泰勒法則匯率預測研究─以美國、台灣、英國、日本、韓國為例

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(1)⊕ 國立中山大學經濟學系(研究所)碩士在職專班碩士論文. 泰勒法則匯率預測研究以美國、台灣、英國、日本、韓國為例 The Taylor Rule and In Sample Forecast of New Taiwan-Dollar Nominal Exchange Rates. 研究生：劉宗穎撰指導教授：吳致寧博士. 中華民國九十八年七月.

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(3) 誌謝. 本論文得以順利完成，首先要感謝兩位恩師吳教授致寧及翁教授銘章在學期間的悉心指導與諄諄教誨，使我在專業知識的培養與待人處事各方面，獲益良多，謹此獻上最諴摰的敬意。而口試期間承蒙李教授慶男及胡教授育豪在百忙之中，特地撥冗悉心審閱，並惠賜諸多寶貴意見，使本論文得以更臻完善，在此致上由衷的感謝。回首研究所生涯，幸有同窗好友的陪伴，讓我研究所生活過得多彩多姿，並擁有許多美好的回憶，能認識大家是我這一輩子的福氣。尤其要感謝于珍、若蓁、士慶學長與光雄在我最徬徨的時刻給我最實質有效的建議與鼓舞，使本論文更加完善。此外，特別感謝家人包容、關懷與照顧；在我情緒陷入低潮時，總能在旁默默承受一次次跑迴歸結果不順時所帶來的心中那股無明火，讓我在研究所求學期間無後顧之憂，得以順利完成論文，謹以此論文獻給摰愛的父母親與家人，願您們與我分享所有榮耀。. 劉宗穎謹致於中山大學經濟研究所中華民國九十八年七月.

(4) 摘要. 本文針對新台幣對美國、日本、英國、南韓、等四個工業國之名目匯率、實質匯率、產出缺口差、通貨膨帳率差，利用 Dickey and Fuller(1979 and 1981)檢定方法，檢定時間序列資料是否為定態後，再以 Clarida，Gali，and Gertler（1998）模型後續研究的 Engel and West(2005)泰勒法則修正模型與運用線性迴歸方式，進一步檢視其運用於新台幣對其他主要工業國家的匯率變化的預測能力。實證結果顯示，以 Engel and West(2005) 泰勒法則修正模型對於 1982 年 1 月至 2008 年 6 月台幣對其他四個工業國家之名目匯率變動進行預測時，發現「工業生產指數缺口差變動率」在百分之五的顯著水準下，在大部份預測期間上皆無法拒絕係數為零之虛無假設，然其他變數如「實質匯率」及「通貨膨脹缺口差」之變動率則拒絕估計係數為零的虛無假設。因此估計結果顯示名目匯率具樣本內之可預測性，而此亦顯示泰勒法則在匯率之樣本內預測上之實用性。.

(5) 目第一章、. 錄. 緒論. 第一節. 研究動機與目的 ............................. 1. 第二節. 本文架構 ................................... 2. 第二章、. 文獻回顧. 第一節. 購買力平價匯率決定理論...................... 6. 第二節. 價格伸縮模型－貨幣學派理論.................. 9. 第三節. 價格固定模型－Dornbusch 的過度調整貨幣模型 . 10. 第四節. 資產組合平衡模型 .......................... 14. 第五節. Taylor 匯率決定模型 ........................ 17. 第三章、. 研究方法. 第一節. 資料來源及說明............................. 24. 第二節. 模型建立 .................................. 27. 第三節. 計量方法 .................................. 29. 第四章、. 實證研究結果分析. 第一節. 單根結果 .................................. 33. 第二節. 迴歸模型之實證結果 ........................ 36. 第五章、. 結論與建議 .................................. 43. 參考文獻 ............................................... 45.

(6) 泰勒法則與新台幣名目匯率預測第一章、第一節. 緒論. 研究動機與目的. 匯率變動一直以來就是國際經濟中被廣泛研究的課題之一，理論與實證模型也一再被用來探究匯率決定及匯率預測能力之良窳。眾多模型中諸如貨幣模型、一般均衡及資產組合平衡模型等，嘗試以總體變數來解釋匯率的變動，但一般而言，在匯率預測能力的表現上尚未能令人滿意。在匯率之動態調整的討論上， Dornbusch（1976 a and b）之模型為浮動匯率制度下之匯率大幅波動提出合理的解釋，然學者對如何解釋 Rogoff（1966）所提出的購買力平價迷失註（purchasing power parity 1 puzzle）卻仍無一致共識。 Engel and Mark（2007）均認為泰勒法則（Taylor rule）對於匯率變動，提供了有別於傳統的解釋方向。在傳統匯率貨幣理論中，貨幣政策是外生（exogenous）的。若貨幣政策是以一種與利率回饋法則（interest rate feedback rule）相搭配的系統方式被建構，那匯率決定因子將相當的有別於以往；再者，當貨幣政策本身具一致性時，匯率變動的一致性也將相較其他情況下高出許多。對外貿易對台灣之經濟成長一向扮演著相當重要的角色，尤其台 1.

(7) 灣在外匯存底上幾乎一直保持著世界前四名的地位註 2，故在外匯市場上，匯率的升值或貶值變動之影響極為重要，將會隨時影響到我國經濟的發展。故本篇目的在於以台灣為主，試著利用 Engel and West(2005)導出的泰勒匯率預測模型配以實際時間序列資料來討探以台灣為本國與其他工業國家及開發中國家如美國、日本、英國、南韓之間的匯率是否具樣本內之預測能力，以作為未來觀察與預測台灣短中期名目匯率波動的依歸。第二節. 本文架構. 本文架構如附表 1-1 所示主要分為五個章節，第一章為緒論，包括研究動機及目地。第二章為文獻回顧，主要在探討匯率決定理論與回顧相關的實證文獻。第三章為實證模型與計量方法，說明本文所推導出的泰勒法則匯率預測模型，並介紹使用的計量方法。第四章為實證結果分析，包括資料的來源與設定及迴歸模型之估計結果與迴歸結果之分析。第五章為結論與未來展望，總結本文並對未來可發展方向之說明。. 本章備註：註 1. Rogoff 利用 Dornbusch (1976)過度反應(overshooting)的名目價格僵固性之模型試圖來解釋短期實質匯率的波動，但僅僅能解釋一部分短期 PPP 的偏離，因為回復至 PPP 的速度過於緩慢，半衰期(half-life)大約 3 年到 5 年之間。而此緩慢的回復速率是由於偏好與技術等實質衝擊所導致，所以使得如今建立在實質衝擊基礎下的模型，還無法足夠的說明短期匯率的變動。註 2.根據央行金融統計月報，2009 年 5 月台灣外匯存底為 3126.42 億美元，僅次於中國. 2.

(8) 的 1.9537 兆美元、日本的 9832 億美元以及俄羅斯的 3538 億美元，仍排名世界第四。. 3.

(9) 表1-1:本文架構. 研究動機. 研究目的. 文獻回顧. 建立實證模型. 實證結果. 迴歸模型結果分析. 結論與建議. 4.

(10) 第二章、. 文獻探討. 1973 年布列頓森林協定（The Bretton Woods system）及史密松寧協定解體後，世界各主要工業國家紛紛開始脫離固定匯率制度，改採浮動匯率制度。自此以後許多經濟學家提出的總體經濟模型，不僅將動態匯率納入考量，更均試圖找出匯率預測之最佳方法。傳統總體經濟匯率決定模型是利用基本面變數（fundamental variables）中兩種途徑去連結到匯率；一是商品市場分析法（goods market approach），另一則是資本市場分析法（asset market approach）。前者的觀念來自於購買力平價（Purchasing Power Parity；PPP），而後者則源自未拋補的利率平價理論（Uncovered Interest Rate Parity；UIP）。當將以上兩個途徑與傳統貨幣需求理論結合時，我們將得到匯率模型之一般化形式。以總體經濟理論產生匯率模型，大體上可以區分四個主要領域：價格伸縮、價格固定、購買力平價、以及資產組合平衡等四種模型。然而 Meese and Rogoff(1983a,1983b)利用 70 年代的數據，以 out-of-sample fit 衡量數個傳統總體經濟理論匯率決定模型預測能力後，發現這些模型在解釋匯率走勢上，仍然無法擊敗以隨機漫步解釋匯率變動的效果。雖然仍有部份學者認為在長期而言，匯率變動能夠脫離隨機漫步的走勢【例如，Chinn and Meese （1995）；Mark（1995）；Mark and Sul（2001）】；但近期也有更為廣泛的研究指出，沒有模型能夠比隨機漫步對匯率的變動有更佳的解釋能力【Cheung，Chinn and Pascual（2003）】。因此本章將對匯率決定理論中的傳統總體經濟匯率所引申 5.

