貨幣效果的估計

在實證上，我們於某一範圍內，找尋實際經常帳與其預測值間之殘差平和 (SSE) 最小時，所對應之

η

值為貨幣效果的估計值，因此，導致在做實際與預 測經常帳餘額是否相等之 Wald 檢定值將減損一個自由度。各國線性與非線性 VAR 模型所估計之貨幣效果如 <表 4.24> 所示。

表4.24 各國之貨幣效果

US UK FR GM JP CD

線性VAR 模型 -0.2230 0.0520 -0.7680 0.3790 1195.53 -0.4760

非線性VAR 模型 0.4400 -0.0400 -0.3500 0.2700 732.07 0.5000

4.2.8 Wald 檢定

Wald 檢定主要目的在於檢定依據理論模型所估計出的經常帳值與其實際值 是否相同，亦即檢定 之虛無假設，我們透過Wald 檢定比較線性 VAR 模型與非線性VAR 模型下之經常帳餘額何者具有較佳的解釋能力。

*

ˆ *

t

t CAm

Am C =

由 <表 4.25> 之檢定結果，我們得知，UK 與 JP 之線性 VAR 模型皆顯著的 拒絕了虛無假設，然而其非線性 VAR 模型皆接受了虛無假設，因此，我們可推 論UK 與 JP 非線性 VAR 模型下實際經常帳等於其最適估計值，故 UK 與 JP 在 非線性VAR 模型上均具有良好的解釋能力。

接著我們從 <表 4.25> 可以發現 US、FR、GM 與 CD 不論線性或非線性 VAR 模型 Wald 檢定結果，在 1%顯著水準下，皆顯著的拒絕虛無假設，顯示這些國 家之實際經常帳與其最適估計值具有一定的差異。因此，本研究輔以實際經常帳 變動與其理論最適估計值的相關係數及變異數比率 (如 Ghosh, 1995)，藉此分析 其變動關係與波動程度是否相近，並且分析線性與非線性模型下實際經常帳之性 質，探討其差異是否由於實際經常帳之特性所導致。

經由 <表 4.26> 之分析結果發現，US、FR、GM 與 CD 非線性模型下之實 際經常帳期望值為零、變異數齊一且序列不相關，亦即這些國家非線性模型下之

實際經常帳符合白噪音，故在非線性 VAR 模型下，已無法用其它之變數 (如

、 、 ) 去估計最適經常帳餘額 ( )，因而導致非線性 VAR 下實際經常帳變動與其最適估計值間相關係數較低且變異數比值較大。因此，我 們透過比較 <表 4.25> 的第四欄與第五欄位後可發現，US、GM 與 CD 非線性 VAR 下相關係數較低且變異數比值較大，皆符合上述之情形，此外，我們也可 由樣本外之線性與非線性 VAR 模型的理論預估值與真實值繪圖作一比較，如美 國的 <圖 4.13> 與 <圖 4.14> 、德國的 <圖 4.19> 與 <圖 4.20> 以及加拿大的 <

圖 4.23> 與 <圖 4.24>，比較後可發現 US、GM 與 CD 非線性 VAR 模型經常帳 餘額之值皆在 0 之上下波動，且波動程度大於線性 VAR 模型，此現象符合白噪 音之特性，也呼應了我們上述的推論。另一方面，我們亦可發現，FR 非線性模 型下之實際經常帳符合白噪音，且非線性 VAR 模型下實際經常帳變動與其最適 估計值間的相關係數低於線性 VAR 模型，但線性與非線性 VAR 模型的經常帳餘 額皆無明顯的波動，此現象我們可由 <圖 4.17> 與 <圖 4.18> 觀察之。由於理 論經常帳值為在資本完全移動的假設下估計而得，因此，當變異數比值小於一 時，意味著法國資本受到較多的管制，在 Agenor et.al. (1999) 的研究也指出法國 1970 年至 1980 年國際借貸市場中有較多資本控制，故與本研究推論相符。

−1

Δ

Q

_t Δ

M

_t−1

CAm

^*_t−1

CAm

_t^*

此外，US、FR、GM 與 CD 線性 VAR 模型 Wald 檢定的結果雖然很顯著，

但實際經常帳卻不符合白噪音之特性，因此，實際經常帳與最適估計值間的差異 並非由於實際經常帳特性所導致，可以是在估計最適經常帳餘額時，尚有其它變 數未考慮到，故含貨幣效果之經常帳現值估計模型在線性模式下對於 US、FR、

GM 與 CD 皆不具有良好的解釋能力。

綜合上述，在此階段我們僅能確知非線性 VAR 模型對 UK 與 JP 均有良好的 解釋能力，而線性 VAR 模型對 US、FR、GM 與 CD 皆不具有良好的解釋能力，

但非線性 VAR 模型對 US、FR、GM 與 CD 的估計是否較佳仍無法確定，因此，

我們必須透過後續的預測力檢定才能確定。

表4.25 各國之 Wald 檢定

Model d.f.

