為被預測變數時，本文所感興趣的股市流動性 dAILLq-1迴歸係 數在 1982Q1-1990Q4 期間為-0.004 (t-值=-1.70)，具 10%顯著水準；而在 1991Q1-2012Q2 期間則 降為-0.002 (t-值=-1.39)，接近 10%顯著水準 (marginal significance)。此等結果表示，相較於

表 9 台灣股票市場流動性對於總體景氣循環的預測：考慮不同研究期間

本表顯示在考慮不同研究期間下，進行表 3 迴歸模型的估計結果。研究期間區分為兩個子期間：

1982Q1-1990Q4 與 1991Q1-2012Q2。括號中表示迴歸係數的 t 統計值，顯著水準 1%，5%與 10%分別以 a，

b 與 c 表示之。

1991Q1-2012Q2 晚期階段，早期的 (1982Q1-1990Q4) 台灣股市流動性對於實質 GDP 成長率具 有較為顯著的預測能力。而當分別以 dIPI_q、dMANUF_q、dREXP_q與 dWHR_q做為總體景氣循環代 理變數時，我們亦同樣發現，dAILL_q-1在兩個不同子研究期間皆普遍分別對於 dIPI_q、dMANUF_q、 dREXPq與 dWHR_q具有顯著預測能力，惟其預測效果較顯見於 1982Q1-1990Q4 的早期階段。例 如，以 dIPI_q做為被預測變數時，dAILL_q-1迴歸係數在 1982Q1-1990Q4 期間為-0.014 (t-值=-2.50)，

具 5%顯著水準；而在 1991Q1-2012Q2 期間則降為-0.008 (t-值=-1.71)，但仍具 10%顯著水準。

綜合表 9 結果而言，我們發現，相較於 1991Q1-2012Q2 晚期階段，早期的 (1982Q1-1990Q4) 台灣股市流動性對於總體景氣循環具有較為顯著的預測能力。此結果可能歸因於台灣股市流動 性在 1982 年至 1990 年期間的高度變異態勢 (此推論邏輯類似於 Fujimoto (2004))。而儘管在 1991Q1-2012Q2 晚期階段，台灣股票市場流動性預測未來總體景氣變化的能力略為下降，但整 體而言，台灣股市流動性對於總體景氣循環的預測效果在不同研究期間仍普遍穩健。