民主會影響經濟成長嗎?追蹤資料分量迴歸的應用 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學經濟學系碩士論文指導教授: 林馨怡博士. 政治大? 民主會影響經濟成長嗎. 立. — 追蹤資料分量迴歸的應用. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. 研究生: 蕭宇翔中華民國一百年七月. v.

(2) 謝. 詞. 也許真的是太忙了, 突然才驚覺就要完成碩士學位, 一年間, 我的碩士論文就這麼完成了, 湧上心頭的卻是難以言喻的感觸。對每一篇我讀過的文獻, 我衷心的感謝, 不論最後是否引用至我的論文, 每一篇文章的想法與創意都豐富了我這一年的生活。也要特別感謝 Romain Wacziarg 與 John C. Bluedorn 教授, 對於一個來自在台灣小小碩士生的. 來信, 百忙中仍大方提供自己的研究資料, 也許最終未能用於我的論文, 都. 政治大. 讓我體會一位學者大方與認真的態度。還有感謝 Daron Acemoglu 教授,. 立. 論文中的一個變數是來自他的網站, 他讓我見識到偉大經濟學者可以有多. ‧ 國. 學. 巨大。. ‧. 峻永、致遠、敬翔這一年來我們討論了好多, 也分享了好多, 我喜歡 meet-. y. sit. Nat. ing 完大家一起去吃飯的那種感覺, 能夠一起分享寫論文的想法實在很棒。. io. er. 很多資料與方法都是從你們那裡得來, 也幫我處理很多論文的事情, 沒有你. n. 們我的論文不會這麼順利。 : 頭城鎮公所農 a 特別要感謝我工作單位的主管 v. i l C n U 經課陳衛華課長, 我常常請假, h 工作上多少有些延誤 , 有些事幫我先處理了, engchi. 我感念在心。我也沒想到口試委員們會這麼仔細讀我的論文, 感謝陳旭昇教授與林常青教授, 花時間讀過了我的論文, 並給予我實際、懇切的建議。還有我的指導教授林馨怡老師, 感謝這一年來的指導, 時間過的真快, 我都還清楚記得上計量的情形, 現在論文都完成了。感謝妳考量我這有工作之人時間有限, 許多時候都配合我的時間; 也感謝妳面對我那錯字連篇的初.

(3) 稿, 能耐心的讀完。我想碩班這兩年, 最要感謝的人就是老師了。最後的感謝留給我的爸爸、媽媽, 謝謝你們幫我處理了不少瑣事, 讓我能專心於課業與工作。兩年來的挫折與疲憊是少不了的, 也有過不少次放棄的念頭, 最終, 也完成了這個目標, 我想這會是一段難忘又不可思議的日子吧。蕭宇翔 2011 年 7 月. 於國立政治大學經濟研究所. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 3. i Un. v.

(4) 摘. 要. 本論文以分量迴歸估計方法探討民主與經濟發展的關係, 在政治民主對經濟成長的影響上, 使用全世界 78 國 1960-2008 年的年資料並以追蹤資料分量迴歸方法進行分析, 實證結果發現民主對經濟成長的影響具非線性的關係, 且在經濟成長率高時呈正 U 型的影響, 而在低經濟成長時兩者呈倒 U 型關係。此結果顯示在經濟繁榮時民主透過競租行為影響經濟較為嚴重, 反之經濟蕭條時, 再分配政策產生的負面效果較為明顯。另一方面, 本文以動態追蹤資料分量迴歸分法分析民主政治對經濟波動的影響, 分析全世界 82 國在 1960-2008 年的追蹤資料, 發現民主在經濟波動越劇烈時, 穩定經濟的效果愈強且顯著, 而在經濟穩定時, 則為不顯著的正向影響。實證結果支持 Rodrik (1999a,2000b) 的理論, 在經濟波動. 政治大. 越劇烈的國家, 民主政治越能透過政治和解來穩定經濟波動。. 立. 關鍵字: 民主; 經濟成長; 經濟波動; 分量迴歸; 追蹤資料. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v.

(5) 目錄 1 緒論. 1. 2 文獻回顧. 4. 2.1. 民主政治影響經濟成長 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 2.2. 民主政治影響經濟波動 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10. 3 計量方法. 4. 17. 3.1. 分量迴歸(Quantile regression) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17. 3.2. 工具變數分量迴歸(Instrumental variable quantile regression; IVQR) . 18. 3.4. 治政 endogeneity) . . . . . . . . . . . . . . . . . 大 . . . . . . . . . . . . . . . 立動態追蹤分量迴歸 (Dynamic panel quantile regression; DPQR) . . . . 追蹤資料分量迴歸的內生性問題 (Panel data quantile regression with. 學. ‧ 國. 3.3. 4 民主政治影響經濟成長實證結果. 24 26. 資料 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 26. ‧. 樣本資料與敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 26. 4.1.2. 民主的衡量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32. y. Nat. 4.1.1. sit. 4.1. 20. 4.3. 加入其他變數 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 37. n. a. er. 基本結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32. io. 4.2. v. 4.4. 考慮內生性問題 . . l. . . . . . . . . . . . . . n. i. . . . . . . . . . . . . 42. 4.5. OECD國家與非 OECD 國家 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 47. 4.6. 撒哈啦沙漠以南國家 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 50. 4.7. 不同時期 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 52. Ch. engchi U. 5 民主政治影響經濟波動實證結果. 57. 5.1. 資料 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 57. 5.2. 基本結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60. 5.3. 不同工具變數 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 64. 5.4. 加入其他變數 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 66 I.