(11) 的常見匯率決定模型與泰勒匯率決定模型作一回顧與介紹。第一節. 購買力平價匯率決定理論. 購買力平價說最早是由 Wheatly (1803) 及 Richcavdo (1811) 所提出。後經瑞典經濟學家卡塞爾 (Gustav Cassel，1918)用以解釋第一次世界大戰後固定匯率制度中斷下的新匯率平價而聞名。Cassel 在其 1922 年出版的“一九一四年後的貨幣與外匯”(Money and Foreign Exchange After 1914)一書中提出兩國的匯率係取決於兩國貨幣購買力之比。理論上，通貨膨脹率高的國家，其出口產品與勞務將較不具競爭力，而進口品相較於國內的高物價產品則較有競爭力，如此一來，通貨膨脹率高的國家，經常帳將產生赤字，如無資本帳抵消赤字，則外匯需求大於外匯供給，將導致本國貨幣的貶值。另一方面，廉價進口品的大量輸入，又可壓低該國的物價水準，降低通貨膨脹的幅度，因此，透過購買力平價的作用，匯率與物價水準又可重新恢復均衡。根據巴拉薩 (B.Balassa，1964)的說法，PPP 有兩種假設，一是絕對的或靜態的 PPP (Absolute or Static PPP)；一是相對的或是比較的 PPP (Relative or Comparative PPP)。一、單一價格法則 (Law of One Price) 假設: (1)市場為完全競爭. (2)無運費. (3)無關稅存在。. 在上述假設下，商品套利會使得同一種商品在不同國家的價格相等。舉例來說，若臺幣與外幣之兌換比率為 S，在單一價格法則成立下，下式成立: Pt = Pt* • St. 6.

(12) ⇒ St =. Pt Pt *. 二、絕對購買力平價說(Absolute PPP) 以單一價格法則為基礎。若絕對購買力平價說成立，一籃子商品在不同國家的價格(以同一種貨幣表示)應該相等，亦即，同一種貨幣在不同國家應該具有相同的購買力。舉例說明：國內市場: 一籃商品的價格 = P *. 國外市場: 一籃商品的價格 = P ，則 St =. Pt Pt*. 從另一角度來看，國幣在國內的購買力為. 1S 1 ，在美國的購買力為 *t Pt Pt. 。根. 據貨幣的購買力應該相等的原則: 1 1 St = * Pt Pt. 使用絕對購買力平價說來決定均衡匯率，有其根本上的理論限制： 1. 由於運輸成本、關稅、貿易障礙及訊息不完全等因素的存在，因此一價法則並不成立。 2. 非貿易財的存在，使得國際間所有產品的價格無法完全一致。 3. 國際貿易上歸屬於同一類的貿易財可分為完全同質或性質接近但仍有差異的貿易財。物價水準並無法表現此種差異性。 4. 兩個國家物價水準計算的結構不同。三、相對購買力平價說(Relative PPP) 7.

(13) 一國貨幣在一段期間內的貶值比例等於該段期間內本國通貨膨脹率與外國通貨膨脹率之差額，即 St +1 Pt +1 Pt = * ， St Pt +1 Pt *. 將上式兩邊各取自然對數，即 ⎛S ⎞ ln⎜⎜ t +1 ⎟⎟ = ln (Pt +1 Pt ) − ln Pt *+1 Pt* ， ⎝ St ⎠. (. ). 則，上式等左邊為貶值比例，而等號右邊即為本國通貨膨脹率與外國通貨膨脹率之差額。相對購買力平價說的實證分析證明只有在長時間及其他情況不變下，相對購買力平價說才能解釋匯率的變動，因此在使用上亦有限制： 1. 實證所用的物價指數，多是躉售物價指數，而非純粹進出口產品的價格，並無法充分表現兩國間的相對購買力，國內消費者物價指數透過生活水準及工資，雖會間接影響進出口產品的價格，但與國際貿易之商品價格仍有差距。 2. 相對購買力平價說是以兩國間相對物價水準為基礎，不能適用於與第三國間的匯率。 3. 其他情況並非不變，首先是供需方面的結構性變動，如生產方法的調整、新資源的發現、嗜好的改變、進口能源成本提高等，都與貨幣方面的發展無關，但卻會影響國際貿易的供需，而影響匯率。 4. 在長期間幾乎找不到沒有政府干預的情況，例如：提高關稅、實施進口配額或出口補貼，以阻止高通貨膨脹率帶來的國際收支惡化。 8.

(14) Genberg (1978)利用 1957~1976 年資料，將 14 個主要工業國家的貿易夥伴依貿易量的多寡，加權平均成為一體，而後計算每一個國家之實際有效匯率與購買力平價有效匯率的平均絕對誤差。發現 1967 ~ 1976 年較 1957 ~ 1966 年之平均絕對誤差為大，顯示市場的變異程度擴大。國內文獻方面，蕭美珠（1983）以普通最小平方法來進行新台幣對美元之購買力平價測試，選取的變數有 CPI、WPI 及國民所得平減指數，實證結果顯示購買力平價不成立，作者認為偏離原因為（1）經濟結構改變及（2）經濟體系的實質因素改變。鄭鴻章（1987），以中、美、德、日四國之躉售物價指數驗證 PPP 理論，發現不論絕對或相對 PPP 理論均不成立。吳致寧（1994）在考慮可能的資料測度誤差下，以 Johansen’s 之共積檢定法來討論台灣與各主要工業國家間之購買力平價是否成立，結果長期購買力平價說成立。第二節價格伸縮模型－貨幣學派理論價格伸縮模式最早是由 Frankel(1976)所提出，其假設主要為：(1)長短期購買力平價學說成立。(2)價格可完全伸縮調整。(3)國內與國外貨幣需求函數皆穩定，而使貨幣市場達成穩定均衡條件。根據購買力平價學說，匯率為兩國物價水準比，而由兩國相對貨幣供需條件即可決定匯率水準。模式設立如下：貨幣市場均衡式：. M ts = M td = PtYt e a −b r. t. *. * t. *. M ts = M td = P *Y *e a −b r t. t. 9. （2-1）.

(15) (2-1)式中，M,P,Y, r 分別為本國貨幣供給、本國物價水準、本國實質所得與本國短期名目利率，*代表外國變數。a 為貨幣需求所得彈性，b 為貨幣需求利率彈性，兩者皆大於零，且兩國結構係數相等，e 為自然對數。在購買力平價條件成立下，則 Et =. Pt Pt*. （2-2）. 合併（2-1）與（2-2）兩式可得. M ts / Yt e a − b r Et = s M t / Y *e a − b r t. （2-3）. * t. *. t. 將（2-3）式以自然對數表示之：. (. ) (. ) (. ln Et = st = mt − mt* − yt − yt* + b rt − rt*. ). （2-4）. 其中， st ：匯率以自然對數表示 mt − mt* ：兩國貨幣供給取自然對數之差 yt − yt* ：兩國實質所得取自然對數之差 rt − rt* ：兩國短期利率之差. 由(2-4)式可知，當本國貨幣供給增加時，匯率將同方向等比例增加；而當所得水準上升時，匯率將下降；當本國利率與外國利率差距增加時，匯率將會上升。第三節價格固定模型－Dornbusch 的過度調整貨幣模型由於前一貨幣分析模型，蘊含許多強烈之假設，例如財貨價格是完全彈性的。因此，Dornbusch（1976a and b）放寬此一假設，允許商品市場與貨幣市場 10.

(16) 存在不同之調整速度。再此價格具僵固性之假說下，此模型認定在發生不預期的貨幣衝擊後，資產市場因其調整所需之成本少，亦或可說近乎為零，故外生變數之變動，立刻使其供需發生變動，均衡價格立即隨之產生，市場供需亦重新獲得均衡。但是商品市場其調整速度較慢，甚至可能短期間無法變動，因為生產消費行為在短期間無法發生變化，所需之調整成本亦較大。所以對外生變數之變動，商品市場其反應較慢，均衡價格之達成，亦需一段時間。模式設立如下：. (m − m ) − ( p − p ) = a(y − y ) − b(i − i ) + ε * t. t. (d. t. * t. t. ) (. t. ) (. * t. t. * t. ) (. ). （2-6）. )]. − d t* = c yt − yt* − d it − it* + e st − pt + pt*. [(. (p − p )− (p. − pt*−1 = f d t − d t* − yt − yt* + ν t. （2-7）. (i − i ) = E s. − st + σ t. （2-8）. * t. t. t. * t. t −1. t t +1. ). ) (. （2-5）. t. *. （2-9）. st = p t − p t. (. Et st +! − st = θ s t − st. ). （2-10）. 其中， d t ：對財貨之需求以自然對數表示， ε t 、ν t 、 σ t ：白噪音（white noise），且三者間互不相關， *. s t 、 p t 、 p t ：長期均衡之匯率與價格。其它變數同上一小節。. （2-5）式為兩國相對形式表示之實質餘額（real balance）的標準需求，（2-6）式為兩國財貨的相對需求受限於相對實質所得水準、相對利差與貿易條件（Term. of trade），（2-7）式為價格因為超額需求而調整，（2-8）式為 UIP 條件，（2-9）式為表長期 PPP 成立，（2-10）式表下一期預期匯率視目前匯率偏離長期均衡之. 11.

(17) 離異程度而定。由（2-5）、（2-6）、（2-7）等三式可得：. (1 + fe + fd b ) • ( pt − pt* ) = ⎛⎜ fc − fda b − f ⎞⎟ • (yt − yt* ) + fest + fd ⎝. ⎠. (. b(mt − mt* ). ). + pt −1 − pt*−1 − ⎛⎜ fd −ν t ⎞⎟ ⎝ bε t ⎠. 故，. (p. t. − pt* ) = α ( pt −1 − pt*−1 ) + β st + k t 1. α=. ， β = α ∗ f ∗e，. ⎛⎜1 + fe + fd ⎞⎟ b⎠ ⎝. k t = γ ( yt − yt* ) + λ (mt − mt* ) + wt ，. γ = α ⎛⎜ fc − fda b − ⎝. ， λ =α f d. ⎞ f ⎟⎠. b. wt = −α ⎛⎜ fd −ν t ⎞⎟ 。 b ε t ⎝ ⎠. ，（2-11）. 其中係數限制為 0 < α < 1；0 < β < 1；0 < γ < 1；0 < λ < 1。接著藉由（2-5）、（2-8）兩式求其匯率長期均衡值可得：. ( p − p ) = (m − m ) − a(y − y ) + b(E s * t. t. 其中，. * t. t. t. * t. t t +1. − st ) + ut. （2-12）. ut = bν t − ε t. 就穩定的長期均衡而言，預期的匯率改變為零，故由式（2-9）與（2-12）可得長期均衡匯率為：. (. ). (. s t = m t − m t* − a y t − y t*. ). （2-13）. 由（2-8）與（2-10）兩式知：. (. it − it* = θ s t − st. ). （2-14）. 由（2-13）與（2-14）兩式知：. 12.

