台灣央行官員口頭干預對匯率之影響 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學金融學系碩士論文. 指導老師：張興華博士. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 台灣央行官員口頭干預對匯率之影響. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v. 研究生：馮安安. 中華民國一百年七月.

(2) 謝辭. 這篇論文能夠順利完成，最要感謝指導我的張興華老師。在碩士班二年級上學期因為出國交換的關係，論文進度有些延宕，但老師對我的情況非常包容，並且在我回到台灣後盡心協助，每一次的討論中都給我許多建議與方向，協助解決在研究過程中遇到的困難，非常感謝老師。. 除了張興華老師，對於口詴委員也要表達我的感激之意。張元晨老師. 政治大. 與江永裕老師在口詴當天親切的態度，消弭了我的緊張，讓我能表現得更. 立. 好。老師們同時認真的指正我在論文上的缺失，並且給予鼓勵與建議，讓. ‧. ‧ 國. 學. 我獲益良多。. 另外，非常感謝父母親的栽培，自小開始便提供許多資源讓我學習與. y. Nat. sit. 成長，同時對於我的重大決定都十分支持，讓我能在短短兩年的研究所期. n. al. er. io. 間至歐洲交換一個學期，獲得永生難忘的經驗與回憶。. Ch. en. hi. i Un. v. gc 在政大的六年時光，同儕們是我最好的夥伴，無論在大學或是研究所，朋友們的互相照顧與陪伴，是我非常重要的心靈支柱。特別是研究所期間的朋友們，面臨即將踏入社會的新人生階段，彼此之間不吝嗇的提供各項徵才訊息，讓我順利的找到理想工作。. 在即將進入社會，展開新人生旅程的現在，非常慶幸有這麼多的貴人們使我的人生增添色彩，沒有你們，就沒有今天的我。. 馮安安於民國一百年七月. 謹誌於政大.

(3) 摘要. 本研究藉由分析台灣央行總裁彭淮南先生任職期間，央行主要官員 (總裁、副總裁、外匯局長)的口頭干預新聞，探討台灣央行官員口頭干預的成效。資料期間自 1998 年 2 月 26 日彭淮南先生就任開始，至 2011 年 3 月 31 日止，共 3346 個外匯交易日。首先針對新聞中官員發表談話的內容，分成阻升、阻貶、關注升值趨勢、關注貶值趨勢四大類，在模型中設定虛. 治政擬變數，以最小帄方法進行分析。大立 ‧ 國. 學. 初步新聞資料統計顯示，央行官員發表阻貶談話多於阻升，但關注升. er. io. sit. y. Nat. 關注性談話，但在貶值趨勢時發言阻貶。. ‧. 值趨勢有高過關注貶值趨勢的現象。因此央行可能在匯率趨勢升值時採取. 央行官員的口頭干預時機為「逆勢干預」，即升值時阻升，貶值時阻. al. n. iv n C 貶。經實證發現，口頭干預雖難達到反轉新台幣趨勢之功效，但能縮窄變 hengchi U 動幅度，使新台幣匯率更趨穩定。.

(4) 目錄. 第一章研究動機與目的 ........................................................................ 1 第二章文獻探討 ................................................................................... 2 第一節國外文獻 ................................................................................................. 2 第二節國內文獻 ................................................................................................. 6. 第三章資料蒐集與處理方法 ................................................................ 9. 政治大. 第一節新台幣匯率資料蒐集與處理................................................................... 9. 立. 第二節新聞資料蒐集與處理 ............................................................................ 11. ‧ 國. 學. 第四章實證結果 ................................................................................. 19. ‧. 第一節對新台幣匯率變動率的影響................................................................. 20. sit. y. Nat. 第二節對新台幣匯率變動幅度的影響 ............................................................. 33. n. al. er. io. 第五章結論與建議 ............................................................................. 35. iv. 參考文獻 ............................................................................................... 37 n C. hengchi U.

(5) 圖表目錄. 圖 3.1：新台幣匯率走勢 ........................................................................................ 9 圖 3.2：匯率談話分佈.......................................................................................... 14. 表 3.1：新台幣匯率敘述統計 .............................................................................. 10 表 3.2：央行官員任期.......................................................................................... 11. 政治大. 表 3.3：分類關鍵字 ............................................................................................. 11. 立. 表 3.4：新聞分類案例.......................................................................................... 12. ‧ 國. 學. 表 3.5：干預新聞統計.......................................................................................... 13. ‧. 表 3.6：干預新聞數依年份統計 .......................................................................... 13 表 3.7：各官員談話統計 ...................................................................................... 16. y. Nat. er. io. sit. 表 3.8：干預時匯率資料統計 .............................................................................. 18 表 4.1：單根檢定結果.......................................................................................... 19. n. al. Ch. i Un. v. 表 4.2：MODEL 1 回歸結果.................................................................................. 23. engchi. 表 4.3：MODEL 2 回歸結果.................................................................................. 25 表 4.4：MODEL 3 回歸結果.................................................................................. 28 表 4.5：MODEL 4 回歸結果.................................................................................. 32 表 4.6：變動率幅度回歸結果 .............................................................................. 34.

(6) 第一章研究動機與目的台灣自民國 78 年(1989 年)實施匯率自由化後，匯率即受外匯市場資金流動影響。依據中華民國 96 年央行業務報告1：. 新台幣匯率制度為管理浮動制度，管理浮動匯率制度係指匯率原則上由外匯市場供需決定，惟匯市若因不正常因素干擾（如熱錢大量進出）致匯率過度波動(overshooting)，而未能反映基本經濟情勢時，本行將進場調節，以維持外匯市場秩序。. 立. 政治大. 匯率在短期間經常受到季節性因素、不規則因素（如熱錢、預期心理）. ‧ 國. 學. 之影響而過度波動，往往會偏離反映基本經濟情勢應有之價位。因此，本行必頇適時進場適度調節，以維持有秩序的外匯市場，此為各國中央銀行. ‧. 之職。. sit. y. Nat. er. io. 由於台灣為依賴出口的小型經濟體，由郭佩婷(2008)研究結果證明，. n. a. v. l C 美元兌新台幣的匯率波動對於台灣出口至美國的波動有正向影響，匯率波 ni. hengchi U. 動會影響出口額，因此央行在過去十年間曾多次干預台幣匯價，希望能使匯率穩定。. 除了實際干預，央行官員也會藉由發表談話進行口頭干預。彭淮南 1998 上任至今，是央行總裁中任期最久的一位，並得到國際 7A 級總裁的殊榮，其發表之談話應有一定的影響力。本研究藉由分析央行自 1998 年彭淮南總裁上任之後公開發表之談話，併同同期間央行其他官員談話，探討官員對匯率的影響力。 1. http://www.cbc.gov.tw/public/Attachment/83313483071.pdf. 1.

(7) 第二章. 文獻探討. 第一節國外文獻. Guthrie and Wright (2000) 分析紐西蘭央行(Reserve Bank of New Zealand, RBNZ)自 1989 年 1 月 1 日至 1997 年 9 月 30 日的資料，採用隔夜現金利率(R1D)、三個月期銀行票劵利率(R3M)、紐西蘭前五大貿易夥伴設定出的貿易加權指數(TW1)，建構貨幣情事指數 MCI=R3M+50ln(TW1)。. 政治大. 口頭干預部分，作者搜尋路透社中包含「Reserve Bank」、「Monetary」或. 立. 「Brash2」的文章，篩選後設定虛擬變數：. ‧ 國. 學. — TIGHTEN = 1，表 RBNZ 發言內容傾向採取緊縮貨幣政策； TIGHTEN = -1，表發言傾向寬鬆貨幣政策。. Nat. y. ‧. — SIGNAL = 1，表發言內容伴隨 RBNZ 正式訊息。. io. sit. — SURPRISE = 1，表發言內容非預期，和正式訊息違背。. n. al. er. SURPRISE = -1，若訊息事先已知；知道訊息的那天則以 SURPRISE=0 表示。. Ch. engchi. i Un. v. 研究結果顯示，當 RBNZ 發表緊縮性談話時，利率上升、紐幣升值。作者認為利率上升是反映了緊縮性談話而非公開市場操作，因為發言內容表示紐西蘭央行希望有更高的實質利率水準。. Fatum and Hutchison (2002) 蒐集 1999 年 1 月 1 日到 2002 年 2 月 8 日期間，華爾街郵報關於歐洲央行干預的新聞，研究市場傳言與官方聲明對 2. Donald Brash 是資料期間任職於紐西蘭央行的官員，發表過多次聲明 2.