(6) 5.5. OECD國家與非 OECD 國家 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 71. 5.6. 撒哈拉沙漠以南國家 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 74. 5.7. 不同時期 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 76. 6 結論. 81. 參考文獻. 83. A 民主政治影響經濟成長國家樣本資料. 87. B 民主政治影響經濟成長依國家性質區分樣本資料. 90. 政治大. C 民主政治影響經濟成長資料來源與說明. 立. 91. D 民主政治影響經濟波動國家樣本資料. 93. ‧ 國. 學. E 民主政治影響經濟波動依國家性質區分樣本資料. ‧. F 民主政治影響經濟波動資料來源與說明. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. II. i Un. v. 97 98.

(7) 表目錄 1. 全部國家I 敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28. 2. 全部國家II 敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 29. 3. OECD國家與非 OECD 國家敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . 30. 4. 撒哈拉沙漠以南國家敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 31. 5. 民主政治影響經濟成長基本結果(1960–2008 年) . . . . . . . . . . . . . 35. 6. 民主政治影響經濟成長加入其他變數(1960–2008 年) . . . . . . . . . . . 40. 7. 民主政治影響經濟成長以是否為回教國家為工具變數(1960–2008 年) . . . 44. 8. 民主政治影響經濟成長以殖民時期歐洲人死亡率為工具變數(1960–2008. 9 10. 治政民主政治影響經濟成長 OECD 國家 (1960–2008 大年) . . . . . . . . . . . 立非OECD 國家 (1960–2008 年) . . . . . . . . . . 民主政治影響經濟成長. 11. 民主政治影響經濟成長撒哈啦沙漠以南國家(1960–2008 年) . . . . . . . 51. 12. 民主政治影響經濟成長不同時期(1970–2008 年) . . . . . . . . . . . . . 54. 13. 民主政治影響經濟成長不同時期(1980–2008 年) . . . . . . . . . . . . . 55. 14. 民主政治影響經濟成長不同時期(1990–2008 年) . . . . . . . . . . . . . 56. 15. 全部國家敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 58. 16. OECD國家與非 OECD 國家敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . 59. 17. 撒哈拉沙漠以南國家 a 敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60. 年) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 45 49. ‧. ‧ 國. 學. n. l. er. io. sit. y. Nat. 18. 48. iv. 民主政治影響經濟波動 C 基本結果(1960–2008 年 U)n . . . . . . . . . . . . . 62. hen. hi. 19. g c(1960–2008 年) . . . . . . . . . . . 65 民主政治影響經濟波動不同工具變數. 20. 民主政治影響經濟波動加入其他變數(1960–2008 年) . . . . . . . . . . . 67. 21. 民主政治影響經濟波動 OECD 國家 (1960–2008 年) . . . . . . . . . . . 72. 22. 民主政治影響經濟波動非OECD 國家 (1960–2008 年) . . . . . . . . . . 73. 23. 民主政治影響經濟波動撒哈拉沙漠以南國家(1960–2008 年) . . . . . . . 75. 24. 民主政治影響經濟波動不同時期(1974–2008 年) . . . . . . . . . . . . . 78. 25. 民主政治影響經濟波動不同時期(1980–2008 年) . . . . . . . . . . . . . 79. 26. 民主政治影響經濟波動不同時期(1990–2008 年) . . . . . . . . . . . . . 80 III.

(8) 圖目錄 1. 民主對經濟成長的影響-基本結果(1960-2008 年) . . . . . . . . . . . . . . 36. 2. 民主對經濟成長的影響-加入其他變數(1960-2008 年) . . . . . . . . . . . 41. 3. 民主對經濟波動的影響-基本結果(1960-2008 年) . . . . . . . . . . . . . . 63. 4. 民主對經濟波動的影響-加入其他變數(1960-2008 年) . . . . . . . . . . . 70. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. IV. i Un. v.

