影響台灣國際貿易因素之實證研究—以我國主要貿易對象、美國以及歐元區為例 - 政大學術集成
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(2) 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi U. v i n.
(3) 誌 謝 感謝老師，從無到有，一點一滴細心指導，學生感念在心。 感謝家人，永遠做我最堅強的後盾，給我最溫暖的支持。 感謝好友，這些年來的陪伴，陪著我哭，陪著我笑，陪著我失落，也陪著我成長。 陳之藩曾說：「無論什麼事，得之於人者太多，出之於己者太少。」 這一路走來接受太多人的幫忙與協助，. 政 治 大. 真的很感謝我生命中的大家，. 立. ‧ 國. 學. 接下來的路我也會帶著大家的祝福努力走下去。 真的很謝謝大家，. ‧ sit. n. al. er. io. 天佑台灣。. y. Nat. 也很感謝我所珍愛的這塊土地，. Ch. engchi. i n U. v. 柏祐 2014 年於貓空.
(4) 摘 要 由於過往文獻在討論國際貿易時多討論匯率波動與外國產出變動對我國出口 量的影響，但生產成本對國際貿易的影響也很重要，故本文選擇將國內與外國生 產成本納入模型當中，建構一個包含匯率、國內生產成本、貿易條件、出口量、 外國產出以及外國生產成本共六個變數的 SVAR 模型，並分別就我國主要貿易對 象、美國以及歐元區三組資料進行分析，討論不同的外國變數是否將對我國出口 量與貿易條件產生不同影響。 在國內變數之間的交互影響上，不同的資料實證結果差異並不大。實證結果. 政 治 大. 顯示匯率上升將造成我國出口量短期減少，長期增加，且匯率和貿易條件長期呈. 立. 現負相關；國內生產成本上升在長期將造成出口量減少，貿易條件改善；貿易條. ‧ 國. 學. 件和出口量兩者之間則呈現反向關係。. ‧. 不論是在我國主要貿易對象、美國或是歐元區的實證結果都指出，外國產出. sit. y. Nat. 上升將造成我國出口量在短期上升，長期下降；而當我國主要貿易對象產出上升. al. n. 我國貿易條件在短期和長期都惡化。. Ch. engchi. er. io. 時，我國貿易條件短期惡化，長期將改善；美國與歐元區的產出上升，則將造成. i n U. v. 外國生產成本變動對我國出口量與貿易條件的影響在不同對象中存在不同效 果。當美國生產成本上升，在長期將使我國出口量減少、貿易條件改善，但當歐 元區生產成本增加時，長期則將造成我國出口量增加、貿易條件惡化。造成結果 不同的可能原因為，我國自歐元區進口的商品中包含較多最終商品，因此歐元區 生產成本變動對我國生產成本與出口價格影響較小。 實證結果顯示，在長期我國出口量上升往往伴隨著貿易條件的惡化，表示我 國在國際貿易發展上可能具有貧困化成長的問題。 關鍵詞：出口量、貿易條件、貧困化成長、結構式向量自我迴歸模型。.
(5) 目 錄. 第一章. 緒論 .............................................................................................. 1. 第一節. 研究動機與目的 .................................................................................. 1. 第二節. 本文架構 .............................................................................................. 4. 其他文獻 .............................................................................................. 8. ‧. 第三章. 學. 第二節. 政 治 大 匯率相關文獻 ...................................................................................... 5 立 實證方法與實證模型................................................................ 10. Nat. y. 第一節. 文獻回顧...................................................................................... 5. ‧ 國. 第二章. 第二節. 實證模型 ............................................................................................ 16. er. al. n. 第四章. sit. 實證方法 ............................................................................................ 10. io. 第一節. Ch. engchi. i n U. v. 實證結果.................................................................................... 22. 第一節. 我國主要貿易對象加權資料實證結果 ............................................ 22. 第二節. 美國資料實證結果 ............................................................................ 39. 第三節. 歐元區資料實證結果 ........................................................................ 44. 第四節. 小結 .................................................................................................... 49 i.
(6) 目 錄（續）. 第五章. 結論 ............................................................................................ 55. 附錄 A：各變數之基本敘述統計與時間趨勢圖..................................... 58. 附錄 B：美國實證結果相關圖表 ............................................................. 62. 政 治 大. 附錄 C：歐元區實證結果相關圖表 ......................................................... 69. 立. 附錄 D：我國進口產品種類排名 ............................................................. 76. ‧ 國. 學 ‧. 參考文獻 .................................................................................................... 86. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. ii. i n U. v.
(7) 圖 次 圖 4.1：國內變數對 1 個標準差的匯率上升衝擊之反應函數—我國主要貿易對象加 權資料 ··············································································································· 35 圖 4.2：國內變數對 1 個標準差的國內生產成本上升衝擊之反應函數—我國主要貿 易對象加權資料 ······························································································· 35 圖 4.3：國內變數對 1 個標準差的貿易條件上升衝擊之反應函數—我國主要貿易對. 政 治 大. 象加權資料 ······································································································· 35. 立. 圖 4.4：國內變數對 1 個標準差的出口量上升衝擊之反應函數—我國主要貿易對象. ‧ 國. 學. 加權資料 ··········································································································· 36. ‧. 圖 4.5：國內變數對 1 個標準差的國外產出上升衝擊之反應函數—我國主要貿易對. io. sit. y. Nat. 象加權資料 ······································································································· 36. n. al. er. 圖 4.6：國內變數對 1 個標準差的國外生產成本上升衝擊之反應函數—我國主要貿. Ch. i n U. v. 易對象加權資料 ······························································································· 36. engchi. 圖 A.1：名目匯率指數、國內生產成本、貿易條件以及出口量之時間趨勢圖 ······ 59 圖 A.2：我國主要貿易對象加權資料、美國以及歐元區之工業生產指數時間趨勢圖 ··························································································································· 60 圖 A.3：我國主要貿易對象加權資料、美國以及歐元區之生產者物價指數時間趨勢 圖 ······················································································································· 61. iii.
(8) 圖 次（續） 圖 B.1：國內變數對 1 個標準差的匯率上升衝擊之反應函數—美國資料 ·············· 65 圖 B.2：國內變數對 1 個標準差的國內生產成本上升衝擊之反應函數—美國資料65 圖 B.3：國內變數對 1 個標準差的貿易條件上升衝擊之反應函數—美國資料 ······ 65 圖 B.4：國內變數對 1 個標準差的出口量上升衝擊之反應函數—美國資料 ·········· 66. 政 治 大. 圖 B.5：國內變數對 1 個標準差的國外產出上升衝擊之反應函數—美國資料 ······ 66. 立. 圖 B.6：國內變數對 1 個標準差的國外生產成本上升衝擊之反應函數—美國資料66. ‧ 國. 學. 圖 C.1：國內變數對 1 個標準差的匯率上升衝擊之反應函數—歐元區資料 ·········· 72. ‧. 圖 C.2：國內變數對 1 個標準差的國內生產成本上升衝擊之反應函數—歐元區資料. sit. y. Nat. io. n. al. er. ··························································································································· 72. i n U. v. 圖 C.3：國內變數對 1 個標準差的貿易條件上升衝擊之反應函數—歐元區資料 ·· 72. Ch. engchi. 圖 C.4：國內變數對 1 個標準差的出口量上升衝擊之反應函數—歐元區資料 ······ 73 圖 C.5：國內變數對 1 個標準差的國外產出上升衝擊之反應函數—歐元區資料 ·· 73 圖 C.6：國內變數對 1 個標準差的國外生產成本上升衝擊之反應函數—歐元區資料 ··························································································································· 73. iv.