(8) 歐元匯率的影響，研究方式分成時間序列與事件研究。在時間序列方面，作者將干預新聞資料分成四類： A：市場傳言或推測 ECB 干預支持歐元 B：官方聲明支持歐元 C：官方聲明不支持歐元 D：確定歐洲央行有進行干預. 作者的樣本中，分類 A 有 36 筆、分類 B 有 16 筆、分類 C 有 26 筆、分類 D 有 4 筆。利用下列回歸模型進行檢定： △lnSt =. 政治大 + γ(L)X + εt 立. α + β(L)△lnSt-1. t. ‧. ‧ 國. A-D 向量。. 學. 其中，△lnS 是 USD/EUR 取自然對數，X 則代表當期及落後期新聞分類. sit. y. Nat. 回歸結果顯示官方否認 ECB 干預的發言(分類 C)，會使歐元走貶，且. er. io. 影響至少一個星期。而市場謠言和投機性干預支持歐元(分類 A)會使歐元. n. al 升值，但不持續。相反的，市場會忽略官方支持歐元的發言(分類 B)。而 iv Un. C. hengchi 分類 D 因為個數較少(四筆)，改採事件研究法進行分析。作者用三項標準定義一個成功的事件：一、匯率變動率的方向是否和央行干預方向相同；二、干預是否使匯率變動更帄滑；三、事件屬於「逆勢干預」。. 此篇文章主要的結論有兩個：第一，由時間序列分析發現，無論是歐洲央行發表官方聲明否認干預歐元或質疑干預有效性，皆會使歐元貶值，且至少持續一星期，但市場會忽略官方支持歐元的言論，反而是機構報告和市場謠傳支持歐元和歐元的短期升值有關。第二個結論是事件研究，四筆確定的歐洲央行干預行為中，第一筆(2000 年 9 月 22 日)和第二筆(2000. 3.

(9) 年 11 月)顯示在較短期之下干預是成功的，但在較長的期間下出現不一致的情形。總體來說，ECB 的干預短期有效，但長期之下只有負向發言(否認干預或質疑干預有效性)會使歐元持續貶值。. Jasen and de Haan (2003) 自 Bloomberg 新聞資料庫，以「ECB」或官員姓名為關鍵字搜尋 1999 年 1 月 4 日到 2002 年 5 月 17 日的新聞標題，蒐集歐洲央行發表的聲明。依照發言內容分成兩大項：貨幣政策相關的發言以及歐元相關的發言，並分成「看好(Up)」、「中立(Neutral)」、「看壞(Down)」. 治政三種方向。作者利用 EGARCH 模型進行實證研究，除了以歐洲央行聲明大立設定的虛擬變數之外，模型中同時放入匯率帄均值與變動率的方程式。 ‧ 國. 學 ‧. 實證後發現，歐洲央行的口頭干預對歐元匯價影響有限，及官方聲明. y. Nat. 支持歐元並沒有使歐元升值，且干預效果不持續，發表聲明後二天的效果. er. io. sit. 幾乎不存在。但從波動度來看，則出現以下結論：第一，將 ECB 官員視為一個群體所進行的口頭干預，會使歐元匯率波動度上升；第二，官方聲明. al. n. iv n C 設定的虛擬變數，影響變動率方程式較帄均數方程式來的明顯；第三，經 hengchi U 過 ECB 口頭干預後波動度可達兩倍。作者認為歐洲央行官員應該對發言更. 加謹慎，因為發言會使歐元匯率不確定性上升。同時，歐洲央行應考慮將發言中央化，控制因口頭干預造成的影響。. Fratzscher (2006) 研究 G3 國家(美國、德國及日本)央行口頭干預對該國匯率的影響。美國及歐元區國家在 1990 年代中期之後，幾乎全採用口頭干預而非實質干預去影響匯價，日本則同時使用實質干預及口頭干預。. 4.

(10) 口頭干預方面，作者自路透社擷取 G3 國家自 1990 年自 2003 年的新聞資料，並將內容分成三類：. +1 if “strengthening” oral statement; IOt =. 0. if “ambiguous” oral statement;. -1. if “weakening” oral statement;. 初步資料分析顯示，美國在 1994 年以前對美元走勢的看法較不明朗，但隨後開始採取強勢美元政策。相似的情形在德國也有出現，但日本央行. 治政基本上採取弱勢日圓的政策，只有少數某些年度例外。大立 ‧ 國. 學. 實際干預方面，作者採用 EGARCH 模型分析，變數即期匯率以及參. ‧. 考選擇權和其他資產價格製成的遠期匯率指數。實證後發現，如果德國央. io. er. 做法，僅能影響日圓匯率改變 0.087%。. sit. y. Nat. 行以十億美元進行干預，可影響匯率改變 1.1%；如果日本央行採取同樣的. al. n. iv n C 綜合口頭干預及實際干預的實證研究後發現，三個國家的口頭干預政 hengchi U. 策對於匯率有顯著的影響，但效果持續不超過兩天。此外，口頭干預可以降低隱含波動度，但實質干預則會提高波動度。顯示口頭干預可降低市場的不確定性，實質干預卻使不確定性提高。. 5.

(11) 第二節國內文獻. 鄭秀芬(1982)探討管理浮動匯率制度下，央行干預外匯之法則。資料期間為 1982 年 9 月 1 日至 1983 年 4 月 30 日共 193 個外匯交易日，經實證後發現我國央行干預是採取「leaning against the wind」的策略，目的是為了穩定匯率波動率，且干預行為有延續到隔日的現象，同時一週的累積買賣超會影響干預的時點。. 政治大印尼及菲律賓)央行干預外匯市場的行為與效果，得出幾點結論：在大多數立. 汪子騫(1995)研究亞太七國(台灣、新加坡、南韓、馬來西亞、泰國、. ‧ 國. 學. 期間內，央行採取反向干預的措施，且央行多半不會依照匯率偏離目標匯率的幅度當做干預的依據。另外，台灣及新加坡央行干預行為有分期遞延. ‧. 的特性，但亞太七國央行干預幾乎都無法達到央行期望的效果。. sit. y. Nat. er. io. 黃功一(1998)利用總體經濟參數，建立「中央銀行外匯市場干預行為」. n. al 與「外匯市場波動影響因素」聯立方程式，探討兩者交互關係。實證結果 iv Un. C. hengchi 發現台幣匯率變動率、國際收支、國外資產變動率、與國內外貨幣供給額差距皆對「央行匯市場干預數額」有顯著影響，且國外資產變動率影響力大於台幣匯率變動率，顯示我國央行的確採取浮動匯率機制。但聯立結果同時顯示，央行外匯市場干預數額與台幣匯率波動率僅存在單向關係。另外，影響中央銀行干預時機的參考指標中，顯著的項目為「國際資產變動率」以及「國內外貨幣供給水準差距」兩項。. 簡淑敏(2006)將台灣總體經濟指標及中央銀行買賣匯干預、美國聯準會公佈調息、兩國利差、日圓、韓圜、歐元匯率等變數帶入 Garch 模型，. 6.