(9) 1 緒論政治上的民主制度是否會影響一國的經濟上表現? 這個議題一直難有定論, 民主制度下的執政者(黨) 為了鞏固執政的權力, 在決策時必須迎合人民的需求與感受, 且人民能透過選舉制度參與政治的決策, 並藉由選票懲罰執政期間經濟表現不佳的政黨。但民主政體往往必須遷就於民意, 選擇不具效率的政策, 將資源用於保護弱勢者或社會福利上。在獨裁政權下, 國家掌握所有的資源, 能統整規劃國家的經濟發展, 且執政者能無懼於民意的壓力, 將資源投注於長期的投資上。 Olson (1993) 及 Przeworski and Limongi (1993) 指出民主與獨裁皆有能幫助經濟成長的不同特性, 獨裁政權能排除利益團體的壓力, 集合資源用於幫助生產的投資; 而民主政權較能長期穩定的續存, 執政者也不是以奪取最多資源為其. 政治大在實證研究上, 民主與經濟成長的關係更是爭論不休, 例如 Scully (1988)、Helliwell 立 (1994)、Tavares and Wacziarg (2001) 及 Mobarak (2005)。 Barro (1996,1997) 認為民. 執政目的。但究竟哪種政權較能幫助經濟成長仍難以判斷。. ‧ 國. 學. 主與經濟成長為一倒 U 的關係, 民主進步在民主發展初期確實會幫助經濟成長, 然而當民主發展到一定程度後, 在激烈的民粹主義 (populist) 環境下, 政府因應人民的要求施行所. ‧. 得重分配政策, 民主進步將會不利於經濟成長。 Mohtadi and Roe (2003) 則探討競租活. y. Nat. 動 (rent seeking) 與政治民主的關係, 民主透過競租行為影響經濟表現, 因此兩者呈現一. sit. 正 U 型的關係。從過去的文獻可知民主透過所得重分配與競租活動的管道對經濟成長有. er. io. 不同的非線性的影響, 而這兩種行為在不同的經濟環境下會有不同影響強度, Tornell and. al. n. iv n C 問題會更加惡化 (Barlevy and Tsiddon, 民主政府往往受到民意的壓力, 必須加 h e n2006), gchi U. Lane (1999) 認為競租活動會在經濟條件改善時更加突顯, 而在經濟蕭條下, 所得不均的. 強所得重分配的政策, 因此在經濟繁榮與經濟蕭條時可能會呈現出不同的影響效果。. 另一方面, 許多文獻探討政治民主與經濟波動間的關係, Rodrik (2000b) 及 Quinn and Woolley (2001) 認為民主制度下國家經濟能穩定持續的成長。 Sah (1991) 指出獨. 裁體制國家的經濟波動會較大。過去的實證文章多支持民主能減緩一國的經濟波動, 例如 Rodrik (2000a)、 Quinn and Woolley (2001)、 Yang (2008) 及 Klomp and Haan (2009). 發現民主與經濟波動的關係為負向, 然而, Zakaria (2003)、 Kaplan (2000)、 Chua (2002) 及 Bremmer (2006) 認為許多缺乏完善制度的國家, 在經歷民主化後可能導致國內的衝突與對抗, 使原本平穩的經濟陷入動盪。由之前的文獻可知, 民主與經濟成長的關係可能 1.

(10) 會因經濟的繁榮與蕭條而出現不同的影響效果, 而民主穩定經濟波動的效果在經濟波動越劇烈時效果會更明顯。然而以傳統平均數迴歸分析法無法觀察不同程度的經濟成長或經濟波動是如何受到民主的影響。 Koenker and Bassett (1978) 提出的分量迴歸 (quantile regression) 方法, 可以完. 整的描述不同分量下解釋變數與被解釋變數間的關係, 因此若以分量迴歸方法將可分析在不同經濟成長率下民主與經濟成長間的關係, 也能觀察民主與經濟波動的關係在不同經濟波動程度下有無不同程度的影響。此外, 若使用橫斷面資料研究民主和經濟表現間的關係, 會因為取了平均而失去很多資訊, 無法觀察資料的變化趨勢, 且會忽略了國家間的個別效果。因此本論文以追蹤資料, 在加入國家的固定效果後, 探討民主在短期下如何影響國家的經濟表現, 應用 Koenker (2004) 所提出的追蹤資料分量迴歸法來探討民主與經濟成長. 政治大. 的關係, 而在民主與經濟波動的關係上, 因考慮波動的落後項, 以 Lin (2010) 提出的動態. 立. 追蹤資料分量迴歸方法進行分析。. 由 1960-2008 年共 78 國的年資料進行民主與經濟成長的實證分析可以發現, 在低分量. ‧ 國. 學. 下民主與經濟成長的關係為正向, 而高分量下兩者則為負向關係, 過去文獻無法得出一致的結果可能原因為高低分量存在異質影響效果所致, 而在考慮民主非線性的影響效果時,. ‧. 在低分量下民主與經濟成長的關係呈倒 U 型, 在高分量下則為正 U 型關係, 顯示在經濟表. y. Nat. 現較差時, 如同 Barro (1996) 所認為的, 獨裁國家的民主開放確實會有助於經濟成長, 但. sit. 當民主發展到一定程度後, 會因所得重分配的問題不利於經濟成長, 而在經濟成長率高時,. er. io. 景氣的繁榮提高了競租的潛在報酬, 透過競租的行為民主與經濟成長間呈現如 Mohtadi. al. n. iv n C U h e n g c h i, 兩變數間異質的非線性關係仍不變。生性問題, 實證結果發現即使在考慮了內生性問題後. and Roe (2003) 所述的正 U 型。此外, 本論文亦考慮民主與經濟成長間可能存在的內. 而在進一步討論不同國家型態民主與經濟成長間的關係方面, 在非 OECD 國家樣本下, 實證結果與全部國家相似, 但 OECD 國家樣本並未發現有明顯的非線性關係, 而撒哈拉沙漠國家樣本下的估計結果則是呈現明顯的正 U 型關係。在民主與經濟波動的關係上, 由 1960-2008 年共 82 國年資料的實證分析可發現, 在經濟波動幅度小時, 民主與經濟波動的關係呈現不顯著的正向關係, 而在經濟波動劇烈的情況下, 與過去文獻的實證結果相同, 兩變數呈負向關係, 且波動幅度越大負向的關係也越強。實證結果支持 Rodrik (1999a,2000b) 及 Quinn and Woolley (2001) 的理論。而進. 2.