(18) [(. ) ]. ) (. （2-15）. it − it* = θ mt − mt* − a yt − yt* − st. 但由（2-5）式知：. [(. ) (. ) (. it − it* = 1 b − mt − mt* + pt − pt* + a yt − yt*. )]. （2-16）. 併（2-11）、（2-15）、（2-16）三式可得： θ [(mt − mt* ) − a( yt − yt* ) − st ] =. [(. ) (. ) (. ). (. ) (. ). 1 b − mt − mt* + a yt − yt* + α pt −1 − pt*−1 + βst + γ yt − yt* + λ mt − mt* + wt. ]. 再化簡可得：. (. ). (. ) (. ). （2-17）. st = b1 mt − mt* + b2 yt − yt* + b3 pt −1 − pt*−1 + ρt. 其中， u = (1 + β θb ) ， b1 = u (1 + 1 θb − λ θb ) ， −1. b2 = −u (a + a θ b + γ θ b ) ， b3 = −u α θ b ， σ t =. uα ( fd bε t − ν t ). θb. 現在我們將（2-14）式匯率預期變動代入國內實質餘額需求方程式可得：. (. mt − pt = ayt − bit − bθ s t − st. ). （2-18）. 由於均衡時， s t = st ，故 p t = mt − ayt − bit ，代入（2-18）式得. (. st = s t − (1 bθ ) pt − p t. ). （2-19）. 上式表在已知國內物價偏離其長期均衡時，匯率偏離其長期均衡之大小程度。. Dornbusch 認為在價格僵固的假設下，本國非預期貨幣供給的增加，在短期間財貨市場無法調整，財貨價格與產出皆為固定，實質貨幣餘額因此增加，這. 13.

(19) 將導致本國利率水準下降。根據未拋補利率平價條件，貨幣供給增加的瞬間，匯率調高超過其均衡值，造成所謂的匯率過度調整（overshooting）。另 Mussa （1982）與 Rogoff（1979）亦經由 overshooting 的效果，來說明財貨價格之僵固，會造成匯率過度波動之原因。國內有關財貨市場具價格僵固之匯率決定模型的實證，如袁中越（1990）與陳信宏（1992）。他們皆假定資本不能完全移動，以一般化的 Dornbusch 價格僵固模型來配合印證當時台灣之經濟現況。陳信宏（1992）並發現新台幣/美元之即期匯率有調整不足之情形。第四節資產組合平衡模型此分析法與貨幣模型分析法最大的相異點，乃在國內外資產是否為完全替代之假說。依造貨幣模型分析法，兩者為完全替代，所以未拋補利率平價說成立。而在資產組合平衡模型下則否定此一假設，並認為保有國外債券必須考慮風險貼水（Risk Premium）。所以本國與外國債券收益率間之關係式為：（2-20）. r = r* + x − β. （2-20）式中 x為匯率之預期變動率， β 為風險貼水。一般而言 β 之大小受外匯存底之大小、過去匯率之變動幅度及本國與外國資產相對供給量之大小影響。對（2-20）式移項即得： x = (r − r * ) − β. （2-21）. 因此決定匯率之基本因素有三：第一為國內外之利率差，第二為國內外資產之相對供給量，第三為市場上對外來匯率之預期值。其中第一與第二項可經. 14.

(20) 由客觀的統計資料獲得，但第三項則無法捉模，致使匯率經常遠離由基本經濟因素所決定之均衡水準。在此為進一步瞭解投資者如何將其資產分配於各資產市場，吾人利用 Branson（1977）的模型來說明投資者之行為，並進而說明匯率與利率水準如何決定。根據 Branson 之說法，匯率乃決定於資產市場之供需關係，而所決定之匯率影響經常收支的大小，經常收支的變化轉而改變一國持有的外國資產，而後者又對匯率發生影響。假定一小型開放經濟體系，在短期內，有關財貨市場之所得，物價水準可視為一定。在資產市場有三種資產，本國貨幣、本國債券、以及外國債券。則本國國民之金融性資產總額（W），可以下式表式：（2-22）. W = L + B + sF. 其中， L ：本國國民保有之貨幣數量 B ：本國國民保有之本國債券 F ：本國國民保有之外國債券； s ：匯率. 至於分配於各種資產之比例，是決定於本國與外國間相對利率水準與總金融性資產額之大小。故資產市場其均衡條件為： Ld (r , r * ,W ) = L. ＜貨幣市場＞. （2-23）. ∂Ld ∂ r = Ldr < 0 ， ∂Ld ∂ r * = Ld < 0 ， 1 > ∂Ld ∂W = LWd < 0 r*. B d (r , r * ,W ) = B. ＜本國債券市場＞. （2-24）. F d (r , r * ,W ) = F. ＜外國債券市場＞. （2-25）. 15.

(21) ∂F d ∂r = Frd < 0 ， ∂F d ∂r * = F rd* > 0 ， 1 > ∂F d ∂W = FWd < 0. 預算限制式為：. (. ). (. ). (. ). （2-26）. Ld r , r * ,W + B d r , r * ,W + F d r , r * ,W = L + B + sF. 取（2-23）、（2-25）兩式來決定本國利率與匯率水準，並將（2-23）、（2-25）兩式代入（2-22）式，可得：. (. ). (. W = Ld r , r * , L + B + sF + B + F d r , r * , L + B + sF. ). （2-27）. 對（2-27）式全微分，可得： ⎡ Ldr ⎢ d ⎣ Fr. (. ). ⎤ ⎡dr ⎤ ⎡ 1 − Ldw dL − Ldw dB − sLdw dF − Ldr* dr * ⎤ ⎥⎢ ⎥ = ⎢ d d d d *⎥ − F 1 − Fwd ⎦ ⎣ ds ⎦ ⎢⎣− Fw dL − Fw dB + s 1 − Fw dF − Fr* dr ⎥⎦ FLdw. (. ). (. ). （2-28）. 係數行列式 Δ = − F [Ldr (1 − Fwd ) + Frd Ldw ] > 0 利用（2-28）式可得比較靜態分析結果： * 1.央行公開市場操作，使貨幣數量增加（ dL = −dB > 0 ），且 dF = dr = 0 ，則根. 據（2-28）式可得. (. ). dr F 1 − FWd =− <0 dL Δ ds Fd =− r >0 dL Δ. 所以央行進行公開市場操作，引起本國利率下降，匯率上升，本國貨幣貶值。. 2.中央銀行進入外匯市場，買進外國債券使貨幣供給增加（ dL = sdF > 0 ）， dF = dr * = 0 ，則根據（2-28）式可得. (. ). dr F 1 − FWd − LWd =− <0 dL Δ. 16.

(22) ds Ld + Frd =− r >0 dL Δ * 3.對外資產增加（ dF > 0 ）， dL = dB = dr = 0 ，則根據（2-28）式可得. dr =0 dF ds s =− <0 dL F. 雖有關此一模型之文獻較少，但 Frankel(1982)加入經常帳（current. account），與財富變數來作為匯率決定因子。以 1974 年 1 月至 1980 年 4 月的季資料，成功的解釋美元對馬克間之匯率行為。Somanath(1986)利用 Branson（1977）之投資組合均衡模型進行預測績效之評估時，發現此模型未能優於隨機漫步模型。而國內方面，呂桂玲（1989）與袁中越（1990）利用 Branson（1977）模型實證發現：投資組合均衡模型在解釋新台幣/美元之匯率行為時，其解釋能力差且其預測績效之評估亦不佳。第五節. Taylor 匯率決定模型. 在由 Meese 與 Rogoff(1983)提出的一篇頗具發展性的文章中結論；經濟學原理中比如貨幣供給、貿易餘額與國民所得等均對匯率預測上幫助不大。文中亦指出現存的模型絕不可能在樣本外的預測能力上比隨機遊走具有更佳的準確性，這就是經濟學家們所稱的 Meese 與 Rogoff 迷失（Meese 與 Rogoff puzzle）。自此，為經濟學原理為基礎的匯率模型作辯護，形形色色經濟變數組合與計量方法被運用來試圖推翻的 Meese 與 Rogoff 迷失。例如 Mark(1995)發現在更長的時間下傳統經濟模型有了較好的預測能力，Groen(2000)及 Mark 與 Sul(2001) 均利用 panel data 發現匯率的可測性，Kilian 與 Taylor(2003)認為在兩至三年的資. 17.