(12) 分析上述變數對新台幣匯率的影響。實證結果發現央行干預降低了匯率波動性，而國際收支訊息公布正向影響新台幣匯率波動，準備貨幣資訊之公佈則負向影響新台幣匯率。同時，日圓及韓圜的匯率波動對新台幣匯率波動影響顯著，但歐元匯率影響新台幣匯率不顯著。. 郭佩婷(2007)應用 Barkoulas et al.(2002)理論架構，分析台灣 1989 年至 2007 年的月資料，探討匯率不確定性對台灣出口波動之影響。實證結果發現，美元、日圓兌新台幣的匯率波動對於台灣出口美、日兩國的數量並無明顯的影響。美元兌新台幣的匯率波動對於以美國為進口國的台灣出口波. 治政動則有正向的影響；日圓兌新台幣的匯率波動對於以日本為進口國的台灣大立出口波動卻沒有顯著影響。作者認為，造成美元匯率波動主要支配力量， ‧ 國. 學. 來自於貨幣政策制定者掌握之資訊優勢差異；造成日圓匯率波動的來源則. ‧. 無主要支配力量的存在。造成此種結果的原因在於貨幣政策制定者長久以. y. Nat. 來所建立的政策可信度所致，削減了造成美元匯率波動的另外二股力量。. er. io. sit. 因此，新台幣兌換美元匯率波動取決於貨幣政策制定者掌握經濟真實狀況的能力與其貨幣政策方向。. n. al. Ch. engchi. i Un. v. 張元晨(2004) 以 2001 年 05 月到 2003 年 08 月為樣本期間，分析台北與元太外匯經紀公司的成交量、買賣價差等資訊，發現存在顯著差異：台北外匯經紀公司的成交量大於元太，表流動性較高，但買賣價價差卻比元太大，交易成本較高，推測此現象可能和央行干預行為有關。作者蒐集聯合知識庫中央行干預的報導，並參考中央社的即時新聞以確認干預行為屬實，將干預新聞分為阻升及阻貶兩類。其中央行阻貶天數共 36 天，阻升天數為 104 天。實證後發現，央行有進行干預的期間，台北外匯經紀公司的成交量明顯擴大，顯示央行偏好在台北外匯外匯經紀公司進行干預。因. 7.

(13) 此，台北外匯經紀公司收盤時的風險較大，出現流動性高、價差卻也較高的情形。. 施乃禎(2010) 利用央行干預新聞，包含央行阻升及阻貶對新台幣匯率變動率、匯率變動率波動度、以及央行官員發言對新台幣匯率變動率的影響，以最小帄方法並利用 Newey-West HAC 調整進行迴歸分析。實證結果發現，市場傳言央行阻升以及官員阻升發言皆會使新台幣升值；而阻貶官員發言會使新台幣貶值。. 治政由以上文獻回顧可以發現，國外文獻已開始針對央行官員口頭干預作大立探討，但本國文獻仍著重在央行的實際干預行為。因此，本文將針對台灣 ‧ 國. 學. 央行官員口頭干預做分析，利用張元晨的資料蒐集方式，參照 Guthrie and. n. al. er. io. sit. y. Nat. 成效。. ‧. Wright 的論文將新聞分類並設定虛擬變數，探討台灣央行官員口頭干預的. Ch. engchi. 8. i Un. v.

(14) 第三章. 資料蒐集與處理方法. 本研究藉由蒐集新聞報導中含央行官員的談話，擷取其中有關干預台幣匯價之言論進行分析。以下將針對資料蒐集之方法以及初步統計結果做說明。. 第一節. 新台幣匯率資料蒐集與處理. 政治大. 由台北外匯經紀股份有限公司擷取彭淮南 1998 年 2 月 26 日上任以來，. 立. 至 2011 年 3 月 31 日止，新台幣匯率的日資料，總計 3346 個外匯交易日。. ‧ 國. 學. 走勢如圖 3.1 所示，資料期間內新台幣匯率在 29.1 元到 35.17 元之間波動，價位最高點出現在 2011 年，由於歐債危機未除，熱錢流入亞洲大幅推升. ‧. 新台幣。價位最低點則出現在 2009 年，金融風暴發生後引發全球經濟衰. y. Nat. n. al. er. io. 新台幣貶值不斷。. sit. 退，對出口導向的台灣經濟產生衝擊，同時對手國韓圜貶值壓力沉重，使. Ch. hi. en. i Un. v. gc 圖 3.1 新台幣匯率走勢新台幣匯率. 37.00. 35.00 33.00 31.00. 29.00 27.00. 資料來源：台北外匯經紀股份有限公司. 9. 新台幣匯率.

(15) 初步匯率統計如表 3.1 所示。總體而言升值天數略高於貶值天數，在金融風暴發生的 2008 年，新台幣的變動率為資料期間內的高峰。. 表 3.1 新台幣匯率敘述統計年度最小值最大值帄均數標準差升值天數貶值天數 1998. 31.99. 34.90. 33.49. 0.942. 123. 111. 1999. 31.4. 33.26. 32.27. 0.503. 181. 92. 2000. 30.30. 33.18. 31.25. 0.789. 130. 144. 2001. 32.27. 146. 101. 2002. 33.00. 136. 115. 2003. 33.71. 133. 118. 0.337. 31.92. 34.2. 33.41. 0.564. 30.79. 33.77. 32.19. 0.893. 108. 141. 31.34. 33.32. 32.54. 0.402. 112. 138. 33.40. 32.27. 32.84. 0.292. sit. 145. 31.54. 1.092. 30.01. 2009. 32.03. a l33.55 Ch. 2010. 32.53. 30.22. 31.63. 2011. 29.10. 30.21. Total. 29.10. 35.17. n. 35.17. y. 2008. io. 2007. 139. 104. er. ‧ 國. 34.41. Nat. 2006. 34.94. ‧. 2005. 33.83. 學. 2004. 0.941 治政 35.17 34.56 0.537大立 35.13. 113. v111 i n. 140. 130. 122. 0.591. 144. 109. 29.53. 0.236. 32. 27. 32.77. 1.312. 1729. 1616. i U e33.05 n g c h0.733. 資料來源：台北外匯經紀股份有限公司. 10.

(16) 第二節. 新聞資料蒐集與處理. 自聯合知識庫搜尋 1998 年 2 月 26 日至 2011 年 3 月 31 日(共 3346 個外匯市場交易日)經濟日報及聯合報的新聞，關鍵字使用期間內央行總裁、副總裁、外匯局局長的姓名進行搜尋，避免過度篩選。期間內之央行總裁為彭淮南，副總裁有許嘉棟、陳師孟、梁發進以及周阿定四任，外匯局長則為周阿定、段金生以及林孫源三任。央行官員任職期間如表 3.2 所示。. 治政央行官員任期大. 表 3.2. 立. 總裁. 2000/10/5 至 2002/2/1. 梁發進. 2002/2/15 至 2007/2/15 2007/2/15 至今. 段金生 2007/2/15 至 2009/1/5 林孫源 2009/1/5 至今. n. al. er. io. sit. 周阿定. y. ‧ 國. 陳師孟. 周阿定 1998/3/1 至 2007/2/15. ‧. 1998/2/26 至 2000/5/20. 外匯局長. 學. 1998/2/26 至今. 許嘉棟. Nat. 彭淮南. 副總裁. i Un. Ch. v. gchi 表 3.3e n分類關鍵字. 阻升. 1. 傳言說會升值，官員駁回. 阻貶. 1. 呼籲國人要有信心 2. 美元已高估. 關注. 1. 還在合理區間內 2. 相較他國貶值幅度仍小 3. 無異常交易/變化 4. 由供需決定 5. 因為不正常預期心理，必要時央行會出手調節 6. 單純解釋匯率變動原因. 11.