(9) 表 次 表 3.1：資料來源 ··········································································································· 17 表 4.1：我國主要貿易對象加權資料之 ADF 單根檢定 ············································· 25 表 4.2：VAR 模型最適落後期判定—我國主要貿易對象加權資料 ·························· 25 表 4.3：SVAR 模型短期認定條件估計結果—我國主要貿易對象加權資料 ············ 26. 政 治 大. 表 4.4：匯率之預測誤差變異數分解—我國主要貿易對象加權資料 ······················· 37. 立. 表 4.5：國內生產成本之預測誤差變異數分解—我國主要貿易對象加權資料 ······· 37. ‧ 國. 學. 表 4.6：貿易條件之預測誤差變異數分解—我國主要貿易對象加權資料 ··············· 37. ‧. 表 4.7：出口量之預測誤差變異數分解—我國主要貿易對象加權資料 ··················· 38. sit. y. Nat. er. io. 表 4.8：國內變數衝擊反應函數之結果彙整—我國主要貿易對象資料 ··················· 52. al. n. v i n 表 4.9：國內變數衝擊反應函數之結果彙整—美國資料 ··········································· 52 Ch engchi U 表 4.10：國內變數衝擊反應函數之結果彙整—歐元區資料 ····································· 53 表 4.11：外國變數衝擊反應函數之結果彙整—我國主要貿易對象資料 ················· 54 表 4.12：外國變數衝擊反應函數之結果彙整—美國資料 ········································· 54 表 4.13：外國變數衝擊反應函數之結果彙整—歐元區資料 ····································· 54 表 A.1 國內變數之敘述統計 ························································································ 58 v.
(10) 表 次（續） 表 A.2 國外變數之敘述統計 ························································································ 58 表 B.1：美國資料之 ADF 單根檢定 ············································································ 62 表 B.2：VAR 模型最適落後期判定—美國資料·························································· 63 表 B.3：SVAR 模型短期認定條件估計結果—美國資料 ··········································· 64. 政 治 大. 表 B.4：匯率之預測誤差變異數分解—美國資料 ······················································ 67. 立. 表 B.5：國內生產成本之預測誤差變異數分解—美國資料 ······································ 67. ‧ 國. 學. 表 B.6：貿易條件之預測誤差變異數分解—美國資料 ·············································· 67. ‧. 表 B.7：出口量之預測誤差變異數分解—美國資料 ·················································· 68. sit. y. Nat. er. io. 表 C.1：歐元區資料之 ADF 單根檢定 ········································································ 69. al. n. v i n 表 C.2：VAR 模型最適落後期判定—歐元區資料 ······················································ 70 Ch engchi U 表 C.3：SVAR 模型短期認定條件估計結果—歐元區資料 ······································· 71 表 C.4：匯率之預測誤差變異數分解—歐元區資料 ·················································· 74 表 C.5：國內生產成本之預測誤差變異數分解—歐元區資料 ·································· 74 表 C.6：貿易條件之預測誤差變異數分解—歐元區資料 ·········································· 74 表 C.7：出口量之預測誤差變異數分解—歐元區資料 ·············································· 75 vi.
(11) 表 次（續） 表 D.1 我國進口產品種類排名(1998/01~2012/12) ····················································· 76 表 D.2 我國自美國進口產品種類排名(1998/01~2012/12) ········································· 78 表 D.3 我國自歐元區進口產品種類排名(1998/01~2012/12) ····································· 80 表 D.4 我國自美國進口產品種類排名(2012/12)························································· 82. 政 治 大. 表 D.5 我國自歐元區進口產品種類排名(2012/12)····················································· 84. 立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. vii. i n U. v.
(12) 第一章. 緒論. 第一節 研究動機與目的 我國為一海島型國家，經濟活動多需仰賴國際貿易，在 2013 年我國國內生產 毛額為 4891.32 億美元，出口總額為 3054.37 億美元，進口總額為 2698.93 美元， 貿易總額為 5753.30 億美元，我國對外貿易依存度高達 117.62% 1，顯示國際貿易對 我國經濟發展之重要性，因此本文欲研究台灣近年國際貿易情況，並特別關注我. 政 治 大 額占我國貿易總額的比例超過一半，代表出口對我國經濟發展影響甚鉅，而貿易 立. 國出口量與貿易條件的變化。我國 2013 年相關貿易數據顯示，該年度我國出口總. ‧ 國. 學. 條件除了代表國內外商品的相對價格外，也能適度反應我國的生活水準，當貿易 條件上升時，代表我國出口價格相對進口價格提高，使我國每出口一單位商品可. ‧. 換回更多單位的進口商品，如同國我國實質所得提升 2，由此可知出口量與貿易條. sit. y. Nat. 件在我國國際貿易發展中扮演相當重要的角色，因此本文將進一步探討當不同變. io. n. al. er. 數發生衝擊後對出口量和貿易條件的可能影響為何。. i n U. v. 如前文所述，我國貿易依存度相當高，外國變數對我國出口量與貿易條件的. Ch. engchi. 影響相當重要，當外國產出增加時將增加其對我國出口品之需求，並使我國出口 量上升，同時外國產出增加將使外國商品與我國商品的需求增加，並造成兩者的. 1. 貿易依存度為一國的進出口總額占該國國內生產毛額的比重。2013 年我國貿易依存度為. 5753.30 億美元 4891.32 億美元. 2. = 117.62%。. Cakir（2008）中利用包含中國、南韓等 18 個新興國家 1990 年至 2004 年的年資料進行實證研究，. 實證結果指出貿易條件的提升將有助於促進新興國家的產出增加，並能改善該國居民的生活水準。 其中 Cakir（2008）以每人實質 GDP 作為衡量該國居民生活水準的指標；貿易條件則是採用世界 銀行所編制世界發展指標中的貿易條件，計算方式為該國出口商品對進口商品之相對價格。 1.
(13) 價格提高，進而影響我國之貿易條件，又我國國土狹小，天然資源缺乏，在生產 過程中多需自外國進口原物料與零組件以利生產，因此外國生產成本變動也會影 響我國國內生產成本，並進一步影響我國貿易條件與出口量。在我國國內變數中， 除了我們所關注的出口量與貿易條件外，匯率與國內生產成本對我國國際貿易的 影響也不可忽視，當我國匯率變動時將造成我國進出口價格的改變，進而影響我 國出口量 3，而國內生產成本的變動將造成我國商品價格改變，並影響我國出口量 與貿易條件。. 政 治 大 及外國生產成本都對我國國際貿易有相當程度的影響力，但國內文獻在討論我國 立 經由以上討論可知，匯率、國內生產成本、貿易條件、出口量、外國產出以. 國際貿易情況時，大多討論匯率、匯率波動以及國外產出變動對我國出口的影響，. ‧ 國. 學. 較少將生產成本納入模型中，但本文認為生產成本在國際貿易中扮演著相當重要. ‧. 的角色，生產成本變動將影響我國出口物價，進而造成我國出口與貿易條件變動，. y. Nat. 因此在討論國際貿易情況時，若能將國內外生產成本納入考量，則可幫助我們更. er. io. sit. 瞭解我國出口量與貿易條件可能的走向，故本文擬建構一個包含匯率、國內生產 成本、貿易條件、出口量、外國產出以及外國生產成本共六個變數的結構式向量. al. n. v i n 自我迴歸模型（Structural Vector SVAR 模型）進行實 CAutoRegressions U h e n g c h iModel，簡稱 證分析。本文主要研究目的有以下兩項：. 一、討論當國內變數（包括匯率、生產成本、出口量以及貿易條件）發生變動時， 彼此之間的交互影響。 二、分別利用我國主要貿易對象之加權資料、美國資料以及歐元區資料進行討論，. 3. 雖然匯率也會影響我國進、出口價格，但朱美智、黃麗倫、吳黃蘋（2011）提到各國的實證結果. 大多顯示匯率受貿易條件影響，而非匯率影響貿易條件。 2.