(23) 料範圍內在考慮匯率非線性動態的可能性後；匯率可藉由經濟模型預測。晚近，已形成一股風潮，使用泰勒法則去建構匯率決定模型。Engle and. West(2005)從泰勒法則導出以資產現值表示匯率的模型，Engle and West（2006）也發現美元與德國馬克間，以模型模擬之匯率與真實資料間存在正相關之關係。以下就泰勒法則之發展及利用其決定匯率過程之相關文獻說明說明如下。一、貨幣法則與權衡關於貨幣政策的研究，一直是總體經濟學中最活躍與最具爭議性的部份，對於貨幣政策該如何制定的爭議，可以從法則與權衡（rule and discretion）的選定說起。諾貝爾經濟獎得主 Milton Friedman 認為 1930 年代的大蕭條，以及大部份總產出的波動均緣起於貨幣政策的不當，故應去除貨幣當局制定貨幣政策的權利，只要控制貨幣數量依一定速度成長，就能大幅降低經濟波動，此乃著名的「固定成長法則」。然而擁護權衡型政策學者則認為權衡型政策較具彈性，能隨時因應各種突發的外在衝擊以降低對經濟體系的影響，故政策制定者沒必要放棄彈性空間而依循僵硬的法則。但在 Kydland and Prescott(1977)以賽局架構，闡述在理性預期和未預期到的通貨膨漲率對實質產出有正影響的假設下，權衡型的政策所產生的均衡通貨膨脹率相較於法則型下政策為高的結論，至此支持法則的論點開始佔有理論上之優勢。二、泰勒法則及匯率預測（一）. 傳統泰勒法則. 18.

(24) 傳統上，中央銀行政策執行可分為四個階段：最終目標（objective）、操作工具（instruments）、中間目標(intermediate)、操作目標（indicator）。最終目標指央行最後要達成的目的，例如物價穩定、充分就業等等。要達成最終目標，央行可操作的工具有存款準備率、公開市場操作等。而由於央行對整個經濟體亦無法握有充分訊息，再加上政策工具效果有落後現象，所以需要有操作目標及中間目標。操作目標可以提供央行達成目標前的中間訊息，例如準備貨幣數量、短期利率等。但貨幣數量做為傳統貨幣政策的中間目標，必須與最終目標有穩定關係，但近來很多國家發現貨幣數量與總需求的關係不再存在，這等同宣告中間目標的設立不再具有意義。. Taylor(1993)提出一套利率法則，此亦稱泰勒法則（Taylor rule），直接。連結央行的操作工具(利率)與最終目標(物價穩定與最適產出)兩者之間的關係，跳過傳統貨幣政策裡中間目標的角色。Taylor 認為此法則可以解釋 1987 到 1992 年代利率走勢的實際狀況，在 Paul Volcker 擔任聯邦準備(Federal Reserve. System)FOMC(Federal Open Market Committee)主席期間，普遍被認為通貨膨脹獲得控制。Taylor(1993,1998,1999a)利用實際資料驗證 FOMC 根據通貨膨脹及超額生產力來訂定利率，這法則不僅解釋了當時 FOMC 貨幣政策成功原因，更讓大眾因此更了解政府制定政策的過程。泰勒引用的模型如下：. it = i + π t + 0.5(π t − π T ) + 0.5( yt − y T ) 其中， it :央行可控制的短期利率 i :長期利率 π t ：通貨膨脹率. π T :通貨膨脹率目標值. 19. （2-29）.

(25) yt ：實質產出. y T ：實質潛在產出. 由泰勒法則可知中央銀行的短期名目利率是取決於通貨膨脹與產出缺口。基本上經濟問題發生後採行政策到發生預期的成效，需有一段漫長的等待時間，因此貨幣政策具有時間落後的效果。而傳統的泰勒法則乃是採行後顧（backward-looking）的方式為之，限制央行在決定利率時所考慮的變數僅只於同期（contemporary）或過去時期的變數；倘若貨幣政策時間落後現象既長又不安定時，如此，因時間落後無法預測，貨幣政策或許將在錯誤的時間點產生作用，進而使經濟問題變的更加嚴重。因此，有必要對未來的經濟情勢做出預測，使貨幣政策能適時的發揮效用似乎有其必要性。基於這個因素，後續有學者提出將預期因素納入泰勒法則中加以分析。（二）. 前瞻性泰勒法則. 為求有效改善貨幣政策效果既有時間落後的先天限制，引進預期因素成為前瞻性（forward-looking）的貨幣政策，應是較為合理的作法。Clarida，Gali，. and Gertler（1998）（後略稱以 CGG 模型）修正傳統的泰勒法則，認為央行的貨幣政策應能合乎預期基礎法則的前瞻性政策行為，亦即貨幣政策變動將影響未來的物價與產出，故將傳統泰勒法則中實際通貨膨脹與實際產出修正為預期的通貨膨脹與產出。並利用修正後的前瞻性泰勒法則以一般化動差估計法（General. Method of Moments）的方法進行估計，其利率反應函數表示如下： it = δ + (1 − ρ ){γ π E [π t + n Ω t ] + γ x E [x t Ω t ] + γ q q t } + ρ ∗i t −1 +η t. （2-30）. 其中， E [xt Ω t ] 為根據 t 期所有資訊集合對第 t 期產出缺口所形成的預期，. 20.

(26) 發現其能成功解釋 1979 年以後美國名目利率的走勢，其效果亦較原始的泰勒法則為佳。CGG 模型更發現同樣形式的方程式，不但能代表 1992 年以後美國聯邦準備銀行的政策選則，更同時能正確描繪德國、日本等國 1980 年以後的名目利率走勢。. Ball(1999)發現，在封閉經濟下，通貨膨脹目標與泰勒法則對於穩定產出與控制通貨膨脹有良好效果；但在開放經濟下，若模型不經修正，將使泰勒法則施行效果大打折扣，其提出以「貨幣狀態指標（monetary conditions index,MCI）」註1. 作為政策操作工具：. wr + (1 − w)e = a y + b(π + γ e−1 ). （2-31）. 其中， y ：實質產出取自然對數. r ：實質利率取自然對數. π ：通貨膨脹率. e ：實質匯率取自然對數. 受到產出與預期長期通貨膨脹 (π + γe−1 ) 而非傳統泰勒法則下的當期通貨膨脹影響下，且其預期長期通貨膨脹已將匯率納入考量後，短期通貨膨脹將不受短暫的匯率波動影響。 w 為加權權數，端賴央行對利率與匯率的重視程度而定，其範圍在 0 ≤ w ≤ 1 。Ball(2000)進一步比較 MCI 與基本泰勒法則何種設定較佳， wr + (1 − w)e = ay + bπ *. （2-32）. r = (a / w) y + (b / w)π * − ((1 − w) / w)e. （2-33）. * （2-32）式為貨幣狀態指標，（2-33）式為基本的泰勒法則模型，π = (π + γe−1 ). 代表長期通貨膨脹。當外生的衝擊來自於匯率，此兩種看似相同的貨幣政策工具將產生不同的結果。當 e 下降； y 、 π 固定時，不論是 MCI 亦或是泰勒法則 *. 21.

(27) 模型下，均意味著利率將上升。對於以 MCI 操作工具者來說，貨幣當局亦將調整 e / r 的比例，以維持相同的 MCI；但對於以利率法則當作操作工具者而言，利率調高將引發緊縮性的貨幣政策，來反應匯率的貶值。近年來，已有幾個國外的央行曾採取 MCI 作為政策操作工具，例如：加拿大銀行與紐西蘭準備銀行將. MCI 當作操作工具，設定期望的範圍，並使用政策控制的利率去達成，另如挪威、瑞典、芬蘭等國則將 MCI 視為政策轉變與否中的一個參考指標，（三）. 泰勒法則決定匯率. 對於如何利用泰勒法則決定匯率，Tanya Molodtsova 與 David H.Papell(2008) 舉兩國為例，首先將本國與外國兩條泰勒法則方程式加以相減，則在等號左邊兩國為利率差，而右邊則分別為兩國通貨膨脹率與產出缺口之差。 *. it − it* = α + α uπ π − α eπ π * + α uy yt − α ey y * − α q qt* + ρ u it −1 − ρ e it −1 + η t. （2-34）. 其中係數項下標中的 μ 代表本國， e 代表外國。假定中央銀行均以 PPP 成立下的匯率作為目標匯率，則實質匯率就自然出現在等號右邊，另我們可以假定 UIP 成立，則等號左邊的利率差部份我們只要解決前一期的預期後，匯率方程式就自然可以導出。. Δst +1 = ω − ωu π π t + ω e π π * − ωu y yt + ω e y yt* + ω q qt* − ωu i it −1 + ω e i it*−1 + η t 其中， st ：名目匯率. （2-35）. qt ：實質匯率. Engel 與 West(2006)以本國與外國間的產出缺口差及通貨膨脹率差建立一個模型基礎的實質匯率，並發現模型基礎的匯率與實際馬克間存在正向關係。. Mark(2007)以一個具學習型的模型來檢視泰勒模型對匯率的決定能力。在他 22.

(28) 的模型中代理人（Agent）利用最小平方學習法則（least-square learning rules）去獲得有關於模型中係數的訊息，他並發現此一模型均能準確抓住 1973 年至. 2005 年間實質德國馬克匯率的六個主要波動。. 本章備註：註 1.貨幣狀態指標為利率與匯率的加權平均，權數取決於這兩個變數對總需求的影響力。這個指標既可用以衡量貨幣供給之鬆緊程度，又能作為貨幣當局進行政策操作時之中間標的。近年來貨幣狀態指標已成為執行貨幣政策時一個相當重要的標的。例如：加拿大、紐西蘭、瑞典等國之央行皆以開項指標作為貨幣操作時的標的，有許多政府機構與民間企業亦定期編製與發表各國的貨幣狀態指標。林金龍（1999）。. 23.