(11) 一步討論不同國家型態的實證發現, 在非 OECD 國家樣本民主與經濟波動的關係與全部國家樣本相同, 但本文並未發現在 OECD 國家民主與經濟波動有顯著的負向關係, 撒哈拉沙漠以南國家的負向效果則較全部國家來的強烈。本文亦發現隨著樣本期間越接近於現在, 民主與經濟波動在經濟穩定下的正向關係會逐漸消失。本論文內容安排如下, 第一節為緒論, 第二節為文獻回顧, 第三節為計量方法之介紹, 第四節為民主與經濟成長之實證分析, 第五節為民主與經濟波動之實證分析, 最後一節為本論文結論。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 3. i Un. v.

(12) 2 文獻回顧關於民主政治和經濟成長間的關係, 長期以來不斷受到討論, 本論文專注於探討政治民主化是會幫助還是阻礙經濟成長? 而這個議題上可再細分為: 民主對於經濟成長與經濟成長的波動的影響, 以下分別就這兩方面做討論。. 2.1 民主政治影響經濟成長關於獨裁、民主政權對經濟發展的影響在文獻上有不同的見解, 究竟政治民主會幫助還是阻礙經濟成長? 過去的研究有很多的爭論。 Olson (1993) 認為由於獨裁政權的存在是為了要擷取更多的地方資源, 獨裁者會提供公共建設, 確保人民的財產權, 建立穩定的通行. 政治大裁者認為其能長期穩定的擁有政權, 如果獨裁者可能因為壽命不長或政權隨時會被推翻而立. 貨幣等方式, 以擴大稅基來增加自己的收入。然而願意進行長期投資的獨裁政權是因為獨無法長期統治, 就只會短視的想盡辦法擷取現在即可得的資源, 透過發行大量鈔票, 提高. ‧ 國. 學. 稅率, 徵收人民擁有的財產等方式掠奪人民的財富。在民主政體下, 雖然執政者不能長期持續的統治, 但保障財產權的法律不會隨領導人改變而更迭, 而人民也不需擔心自己的財. ‧. 富有一天會被領導人徵收, 人民的財產權與簽訂的契約能有安全的保障, 也因此民主國家. y. Nat. 經濟發展通常較高。. sit. Bardhan (1993) 認為在民主政治下較難強迫人民儲蓄, 將資金投注於長期的投資。而. er. io. 獨裁的執政者有能力排除民意的壓力, 壓抑現在的消費, 投注於更高報酬的投資。而民主. n. al 政體必須面對民意的壓力, 往往必須選擇不具效率的政策 , 如提供更多不具實質生產力的 iv C. n. he 工作機會, 或是面對利益團體的遊說與民意的要求採行重分配的政策。 Przeworski and i U ngch. Limongi (1993) 認為民主和獨裁政體皆未必會有利於財產權的確立, 因此難以判定兩種. 政體是否會透過保障財產權來幫助經濟成長。民主政體往往因利益團體的競租行為造成資源浪費, 而獨裁政體能排除利益團體的壓力, 但其領導者多只想掠奪資源, 並不以極大化未來利潤為目標。 Przeworski and Limongi 認為無法確知民主會促進還是阻礙經濟成長。經濟成長與政治民主間的關係過去 50 年來一直受到討論, 然而實證的結果一直沒有定論, Scully (1988) 以 1960-1980 年 115 國的橫斷面資料, 同時探討政治 (political)、公民 (civil) 與經濟 (economic) 三種自由對經濟成長的影響, 實證結果發現政治上的自由能顯. 著的提升經濟成長。而 Helliwell (1994) 以 1960-1985 年 125 個國家橫斷面資料, 並使用 4.