(14) 分析當不同國家的產出與生產成本發生變動時，對我國出口量以及貿易條件 是否將產生不同的影響？. 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 3. i n U. v.
(15) 第二節 本文架構 本文共分五章。第一章為緒論，內容說明本文之研究動機與整體架構；第二 章為文獻回顧，回顧國內外學者在討論出口量與貿易條件時的方法與論點；第三 章為實證方法與實證模型，分別介紹本文中所使用之計量模型與檢定，並說明資 料來源與實證模型之設定依據；第四章為實證結果，依序說明利用不同資料所得 到之實證結果，其中包含單根檢定、最適落後期數判定、短期認定條件估計結果、 衝擊反應函數以及變異數分析；第五章為結論。. 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 4. i n U. v.
(16) 第二章. 文獻回顧. 本文欲探討我國近年來國際貿易的情況，並特別關注我國出口量與貿易條件 的變化，過往文獻談及國際貿易相關議題時，絕大多數文獻都會將匯率納入模型 之中，討論匯率、出口量以及貿易條件之間的交互影響，故本章第一節將針對匯 率相關的文獻進行回顧。由於我國貿易依存度相當高，外國經濟環境改變對我國 影響也很大，故在第二節中本文將以外國變數對出口量與貿易條件的影響為主， 進行相關文獻的討論。. 第一節 匯率相關文獻. 立. 政 治 大. ‧ 國. 學. 匯率與出口量. ‧. 一般而言匯率的上升，形同本國貨幣貶值，在我國出口品國內價格不變的前. Nat. sit. y. 提下，匯率上升將使以外幣計價的我國出口品價格下降，提昇我國出口品的價格. n. al. er. io. 競爭力，進而使我國出口量上升。 Pozo（1992）利用一般化自我迴歸條件異質變. i n U. v. 異模型 （Generalized AutoRegressive Conditional Heteroskedasticity，簡稱為GARCH. Ch. engchi. 模型）進行分析，並使用英國與美國 1900 年至 1940 年間的年資料討論英國對美 國的出口情況，實證結果指出當英國實質匯率上升時，英國對美國出口將上升， 但一年前的英國實質匯率上升將使英國對美國出口量將減少 4。 Fang and Miller（2004）利用新加坡 1979 年 1 月至 2002 年 10 月的月資料配 合 GARCH 模型進行實證研究，結果指出新加坡的實質匯率上升將使新加坡的出. 4. 實質匯率為名目匯率乘以兩國之間的相對價格，故實質匯率變動包含名目匯率變動與兩國間相對. 價格變動兩部分。 5.
(17) 口量增加，但其效果並不顯著。 Fang and Miller（2004）引用 Abeysinghe and Yeok （1998）中的解釋，認為匯率的上升除了使以外幣計價的出口價格下降外，同時 也會增加進口原物料的成本，使出口品的生產成本提高，進而造成出口價格下降 幅度減少，故匯率上升對出口量提升的效果並不顯著。而匯率波動的增加卻會使 出口量顯著地減少，因此 Fang and Miller（2004）建議新加坡當局應致力於穩定 匯率的波動。 台灣地區的實證結果如王泓仁（2005）以 1989 年 5 月至 2003 年 12 月的月資. 政 治 大 變數有匯率、匯率波動、美國產出、我國產出、貿易條件等變數 ，實證結果顯示 立 料利用迴歸模型對我國出口量進行分析，模型中被解釋變數為我國出口量，解釋 5. 當匯率上升時將造成兩個月後出口量顯著地提升；美國產出變化率上升將造成一. ‧ 國. 學. 個月後的出口量增加 6；貿易條件上升則使我國出口量在六個月後下降。其中王泓. ‧. 仁（2005）認為匯率上升對出口量的影響之所以會延遲，可能的原因為訂貨時間. sit. y. Nat. 與到貨時間之間有所延遲的緣故。. n. al. er. io. 郭佩婷（2008）以台灣 1989 年至 2007 年的月資料與 GARCH 模型進行分析，. i n U. v. 發現當實質日圓匯率上升時，台灣出口至日本之出口量將顯著提升，但實質美元. Ch. engchi. 匯率和台灣出口至美國之出口量則無顯著正向關係。郭佩婷（2008）認為可能的 原因為我國央行對於新台幣兌美元之匯率干預較日圓顯著，故新台幣兌美元匯率 對出口量的影響較不顯著。. 5. 王泓仁（2005）主要欲探討匯率與匯率波動對我國出口量的影響，在模型中納入其他相關變數之. 目的為排除其他變數對我國出口量的影響，且利用 GARCH 模型捕捉匯率波動的特性。 6. 王泓仁（2005）模型中利用美國工業生產指數衡量美國產出，但其具有單根性質，故王泓仁（2005）. 將其取對數後差分處理，代表美國產出之變化率。 6.
(18) 匯率與貿易條件 Rosenberg and Folkerts-Landau（2002）指出貿易條件為影響匯率的長期因素之 一。Rosenberg and Folkerts-Landau（2002）以澳洲、紐西蘭、加拿大之實證結果為 例說明出口物價和該國貨幣價值之間有顯著的正相關，又歐洲與加拿大的實證研 究指出當能源價格上升時，將造成歐元與加幣貶值，同時能源價格也將影響該國 進口物價，故以出口物價和進口物價做為計算基礎的貿易條件在長期是影響匯率 的重要因素。. 治 政 Van Bergen（2010）也提到有六個因素會影響匯率 大，而貿易條件是其中之一。 立 Van Bergen（2010）認為一個國家貿易條件改善，代表該國出口物價上升的幅度大 7. ‧ 國. 學. 於進口物價上升的幅度，當該國出口物價大幅上升時，將改善該國的出口貿易，. ‧. 並造成該國貨幣的需求量增加，進而使該國貨幣升值，匯率下降，故Van Bergen （2010）認為匯率會受到貿易條件所影響，且兩者為反向關係。. sit. y. Nat. n. al. er. io. 在實證研究方面，也有許多外國學者的研究指出匯率為貿易條件的函數，如. v. Amano and Van Norden（1995）利用美國與加拿大 1973 年 1 月至 1992 年 2 月之月. Ch. engchi. i n U. 資料進行分析，實證結果顯示匯率主要受貿易條件所影響。Coudert, Couharde and Mignon（2008）使用 1980 年至 2007 年間的年資料，包含 52 個商品出口國家（如 墨西哥、挪威等）與 16 個石油輸出國家（如伊朗、科威特等）共 68 個國家，實 證結果也支持匯率為貿易條件之函數。. 7. Van Bergen（2010）所提到影響匯率的六個因素分別為通膨差距、利差、經常帳餘額、公共債務、. 貿易條件以及政治穩定度與經濟表現。. 7.