(29) 第三章、. 研究方法. 第一節資料來源及說明一、資料來源本研究原目地在於利用 real-time 資料庫來進行泰勒名目匯率變動的多期別預測能力的探究。挑選的標的為台灣、美國、日本、英國、南韓、等四國之匯率、物價、產出等月資料，但因台灣目前無較完整的 real-time 資料庫，故我們取而代之以教育部電子計算中心之經濟統計資料庫 (Advanced Retrieval. Modeling System－AREMOS)與國際金融統計資料庫(International Financial Statistics Database－IFS)兩線上資料庫作為模型標的變數資料的來源。整理如下表：表 3-1：模型變數資料來源變數. 工業生產. 消費者物價. 指數. 指數. 台灣. AREMOS. AREMOS. AREMOS. 美國. IFS. IFS. AREMOS. 日本. IFS. IFS. AREMOS. 英國. IFS. IFS. AREMOS. 韓國. IFS. IFS. AREMOS. 國別. 名目匯率. 資料來源：自行整理資料截取的時間長度，因此事涉台灣匯率管理的演進期程(如下表)， 24.

(30) 表 3-2：新台幣外匯管制演進歷程民國年. 38. 簡要說明實施法定匯率，釘住美方匯率制度。正式採用複式匯率，機器設備、工業原料及重要物資適用官. 39 價，一般進口適用代購公營事業結匯證價。實施新金融措施，規定因出進口物資不同及出進口人身份不. 40 同，適用不同的匯率。實施外匯改革，將複雜的多元匯率簡化為二元匯率，一為基. 47 本匯率 24.78，一為基本匯率加結匯證價 11.60，合計 36.38。. 50. 基本匯率調整為 40 元。. 62. 每一美元值 38 元。由於外匯市場供過於求嚴重，基本匯率調整為 36 元，同時. 67. 放棄對美元行之多年的法定匯率，改採機動匯率，中央銀行可視市場狀況機動調整。建立外匯市場後，實施管理的浮動匯率，匯率雖由市場決. 68 定，中央銀行不再掛牌，但實際決定匯率的並非各個銀行。中央銀行退出匯率擬訂小組，並取消中心匯率及其上下限規. 69 定，改稱銀行與顧客買賣中價；每日變動幅度不超過前一營. 25.

(31) 業日買賣中價上下為 1％。實施加權平均中心匯率制度，並恢復中心匯率，以銀行間美. 71 元交易加權平均價格計算中心匯率。中央銀行將即期外匯買賣辦法與遠期外匯買賣辦法合併為. 76. 「指定銀行買賣外匯辦法」，並將銀行與顧客交易每筆金額超過五萬美元者之議範圍放寬為中心匯率上下為二角。中央銀行廢止指定銀行買賣外匯辦法，取消加權平均中心匯. 78. 率制度及其議價之規定；銀行間交易及與顧客交易之匯率由各銀行自行決定。. 資料來源:中央銀行. 80 年代開始，隨著台灣經濟高度成長，對美國每年出超金額也呈現快速的累積，自此台幣固定對美元匯率的央行匯率政策，變成當時中美貿易談判，美方主要的訴求要點。故我們資料截取的時間點以民國七十一年(1982)，央行在美方匯率自由化壓力下，實施加權平均匯率制度後，作為資料起始點，以 2008 年. 06 月作為結束時間，資料性質屬月資料。二、變數說明以下就實證模型中重要相關經濟變數與匯率變動的關係進行說明：（一）物價指數一般衡量物價的指標主要有消費者物價指數(CPI)，躉售物價指數（WPI）與 GDP 平減指數三種。所謂物價指數(Price index)，是指當期相對於基期平均物 26.

(32) 價的百分比，並以基期的平均物價為 100，作為比較基礎。本文在物價水準的變數選取上，以 CPI 資本序列來做為物價水準的代表。一國貨幣的對外價值，所要考慮的因素就是國內外物價水準比較後的相對價值，若本國相對外國物價水準上升，則實質貨幣供給下降，造成利率上升，國內相對國外報酬率上升，資金流入，匯率下降，本國幣值升值；反之，本國相對外國物價水準下降，則實質貨幣供給增加，造成利率下跌，外匯市場產生超額需求，匯率上升，本國幣值貶值。因此，物價水準的高低與匯率呈現負相關。（二）工業生產指數工業生產指數是衡量工業部門生產變動的經濟指標，具有代表景氣榮枯的意義，象徵國內產業概況，經濟景氣循環的擴張會造成貨幣需求的增加及利率的上升，促使匯率升值。其中包括礦業、製造業、水電燃氣業、房屋建築業等，因 GNP 無月資料，改以工業生產指數(IND)來代表實質經濟生產面。藍世偉（1999）實證結果顯示：工業生產指數預期項與未預期項和預期外銷訂單並未對匯率有顯著影響，未預期外銷訂單則對匯率有顯著且負向的關係。亦即，未預期外銷訂單增加會使台幣匯率下降，造成台幣升值。一般而言，當本國工業生產力相對外國高時，表示本國產品競爭力增強，即出口值增加，進口值減少，外匯供給增加，外匯需求減少，造成匯率下跌，本國幣值升值；反之，當本國工業生產力相對外國下降時，造成匯率上升，本國幣值貶值。因此，工業生產指數的變動與匯率是呈現負相關。第二節模型建立 27.

(33) 我們的 Taylor 匯率模型導出是來自 Engel and West(2005)，假定本國與外國央行皆遵行泰勒法則，即. (. ). (. ). （3-1）. it = i + δ π π t − π + δ y y tgap + μ t. (. ). （3-2）. it* = i + δ π π t* − π + δ y y t* gap + δ s st − s t + μ t*. 其中， it ：央行的短期目標利率. i ：長期均衡利率. π ：目標通貨膨脹率. ytgap ：產出缺口. s t ：目標匯率. *：表外國如果 PPP（ s t = pt − pt* ）. 除利率外變數均為原變數取自然對數 δπ > 0 ；δ y > 0 ；δ s < 0. 將（3-1）與（3-2）兩式相減可得且假定 UIP（ k (it − it* ) = Et st + k − st + ϖ t 註 1）成立，則. [. (. (. ). ). Et s t + k − st + ϖ t = k • δ π (π t − π t* ) + δ y y tgap − yt*gap − δ s st − s t + μ t − μ t*. ]. 此外 st + k − st = Et st + k − st + ε t + k. （3-3）（3-4）. 假定 PPP (s t = pt − pt* )成立，則可知 st = qt + ( pt − pt* ) = qt + s t 。即， qt = st − s t. （3-5）. 將（3-3）、（3-5）兩式代入（3-4）式可得，. [ (. ). (. ). (. s t + k − s t − ε t + k + ω t = k δ π π t − π t* + δ y y tgap − y t* gap − δ s qt + μ t − μ t*. )]. ，. 則， Δst + k = k [δ π (π t − π t* ) + δ y (y gap − y t* gap ) − δ s qt + (μ t − μ t* )] − ε t + ωt ， t. 則， Δst + k = α + β π π tg + β y y tg + β q qt + ν t. 。. * 其中ν t = k (μ t − μ t ) − ϖ t + ε t + k ，. 28. （3-6）.

(34) βπ = k δ π ; βπ > 0 ，. π tg = (π t − π t* ) ， βy = k δy;βy > 0 ，. ytg = ( ytgap − yt* gap ) ， β q = −k δ s ; β q > 0 。. （3-6）式即為本研究所用模型，吾人比較（3-6）式之模型是否在樣本內之預測能力較隨機遊走模型為佳。如果名目匯率不具預測性則（3-6）式中之 α 、 β π 、. β y 及 β q 皆應不顯著異於零。反之若前述迴歸係數不會為零時，則代表名目匯率具樣本內可預測性。第三節計量方法本研究係採用計量軟體 E-View 5.1 對模行進行傳統最小平方法之迴歸分析，檢定在泰勒法則成立下，美元對台幣、英磅、日圓與韓圜之 t+k 期匯率是否真的具有預測能力。但我們均知一個時間數列模型，必須確定處於隨機過程下，不會隨時間經過而改變，如此才能以一個固定係數的方程式來加以估計或預測，而確定時間數列模型確定處於隨機之過程我們就稱為單根檢定。一、單根檢定(Unit Root Test) 所謂單根數列，指的是本身為非定態，須經差分處理過才能達到恆定的數列。換言之，單根指的就是時間數列呈現非定態的性質。任何時間數列的資料，必須達到定態(stationary)，模型的估計與分析才具有意義。而所謂定態性的時間數列是指一個時間數列其統計特性(平均數、變異數以及自相關共變異數)將不隨 29.