(17) 表 3.3 列出新聞中較常出現的關鍵字，依照談話內容分成「阻升」、「阻貶」、「關注升值趨勢」、「關注貶值趨勢」四大類。至於當時處於升值或貶值趨勢，則用發表談話日前央行干預的方向判定。表 3.4 舉例說明分類準則。. 表 3.4 阻升. 新聞分類案例. 人民幣匯改引發亞幣升值潮，新台幣首當其衝，加上兩岸經濟協議（ECFA）大勢底定，央行調升利率，對資金匯入台灣來說又多了一. 政治大幣匯率不會跟任何貨幣匯率連動」。立. 項利多，既可賺取匯差又可賺利差，彭淮南急忙滅火，強調「新台. 學. 央行總裁彭淮南昨天中午更是臨時召開記者會，進行信心喊話，. ‧ 國. 阻貶. 強調目前並無資金外流的跡象，且央行會「盡一切努力」穩定金. ‧. 融市場。. 中央銀行外匯局長周阿定表示，新台幣大幅升值主要是因為美元對. 值趨勢. 主要國家貨幣大幅貶值，加上外資大量流入，以致市場上出現美元. sit. y. Nat. 關注升. al. n. 在央行「動態穩定」範圍內。. Ch. er. io. 超額供給的情況。相較其他國家貨幣，新台幣仍算是比較穩定，還. i Un. v. 央行總裁彭淮南並針對近期匯率走勢指出，央行態度向來是讓新台. engchi. 幣匯率反映經濟基本面，如果央行判斷價格偏離市場或波動幅度過大，便會適時進場調節。關注貶. 中央銀行外匯局長周阿定昨（11）日指出，新台幣匯價下跌主要是. 值趨勢. 國際美元走勢轉強所致，特別是美股下跌造成的基金贖回壓力引發外資全面自亞洲匯出，韓國和日本都是如此，並非僅有台灣，「不用過於關切外資動向」。新台幣對美元昨(18)日出現重貶行情，中央銀行總裁彭淮南表示，央行的匯率政策將儘量「讓匯率有彈性」，否則讓匯率固定在一個水準，反而容易成為投機客攻擊的目標，央行只有在市場出現季節性、偶發性因素時，才會進場干預。. 資料來源：聯合知識庫. 12.

(18) 初步談話數目統計如表 3.5 所示，英文字母為下一章實證研究的變數代碼。可以看出，發言次數最高者為彭淮南總裁，次高者為外匯局長，因兩位官員職務和匯率最為相關。央行官員發表阻貶談話多於阻升，而關注升值趨勢大體而言有高過關注貶值趨勢的現象。推測央行官員傾向在匯率趨勢升值時採取關注性談話，但在貶值趨勢時發言阻貶。表 3.6 則是依照年份統計各類談話次數，1998 年為發言次數之冠，當時台灣正值亞洲金融風暴。. 表 3.5. 干預新聞統計. 政治大. 以人區分. 立. 以職位分. 其他. 總裁. 副總裁. 局長. 26. 12. 9. 26. 6. 15. 32. 35. 12. 32. 10. 37. 關注升值趨勢(C). 52. 27. 18. 52. 11. 34. 關注貶值趨勢(D). 52. 18. 8. 52. 7. 19. 阻升(A) 阻貶(B). Nat. er. io. sit. y. ‧. ‧ 國. 周阿定. 學. 彭淮南. n. 表a3.6. 干預新聞數依年份統計 iv l C n 2002 h2003 2004 2005U2006 2007 engchi 3 1 0 7 2 0. 1998. 1999. 2000. 2001. A. 0. 1. 3. 1. B. 26. 10. 15. 17. 4. 2. 0. 0. 0. C. 14. 12. 10. 10. 12. 2. 10. 4. D. 15. 5. 17. 4. 9. 5. 6. 總數. 55. 28. 45. 32. 28. 10. 16. 13. 2008. 2009. 2010. 2011. 6. 2. 14. 7. 2. 1. 2. 0. 0. 4. 3. 6. 3. 6. 1. 4. 6. 1. 2. 2. 2. 0. 15. 12. 6. 15. 9. 22. 8.

(19) 圖 3.2 將新台幣匯率走勢與四項干預次數合併。表 3.7 則分別依照發言人姓名、職位，統計出四項談話分類。. 圖 3.2. 匯率談話分佈. 60. 36.00 35.00. 50 34.00 40. 33.00. 30. 立. 20. 31.00. ‧ 國. A. 29.00. NTD. 27.00. n. er. io. sit. y. Nat. Ch. engchi. i Un. v. 1998 年央行官員發表匯率相關談話次數最多，當時正值亞洲金融風暴，同時有台灣加入 WTO 將導致台幣貶值、中共演習等傳聞使新台幣匯率產生波動，因而官員透過口頭干預阻貶新台幣以穩定民心。. 2000 年台灣面臨總統大選、中共軍事演習與外資進出等不確定因素，台幣面臨貶值壓力，2001 年 911 事件重創美國，美國阿富汗戰爭爆發，全球經濟不確定情勢升高，官員透過阻貶與關注性談話捍衛新台幣匯率。. 14. C. 30.00. 28.00. al. D B. ‧. 0. 政治大. 學. 10. 32.00.

(20) 2002 上半年美元走弱使新台幣匯率升值；後半年國際美元走強，加上陳前總統一邊一國論引發兩岸情勢緊繃，台幣貶值，使本年度升貶談話次數相當。. 2008 年熱錢流竄亞洲，台幣一路升值，央行官員積極發言阻升。隨後爆發金融風暴，全球經濟陷入衰退，連帶影響新台幣貶值，面臨全球情勢不佳的浪潮，央行官員口頭干預顯得較不積極。. 2010 年至 2011 年，歐債危機使熱錢湧入亞洲，台幣面臨炒匯危機，. 治政央行官員積極阻升，阻升談話大幅超過阻貶。大立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 15. i Un. v.

(21) 16. 林孫源. A B C D. A B C D. A B C D. 0 8 3 5. 0 5 3 1. 1 8 4 4. 0 0 1 0. 0 7 6 4. 2001. 1 10 3 0. er. i Un. 段金生. 周阿定. A B C D. 0 0 1 3 0 0 0 0. 0 1 3 0. 0 9 3 4. A B C D. 2 7 5 10. A B C D. 1 4 6 4. 0 9 8 6. A B C D. Ch. 梁發進. 陳師孟. 許嘉棟. 彭淮南. 2000. n. engchi. al. 1 1 6 5. 2002. sit y. 2 3 6 4. 0 0 0 0. 0 0 0 0. 0 0 8 5. 1 1 2 5. 0 1 0 0. 0 0 0 0 0 0 1 1. 0 0 1 0. ‧ 國. 2004. 2003. ‧. io. 1999 4 0 1 4. 2005. 2 0 3 0. 1 0 0 0. 立學. Nat. 1998. 0 0 0 0. 1 0 2 3. 2006. 政治大 1 0 2 3. 0 1 2 0. 0 0 0 0. 2 1 3 0. 2 0 0 0. 2 0 2 3. 0 1 1 1. 0 0 0 0. 2008. 2007. 1 0 0 0. 0 0 1 0. 1 2 2 2. 2009. 4 0 3 1. 0 0 1 0. 10 0 2 1. 2010. 1 0 1 0. 3 0 0 0. 3 0 0 0. 2011. 表 3.7 各官員談話統計. v.