(19) 第二節 其他文獻 Krugman（1995）設定出口量為外國產出與實質匯率的函數，其中實質匯率為 名目匯率乘上外國物價再除以國內物價，代表出口量受到外國產出、名目匯率以 及貿易條件的影響。Goldstein & Khan（1978）利用八個工業國 1955 年至 1970 年 間的季資料進行分析 8，實證結果顯示外國對這八個國家商品的所得彈性都大於零， 表示當外國產出提高時 9，將增加對該國商品的消費量，且出口是外國所得之增函 數。Pozo（1992）也指出當美國國民生產毛額上升時，英國的出口將增加。. 治 政 國內文獻實證結果也支持當外國產出上升時，我國出口量將增加。如趙蒼頡 大 立 （2006）使用 1998 年 01 月至 2005 年 11 月的月資料與進行分析，並利用向量自 ‧ 國. 學. 我迴歸模型（Vector AutoRegressions Model，簡稱VAR模型）分析，當不同解釋變. ‧. 數發生變動時對出口量可能的影響為何，模型中所包含的變數有外國產出、匯率 波動、相對價格等變數 10，實證結果顯示當新加坡與泰國的名目國民生產毛額上. y. Nat. io. sit. 升時，我國對新加坡與泰國的實質出口量都將增加；當我國與新加坡（泰國）的. n. al. er. 相對價格上升時，我國對新加坡（泰國）的出口量將下降。郭佩婷（2008）實證. Ch. i n U. v. 結果發現當美、日工業生產指數增加時，台灣對美國與台灣對日本的出口量也都. engchi. 將上升。使用VAR模型雖能觀察各變數之間的交互影響，但卻無法捕捉各變數之 間的當期關係，因此本文選擇先依據經濟理論建立變數之間當期關係後，在利用 SVAR模型進行分析。. 8. Goldstein & Khan（1978）中八個工業國家分別為比利時、日本、義大利、法國、德國、荷蘭、. 英國以及美國。 9 10. Goldstein & Khan（1978）利用外國實質所得（real income）代表外國產出。 在趙蒼頡（2006）中匯率風險是利用 GARCH 模型進行衡量，相對價格則是以我國出口物價除. 以外國出口物價，與貿易條件的想法類似，但在計算上並不相同。 8.
(20) 當外國產出增加時，將同時增加對外國商品與我國商品的需求，兩者價格同 時上升，故外國產出增加對貿易條件的影響，須視外國商品價格與我國商品價格 兩者的上升幅度而定。Dungey and Pagan（2000）利用 SVAR 模型與 1980 年第一 季至 1998 年第三季之季資料對澳洲貿易情況進行分析，實證結果顯示當美國實質 國民生產毛額上升時，將改善澳洲的貿易條件；而當貿易條件增加時，出口量將 會減少。 過往文獻在探討國際貿易情況時，大多討論匯率與外國產出變動時對出口的. 政 治 大 價格，進一步影響我國出口量與貿易條件，又我國缺乏天然資源與關鍵技術，生 立 影響，較少文獻將生產成本納入模型中，但生產成本變動將影響我國出口商品的. 產過程中所需的原物料與零組件多需由外國進口，外國生產成本也會影響我國的. ‧ 國. 學. 生產成本與出口價格，並進一步影響我國出口量與貿易條件，故本文除了匯率、. ‧. 出口量、貿易條件以及外國產出外，亦將國內生產成本與外國生產成本納入模型. y. Nat. 中進行分析。在模型的選擇上，由於本文沒有將匯率波動納入考量，故本文並未. er. io. sit. 選用GARCH模型，又如先前所述，VAR模型雖能考量所選取變數之間的交互作用， 但卻無法將變數之間的當期關係納入模型之中，因此本文選用SVAR模型進行相關. al. n. 11. 議題的分析 。. 11. Ch. engchi. i n U. v. 如王泓仁（2005）與 Dungey and Pagan（2000）都是利用 SVAR 模型進行分析。本文沒有選用誤. 差修正模型（Vector Error Correction Model，簡稱 VECM 模型）的原因，請參閱第四章之說明。 9.
(21) 第三章. 實證方法與實證模型. 本文欲建構一包含六個變數的 SVAR 模型來討論當匯率、外國產出以及外國 生產成本等變數對我國出口量與貿易條件的影響，如先前所述，選擇 SVAR 模型 的原因為，SVAR 模型除了考慮變數本身過往數據對本期變數的解釋能力外，也利 用經濟理論建立短期下變數之間的交互關係，能進一步把變數之間的同期影響納 入考量，使分析過程更為完整。本文首先利用經濟論點建立各變數間的短期關係， 再使用衝擊反應函數（impulse response function）與變異數分解（variance. 政 治 大 計量方法，第二節將說明本文的資料來源與實證模型的設定。 立. decomposition）分析各變數間的交互影響與關係。在第一節中將介紹文中所使用之. ‧ 國. 學. 第一節 實證方法. ‧. 向量自我迴歸模型. sit. y. Nat. n. al. er. io. 向量自我迴歸模型最早由 Sims（1980）所提出，主要的精神為將模型內所有. i n U. v. 的變數都視為內生變數，變數間彼此可互相影響，如此一來即可避免傳統大型總. Ch. engchi. 體計量模型在模型設定上過於武斷與模型限制過多的問題。傳統的 VAR 模型為縮 減式 VAR 模型（reduced-form VAR model），其一般式可表示如下： y𝑡 = Φ0 + Φ1 y𝑡−1 + Φ2 y𝑡−2 + ⋯ + Φ𝑝 y𝑡−𝑝 + 𝑣𝑡. (3.1). 在式(3.1)中，y𝑡 表示第 t 期的變數，且為一(n × 1)之矩陣，n為模型所包含之變數. 個數；Φ0 為一(n × 1)之常數向量；Φi , i = 0,1, ⋯ , p為待估參數，為(n × n)之方陣， p為 VAR 模型之落後期數；𝑣𝑡 為誤差項，為(n × 1)之矩陣，且Cov(𝑣𝑖t , 𝑣𝑗t ) ≠ 0。 10.
(22) 雖然在縮減式 VAR 模型中，殘差項存在著同期相關的問題（Cov(𝑣𝑖t , 𝑣𝑗t ) ≠ 0） ，. 但整體的縮減式 VAR 模型是一個具有相同解釋變數的近似無關迴歸模型. （seemingly unrelated regressions model，簡稱 SUR 模型） ，可直接利用普通最小平 方法（ordinary least squares method）進行估計。 在 VAR 模型的分析中，單一係數估計值的經濟分析是比較困難的。若以 VAR(p) 為例，在模型中不同變數落後 p 期的落後項都會是當期單一變數的解釋變數，當 解釋變數過多自然會造成單一變數解釋能力下降的情況。所以在進行 VAR 模型分. 政 治 大 由於各變數的誤差項可能存在著同期相關的問題，無法得到單一組的衝擊反應函 立. 析時，主要是利用衝擊反應函數與變異數分解進行經濟分析。但是在 VAR 模型中，. 數與變異數分解，將造成分析上的困難，但若改採結構式 SVAR 模型時則可避免. ‧. ‧ 國. 學. 此一問題。. 結構式向量自我迴歸模型. sit. y. Nat. al. er. io. 在 SVAR 模型中利用經濟理論建立各變數間的同期關係，誤差項將不具同期. v. n. 相關（Cov�z𝑖t , z𝑗t � = 0），故只有唯一之一組的衝擊反應函數和變異數分解結果。. Ch. 設 SVAR(p)結構式如下：. engchi. i n U. y𝑡 = D0 y𝑡 + D1 y𝑡−1 + D2 y𝑡−2 + ⋯ + D𝑝 y𝑡−𝑝 + Bz𝑡. (3.2). 在式(3.2)中，y𝑡 表示第 t 期的變數，且為一(n × 1)之矩陣；Di , i = 0,1, ⋯ , p為待估. 參數，為(n × n)之方陣；z𝑡 為誤差項，為(n × 1)之矩陣，且z𝑡 ~(0, 𝐼)；Bz𝑡 為結構性 衝擊。. 將D0 y𝑡 移項至等號左邊，可得. 11.