(35) 時間變化而改變，因此外在衝擊僅具有短暫效果，隨著衝擊消失，該時間序列會重回長期均衡，而呈現穩定的狀態。反之，在非定態(nonstationary)的時間序列中，衝擊具有恆常影響效果，即使衝擊消失，對於時間序列的影響將永遠存在，表示該時間序列有長久的記憶特性，讓序列無法回到長期均衡狀態。對非恆定的資料作傳統的迴歸分析時，會造成 t 統計量和 F 統計量很顯著、判定係數很高，但 D-W 值卻很小甚至趨近於 0，若未經判斷資料是否為定態而直接進行迴歸分析，將可能產生 Granger and Newbold(1974)提出之假性迴歸(spurious. regression)情形，使資料結果發生偏誤，而導致未有實質經濟意義。 Nelson and Plosser(1982)採用 Dickey-Fuller 單根檢定法對美國總體經濟變數加以檢驗，發現大多數的總數經濟變數普遍存在單根。若欲將非定態模型變成定態模型，則應先對各變數直接取差分，再對差分後的數列進行單根檢定，直到數列呈現定態為止，如此才能依據該數列所設定的統計模型來加以估計。所以，在實證分析過程中，單根檢定確有其存在的必要性。單根檢定法大致有兩種，一種是由 Dickey and Fuller(1979)所提出的 DF 檢定法，和 Dickey and. Fuller(1981)在幾經修訂而成的 ADF 檢定法; 另一種是由 Philips and Perron(1988) 採用模擬實證分配，修正 ADF 檢定所未能考慮到的異質性(Heterokedasticity)問題，其對應檢定後計量為 P-P 統計量。本文採用 ADF 有漂浮項及趨勢項之隨機漫步模型檢定法，因 ADF 不但適用於自我迴歸(AR)和移動平均(MA)外，尚可透過 L 期落差項，來消除殘差項序列相關的問題。ADF 有三種迴歸模式，表示如下： 30.

(36) 1.無截距項與無趨勢項之隨機漫步模型 Δyt = βyt −1 + ∑i=1 ρi Δyt −i + ε t p. 2.加入截距項但無趨勢項之隨機漫步模型 Δyt = α + β yt −1 + ∑i=1 ρi Δyt −i + ε t p. 3.加入截距項與趨勢項之隨機漫步模型 Δyt = α + βyt −1 + γT + ∑i=1 ρ i Δyt −i + ε t p. 其中. Δyt = yt − yt −1. α ：截距項(drift) T ：時間的定態趨勢 P ：表足夠大之落後期數. ε t ：干擾項. 假設檢定為：虛無假設： β = 0 (存在單根即資料不為恆定) 對立假設： β ≠ 0 (不存在單根即資料為恆定) 檢定的目的在於確定落後一期的變數 y t −1 係數值 β 是否為 0，若拒絕虛無假設，則表示 yt 變數為 0 階累積階次 I(0)，代表原始時間序列為定態，不具單根；若接受虛無假設，則表示變數累積階次大於 0 而存在單根，代表原始的時間序列為差分定態(difference stationary)，衝擊對 yt 有永久的影響，此時必需再進行有永久的影響，此時必需再進行 I(1)以上之差分平穩檢定，直到拒絕虛無假設為止。. ADF 的檢定統計值雖與一般 t 檢定統計值相同，但卻是一個向左偏斜的分 31.

(37) 配，並會因模式不同而影響該值的分配，一般可區分為三種形式：為隨機漫步模式的統計量、為具有常數項的統計量、為考慮時間趨勢的統計量。. 本章備註：註 1.本國與外國第 t+k 期利率均衡的條件為. (1 + it )k. (. = 1 + it*. ). k. (. E e t +k = 1 + it* Et. 其中， Et :第 t 期名目匯率兩邊各取自然對數，. ) ⎛⎜⎜1 + E k. ⎝. e. − Et ⎞ ⎟⎟ Et ⎠. t +k. Ete+k :第 t+k 期名目匯率期望值. ⎛ E e t + k − Et ⇒ k ln (1 + it ) = k ln 1 + it* + ln ⎜⎜1 + Et ⎝. (. ). ⎞ ⎟⎟ ⎠. 因 r 極小時， ln(1 + r ) ≅ r ，故上式可為 E e t + k − Et k (it − it* ) = = ln Ete+ k − ln Et = Ete st + k − st Et. 32.

(38) 第四章、. 實證研究結果分析. 第一節單根結果在做迴歸估計前，必須先檢定時間序列資料是否為定態，如果此時間序列資料非定態，應用於統計之分析時，可能會有所偏誤；因此，時間序列資料須符合定態，其結果分析才富有意義與準確性。然而，本節主要檢定兩國間之名目匯率 s 與實質匯率 q、工業生產指數缺口差 yg、通貨膨脹率差 p 是否具定態條件。其中，台灣為本國，以美國、日本、英國、南韓為外國之 ADF 檢定，輔以 Eview 計量統計軟體以供此部分實證研究，則無差分之單根檢定結果列於以下表 4-1 至表 4-4。表4-1名目匯率-s 之無差分設定的單根檢定. 有截距項但無趨勢項. 有截距項與有趨勢項. 無截距項與趨勢項?. t 統計量. 美國 (sa) -1.480325. 英國 (su) -2.238871. 日本 (sj) -1.939305. 南韓 (sk) -2.056334. *ADF 之5％臨界值. -2.870473. -2.870444. -2.870473. -2.870503. t 統計量. -1.371894. -2.521487. -2.942671. -2.181016. *ADF 之5％臨界值. -3.42411. -3.424064. -3.42411. -3.424155. t 統計量. -0.763564. -0.356283. -1.205095 0.9205136. *ADF 之5％臨界值. -1.94183. -1.941827. -1.94183. -1.941834. ＊5％是根據MacKinnon (1996)之單邊P值所得。表4-2實質匯率-q之無差分設定的單根檢定. 有截距項但無趨勢項. 有截距項與有趨勢項. 無截距項與趨勢項?. t 統計量. 美國 (qa) -0.99287. 英國 (qu) -0.885011. 日本 (qj) -1.318468. 南韓 (qk) -1.647143. *ADF 之5％臨界值. -2.870473. -2.870444. -2.870473. -2.870473. t 統計量. -1.313934. -2.48892. -2.988557. -2.378783. *ADF 之5％臨界值. -3.42411. -3.424064. -3.42411. -3.42411. 0.3125712 0.6024623 -1.570287 1.5168064. t 統計量. -1.94183. *ADF 之5％臨界值＊5％是根據MacKinnon (1996)之單邊P值所得。. 33. -1.941827. -1.94183. -1.94183.

(39) 表4-3工業生產指數缺口差-yg之無差分設定的單根檢定英國. 美國 (y. ga. 有截距項但無趨勢項. 有截距項與有趨勢項. 無截距項與趨勢項?. tg. ag. =y -y. ). (y. gu. tg. 日本 ug. =y -y. ). (y. gj. tg. 南韓 jg. =y -y. ). (y. gk. tg. kg. =y -y. ). t 統計量. -2.262316. -4.17796. -4.019035. -4.293893. *ADF 之5％臨界值. -2.870868. -2.870868. -2.870868. -2.870868. t 統計量. -2.253711. -4.307376. -4.020534. -4.303882. *ADF 之5％臨界值. -3.424726. -3.424726. -3.424726. -3.424726. t 統計量. -2.263830. -4.157424. -4.021359. -4.300594. *ADF 之5％臨界值. -1.941874. -1.941874. -1.941874. -1.941874. ＊5％是根據MacKinnon (1996)之單邊P值所得。. 有截距項但無趨勢項. 有截距項與有趨勢項. 無截距項與趨勢項?. 表4-4 通貨膨帳率差-πg之無差分設定的單根檢定美國日本南韓英國 ga t a gu t u gj t j gk (π =π -π ) (π =π -π ) (π =π -π ) (π =πt-πk) -15.55436 -15.64213 -20.97152 -19.08913 t 統計量 *ADF 之5％臨界值. -2.870473. -2.870473. -2.870444. -2.870444. t 統計量. -15.53685. -15.76643. -21.01638. -19.08117. *ADF 之5％臨界值. -3.42411. -3.42411. -3.424064. -3.424064. t 統計量. -20.03831. -18.84128. -20.79550. -18.22841. *ADF 之5％臨界值. -1.941827. -1.941827. -1.941827. -1.941827. ＊5％是根據MacKinnon (1996)之單邊P值所得。. 從以上的表 4-1 至 4-4 可得知，「名目匯率」及「實質匯率」、「台灣與美國工業生產指數缺口差」其檢定的結果皆無法拒絕 H0 具單根的虛無假設，即表示兩國間之「名目匯率」及「實質匯率」、「台灣與美國工業生產指數缺口差」皆為非定態數列，則必須將原始資料取差分後，再進行單根檢定，直到資料達定態為止。接著，將時間序列資料先取一階差分做單根檢定，其結果列於下面的表 4-5 至 4-7。. 34.