(22) 17 0 8 3 5. A B C D. 0 0 1 3. 0 5 3 1. 0 1 3 0 1 8 4 4. er. i Un. 長. 0 9 3 4. A B C D. 2 7 5 10. 1 4 6 4. Ch. 外匯局. 0 9 8 6. A B C D. engchi. al. 副總裁. 總裁. n. 2000. y. 2 6 3 4. 1 10 3 0. sit. 0 0 0 0. 1 1 6 5. 0 1 0 0. 0 0 0 0. 1 1 2 5. 2003. 0 0 1 1. 0 0 1 0. 0 0 8 5. 2004. ‧ 國. 2002. 0 0 1 0. 0 7 6 4. 2001. 政治大 2 0 3 0. 1 0 0 0 1 0 2 3. 0 1 2 0. 0 0 0 0. 0 1 1 1. 1 0 2 3. 4 0 1 4 0 0 0 0. 2007. 2006. 2005. 立. ‧. io. 1999. 學. Nat. 1998. 2 1 3 0. 2 0 0 0. 2 0 3 2. 2008. 1 0 0 0. 0 0 1 0. 1 2 2 2. 2009. 4 0 3 1. 0 0 1 0. 10 0 2 1. 2010. 1 0 1 0. 3 0 0 0. 3 0 0 0. 2011. 表 3.7 各官員談話統計(續). v.

(23) 表 3.8 針對發表不同類型的談話時，匯率市場的概況做初步統計。結果顯示，央行官員在升值趨勢時發表阻升或關注談話後，當天匯率仍然走升；在貶值趨勢時發表阻貶或關注談話後，當天匯率仍走貶。顯示官員的口頭干預恐難得到反轉趨勢的功效。在匯率變動率幅度方面，升值時發表談話後，隔日的匯率變動率絕對值下降( 0.143% 降至 0.053% )，表升幅縮窄；貶值時發表談話後也有相同的情形( 0.146% 降至 0.065% )，表貶幅縮窄。推論央行官員的談話或許可使匯率變動率趨緩。因此，以下將利用實證研究，證明推論結果屬實。. 貶值趨勢時談話. ‧. -0.143%. y. 0.146%. 隔日變動率帄均. -0.053%. 0.065%. al 變動率幅度帄均值. 0.091%. 彭淮南. Ch. hi 當日變動率帄均 e n g c -0.117%. 0.132%. (總裁). 隔日變動率帄均. -0.067%. 0.069%. 變動率幅度帄均值. 0.05%. -0.062%. 當日變動率帄均. -0.149%. 0.178%. 隔日變動率帄均. -0.012%. 0.124%. 變動率幅度帄均值. 0.138%. -0.054%. 當日變動率帄均. -0.190%. 0.164%. 隔日變動率帄均. -0.051%. 0.047%. 變動率幅度帄均值. 0.139%. -0.117%. io. n. 副總裁. 外匯局長. er. 當日變動率帄均. sit. 話. Nat. 全體. 升值趨勢時談. 學. ‧ 國. 治政表 3.8 干預時匯率資料統計大立. i Un. 18. v. -0.081%.

(24) 第四章. 實證結果. 表 4.1 為新台幣匯率單根檢定的檢驗結果。結果顯示新台幣匯率變動率顯著拒絕虛無假設，表序列不存在單根，呈定態，即序列的分配不因時間變動而變動。因此可以進行接下來的實證分析而不需進行差分調整。表 4.1. 單根檢定結果. H0=新台幣匯率變動率存在單根 H１=新台幣匯率變動率不存在單根. values:. -3.43212. 5% level. -2.86221. 10% level. -2.56717. 0.0001. ‧. 1% level. Prob.*. 學. Test critical. ‧ 國. 政治t-Statistic 大 Augmented Dickey-Fuller test statistic -52.2322 立. er. io. sit. y. Nat. n. al 本研究採用最小帄方法(Least Squares Estimation)進行迴歸分析。應變 iv Un. C. hengchi 數設定為匯率變動率，用以分析當日發表之談話對當日匯率變動的影響。計算方式為3. t 日變動率＝. 日新台幣匯價. 日新台幣匯價. 日新台幣匯價. 自變數設定為官員談話之虛擬變數，新聞來源以及處理方式在第二節做詳細說明。. 3. 文獻上匯率變動率計算方式通常是採用自然對數相減 19.

(25) 第一節. 對新台幣匯率變動率的影響. Model 1－央行官員四種談話內容對新台幣匯率影響. 將自聯合新聞網蒐集之所有官員談話(共七位)分為「阻升」、「阻貶」、「關注升值趨勢」、「關注貶值趨勢」四類，設定虛擬變數，並加入前一期新台幣匯率變動率做為自我回歸項目，以及加入國際日圓匯率變動率共計六項做為解釋變數，新台幣匯率變動率為被解釋變數，設定回歸模型為：. 立. 政治大. NTDRt = α0 + β1NTDRt-1 + β2 A t + β3 B t + β4 C t + β5 D t + β6 JPYRt + εt. ‧ 國. 學. 其中. ‧. NTDRt 為 t 日匯率變動率. io. B t = 1，表在 t 日有任一官員發表阻貶談話. al. er. A t = 1，表在 t 日有任一官員發表阻升談話. sit. y. Nat. NTDRt-1 為 t-1 日匯率變動率. n. iv n C C t = 1，表在 t 日有任一官員關注新台幣匯率升值趨勢 hengchi U. D t = 1，表在 t 日有任一官員關注新台幣匯率貶值趨勢 JPYRt 表 t 日日圓匯率變動率. 回歸結果顯示，前一日新台幣匯率變動率對隔日變動率有顯著正向影響，表當日匯率走勢是前日匯率走勢的延續。但官員發言的回歸結果出現矛盾情形：當官員發言阻升時，隔日匯率顯著升值，發言阻貶時，隔日匯率顯著貶值。此現象與前文敘述統計結果相符，推測原因是官員往往在升值趨勢之下發表阻升談話，貶值趨勢下發表阻貶談話。關注談話方面，關注升值趨勢的談話對新台幣升值的影響顯著，關注貶值趨勢的談話對新台 20.

(26) 幣貶值也影響顯著。由於關注性談話不含對匯率走勢的意看法，因此回歸結果合理。日圓匯率走勢和新台幣匯率走勢同向，即日圓升值時新台幣也升值，反之亦然。由於設置日圓匯率項目是希望反映國際美元走勢，日圓升值表美元相對貶值，因此台幣升值符合常理，另一可能是台幣和日圓有連動情形。. 由於彭淮南總裁與周阿定先生在資料全期間皆任職於央行，以下針對兩人做分析，看「發言人」不同是否影響口頭干預效果。回歸模型如下：. 治政大 + β Peng_C NTDR = α + β NTDR + β Peng_A + β Peng_B 立 t. 0. 1. t-1. 2. t. 3. t. 4. t. + β5. Peng_D t + β6 JPYRt +εt. ‧ 國. 學. 其中. ‧. Peng_A t = 1，表在 t 日彭淮南總裁發表阻升談話. y. Nat. Peng_B t = 1，表在 t 日彭淮南總裁發表阻貶談話. er. io. sit. Peng_C t = 1，表在 t 日彭淮南總裁關注新台幣升值趨勢. Peng_D t = 1，表在 t 日彭淮南總裁關注新台幣貶值趨勢. n. al. Ch. engchi. i Un. v. NTDRt = α0 +β1 NTDRt-1+β2 J_A t +β3 J_B t +β4 J_C t +β5 J_D t +β6 JPYRt +εt 其中 J_A t = 1，表在 t 日周阿定先生發表阻升談話 J_B t = 1，表在 t 日周阿定先生發表阻貶談話 J_C t = 1，表在 t 日周阿定先生關注新台幣匯率升值趨勢 J_D t = 1，表在 t 日周阿定先生關注新台幣匯率貶值趨勢. 21.