(23) (I − D0 )y𝑡 = D1 y𝑡−1 + D2 y𝑡−2 + ⋯ + D𝑝 y𝑡−𝑝 + 𝐵z𝑡. (3.3). y𝑡 = (I − D0 )−1 D1 y𝑡−1 + ⋯ + (I − D0 )−1 D𝑝 y𝑡−𝑝 + (I − D0 )−1 𝐵z𝑡. (3.4). y𝑡 = Φ1 y𝑡−1 + Φ2 y𝑡−2 + ⋯ + Φ𝑝 y𝑡−𝑝 + v𝑡. (3.5). 再將(3.3)式兩邊同乘(I − D0 )−1 得. 令 Φ𝑗 = (I − D0 )−1 Dj ，j = 1, 2, ⋯ , p，v𝑡 = (I − D0 )−1 𝐵z𝑡 代入式(3.4)得. 政 治 大 可利用 VAR 模型進行估計。但比較式(3.2)與式(3.5)後可發現，原先的 SVAR 模型 立 在經過一系列推導過程後，可將原先的 SVAR 模型轉換至式(3.5)的形式，即. ‧ 國. 學. 中，待估的參數有D0 , D1 ⋯ D𝑝 , B，共k 2 × (𝑝 + 1) + k 2 個，而當對式(3.5)進行估計， 𝑘(3k−1). 𝑘(3k−1). sit. 個認定條件，才能順利進行估計。. n. al. er. 2. io. 要對D0 和 B，加上. 認定條件. y. 個，其中T為資料之總期數。所以僅依式(3.5)所提供的資訊是不足的，還需. Nat. 2. ‧. �1 , Φ �2 ⋯ Φ �𝑝 , Σ �𝑣 = 1 ∑𝑇𝑡=1 𝑣�𝑡 v�𝑡 ′，共k 2 × 𝑝 + k + 𝑘(k−1)個，兩者相差 可得到的資訊為Φ 𝑇 2. Ch. engchi. i n U. v. 一般在 SVAR 模型中，均假設B為對角矩陣，D0 之主對角線元素為 0，即 𝑏11 0 𝐵=� ⋮ 0. 0 𝑏22 ⋯. ⋯ ⋱ 0. 0 0 ⎡ 21 ⋮ 𝐷 � 、 D0 = ⎢ 0 0 ⎢ ⋮ 𝑏𝑘𝑘 ⎣𝐷0𝑘1. 𝐷012 0. 𝐷0𝑘2. ⋯ ⋯ ⋱ ⋯. 𝐷01𝑘 ⎤ ⋮ ⎥ ⎥ 0 ⎦. (3.6). 𝑘(k−1). 此假設提供了k 和k 2 − k個條件，因此我們還需要. 2. 個其他認定條件。在本. 文中，將其他認定條件限制在D0 矩陣上，此一限制稱為短期限制（short-run 12.
(24) restriction）。欲進行 SVAR 模型的估計，則至少需要 當其他認定條件超過. 𝑘(k−1) 2. 𝑘(k−1). 個其他認定條件，但若. 時，則需進行過度認定檢定（over-identification tests），. 2. 藉以判定是否對模型加入了過多的限制。. 過度認定檢定 在 SVAR 模型中進行估計時，除了設定B為對角矩陣，D0 之主對角線元素為 0. 的基本假設外，還需要對D0 矩陣中的其他參數進行假設，而當D0 矩陣中的限制條. 件數目小於. 𝑘(k−1) 2. 政 治 大. 時，稱為不足認定（under-identified） ；限制條件數目等於. 立. 𝑘(k−1) 2. 時，為過度認定. 2. 時，. 學. ‧ 國. 為適足認定（just-identified）；限制條件數目大於. 𝑘(k−1). （over-identified）。當模型為不足認定時，無法進行估計；當模型為適足認定或是. ‧. 過度認定時，可順利進行估計，但當模型為過度認定時，則必須對模型進行過度. sit. y. Nat. 認定檢定以確保模型的正確性。. n. al. er. io. 過度認定檢定可表示如下： LR = 2(𝑙𝑢 − 𝑙𝑟 ) 𝐻0 : 模型正確. Ch. engchi. i n U. v. (3.7). 𝐻1 : 模型不正確. 式(3.7)中，𝑙𝑢 和𝑙𝑟 分別為「未受限」與「受限」的對數概似函數。當虛無假設 𝑘(k−1). 為真時，LR將收斂至χ2 (R)，R為多過. 2. 的認定條件數目（the number of extra. restrictions）。當LR的值大於給定信心水準下所對應之卡方分配臨界值時，則拒絕 虛無假設，表示在該信心水準下不接受模型為正確的假設。. 13.
(25) ADF 檢定 在利用時間序列資料進行分析時，資料必須不具有時間趨勢，若使用具有時 間趨勢的資料進行分析，可能會有迴歸係數小樣本向下偏誤（small-sample downward bias） 、t-統計量極限分配不為常態分配以及虛假迴歸（spurious regression） 等問題，故在進行分析前需先對資料進行單根檢定，檢驗該資料是否具有時間趨 勢。本文選用 ADF 檢定（Augmented Dickey-Fuller Test）作為資料檢驗之判定工具。 ADF 檢定共分為三種類型，可分別表示如下： 𝑝. 立. 政 治 大. ‧ 國. (3.8). 學. （一）Δy𝑡 = 𝛿y𝑡−1 + ∑𝑖=1 γ𝑖 Δy𝑡−𝑖 + u𝑡 𝑝. ‧. （二）Δy𝑡 = 𝛽0 + 𝛿y𝑡−1 + ∑𝑖=1 γ𝑖 Δy𝑡−𝑖 + u𝑡 𝑝. y er. n. al. (3.10). sit. 𝐻1 : 𝛿 < 0. io. 𝐻0 : 𝛿 = 0. Nat. （三）Δy𝑡 = 𝛽0 + 𝛼𝛼 + 𝛿y𝑡−1 + ∑𝑖=1 γ𝑖 Δy𝑡−𝑖 + u𝑡. (3.9). i n U. v. 第一類是模型不包含截距項與時間趨勢，第二類則將截距項納入模型中，第. Ch. engchi. 三類則是截距項與時間趨勢都包含在內，不論哪一類模型虛無假設，皆為資料具 𝑝. 有隨機趨勢，即該資料具有單根。而∑𝑖=1 γ𝑖 Δy𝑡−𝑖 為檢定統計量中的增廣項. （augmented part），其期數的選擇可利用 AIC 準則（Akaike Information Criterion） 或 BIC 準則（bayesian information criterion）進行判定。但由於 ADF 檢定之檢定統 計量並不服從 T 分配，其極限分配亦不是常態分配，故其臨界值需查 ADF 特定的 表。. VAR 模型落後期數選取 14.