(40) 表4-5名目匯率-s之一階差分設定的單根檢定. 有截距項但無趨勢項. 有截距項與有趨勢項. 無截距項與趨勢項?. t 統計量. 美國 (sa) -12.28804. 英國 (su) -16.68883. 日本 (sj) -13.57153. 南韓 (sk) -11.92730. *ADF 之5％臨界值. -2.870473. -2.870473. -2.870473. -2.870503. t 統計量. -12.30669. -16.77277. -13.56951. -11.95583. *ADF 之5％臨界值. -3.42411. -3.42411. -3.42411. -3.424155. t 統計量. -12.27802. -16.71244. -13.54179. -11.87919. *ADF 之5％臨界值. -1.94183. -1.94183. -1.94183. -1.941834. ＊5％是根據MacKinnon (1996)之單邊P值所得。表4-6實質匯率-q之一階差分設定的單根檢定. 有截距項但無趨勢項. 有截距項與有趨勢項. 無截距項與趨勢項?. t 統計量. 美國 (qa) -14.76655. 英國 (qu) -16.69405. 日本 (qj) -13.91978. 南韓 (qk) -12.9534. *ADF 之5％臨界值. -2.870473. -2.870473. -2.870473. -2.870473. t 統計量. -14.76560. -16.72065. -13.90185. -12.97266. *ADF 之5％臨界值. -3.42411. -3.42411. -3.42411. -3.42411. t 統計量. -14.78311. -16.69857. -13.83756. -12.79741. *ADF 之5％臨界值. -1.94183. -1.94183. -1.94183. -1.94183. ＊5％是根據MacKinnon (1996)之單邊P值所得。表4-7工業生產指數缺口差dyg之一階差分設定的單根檢定英國. 美國 (y. ga. 有截距項但無趨勢項. 有截距項與有趨勢項. 無截距項與趨勢項?. tg. ag. =y -y. ). (y. gu. tg. 日本 ug. =y -y. ). (y. gj. tg. 南韓 jg. =y -y. ). (y. gk. tg. kg. =y -y. t 統計量. -4.344027. -. -. -. *ADF 之5％臨界值. -2.870868. -. -. -. t 統計量. -4.337128. -. -. -. *ADF 之5％臨界值. -3.424726. -. -. -. t 統計量. -4.297113. -. -. -. *ADF 之5％臨界值. -1.941874. -. -. -. ). ＊5％是根據MacKinnon (1996)之單邊P值所得。. 從表 4-5 至 4-7 得知，將時間序列資料取一階差分再做單根檢定，其結果顯示皆可拒絕 H0 為具單根的虛無假設，則表示此時間序列資料呈現定態之情況。故做實證分析前，必須先將兩國間之「名目匯率」及「實質匯率」、「台灣與美 35.

(41) 國工業生產指數缺口差」等變數的時間序列資料取一階差分，使之為定態情況以避免偏誤情形的產生。第二節迴歸模型之實證結果本文在估計迴歸模型部分，是台灣作為本國；進行台幣對美國、日本、英國、南韓等國貨幣以採取最小平方法（OLS）來進行泰勒方程式匯率預測能力估計，其中 k 值(跨期)選定分別定為 k=1，3，6，9，12，24，36，48，60，72，. 84，96，並以 p-value=5%作為顯著水準，先行確定各項係數是否顯著異於 0，結果如表 4-8 至表 4-11。. 36.

(42) 表4-8 美元對台幣以泰勒方程式進行迴歸分析結果. (. a a ga ga a 方程式: s t +k − s t = α + β π π t + β y y t + β q q t. Coef. (Prob.) k=1 k=3 k=6 k=9 k=12 k=24 k=36 k=48 k=60 k=72 k=84 k=96. c. qa. yga. y tg a = y tt g − y ta g ga. π. 0.0002 -0.5490 -0.0003 -0.3415 (0.7537 ) (0.0000 ) (0.9722 ) (0.0000 ). 0.0002 -0.7474. 0.0166 -0.3413. (0.7524 ) (0.0000 ) (0.0430 ) (0.0000 ). 0.0000 -0.7024. 0.0065 -0.3318. (0.9499 ) (0.0000 ) (0.4312 ) (0.0000 ). 0.0000 -0.7630. 0.0009 -0.4017. (0.9545 ) (0.0000 ) (0.9204 ) (0.0000 ). 0.0002 -0.9163. 0.0150 -0.3965. (0.7992 ) (0.0000 ) (0.0705 ) (0.0000 ). 0.0001 -0.8825. 0.0201 -0.4265. (0.9232 ) (0.0000 ) (0.0173 ) (0.0000 ). 0.0000 -0.6551. 0.0109 -0.2112. (0.9903 ) (0.0000 ) (0.2183 ) (0.0022 ). 0.0000 -0.8904. 0.0063 -0.4752. (0.9541 ) (0.0000 ) (0.4883 ) (0.0000 ). 0.0003 -0.7384. 0.0034 -0.4025. (0.7310 ) (0.0000 ) (0.7230 ) (0.0000 ). 0.0012 -0.8678. 0.0171 -0.3217. (0.1741 ) (0.0000 ) (0.0720 ) (0.0000 ). 0.0014 -0.9011. 0.0147 -0.4579. (0.1378 ) (0.0000 ) (0.1381 ) (0.0000 ). 0.0016 -0.8139. 0.0055 -0.4239. (0.0747 ) (0.0000 ) (0.5705 ) (0.0000 ). 37. ). π tg a = (π tt − π ta ) t. t. R-squared. AIC. SBC. 0.2967. -5.9670. -5.9194. 0.3928. -5.7766. -5.7288. 0.3554. -5.7636. -5.7155. 0.3793. -5.7065. -5.6581. 0.4894. -5.7791. -5.7303. 0.4762. -5.7727. -5.7224. 0.3154. -5.6987. -5.6469. 0.4577. -5.6987. -5.6453. 0.3479. -5.5829. -5.5277. 0.4562. -5.6853. -5.6281. 0.4720. -5.6598. -5.6005. 0.4388. -5.7384. -5.6769.

(43) 表4-9 英鎊對台幣以泰勒方程式進行迴歸分析結果 u u gu gu u 方程式: s t +k − s t = α + β π π t + β y y t + β q q t. Coef. (Prob.) k=1 k=3 k=6 k=9 k=12 k=24 k=36 k=48 k=60 k=72 k=84 k=96. c. qu. 0.0011 -0.8885. ygu. (. y tg u = y tt g − y tu g gu. π. 0.0080 -0.5752. (0.5248 ) (0.0000 ) (0.6378 ) (0.0000 ). 0.0011 -0.9365. 0.0326 -0.5258. (0.5161 ) (0.0000 ) (0.0563 ) (0.0001 ). 0.0013 -1.0338. 0.0043 -0.4613. (0.4842 ) (0.0000 ) (0.8105 ) (0.0010 ). 0.0012 -0.9292 -0.0007 -0.5337 (0.4986 ) (0.0000 ) (0.9698 ) (0.0001 ). 0.0017 -0.9982. 0.0417 -0.5828. (0.3578 ) (0.0000 ) (0.0170 ) (0.0000 ). 0.0019 -1.0169. 0.0450 -0.5032. (0.2959 ) (0.0000 ) (0.0096 ) (0.0002 ). 0.0027 -0.9297. 0.0455 -0.4416. (0.1522 ) (0.0000 ) (0.0117 ) (0.0018 ). 0.0021 -1.0401. 0.0501 -0.5797. (0.2431 ) (0.0000 ) (0.0027 ) (0.0000 ). 0.0022 -0.9658. 0.0196 -0.3332. (0.2409 ) (0.0000 ) (0.2532 ) (0.0127 ). 0.0024 -0.9392. 0.0530 -0.3135. (0.2221 ) (0.0000 ) (0.0032 ) (0.0246 ). 0.0027 -0.9426. 0.0474 -0.5521. (0.1728 ) (0.0000 ) (0.0087 ) (0.0001 ). 0.0032 -0.8572. 0.0268 -0.3367. (0.0947 ) (0.0000 ) (0.1194 ) (0.0150 ). 38. ). π tg u = (π tt − π tu ) t. t. R-squared. AIC. SBC. 0.4545. -4.0834. -4.0358. 0.4849. -4.0937. -4.0459. 0.5158. -4.0143. -3.9662. 0.4726. -4.0466. -3.9981. 0.5173. -4.0702. -4.0214. 0.5437. -4.1078. -4.0576. 0.4937. -4.0555. -4.0037. 0.6032. -4.2443. -4.1909. 0.5602. -4.1999. -4.1446. 0.5453. -4.1488. -4.0916. 0.5586. -4.1713. -4.1120. 0.5444. -4.2760. -4.2145.

(44) 表4-10 日幣對台幣以泰勒方程式進行迴歸分析結果. (. j j g j g j j 方程式: s t +k − s t = α + β π π t + β y y t + β q q t. Coef. (Prob.) k=1 k=3 k=6 k=9 k=12 k=24 k=36 k=48 k=60 k=72 k=84 k=96. c. qj. -0.0018 -0.6870. ygj. y tg j = y tt g − y tj g gj. π. 0.0225 -0.4650. (0.2103 ) (0.0000 ) (0.1005 ) (0.0000 ). -0.0025 -0.9214. 0.0183 -0.3692. (0.0983 ) (0.0000 ) (0.1993 ) (0.0011 ). -0.0029 -1.0558. 0.0124 -0.4322. (0.0741 ) (0.0000 ) (0.1170 ) (0.0002 ). -0.0027 -0.9126. 0.0226 -0.4370. (0.0741 ) (0.0000 ) (0.1170 ) (0.0002 ). -0.0022 -0.9165. 0.0114 -0.3869. (0.1330 ) (0.0000 ) (0.4184 ) (0.0006 ). -0.0025 -0.9883. 0.0232 -0.4450. (0.1208 ) (0.0000 ) (0.1246 ) (0.0002 ). -0.0031 -1.0392. 0.0162 -0.3361. (0.0562 ) (0.0000 ) (0.2795 ) (0.0046 ). -0.0019 -0.9561. 0.0213 -0.3478. (0.2367 ) (0.0000 ) (0.1645 ) (0.0038 ). -0.0013 -0.9090. 0.0307 -0.3664. (0.4186 ) (0.0000 ) (0.0392 ) (0.0016 ). -0.0018 -1.0388. 0.0222 -0.4958. (0.2646 ) (0.0000 ) (0.1411 ) (0.0000 ). -0.0015 -0.8823. 0.0263 -0.4723. (0.3459 ) (0.0000 ) (0.0819 ) (0.0001 ). -0.0027 -0.9554. 0.0242 -0.2983. (0.1060 ) (0.0000 ) (0.1099 ) (0.0126 ). 39. ). π tg j = (π tt − π t j ) t. t. R-squared. AIC. SBC. 0.3531. -4.4822. -4.4347. 0.4694. -4.4056. -4.3578. 0.5520. -4.4644. -4.4163. 0.4663. -4.4054. -4.3570. 0.4803. -4.4596. -4.4108. 0.5009. -4.3586. -4.3084. 0.5411. -4.4000. -4.3482. 0.5072. -4.3940. -4.3406. 0.5112. -4.4882. -4.4329. 0.5909. -4.5111. -4.4540. 0.5326. -4.5713. -4.5121. 0.5746. -4.5737. -4.5122.