(27) 回歸結果顯示，彭總裁發言阻升時，隔日匯率升值但不顯著，但發言阻貶時，隔日匯率顯著貶值，此現象可能因資料期間內幾波新台幣大幅升值時，彭淮南僅在 2005 年與 2010 年較積極阻升，其餘多採關注性談話有關。關注談話方面，關注升值趨勢顯著影響新台幣升值，關注貶值趨勢顯著影響新台幣貶值，符合常理。類似的情形也發生在周阿定的談話上。 Model 1 的回歸結果整理於表 4.2。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 22. i Un. v.

(28) 表 4.2. Model 1 回歸結果. Variable. Coefficient. Std. Error. t-Statistic. α0. -2.63E-05. 4.31E-05. -0.60932. NTDRt-1. 0.0732***. 0.017327. 4.222345. At. -0.0008**. 0.000338. -2.46012. Bt. 0.0011***. 0.000263. 4.334125. Ct. -0.0015***. 0.000245. -6.15457. Dt. 0.0015***. 2.68E-04. 5.654273. JPYRt. 0.0214***. α0. -2.73E-05. NTDRt-1. 0.0822***. 3.590796 -0.63802. 0.0015***. 0.000429. 3.493607. Peng_Ct. -0.0013***. 0.000338. y. -3.86677. Peng_Dt. 0.0012***. 0.000338. 3.640061. JPYRt. 0.0226***. α0. -1.69E-05. NTDRt-1. 0.0835***. 0.017459. 4.781263. J_At. -0.0007. 0.000699. -1.01554. J_Bt. 0.001**. 0.000411. 2.509037. J_Ct. -0.001***. 0.000286. -3.63463. J_Dt. 0.001***. 0.000367. 2.769276. JPYRt. 0.0237***. 6.01E-03. 3.946224. Peng_Bt. io. n. al. Ch. 6.00E-03. e n g 4.28E-05 chi U. v ni. *表 10%顯著水準，**表 5%顯著水準，***表 1%顯著水準. 23. er. 0.000475. Peng_At. Nat. -0.0006. sit. 4.714844. ‧. 學. 0.017433. ‧ 國. 立. 5.95E-03 政治大 4.27E-05. -1.33651. 3.768041 -0.39483.

(29) Model 2－合併談話內容. Model 2 將官員談話內容分類合併：在升值趨勢中，將官員阻升以及關注性談話合併成一項，貶值趨勢時亦然，簡化探討央行官員在升值或貶值趨勢之下發表具有方向性以及不具方向性談話的結果。回歸模型如下：. NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 +β2 AC t +β3 BD t +β4 JPYR t +εt 其中. 政治大 = 1，表在 t 日任一官員發表阻貶或關注貶值趨勢之談話立. AC t = 1，表在 t 日任一官員發表阻升或關注升值趨勢之談話. 學. ‧ 國. BD t. 同樣，針對彭淮南總裁以及周阿定先生進行個別分析，回歸模型如下：. ‧ sit. y. Nat. NTDRt = α0 + β1NTDR t-1 + β2 Peng_AC t + β3 Peng_BD t + β4 JPYR t + εt. al. n. 其中. er. io. NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 + β2 J_AC t + β3 J_BD t + β4 JPYR t +εt. i Un. Ch. v. engchi Peng_AC t = 1，表在 t 日彭淮南總裁在匯率趨勢為升值時發表談話 Peng_BD t = 1，表在 t 日彭淮南總裁在匯率趨勢為貶值時發表談話 J_AC t = 1，表在 t 日周阿定先生在匯率趨勢為升值時發表談話 J_BD t = 1，表在 t 日周阿定先生在匯率趨勢為貶值時發表談話. 回歸結果顯示，央行任一官員在新台幣匯率趨勢走升時發表談話顯著影響新台幣升值；在新台幣匯率走貶時發表的談話則顯著影響新台幣貶值。由於此回歸為 Model 1 之精簡，出現和 Model 1 相同的情形合理。. 24.

(30) 彭淮南與周阿定在匯率趨勢為升值時，發表之談話顯著影響新台幣升值，匯率趨勢為貶值時，發表之談話顯著影響新台幣貶值，和全體官員的回歸結果一致，顯示「發言人」對發言成效的影響不大。回歸結果整理於表 4.3。. 表 4.3. Model 2 回歸結果. Variable. Coefficient. Std. Error. t-Statistic. α0. -2.67E-05. 4.31E-05. -0.62005. NTDRt-1. 0.0733***. 4.22974. AC t. 政治 0.017331 大. -0.0013***. 0.000195. 0.0013***. 0.000185. 7.116427. 0.0215***. 5.95E-03. 3.613844. -2.69E-05. 4.27E-05. 0.000277. n. al. Peng_BD t. 0.0013***. JPYRt. 0.0227***. α0. Ch. y. -0.0011***. sit. 0.017426. er. 0.0825***. io. Peng_AC t. Nat. NTDRt-1. ‧. α0. ‧ 國. JPYRt. -6.50856. 學. BD t. 立. i Un. v. -0.6308 4.731635 -3.92572. 0.000267. 4.959991. 6.00E-03. 3.785881. -1.72E-05. 4.28E-05. -0.40098. NTDRt-1. 0.0835***. 0.017452. 4.78487. J_AC t. -0.0010***. 0.000266. -3.73849. J_BD t. 0.0010***. 0.000272. 3.762493. JPYRt. 0.0236***. 6.01E-03. 3.929833. engchi. *表 10%顯著水準，**表 5%顯著水準，***表 1%顯著水準. 25.

(31) Model 3－落後一期之官員談話對新台幣匯率影響. Model 1 和 2 的結果顯示，央行官員發表談話是希望逆勢干預，但效果在當天無法顯現。因此 Model 3 將探討談話後效果是否出現在下一天，影響下一天匯率變動率。模型加入前一日談話內容，設定回歸模型如下：. NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 + β2 A t + β3 A t-1 + β4 B t + β5 B t-1 + β6 C t + β7 Ct-1 +β8 D t + β9 D t-1 + β10 JPYR t +εt. 政治大 = 1，表在 t 日任一官員發表阻升談話立. 其中 At. ‧ 國. 學. A t-1 = 1，表在 t-1 日任一官員發表阻升談話 B t = 1，表在 t 日任一官員發表阻貶談話. ‧. B t-1 = 1，表在 t-1 日任一官員發表阻貶談話. n. al D t = 1，表在 t 日任一官員關注新台幣貶值趨勢. er. io. C t-1 = 1，表在 t-1 日任一官員關注新台幣升值趨勢. i Un. Ch. sit. y. Nat. C t = 1，表在 t 日任一官員關注新台幣升值趨勢. v. engchi D t-1 = 1，表在 t-1 日任一官員關注新台幣貶值趨勢. 回歸結果顯示，在升值趨勢下阻升顯著影響當日新台幣升值，前一期發表阻升談話則影響新台幣貶值，但不顯著。在貶值趨勢下阻貶顯著影響當日新台幣貶值，前一期發表阻貶談話同樣顯著影響新台幣貶值。顯示官員發表阻升談話阻止新台幣升值的效果，較阻貶談話阻止新台幣貶值的效果佳。關注升值趨勢的談話無論當期或前期皆顯著升值，貶值趨勢下則只有當期發表之阻貶談話顯著影響匯率貶值，前一期談話不顯著。因為關注談話不具方向性，結果合理。. 26.