(13) 兩種民主資料進行實證分析, 以 Bollen (1990) 的民主資料作迴歸分析時, 實證結果發現民主會不利於經濟成長, 但若以 Gastil (1991) 的民主資料, 結果民主的係數為正但不顯著, 然而 Gastil 的資料是從 1970 年開始, 可能有因果倒置的問題。 Helliwell (1994) 認為民主會對教育與投資有所影響, 同時考量民主對教育與投資再對經濟成長的間接影響與民主對經濟的直接影響, 兩種反向的影響相互抵消, 故無法確定民主對經濟成長效果的正負值。 Barro (1996) 將樣本資料分為三期,1965-1975 年、1975-1985 年、1985-1990 年, 國家數. 分別為 78、89、84 國, 迴歸模型中加入了反映該國發展程度的狀態變數 (state variable) , 如反映人力資本的受教年數、預期壽命和期初人均 GDP, 與描述該國政經情況及政策選擇的變數 (choice and environment variable) , 如生育率、政府支出、投資率及貿易條件. 政治大主變數方面,1960 和 1965 年使用 Bollen(1990) 的資料, 1972-1994 年使用 Gastil (1991) 立. 的變動等變數, 並以控制變數的落後項做當期的工具變數, 以排除因果倒置的可能。在民. 的 Political Rights 變數, 結果發現民主對平均每人 GDP 成長率的效果為負, 但並不顯. ‧ 國. 學. 著。 Barro 認為需進一步考慮民主對經濟成長非線性的影響, 例如, 在最專制的政體下, 人民參政權的進步會因限縮了政府的權力而有利於經濟成長; 而在已有相當程度的民主下,. ‧. 人民參政權的擴張會更加強調所得分配而不利於經濟成長, 因此不同程度的民主化對經濟. y. Nat. 成長會有不同的影響。在加入了民主的平方項後, 民主的係數為正, 平方項為負, 顯示民主. sit. 對經濟成長有非線性的影響: 在低度民主國家, 民主進步會有利經濟成長, 而在高度民主. er. io. 下民主進步反而會阻礙經濟成長。當政治變得更為自由 (更為民主), 對經濟成長會有兩種. n. al 相反的影響, 民主給予人民監督政府的權利 , 避免政府不當的政策或奪取人民的財富 ; 但 iv C. n. he 另一方面會有更多的利益團體, 來影響政策的決定。因此民主對經濟成長的影響並不確定。 i U ngch. 而在獨裁政治下, 若執政者開放經濟自由, 保護私人財產權則有助於經濟成長, 但若執政者將一國資源用在不具生產性的投資上就會有害該國的經濟。 Doucouliagos and Ulubasoglu (2008) 整理了過去 84 篇出版的文獻, 483 條迴歸式,. 使用 meta-analysis 的方法分析經濟成長與民主間關係, 他們發現不同的結果可能是因不同的估計方法、不同的影響途徑與不同的資料來源、資料期數所致。 Doucouliagos and Ulubasoglu 使用 meta-analysis 的方法分析經濟成長與民主間的關係, 發現政治民主有. 利於經濟自由、人力資本的累積、改善所得分配、降低通貨膨脹, 間接使經濟成長提高, 但. 5.

(14) 會減低貿易的開放性、提高政府的規模而不利於經濟成長。也由於在實證上難以得出一致的結果, 近來有許多文獻進而探討民主與經濟成長間可能存在異質性 (heterogenous) 的關係。 Persson and Tabellini (2007) 認為民主政體和獨裁政體有多種不同的形式, 而政體的改變也導因於多樣的原因, 各國的民主制度並不是完全相同的, 而是具異質性的, 因此我們不能單純只看民主制度對經濟的平均影響效果。 Giavazzi and Tabellini (2005) 嘗試了解政治自由和經濟自由的交互影響,1 認為政治與經. 濟的自由會改變政府的誘因與限制從而影響經濟成長, 他們用140 國 1960-2000 的年資料, 以 difference-in-differences (DID) 估計方法來探討經濟自由與政治自由如何影響經濟成長率與投資, 以及這兩種自由的先後順序是否會對經濟成長有不同的影響。實證結果發現經濟自由有利於經濟成長與投資, 但這種效果不全來自貿易利得, 經濟自由會伴隨其它如. 政治大產權與控制政府權力避免腐敗, 但會惡化總體環境, 對經濟成長有些微的效果。在考慮兩立. 財政盈餘與保護財產權與減少腐敗等進步。而民主的進步則會改善制度的品質, 如保護財種制度自由的交互影響時, 同時有兩種改革的國家會比只有一種的有更好的經濟表現, 但. ‧ 國. 學. 是兩者先後順序會有不同的效果。. Persson and Tabellini (2006) 則考慮了多種不同型式的民主類型, 他們使用 120 國. ‧. 1960-2000 年的追蹤資料, 比較不同的政府形式與選舉制度對經濟發展的影響, 在研究總. y. Nat. 統制與內閣制的民主政體對財政與貿易政策是否有不同的影響方面, 實證結果發現總統制. sit. 相對於內閣制能較有益於經濟發展。內閣制雖然不利於經濟成長, 但對經濟自由的係數為. er. io. 正, 顯示內閣制相較於總統制更致力於經濟自由的追求。而在研究政治體制對投資的影響. n. 方面, Persson and Tabellinia認為廠商是否願意投資決定於對未來的預期 , 而對未來政治 iv l. C. n. he 自由有好的預期會增加投資意願而提高成長率。他們將資料分為民主國家、獨裁國家和所 i U ngch. 有國家等三組樣本進行分析。結果不論樣本為民主國家或獨裁國家, 民主資本對經濟成長或投資的係數皆為負, 顯示不穩定的政治不利於經濟發展。而在加入了預期效果後, 民主對經濟的影響比未加入預期效果的模型來的大。 Persson and Tabellini (2007) 使用 1960-2000 年的年資料, 同時分析兩組樣本: 轉. 變為民主與轉變為專制的國家。在使用變為民主的樣本時, 使用在樣本期間維持專制的國家做為控制國家 (控制組), 而至少有一次變為民主的國家做為對照國家 (對照組), 將此 1. 經濟的自由指得是市場的範圍, 尤其是指國際間的貿易, 政治自由意指政治的民主。. 6.