(45) 表4-11 韓元對台幣以泰勒方程式進行迴歸分析結果. (. k k gk gk k 方程式: s t +k − s t = α + β π π t + β y y t + β q q t. Coef. (Prob.) k=1 k=3 k=6 k=9 k=12 k=24 k=36 k=48 k=60 k=72 k=84 k=96. c. qk. 0.0024 -0.5997. ygk. y tg k = y tt g − y tk g gk. π. 0.0052 -0.2926. (0.0960 ) (0.0000 ) (0.8279 ) (0.0071 ). 0.0040 -1.0257 -0.0080 -0.5099 (0.0076 ) (0.0000 ) (0.7521 ) (0.0000 ). 0.0039 -1.0029. 0.0022 -0.4543. (0.0093 ) (0.0000 ) (0.9299 ) (0.0001 ). 0.0030 -0.7208. 0.0390 -0.3261. (0.0452 ) (0.0000 ) (0.1260 ) (0.0054 ). 0.0039 -0.9710. 0.0226 -0.5283. (0.0136 ) (0.0000 ) (0.3954 ) (0.0000 ). 0.0037 -0.9472. 0.0167 -0.6001. (0.0616 ) (0.0000 ) (0.5645 ) (0.0109 ). 0.0032 -0.8408. 0.0163 -0.3279. (0.0616 ) (0.0000 ) (0.5645 ) (0.0109 ). 0.0032 -0.8686. 0.0250 -0.5193. (0.0724 ) (0.0000 ) (0.3856 ) (0.0001 ). 0.0030 -0.8893. 0.0422 -0.3003. (0.1038 ) (0.0000 ) (0.1609 ) (0.0284 ). 0.0024 -0.8490. 0.0209 -0.5054. (0.2242 ) (0.0000 ) (0.5022 ) (0.0004 ). 0.0031 -0.9057. 0.0276 -0.3069. (0.1259 ) (0.0000 ) (0.4059 ) (0.0428 ). 0.0029 -0.9287. 0.0321 -0.3293. (0.1708 ) (0.0000 ) (0.3446 ) (0.0384 ). 40. ). π tgk = (π tt − π tk ) t. t. R-squared. AIC. SBC. 0.3082. -4.5389. -4.4914. 0.5390. -4.4283. -4.3805. 0.5248. -4.4352. -4.3871. 0.3640. -4.4300. -4.3815. 0.4888. -4.3451. -4.2963. 0.4765. -4.3085. -4.2582. 0.4208. -4.2872. -4.2354. 0.4396. -4.2651. -4.2116. 0.4477. -4.1985. -4.1432. 0.4219. -4.1731. -4.1160. 0.4501. -4.1106. -4.0513. 0.4576. -4.0800. -4.0185.

(46) 由上表 4-8 至表 4-11，吾人對 OLS 結果說明如下：一、自變數與應變數關係茲因本實證資料中對於匯率之定義採「間接匯率」亦即一單位本國貨幣兌換多少外國貨幣，由上表中台幣對美元、英鎊、日圓與韓圜等四國的泰勒方程式迴歸係數我們得知；1.本國與其他四國之「通貨膨脹率差」對「匯率變動」的影響為負，此一結果與（3-6）式所隱含之負向關係（ β π < 0 ）的結果相一致。2.本國與外國「工業生產指數缺口差變動率」對「匯率變動」的影響，唯有在日本的迴歸結果上呈現出與（3-6）式所隱含之關係（ β y > 0 ）、英國（k=9）、與南韓（k=3）均我們發現當兩者相一致，但在美國（k=1）間卻呈現負相關。3. 本國與其他四國之「實質匯率變動率」對「匯率變動」均呈現負相關，此與（3-6）式所隱含之關係（ β q < 0 ）相一致。二、迴歸係數顯著性無論是美元、英鎊、日圓亦或是韓圜其匯率預測的泰勒方程式之係數顯著性判斷上，發現「工業生產指數缺口差變動率」在百分之五的顯著水準下，在大部份預測期間上皆無法拒絕係數為零之虛無假設，然其他變數如「實質匯率」及「通貨膨脹缺口差」之變動率則拒絕估計係數為零的虛無假設。因此估計結果顯示名目匯率具樣本內之可預測性，而此亦顯示泰勒法則在匯率之樣本內預測上之實用性。然值得一提的是，不同預測期間下的迴歸方程式之判定係數均偏低，此亦顯示尚有其他重要解釋變數被忽略掉，值得吾人未來進一步討論。. 41.

(47) 表4-12. 變數. 迴歸係數顯著性判斷結果匯整. q. g. yg. π. 幣別. 美元. 拒絕H0 k=3、24拒絕H0. 拒絕H0. 英鎊. k=12、24、拒絕H0 36、48、72、 84拒絕H0. 拒絕H0. 日幣. 拒絕H0 k=60拒絕H0. 拒絕H0. 韓元. 拒絕H0. 無法拒絕H0. 拒絕H0. 42.

(48) 第五章、. 結論. 過去數十年來，台灣的經貿快速成長，對外貿易的依存度日益提升，進出口貿易在 GDP 所佔的比例（見下表）相較於其他世界大多數已開發國家已列高比例之林，在金融自由化與國際化旗幟日益高漲的今日，其伴隨而來的匯兌之高風險，無論是政府亦或一般民間企業，自然不能等閒視之。是以近年央行在採行各項公開市場操作工具的同時，除考量利率對市場資金的引導效果外，亦早將主要貿易對手國匯率今後走勢變化，與會相對出口與進口貿易之影響納入重要的參考要因之一。本文嘗試以泰勒利率法則為出發，以前瞻性 CGG 模型後續研究的修正 Engel and West(2005)模型為主軸，檢視其運用於新台幣對其他主要工業國家的匯率變化的預測能力作為最終目標之成效，以作為相關單位與續後研究者之建議。表五-1. 年. 2002年 2003年 2004年 2005年 2006年 2007年 2008年. 國內生產毛額占國內生國民生產產毛額 = 毛額比率 (GDP) 97.70 96.97 96.75 97.52 97.45 97.43 97.38. 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00 100.00. 民間消費 61.06 60.39 60.72 61.31 60.23 58.90 61.56. 國內生產毛額構成比國內生產毛額之構成比(%) +. 政府消費 13.90 13.87 13.24 13.08 12.63 12.10 12.64. +. 固定投資 18.56 18.61 21.87 21.29 21.24 21.11 20.62. +. 存貨變動 -0.61 -0.21 0.78 0.09 0.26 0.39 0.59. 商品及商品及 + 勞務之 - 勞務之輸出輸入 52.89 57.03 63.06 64.24 69.68 73.48 74.38. 45.80 49.69 59.68 60.01 64.04 65.99 69.78. 資料來源：行政院主計處「國民所得統計」。附註：依聯合國1993年版國民經濟會計制度編佈。. 本文的實證分析從各變數最簡單的時間數列分析技巧出發，利用單根檢定來先行觀察判斷所選取變數的可用性，再利用最小平方法試圖印證兩國間之產 43.

(49) 出與通貨膨脹缺口差及實質匯率與最終目標變數－名目匯率變動間，是否存在短期乃至中長期的相關性。迴歸分析顯示名目匯率具樣本內之可預測性，然部份解釋變數不顯著且模型之判定係數偏低，反映出部份重要解釋變數被遺漏，未來如何進一步理論模型之建構以找尋出具解釋能力之變數為本文未來之研究方向。. 44.

(50) 參考文獻一、中文部份： 1、吳致寧(1994),”匯率與單根—台灣之實證研究”，經濟論文，22 (1)，pp101– 103。 2、呂桂玲(1989),”新台幣對美元決定之實證研究”,逢甲大學經濟研究所碩士論文。 3、袁中越(1990),”匯率預測-時間序列之應用”，東吳大學經濟研究所碩士論文。 4、陳信宏(1992), “新台幣對美元之決定與預測—貨幣學說之實證研究”，淡江大學金融研究所碩士論文。 5、鄭鴻章(1987),”匯率估計與預測之研究－台灣實証分析”，國立政治大學國際貿易研究所碩士論文。 6、蕭美珠(1983) ,”購買力－台灣之實証研究”，國立政治大學國際貿易研究所碩士論文。 7、藍世偉(1999),”未預期新聞對匯率的影響─以新台幣兌美元匯率為例”,中山大學財務管理學系研究所碩士論文。二、英文部份： 1、Balassa, B. (1964), “The Purchasing Power Doctrine: A Reappraisal,” Journal of Political Economy, Vol. 72, No. 6, pp. 584-596. 2、Brason, W.H. & Halttunen H. and Masson, P.(1997),”Exchange rate in the short 45.

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