(26) 不論是在 ADF 檢定或是 VAR 模型落後期數的選取中，我們都可以利用 AIC 準則以及 BIC 準則協助我們進行判斷。 （一）AIC 準則. AIC(p) = ln �. ∑𝑡 𝜀�𝑡2 𝑇. 2. � + (𝑝 + 1) 𝑇. (3.11). 𝑝 𝜀̂𝑡 = 𝑦𝑡 − 𝑦�𝑡 = 𝑦𝑡 − 𝛽̂0 − ∑𝑖=1 𝛽̂𝑖 𝑦𝑡−𝑖. （二）BIC 準則 ∑𝑡 𝜀�𝑡2. 立. � + (𝑝 + 1). ‧ 國. 𝑇. 政 治 大. lnT. (3.13). 𝑇. 學. BIC(p) = ln �. (3.12). (3.14). ‧. 𝑝 𝜀̂𝑡 = 𝑦𝑡 − 𝑦�𝑡 = 𝑦𝑡 − 𝛽̂0 − ∑𝑖=1 𝛽̂𝑖 𝑦𝑡−𝑖. sit. y. Nat. 其中，∑𝑡 𝜀̂𝑡2 為殘差平方和，𝑇為樣本數，𝑝為最適落後期數。. er. io. 比較式(3.11)和式(3.13)，可發現 AIC 準則和 BIC 準則皆由兩個部分所組成，. al. v i n Ch 小時，模型的殘差越少，代表模型的解釋能力越佳。第二部分則是落後期數的懲 engchi U n. 第一部分兩個準則都相同，都是由殘差平方和所組成，所以當 AIC 與 BIC 的值越. 罰項，因為若只單看殘差平方和來選擇模型，則變數越多的模型殘差平方和勢必 越小，如此一來將會選擇過於龐大的模型，加入懲罰項則能使模型在增加新變數 時，一方面使殘差平方和下降，另一方面則會讓懲罰項的值上升，藉此避免選擇 過多的解釋變數。 而 AIC 準則和 BIC 準則不同的地方在於懲罰項的不同，當T > 8 時，lnT > 2，. 表示當樣本數較大時，BIC 準則的懲罰項較重，故當樣本數T > 8時，BIC 準則將. 傾向選擇解釋變數較少的模型。. 15.
(27) 第二節 實證模型. 實證資料說明 本文主要探討我國出口量與貿易條件的變動，選用 1998 年 1 月至 2012 年 12 月間，共 180 筆月資料進行分析。如先前所述，名目匯率與貿易條件間具有高度 相關，國內生產成本變動會影響我國商品出口價格，進一步影響我國出口量，又 我國之貿易依存度相當高，外國產出與外國生產成本也會影響我國出口量與貿易. 政 治 大 口量（X） 、外國產出（IPI）以及外國生產成本（PPI）六個變數都納入模型中。本 立. 條件，故本文將名目匯率指數（e）、國內生產成本（WPI）、貿易條件（ToT）、出. ‧ 國. 學. 文將各變數之基期調整至以 2010 年 6 月為基準，其中名目匯率指數是利用我國與 我國主要貿易對象間的直接匯率為基礎作加權計算 12，而外國產出與外國生產成. ‧. 本則是以外國工業生產指數與外國生產者物價指數代表，並分為美國資料、歐元. y. sit. io. n. al. er. 表 3.1。. Nat. 區資料以及我國主要貿易對象加權資料 13三類，並將各個變數的資料來源彙整於. i n U. v. 本文利用我國與我國主要貿易對象之直接匯率加權計算出的名目匯率指數代. Ch. engchi. 表我國匯率，並以其衡量我國貨幣之價值，當匯率上升時代表我國貨幣貶值，匯 率下降則代表我國貨幣升值。在國內生產成本方面，本文選用行政院主計總處所 編制的躉售物價指數（Wholesale Price Index，WPI）做為衡量我國國內生產成本的. 12. 我國主要貿易對象為中國、歐盟、日本、美國、韓國、新加坡以及馬來西亞，加權的權數是利. 用國際清算銀行（Bank for International Settlements，簡稱 BIS）編制名目有效匯率指數之比重為基 礎，並將七個國家的權重總和線性調整至 100，依照調整後的權重進行加權計算，各國匯率在加權 計算前也調整至以 2010 年 6 月為基期。 13 國外產出與國外生產成本的計算方式與名目匯率指數相仿，皆利用相同比例對我國主要貿易對 象的資料進行加權計算。 16.
(28) 依據。 表 3.1：資料來源 變數. 代號. 資料名稱. 資料來源. 匯率 國內生產成本 貿易條件 出口量 外國產出 外國生產成本. e WPI ToT X IPI PPI. 名目匯率指數 躉售物價指數 貿易條件 出口數量指數 外國工業生產指數 外國生產者物價指數. 中央銀行. 註：. TEJ TEJ TEJ Datastream Datastream. 政 治 大. 1.. 資料期間為 1998 年 1 月至 2012 年 12 月。. 2.. 名目匯率指數之呈現方式為直接匯率。. 3.. 貿易條件為出口物價指數除以進口物價指數，兩者皆可由 TEJ 台灣經濟新報資料庫取得。. 立. ‧ 國. 學. 貿易條件是將以新台幣計價之我國的出口物價指數除以以新台幣計價之我國. ‧. 進口物價指數，兩者皆由行政院主計總處編制，且皆可從TEJ台灣經濟新報資料庫. sit. y. Nat. 中取得。出口量則是以財政部所編制的出口數量指數來衡量出口量，因出口量容. io. al. er. 易受到季節性因素所影響，故本文先將出口量進行季節性調整後才進行相關的實 證分析。外國變數方面，本文選用外國的工業生產指數（Industrial Production Index，. n. v i n IPI）作為衡量外國產出的指標C ，另外選用外國生產者物價指數（Producer Price hengchi U 14. Index, PPI）來代表外國的生產成本。其中美國和歐元區的數據是以其本身的工業 生產指數和生產者物價指數分別代表其產出與生產成本，而我國主要貿易對象加 權資料的部分是利用台灣主要貿易對象之工業生產指數和生產者物價指數作加權 計算，並以加權後的工業生產指數和生產者物價指數代表產出與生產成本。為求 一致性，本文在進行名目匯率指數、外國產出以及外國生產成本的加權計算時所. 14. 由於產出也容易受到季節性因素所影響，故外國產出也有進行季節性調整。 17.
(29) 採用之加權權重都是相同的。 本文將各變數之基本敘述統計與時間趨勢圖列於附錄 A 中。表 A.1 和表 A.2 分別為我國國內變數與外國變數之敘述統計；圖 A.1、圖 A.2 以及 A.3 分別為我國 國內變數、外國產出以及外國生產成本之時間趨勢圖。. 實證模型設定 本文將式（3.2）的SVAR模型改寫為式（3.15） 15的形式： A0 y𝑡 = A1 y𝑡−1 + A2 y𝑡−2. 治 政 +⋯+A y +𝜀 大 立 𝑝 𝑡−𝑝. (3.15). 𝑡. n. al. 0 𝑎26 ⎤ ⎥ 𝑎36 ⎥ 𝑎46 ⎥ 𝑎56 ⎥ 1 ⎦. Ch. y. (3.16). sit. 0 𝑎25 𝑎35 𝑎45 1 0. er. ‧ 國. 0 𝑎24 0 1 0 0. ‧. 𝑎13 0 1 𝑎43 0 0. io. 0 1 𝑎32 𝑎42 0 0. Nat. 1 ⎡𝑎 ⎢ 21 0 𝐴0 = ⎢ 𝑎 ⎢ 41 ⎢ 0 ⎣ 0. 學. 其中A0 為本文對 VAR 模型所設定之短期認定條件：. i n U. v. 本文為方便說明，故將 SVAR 模型之短期限制改寫為式(3.17)至式(3.22)的形. 式：. engchi. 𝑒𝑡 = −𝑎13 𝑇𝑇𝑇𝑡 + 𝜀𝑡𝑇𝑇𝑇. (3.17). (3.17)式為模型短期限制條件𝐴0 中的第一式，表示匯率受到貿易條件所影響。. 此一設定主要參考朱美智、黃麗倫、吳黃蘋（2011）中所提到，各國實證結果大. 15. 其中A0 = (I − D0 )，A𝑗 = D𝑗 ，j = 1,2, ⋯ , p，p 為 VAR 模型之落後期數，Bz𝑡 = ε𝑡 為結構性誤差。. 改寫後可幫助我們更清楚瞭解 VAR 模型的短期設定。 18.