(15) 樣本稱做民主化樣本, 相反的在專制化樣本樣本中, 維持民主的國家做為控制國家 (控制組), 而至少有一次變為專制的國家做為對照國家 (對照組)。由於 Persson and Tabellini (2007) 認為民主影響專制至少會要一段時間, 因此只選擇轉變前後至少有三年資料的國. 家為樣本, 而若政治的轉變只為持四年以下, 也將此種國家排除。而有些國家雙向的轉變皆曾經歷且皆維持五年以上, 那它會納入兩種樣本中。在用 DID 估計方法下, 不論是用民主化樣本或專制化樣本實證結果發現民主對經濟有正的影響但影響效果不大且多不顯著。 Bremmer (2006) 認為民主化對於經濟發展的影響會呈現 J 型的趨勢, 在民主化初期. 政治上的解放會伴隨著動盪與不安, 不利於經濟發展, 當民主改革經歷一段時間後, 政治趨於穩定制度逐漸健全後, 民主自由對於經濟的正面效果會逐漸浮現。因此政治上的民主進步對經濟體系可能因時間的長短而有不同的影響。 Rodrik and Wacziarg (2005) 使用. 政治大主政體不到 5 年的國家 (new democracy)、轉變為民主政體超過 5 年的國家 (established 立. 154 國 1950-2000 年的追蹤資料, 加入了各種政權轉移的情形做為控制變數, 包含轉變為民 democracy)、轉變為專制政體不到 5 年的國家 (new autocracy)、轉變為專制政體超過 5. ‧ 國. 學. 年的國家 (established autocracy), 實證結果發現 new democracy 的係數顯著的為正值, 顯示政治民主化短期會對經濟有所幫助。政治民主化在短期大多會對經濟成長有正面. ‧. 的影響, 而這樣的正面效果在貧窮國家與種族歧異性高的國家的效果更強, 民主化後的經. y. Nat. 濟成長通常會先小幅下降再逐步攀升。2. sit. 民主的改革往往發生於經濟衰退之時, 因此在估計民主化對經濟成長的影響可能因此. er. io. 而造成偏誤, 低估了民主化的效果。 Papaioannou and Siourounis (2008a) 考慮民主化在. n. a l 的指數由負 (專制) 變正 (民主不同時點的效果, 他們將 Polity2 i v ) 且持續 5 年以上, 定義為 C. n. U he 民主改革的年份, 為了捕捉民主動態非單調的影響 , i他們建立以三年為區間 , 且互不重疊 ngch. 的虛擬變數, 分別為: 改革前 3 到 5 年、改革前 2 到 1 年與改革當年、改革後 1 到 3 年、改革後 3 到 5 年和改革後 7 年以上, 以 DID 方法估計, 實證結果如同 Bremmer (2006) 所認為的. 民主化對經濟影響短期為負面, 長期是正面, 呈現 J 型的趨勢, 在改革當年對經濟的效果為負, 而民主對長期的效果則為顯著的正數, 也應和著 Persson and Tabellini (2009) 認為的國家需要累積民主資本 (democratic capital) 才會有較好的經濟表現。 Papaioannou 2. Zakaria (2003) 認為在開發中國家施行民主化會帶來政治不穩定、種族衝突和經濟的衰退。而 Rodrik and Wacziarg (2005) 則對此論點提出反駁, 認為這樣的情形在全球國家中所佔的比例恐怕不高。而且經濟的混亂往往只出現在民主轉型的初期, 之後國家就會恢復穩定。. 7.