χ

² Corr(CAm_t^*,CˆAm_t^*)

ˆ ) (

) (

*

*

t t

Am C Var

CAm Var

線性VAR(1)模型 2 279.5177^*** 0.8149 1.4185

US

非線性VAR(1)模型 2 206.2078^*** 0.1011 2.7179

線性FM-VAR(3)模型 8 24464.27^*** 0.0993 86.2554

UK

非線性FM-VAR(4)模型 11 8.7641 0.4966 4.0239

線性VAR(4)模型 11 398.8341^*** 0.3029 0.1759

FR

非線性VAR(4)模型 11 151.1912^*** -0.0188 0.0107

線性FM-VAR(1)模型 2 199.3884^*** 0.5894 1.5931

GM

非線性VAR(1)模型 2 153.7653^*** 0.1213 3.9275

線性VAR(1)模型 2 7.8663^** 0.9728 0.9944

JP

非線性VAR(1)模型 2 5.5721 0.4511 0.8264

線性FM-VAR(1)模型 2 56.384^*** 0.9753 0.9113

CD

非線性VAR(1)模型 2 72.8878^*** -0.0858 5.3867 註： 1. ***，**，*分別表示在顯著水準為 1%，5%，10%之下，檢定結果為顯著之估計值。

2. H₀:C^ˆAm^*_t =CAm_t^*，H₁ :CˆAm_t^*≠CAm_t^*。

3. 1%之臨界值為χ²_2,0.005 =10.59，χ₈²_,0.005 =21.96，χ₁₁²_,0.005 =26.76。

5%之臨界值為χ²_2,0.025=7.38，χ₈²_,0.025=17.53，χ₁₁²_,0.025=21.92。

10%之臨界值為χ²_2,0.05 =5.99 ，χ₈²_,0.05 =15.51，χ₁₁²_,0.05 =19.68。

表4.26 各國線性與非線性模型計算所得之實際經常帳特性比較 Q 檢定

(P-value) Model 平均數

(

μ

)

標準差 (σ )

Lag 1 Lag 2 Lag 3 Lag 4

ARCH-LM 檢定 (P-value)

ADF 單根 檢定

是否 符合 白噪 音 US ^CAm_t^L 0.2816 70.9377 0.000^***0.000^***0.000^***0.000^*** 0.0000^*** 定態 否

NL

CAmt 2.8156e-13 44.4887 0.718 0.233 0.071 0.104 0.0762 定態 是

UK ^CAm_t^L - - - - - - - - -

NL

CAmt - - - - - - - - -

FR ^CAm_t^L -4.44805 115.030 0.000^***0.000^***0.000^***0.000^*** 0.0748 定態 否

NL

CAmt 2.8801e-14 83.4609 0.049 0.148 0.244 0.293 0.5007 定態 是

GM ^CAm_t^L 0.42382 53.3933 0.000^***0.000^***0.000^***0.000^*** 0.0653 定態 否

NL

CAmt 1.1778e-14 43.0719 0.827 0.545 0.625 0.568 0.0779 定態 是

JP ^CAm_t^L - - - - - - - - -

NL

CAmt - - - - - - - - -

CD ^CAm_t^L -0.4501 154.370 0.000^***0.000^***0.000^***0.000^*** 0.0000^*** 定態 否

NL

CAmt 4.5222e-13 68.4416 0.559 0.815 0.424 0.553 0.3628 定態 是 註： 1. ***表示在顯著水準為 1%之下，檢定結果為顯著之估計值。

2. Q 檢定為殘差之序列相關檢定。H₀: 殘差無序列相關，H₁: 殘差有序列相關。

3. ARCH-LM 為檢定殘差是否具有異質變異。H₀: 沒有異質變異，H1 : 有異質變異。

4. 依照 Enders (2004) 建議之檢定步驟進行單根檢定。

5. 變數為白噪音則下列條件須成立：

(1)期望值為 0；(2)變異數為固定；(3)自我共變異數等於 0。

在文檔中 G6跨期經常帳與貨幣存量之非線性研究 (頁 70-74)