(30) 多顯示匯率受貿易條件影響，而非匯率影響貿易條件 16，且貿易條件將正向影響 匯率 17。除了貿易條件外，本文設定其他變數在短期下並不直接影響匯率。 𝑊𝑊𝑊𝑡 = −𝑎21 𝑒𝑡 − 𝑎24 𝑋𝑡 − 𝑎25 𝐼𝐼𝐼𝑡 − 𝑎26 𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝑊𝑊𝑊. (3.18). (3.18)式為模型短期限制條件𝐴0 中的第二式，本文設定國內生產成本受匯率、. 出口量、外國產出以及外國生產成本的影響。由於我國屬於海島型國家，國土狹. 小，天然資源較為缺乏，許多生產過程中所需要用到的原物料均需仰賴國外進口， 又我國在生產過產中掌握的關鍵技術有限，往往須自國外進口關鍵零組件以利生. 政 治 大. 產 18，而匯率與外國生產成本變動都將影響以新台幣計價的原物料與零組件價格，. 立. 故匯率和外國生產成本都會影響我國國內的生產成本。除此之外，本文設定出口. ‧ 國. 學. 量與外國產出也會影響國內生產成本，當出口數量改變時，可能會改變廠商規模 報酬的狀態，進而影響廠商生產成本 19；同樣地，外國產出會影響外國民眾對我. ‧. 國出口商品的需求，並影響我國出口量，進而造成我國國內生產成本變動，故本. er. io. sit. y. Nat. al. n. v i n （1990） 、Amano & Van Norden（1995） & Sahay（2004）、Coudert, Couharde & C 、Cashin, h e n gCespedes i h c U Mignon（2008） 、Rosenberg（2003）以及 Bergen（2010）的實證結果皆支持匯率受貿易條件所影 16. 朱美智、黃麗倫、吳黃蘋（2011）整理出 Blundell-Wignall & Gregory（1990） 、Gruen & Wilkinson. 響。 17. 朱美智、黃麗倫、吳黃蘋（2011）中匯率之計算方式為間接匯率（Indirect Rate），與本文所使用. 之直接匯率不同，故朱美智、黃麗倫、吳黃蘋（2011）中指出匯率與貿易條件為正向關係，在本文 中即為匯率與貿易條件呈反向關係。 18. 附錄 D 中的表 D.1 為我國在 1998 年至 2012 年間進口商品的排名，由表 D.1 可發現原物料與零. 組件在我國進口中占相當大的比例。原物料如：「礦物燃料、礦油及其蒸餾產品；含瀝青物質；礦 蠟」 、「鋼鐵」等；零組件如：「電機與設備及其零件；錄音機及聲音重放機；電視影像、聲音記錄 機及重放機；以及上述各物之零件及附件」 、 「核子反應器、鍋爐、機器及機械用具；及其零件」等。 19. 當廠商的生產狀況屬於規模報酬遞增時，其平均成本將隨產量增加而下降；若廠商的生產狀況. 屬於固定規模報酬時，其平均成本將不受產量所影響；若廠商的生產狀況屬於規模報酬遞減時，其 平均成本隨產量增加而下降。 19.
(31) 文設定出口量和外國產出也會影響國內生產成本。 𝑇𝑇𝑇𝑡 = −𝑎32 𝑊𝑊𝑊𝑡 − 𝑎35 𝐼𝐼𝐼𝑡 − 𝑎36 𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝑇𝑇𝑇. (3.19). 式(3.19)中設定貿易條件為國內生產成本、外國產出以及外國生產成本的函數。 由於貿易條件是以新台幣計價的出口物價指數除以以新台幣計價的進口物價指數， 出口物價指數會受到我國國內生產成本的影響，而進口物價指數代表我國進口品 的價格，即外國商品的價格，當外國產出和外國生產成本變動都會造成外國商品 價格的改變，故本文設定國內生產成本、外國產出以及外國生產成本都影響貿易. 政 治 大. 條件。又朱美智、黃麗倫、吳黃蘋（2011）指出，各國實證結果大多顯示匯率受. 立. 貿易條件影響，而非匯率影響貿易條件，故本文設定匯率在短期並不影響貿易條. Nat. 𝑋𝑡 = −𝑎41 𝑒𝑡 − 𝑎42 𝑊𝑊𝑊𝑡 − 𝑎43 𝑇𝑇𝑇𝑡 − 𝑎45 𝐼𝐼𝐼𝑡 − 𝑎46 𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝑋. ‧. ‧ 國. 學. 件。. (3.20). sit. y. (3.20)式為模型短期限制條件𝐴0 中的第四式，式(3.20)表示我國出口量為匯率、. n. al. er. io. 國內生產成本、貿易條件、外國產出以及外國生產成本的函數。可能影響我國出. i n U. v. 口量的原因有我國商品和外國商品的相對價格與外國對我國出口品之需求，匯率. Ch. engchi. 與國內生產成本的變動都會造成以外幣計價的我國商品出口價格變動，外國生產 成本則是影響外國商品價格，貿易條件也同時包含了我國進出口價格的資訊，因 此匯率、國內生產成本、外國生產成本以及貿易條件的變動都會影響我國商品和 外國商品的相對價格，並使我國出口量改變。又外國產出的變動也會改變外國對 我國出口商品的需求，進一步影響我國出口量 20，故本文設定匯率、國內生產成. 20. 外國產出變動對我國出口量的影響需視外國消費者對我國出口商品的偏好而定。若外國消費者. 認為我國出口商品為正常財（normal goods） ，則外國產出的增加將使我國出口量上升，反之若外國 消費者視我國出口商品為列等財（inferior goods），則外國產出的增加反而會使我國出口量下降。 20.
(32) 本、貿易條件、外國產出以及外國生產成本都會影響我國出口量。 𝐼𝐼𝐼𝑡 = −𝑎56 𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝐼𝐼𝐼. (3.21). 𝑃𝑃𝑃𝑡 = 𝜀𝑡𝑃𝑃𝑃. (3.22). (3.21)和(3.22)式為模型短期限制條件𝐴0 中的第五式和第六式，當中設定外國產. 出將受外國生產成本所影響，且外國生產成本在短期為一隨機過程。由於我國為 一小型開放經濟體，國內經濟活動不會對外國經濟變數造成影響，故在模型的短. 政 治 大 生產成本造成影響。在式(3.21)中本文假設外國產出會受外國生產成本所影響，而 立 期限制中設定匯率、國內生產成本、貿易條件以及出口量不會對外國產出與外國. 式(3.22)則假設外國生產成本在當期並不受到其他變數所影響。. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 21. i n U. v.