(16) and Siourounis 的估計方法與過去研究 (如,Barro, 1996、1997) 不同之處在於過去的研. 究多為橫斷面的分析, 而他們則是著重於民主在個別國家不同時點的平均效果。另一方面, 亦有許多文獻探討民主制度可能透過哪些管道來影響經濟成長, 透過探討民主制度與人力資本、實質投資、競租、所得分配與財產權等不同影響經濟成長途徑的關係, 可以進一步了解民主制度影響經濟成長的方式。關於民主化透過不同管道來影響經濟成長, Tavares and Wacziarg (2001) 做了統整性的實證研究。他們使用 1970-1989 年, 共 65 個工業和發展中國家的資料, 並依據政治與經濟的理論, 選擇了受民主政治影響, 而會影響經濟成長的七個管道: 人力資本 (human capital)、所得分配 (income inequality)、政治不穩定性 (political instability)、政府的品質 (distortions)、貿易開放性 (trade openness)、實質資本累積 (physical capital accumulation)。運用三階段最小平方 (three. 政治大的提升皆會使人力資本累積, 減少實質資本的投資率。立. stage lease square; 3SLS) 估計方法的實證結果發現民主對經濟成長的總影響為負, 民主. 在個別影響途徑方面, Baum and Lake (2003) 認為雖然民主對經濟成長的直接效果. ‧ 國. 學. 並不明顯, 但是民主對提升人力資本有顯著的幫助, 而透過人力資本的提升, 民主進步可間接的提升經濟成長率。他們認為由於獨裁國家的領導者就如同一區域的獨占者, 會擷取. ‧. 獨占利潤 (monopoly rents), 而在民主國家, 執政者的潛在競爭者參予政治的進入障礙與. y. Nat. 成本低, 因此民主國家的領導者為維持政權會較在乎人民的需求, 提供較多的公共服務, 如. sit. 提升生活環境, 醫療品質等。在實證上, Baum and Lake (2003) 以 1967-1997 年 30 年 128. er. io. 國的 5 年 1 期的資料進行分析, 他們以追蹤資料的固定效果估計方法分別估計民主對人力. n. al 資本的效果與人力資本對經濟成長的影響 , 在低所得國家, 民主進步會提高預期壽命 , 在 iv C. n. U he 高所得國家, 民主進步會提高女性中等教育的受教率 i, 而這兩項人力資本的提升有助於經濟成長。. ngch. Bluedorn (2001) 認為民主制度可以減輕該國因種族歧異性所帶來的負面影響。他以 1960,70 與 80 年代三期變數的平均值做 3 條迴歸式的 seemingly unrelated regressions (SUR) 迴歸, 實證結果發現, 種族歧異性與民主本身的係數為負, 而民主與種族歧異性. 的交叉項係數為正。由於民主的直接影響為負, 與種族的交叉影響為正, 因此 Bluedorn (2001) 認為若民主要對成長有所幫助只有在種族歧異性較高的國家。. 民主政治下執政者的潛在競爭者眾多, 執政者為確保其執政的權利, 必須比獨裁政體更. 8.

(17) 重視人民的要求, 因此當一國所得不均的問題惡化時, 民主國家會比獨裁國家更重視所得分配的問題。 Alesina and Rodrik (1994) 與 Persson and Tabellini (1994) 認為所得分配不均會不利於經濟成長, 他們建立中間選民理論模型, 國家的財政政策被中間選民所決定, 當一國所得分配不均問題惡化, 中間選民的所得降低, 會要求政府加強所得重分配的政策。而以提高稅率來施行的重分配的政策, 會使投資的報酬率降低, 因此不利於經濟成長。進一步推論可知, 當所得不均問題越嚴重, 中間選民的所得與高所得者差距會越大, 則會要求更強烈的重分配政策, 對經濟成長的負效果也就越大。而 Persson and Tabellini (1994) 將二次世界大戰後 56 國分為民主國家與獨裁國家進行橫斷面迴歸分析, 發現所得分配不均只有在民主國家才會不利於經濟成長, 而這種現象在獨裁國家並不明顯。另外為驗證所得不均影響經濟成長的管道, 他們使用兩階段最小平方 (two stage lease square; 2SLS) 估計方法. 政治大亦認為民主政治下所得重分配的政策會不利經濟成長, 他在進行民主對經濟成長的實證研立發現民主會顯著增加政府移轉, 而政府移轉則顯著的不利於經濟成長。 Barro (1996,1997). 究發現民主與經濟成長為一倒 U 的關係, 他認為民主進步在民主發展初期確實會幫助經. ‧ 國. 學. 濟成長, 然而當民主發展達一定程度後, 在激烈的民粹主義環境下, 政府因應人民的要求施行所得從分配的政策, 因此民主進步會不利於經濟成長。. ‧. 當政治從獨裁轉向民主, 國家的資源逐漸從政治菁英手中釋放, 各種利益團體因而競. y. Nat. 相爭取資源, 因此競租也是在討論民主與經濟的關係時所關注的議題。 1970 年代石油價. sit. 格飆漲, 但是石油出口國委內瑞拉卻開始經歷近 20 年經濟蕭條, 對於這矛盾的現象,Lane. er. io. and Tornell (1996) 與 Tornell and Lane (1999) 認為這是因嚴重的競租行為所導致, 他. n. a l , 而國內又存在具影響力的利益團體下們認為在缺乏完備的法律政治制度 , 一國經濟條件 iv C. n. h e , 直接效果為增加實質的投資好轉, 投資報酬率提高會有兩種相反的效果 , 非直接效果為 i U ngch. 利益團體競相向政府要求更多的資源移轉, 以取得更多的國家資源, 並用於較低報酬的投資, 進而減少了投資報酬率, 當這種再分配的效果大於經濟條件改善所帶來的好處, 整體的投資報酬率就降低, 經濟就越趨惡化。 Tornell and Lane (1999) 將這種情形稱作貪婪效果 (voracity effect)。當一國經濟條件越大幅度的好轉, 表示從事競租的潛在報酬率越高, 會使更多資源投注於競租, 使得貪婪效果對經濟成長的負面影響更為強烈。 Mohtadi and Roe (2003) 更進一步明確探討民主發展與競租的關係, 他們認為一國公共財的分配. 受到競租的行為的影響, 而競租的行為會因民主發展的強度而不同。他們建構兩部門的成. 9.