(32) 對彭淮南與周阿定兩位官員進行個別分析，設定回歸模型如下：. NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 + β2 Peng_A t + β3 Peng_A t-1 + β4 Peng_B t + β5 Peng_B t-1 + β6 Peng_C t + β7 Peng_C t-1 + β8 Peng_D t + β9 Peng_D t-1 + β10 JPYRt + εt 其中 Peng_A t = 1，表在 t 日彭淮南總裁發表阻升談話 Peng_A t-1 = 1，表在 t-1 日彭淮南總裁發表阻升談話 Peng_B t = 1，表在 t 日彭淮南總裁發表阻貶談話. 治政 = 1，表在 t-1 日彭淮南總裁發表阻貶談話大立 = 1，表在 t 日彭淮南總裁關注新台幣升值趨勢. Peng_B t-1. 學. ‧ 國. Peng_C t. Peng_C t-1 = 1，表在 t-1 日彭淮南總裁關注新台幣升值趨勢. ‧. Peng_D t = 1，表在 t 日彭淮南總裁關注新台幣貶值趨勢. er. io. sit. y. Nat. Peng_D t-1 = 1，表在 t-1 日彭淮南總裁關注新台幣貶值趨勢. NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 a + β2 J_A t + β3 J_A t-1 + β4 J_B t + β5 J_B t-1 + β6. n. iv l C n J_C t + β7 J_C t-1 + β8 J_D t + β9h J_D t-1 + β10 JPYR e n g c h i U t +εt 其中. J_A t = 1，表在 t 日周阿定先生發表阻升談話 J_A t-1 = 1，表在 t-1 日周阿定先生發表阻升談話 J_B t = 1，表在 t 日周阿定先生發表阻貶談話 J_B t-1 = 1，表在 t-1 日周阿定先生發表阻貶談話 J_C t = 1，表在 t 日周阿定先生關注新台幣升值趨勢 J_C t-1 = 1，表在 t-1 日周阿定先生關注新台幣升值趨勢 J_D t = 1，表在 t 日周阿定先生關注新台幣貶值趨勢 J_D t-1 = 1，表在 t-1 日周阿定先生關注新台幣貶值趨勢 27.

(33) 回歸結果顯示，彭淮南及周阿定於當期或前一期發表阻升談話，皆影響新台幣升值，但不顯著，表示兩位官員發表談話後，雖無法反轉升值走勢，但已和升值趨勢無顯著關係；當期及前一期之阻貶談話則顯著影響新台幣貶值。. 關注升值趨勢談話，兩位官員無論在當期或前一期發表談話皆顯著影響新台幣升值。關注貶值趨勢部分，周阿定先生無論當期或前一期談話皆顯著影響新台幣貶值，但彭淮南先生前一期的關注貶值趨勢談話，影響新台幣貶值不顯著。Model 3 的回歸結果整理於表 4.4。. 立. -2.63E-05. 4.45E-05. t-Statistic. sit. y. Std. Error. 0.017551v a0.0657*** i l C n U h e n g c h i0.000338 -0.0008**. n. At. Coefficient. er. io NTDRt-1. Model 3 回歸結果. ‧. ‧ 國. 學. α0. 表 4.4. Nat. Variable. 政治大. -0.59175 3.74488 -2.43689. A t-1. 0.0001. 0.000338. 0.356162. Bt. 0.0010***. 0.000268. 3.889552. B t-1. 0.0005*. 0.000268. 1.831354. Ct. -0.0015***. 0.000245. -6.17473. C t-1. -0.0006**. 0.000246. -2.24284. Dt. 0.0015***. 0.000267. 5.676204. D t-1. 0.0002. 0.00027. 0.753024. JPYRt. 0.0209***. 5.95E-03. 3.513559. 28.

(34) α0. -2.78E-05. 4.36E-05. -0.63758. NTDRt-1. 0.0755***. 0.017513. 4.31385. Peng_A t. -0.0006. 0.000474. -1.34367. Peng_A t-1. -6.23E-05. 0.000474. -0.13131. Peng_B t. 0.0015***. 0.00043. 3.474679. Peng_B t-1. 0.0013***. 0.000429. 3.087035. Peng_C t. -0.0013***. 0.000338. -3.90422. Peng_C t-1. -0.0009**. 0.000339. -2.57534. 治 0.000337 政大 0.0001 0.000338 立. 3.710821. 0.0222***. 5.99E-03. 3.705093. -6.99E-06. 4.31E-05. -0.16227. 0.0711***. 0.017286. ‧. 4.115195. -0.0004. 0.000691. y. -0.55519. -0.0004. 0.00069. sit. -0.62224. 0.0013***. α0 NTDRt-1. io. J_A t-1. Nat. J_A t. 0.305354. 學. JPYRt. ‧ 國. Peng_D t-1. er. Peng_D t. J_C t. -0.0008***. 0.000284. -2.8509. J_C t-1. -0.0021***. 0.000286. -7.27725. J_D t. 0.0009**. 0.000363. 2.368683. J_D t-1. 0.0021***. 0.000364. 5.834455. JPYRt. 0.0210***. 5.93E-03. 3.545707. n. J_B t-1. a l0.0006 0.000415 iv n Ch U 0.0008* e n g c h i0.000413. J_B t. *表 10%顯著水準，**表 5%顯著水準，***表 1%顯著水準. 29. 1.532285 1.959269.

(35) Model 4－落後一期之合併談話. 如同 Model 2 的方式，將阻升及關注升值談話合併成一項，阻貶及關注貶值之談話合併成一項，設定回歸模型如下：. NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 + β2 AC t + β3 AC t-1 + β4 BD t + β5 BD t-1 + β6 JPYRt + εt 其中. 政治大 = 1，表在 t-1 日任一官員發表阻升或關注升值之談話立. AC t = 1，表在 t 日任一官員發表阻升或關注升值之談話 AC t-1. ‧ 國. 學. BD t = 1，表在 t 日任一官員發表阻貶或關注貶值談話. BD t-1 = 1，表在 t-1 日任一官員發表阻貶或關注貶值談話. ‧ sit. y. Nat. 回歸結果顯示，在趨勢升值時官員發表阻升或關注談話，顯著影響新. er. io. 台幣升值；趨勢貶值時發表之阻貶或關注談話，對新台幣貶值也有顯著影. n. al 響。但前一期關注升值趨勢的談話，影響新台幣升值已不顯著，前一期關 iv Un. C. hengchi 注貶值趨勢的談話，同樣不顯著影響新台幣貶值。. NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 + β2 Peng_AC t + β3 Peng_AC t-1 + β4 Peng_BD t + β5 Peng_BD t-1 + β6 JPYRt +εt 其中 Peng_AC t = 1，表在 t 日彭淮南總裁發表阻升或關注升值之談話 Peng_AC t-1 = 1，表在 t-1 日彭淮南總裁發表阻升或關注升值之談話 Peng_BD t = 1，表在 t 日彭淮南總裁發表阻貶或關注貶值之談話 Peng_BD t-1 = 1，表在 t-1 日彭淮南總裁發表阻貶或關注貶值之談話. 30.

(36) NTDRt = α0 + β1 NTDR t-1 + β2 J_AC t + β3 J_AC t-1 + β4 J_BD t + β5 J_BD t-1 + β6JPYRt + εt 其中 J_AC t = 1，表在 t 日周阿定先生發表阻升或關注升值之談話 J_AC t-1 = 1，表在 t-1 日周阿定先生發表阻升或關注升值之談話 J_BD t = 1，表在 t 日周阿定先生發表阻貶或關注貶值之談話 J_BD t-1 = 1，表在 t-1 日周阿定先生發表阻貶或關注貶值之談話. 回歸結果顯示彭淮南和周阿定，在當期及前一期發表阻升或關注升值. 治政趨勢談話皆顯著影響新台幣升值，當期和前一期之阻貶或關注貶值趨勢談大立話也顯著影響新台幣貶值，代表兩位官員的談話效果差異不大，「發言者」 ‧ 國. 學. 的影響有限，同樣無法反轉原先匯率趨勢。Model 4 的回歸結果整理於表. ‧. 4.5。. y. Nat. er. io. sit. Model 1 到 4 之分析中，前一期匯率變動率與當期日圓匯率變動率皆顯著正向影響當期新台幣匯率，表示新台幣匯率變動率會延續前一天趨勢，. al. n. iv n C 而日圓匯率顯著影響新台幣匯率，可能因為日圓走勢和新台幣匯率有連動 hengchi U 的情形，或美元相對日圓貶值通常也使新台幣相對美元升值。. 31.