(33) 第四章. 實證結果. 一般在利用時間序列資料進行估計前，必須先對資料進行單根檢定，確認資 料是否為定態。若資料為定態，則可直接利用所選取變數之水準值進行估計，若 資料不為定態，則可對該資料進行共整合修正或是利用差分處理。但賴惠子、徐 維健、張萊華（2013）指出對資料進行差分處理可能會造成過度差分或遺失重要 的訊息。又Zaidi and Fisher（2010）也指出若當變數間不存在共整合關係，卻使用 向量誤差修正模型進行估計時，將發生誤判誤差（misspecification error）。由此可. 政 治 大 的問題，故本文選用變數之水準值對SVAR模型進行估計 立. 知若當資料不為定態時，利用差分或是共整合模型對資料進行修正可能存在上述 21. 。. ‧ 國. 學. 本文選用 SVAR 模型並使用變數之水準值進行估計，並依照 Toda and. ‧. Yamamoto（1995）之建議，選取模型最適落後期數為k + dmax 22，其中k為利用. y. sit. io. n. al 第一節 我國主要貿易對象加權資料實證結果 Ch. engchi. er. 合期數。. Nat. AIC、BIC 準則判定之模型最適落後期數，dmax 則是所有變數可能存在的最大共整. i n U. v. 首先本文利用我國主要貿易對象之工業生產指數按照不同國家各自權重計算 加權平均，藉以代表外國的實質產出，再利用我國主要貿易對象之生產者物價指. 21. 在過往文獻中，也有許多文獻利用水準值對 SVAR 模型進行估計，如：Elbourne（2008） 、. Heppke-Falk, Tenhofen and Wolff（2006） 、Berkelmans（2005） 、Zaidi and Fisher（2010） 、王泓仁（2005） 以及賴惠子、徐維健、張萊華（2013）等皆使用水準值對 SVAR 模型進行估計。 22. Toda and Yamamoto（1995）指出，即使變數間存在單根或共整合的情況，也可以透過選取適當. 落後期數的方式，使 VAR 模型近似原先模型之分配，進而得到對模型合理的估計，並避免事前檢 定誤差（pretest biases）的問題。 22.
(34) 數依照相同比例計算加權平均代表外國之生產成本 23，進而建構SVAR模型並分析 在不同資料中，不同變數變動對我國貿易條件與出口量之影響是否相同。在進行 估計之前，本文先利用ADF單根檢定的結果判定可能存在的最大共整合期數，再 利用AIC、BIC準則選取VAR模型的最適落後期數，最後依照 Toda and Yamamoto （1995）之建議與檢定的結果建構最適的VAR模型 24。 本文將所有變數的 ADF 檢定結果整理後列於表 4.1，可發現在未進行差分之 前，絕大部分的變數在 5%的顯著水準下，都無法拒絕虛無假設，代表這些變數可. 政 治 大 漫步的 ADF 模型與包含截距與趨勢項的隨機漫步 ADF 模型中，未顯著具有單根 立. 能存在非定態的特性。其中在 5%的顯著水準下只有貿易條件和出口量分別在隨機. 性質。而當所有變數取了一階差分後，在 5%的信心水準下，不論是在哪一種 ADF. ‧ 國. 學. 模型中，所有變數都未顯著具有單根性質，所以可以推論，可能存在的最大共整. ‧. 合期數為 1。VAR 最適落後期數選取的結果則列於表 4.2，可發現不論是依據 AIC. sit. y. Nat. 或是 BIC 準則，所建議之最適落後期數皆為 2。. n. al. er. io. 利用上述之檢定結果，本文依照 Toda and Yamamoto（1995）之建議，選擇模. i n U. v. 型之落後期數為 3 期，並將模型短期認定條件係數估計結果列於表 4.3。本文為方. Ch. engchi. 便說明，故將表 4.3 之模型短期認定條件估計結果改寫如下 25： 𝑒𝑡 = −0.0229𝑇𝑇𝑇𝑡 + 𝜀𝑡𝑇𝑇𝑇. (4.1). 𝑊𝑊𝑊𝑡 = 0.2882∗∗∗ 𝑒𝑡 + 0.0106𝑋𝑡 − 0.0722𝐼𝐼𝐼𝑡 + 0.2822∗∗∗ 𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝑊𝑊𝑊 23. (4.2). 文中提到我國主要貿易對象包含中國、美國、日本、南韓、新加坡、歐元區以及馬來西亞，而. 加權比例計算方式和前文所述相同。 24. 本文進行統計估計與檢定時所使用的統計軟體為 WinRATS 7.0。. 25. 在式(4.1)至式(4.18)中，***表示該係數在 1%的信心水準下具顯著解釋能力，**表示該係數在 5%. 的信心水準下具顯著解釋能力，*表示該係數在 10%的信心水準下具顯著解釋能力。. 23.
(35) 𝑇𝑇𝑇𝑡 = 0.0081𝑊𝑊𝑊𝑡 − 0.0339𝐼𝐼𝐼𝑡 − 0.6229∗∗∗ 𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝑇𝑇𝑇. (4.3). 𝐼𝐼𝐼𝑡 = 0.1405𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝐼𝐼𝐼. (4.5). 𝑋𝑡 = −0.8683𝑒𝑡 + 0.3681𝑊𝑊𝑊𝑡 + 0.1520𝑇𝑇𝑇𝑡 + 0.2488𝐼𝐼𝐼𝑡 − 0.2917𝑃𝑃𝑃𝑡 + 𝜀𝑡𝑋 (4.4). 𝑃𝑃𝑃𝑡 = 𝜀𝑡𝑃𝑃𝑃. (4.6). 由式(4.1)至(4.6)可發現，大多係數都不具顯著解釋能力，主要原因是在結構式 向量自我迴歸模型中具有眾多的解釋變數，將稀釋掉單一變數的解釋能力，所以. 政 治 大. 個別係數較不顯著。但其中仍有部分係數在短期下具有解釋能力，在信心水準為. 立. ‧ 國. 學. 1%時，具有解釋能力的係數有式(4.2)中的𝑎21 、𝑎26 以及式(4.3)中的𝑎36 ，分別代表 著在短期匯率與外國生產成本的上升都將造成我國生產成本的增加；短期外國生 產成本的增加也會使我國貿易條件惡化。. ‧. sit. y. Nat. 在式(4.2)中顯示，短期匯率與外國生產成本的上升將使我國生產成本顯著增加。. io. er. 可能的原因為我國缺乏自然資源，又欠缺關鍵生產技術，生產過程中往往須由國 外進口原物料及零組件以利生產，故當匯率與外國生產成本上升時，以新台幣計. al. n. v i n Ch 價的外國商品價格將提升，並造成我國生產成本的增加。 engchi U. 式(4.3)則顯示短期外國生產成本的增加會使我國貿易條件顯著惡化。可能的原 因為當外國生產成本上升時，將造成外國商品價格提高，我國進口價格上升，雖 然進口價格上升將使我國生產成本提高，但在短期我國出口價格尚未反映生產成 本變動，故在短期外國生產成本的上升將造成貿易條件惡化。 除了短期認定條件的係數估計結果外，表 4.3 也提供了過度認定檢定的結果， 其檢定統計量為 1.6589，p-value 為 0.1977，故可推論在信心水準為 5%時，本文所 設定之認定條件並不顯著具有過度認定的問題。. 24.
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