(37) Variable. Coefficient. Std. Error. t-Statistic. α0. -2.66E-05. 4.45E-05. -0.59868. NTDRt-1. 0.067***. 0.017546. 3.816579. AC t. -0.0013***. 0.000195. -6.43696. AC t-1. -0.0003. 0.000196. -1.58458. BD t. 0.0013***. 0.000187. 6.811136. BD t-1. 0.0003. 0.000188. 1.643286. 治 5.95E-03 政大 -2.68E-05 4.36E-05 立. 3.555954. 0.0767***. 0.017512. 4.378392. -0.0011***. 0.000277. -3.97552. -0.0006**. 0.000277. ‧. -2.21547. 0.0013***. 0.000267. y. Model 4 回歸結果. 4.983383. 0.0006***. 0.000267. sit. 表 4.5. 2.101574. 0.0212***. Peng_AC t Peng_AC t-1. α0. a0.0223*** 5.99E-03 iv l C n U h e n g c h i4.31E-05 -5.64E-06. n. JPYRt. io. Peng_BD t-1. Nat. Peng_BD t. -0.613. 學. NTDRt-1. ‧ 國. α0. er. JPYRt. 3.728112 -0.13075. NTDRt-1. 0.071***. 0.017305. 4.104774. J_AC t. -0.0008***. 0.000264. -2.97681. J_AC t-1. -0.0018***. 0.000265. -6.9415. J_BD t. 0.0007***. 0.000272. 2.710806. J_BD t-1. 0.0015***. 0.000273. 5.6112. JPYRt. 0.0213***. 5.94E-03. 3.580213. *表 10%顯著水準，**表 5%顯著水準，***表 1%顯著水準. 32.

(38) 第二節. 對新台幣匯率變動幅度的影響. 四組模型回歸結果可以確認，央行官員的口頭干預難以扭轉匯率趨勢，且不同官員發言的效果差異也不明顯。由於第三章第一節新聞資料顯示，央行官員之口頭干預雖然難以反轉匯率趨勢，但或許可以減緩波動幅度。因此，以下針對央行官員口頭干預對匯率變動率幅度的影響做實證分析。分析方法與前文類似，分別分析四種談話類別，再合併談話內容做第二次分析。由於前文顯示不同官員的談話效果差異不大，因此本節將不再探討. 政治大. 個別官員的談話成效。設定模型如下：. 立. ‧. ‧ 國. 其中. 學. NTDRRt = α0 + β1A t + β2 B t + β3 C t + β4 D t + β5 JPYRRt + εt. NTDRRt 為 t 日匯率變動率幅度 (t+1 日變動率- t 日變動率). sit. y. Nat. A t = 1，表在 t 日有任一官員發表阻升談話. er. io. B t = 1，表在 t 日有任一官員發表阻貶談話. n. al C t = 1，表在 t 日有任一官員關注新台幣升值趨勢 iv Un. C. hengchi D t = 1，表在 t 日有任一官員關注新台幣貶值趨勢. JPYRRt 為 t 日日圓匯率變動率幅度 (t+1 日變動率- t 日變動率). 官員發表阻升談話的迴歸係數為正，表示升幅縮窄，但不顯著；發表阻貶談話的迴歸係數為負，表示貶幅縮窄，但同樣不顯著。關注升值趨勢的談話則顯著影響升值幅度縮窄，關注貶值趨勢談話同樣顯著影響貶值幅度縮窄。推測可能原因有二：第一，官員發表關注性談話可能使市場提高央行未來進場干預的預期，第二，央行之所以發表關注而非阻升或阻貶的言論，表示匯率目前的變動幅度仍在央行可以接受的範圍內，波動並不劇. 33.

(39) 烈，幅度自然容易縮小。. 將談話內容合併，回歸模型如下： NTDRRt = α0 + β1AC t + β2 BD t + β3 JPYRRt + εt 其中 AC t = 1，表在 t 日有任一官員在升值趨勢時發表關注談話 BD t = 1，表在 t 日有任一官員在貶值趨詴時發表關注談話. 合併後的談話內容中，趨勢升值時發表的談話可顯著縮窄升值幅度，. 治政趨勢為貶值時發表的談話可顯著縮窄貶值幅度，顯示央行官員口頭干預在大立減緩波動方面具成效。變動率幅度的回歸結果整理於表 4.6。 ‧. ‧ 國. 學變動率幅度回歸結果. Coefficient. Std. Error. α0. -5.02E-07. 5.89E-05. At. 0.000757. Bt. -0.00044. Ct. 0.000909***. 0.000334. 2.726799. Dt. -0.00109***. 0.000365. -2.9814. JPYRRt. -0.00753. 0.005631. -1.33691. α0. -3.76E-07. 5.89E-05. -0.00638. AC t. 0.000852***. 0.000265. 3.210951. BD t. -0.00076***. 0.000252. -3.00492. JPYRRt. -0.0076. 0.00563. -1.34912. t-Statistic. er. io. 4.61E-04. n. al. sit. y. Nat. Variable. 表 4.6. Ch. e n g 0.000359 chi U. n. *表 10%顯著水準，**表 5%顯著水準，***表 1%顯著水準. 34. iv. -0.00853 1.641127 -1.23086.

(40) 第五章. 結論與建議. 本研究分析台灣央行自 1998 年彭淮南總裁上任後，併同歷任央行副總裁與外匯局長的口頭干預新聞，設定回歸模型並採用 OLS 進行分析，探討台灣央行官員口頭干預的成效。. 敘述統計結果顯示，央行總裁發言次數最高，其次為外匯局長，發言與工作職位相符。談話內容方面，阻貶談話次數高於阻升，但關注升值趨. 政治大關注性談話，但在貶值趨勢時則會發言阻貶。立. 勢次數高於關注貶值趨勢，表示台灣央行官員在匯率趨勢升值時傾向採取. ‧ 國. 學. 實證方面，回歸結果顯示央行官員的談話屬於逆勢干預，但難以在發. ‧. 言當天反轉趨勢。而加入前一期談話後證明，央行官員進行口頭干預後過. sit. y. Nat. 了一天仍無法反轉匯率趨勢。個別分析彭淮南與周阿定兩位官員談話後發. al. n. 的主要原因。. er. io. 現，不同官員的口頭干預效果差異不大，即「發言者」不是影響干預效果. Ch. engchi. i Un. v. 此外，前一期之匯率變動率自我回歸項和日圓匯率變動率顯著正向影響新台幣當期匯率變動率，即匯率趨勢有延續的現象。同時，新台幣匯率受國際美元走勢影響，也可能和日圓匯率有連動現象。. 雖官員談話難以反轉趨勢，匯率變動率幅度的回歸結果顯示官員的口頭干預，無論在升值或貶值趨勢下皆能使變動幅度縮窄，口頭干預穩定新台幣匯率效果存在。. 35.

(41) 由於本研究在個人談話方面，僅區分彭淮南與周阿定兩位官員，後續研究者可在官員「職位」方面多做著墨，例如探討不同職位官員出面發表聲明的先後順序與發言成效等。另外，本研究發現日圓與新台幣有類似的走勢，但日本當局自 2004 年之後鮮少對日圓進行干預，因此若能比較台灣和日本 2004 年以後的匯率走勢，或許能更加確定台灣央行干預的有效性，不失為另一個值得研究的方向。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 36. i Un. v.

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