(18) 長模型, 在民主政治剛發展之初, 一國的法律與制度仍不完備, 政治開放意指競租者有更多的門路可以進入競租市場, 更多的公共資源會被分配, 這吸引了更多個體參與競租, 使得競租的市場不斷擴大。由於競租是獨占性競爭, 競租者不斷進入競租市場, 使得每人所分配到的報酬不斷遞減, 而當民主發展越趨成熟, 法律與制度更為完備, 使得更多人能加入競租的行為, 而競租者所能分到的餅也就越來越小。因此競租行為與民主發展為一倒 U 的關係。由於競租行為會影響公部門的效率與生產力, 因此經濟成長會與競租行為成相反的型態, 經濟成長與民主發展呈現一正 U 的關係。在民主發展之初與在成熟的民主國家會有最高的經濟成長, 而在民主化的中期經濟成長最低。這解釋了我們從現實中觀察到的: 當一國正值民主發展的過度期時, 常有政治腐敗與低經濟成長的情形。從過去的文獻我們可以發現民主透過所得重分配與競租活動的管道對於經濟成長有非. 政治大型。 Tornell and Lane (1999) 認為競租活動會在經濟條件改善時更加突顯, 而在經濟蕭立. 線性的影響, 然而這兩種管道的非線性影響卻是相反的方向, 一個是倒 U 型, 一個是正 U 條下, 所得不均的問題會更加嚴重 (Barlevy and Tsiddon, 2006), 民主政府往往受到民. ‧ 國. 學. 意的壓力, 必須加強所得重分配的政策。分量迴歸模型可同時觀察到經濟繁榮與經濟蕭條時的影響效果, 可以進一步檢驗在不同分量下民主是否對經濟成長有不同的非線性影響。. ‧ sit. y. Nat. 2.2 民主政治影響經濟波動. 過去數十年許多發展中國家經歷了數次經濟嚴重不穩定甚至是經濟危機, 過去的研究多認. io. a. er. 為這樣的經濟問題肇因於錯誤的總體政策, 一連串的錯誤政策導致了失敗的經濟表現與嚴. n. iv 重的波動, 然而Acemoglu et al. l (2003) 認為種種的錯誤政策其實是肇因於脆弱的制度。. n. C. h e n g, c保障財產權的制度脆弱當一國制度不夠健全, 缺乏約束執政者的權力 , 法律未能確實的 hi U. 施行, 執政者與其他菁英階級就能夠以各種手段去多剝奪社會上各個階層人民的財富。也由於缺乏完善的制度, 一但取得政權即能擁有巨大的利益, 因此政黨、團體間的衝突就更加劇烈。而執政者為確保其統治權力會施行扭曲資源分配的政策, 以滿足支持其政權的特定團體。而這些因素即導致了高度通貨膨脹, 扭曲的匯率或是嚴重的所得不均等各種形式的錯誤經濟政策, 進而使國家經濟劇烈的波動甚至陷入嚴重的經濟危機。在探討民主制度對一國經濟穩定性的影響上, Sah (1991) 從獨裁政治與民主政治在領導人上的不同切入, 他假設政府的政策目標與政策介入民生的程度是分配給各個決策者. 10.

(19) 決定, 而所有決策者的表現決定了本期最後的社會資本 (實質人力與其他形式的資本), 而這資本與下一期所有決策者的表現決定下一期最後的資本。而該社會是集權 (concentration) 還是分權 (diversification) 可以以決策者多寡來區分, 因為分權的社會有較多的決. 策者, 決策者能力差異的影響會被稀釋, 每個決策者的決策對社會的影響也較集權社會小, 因此在極權社會中經濟表現比起分權社會有較大波動。 Rodrik (2000a) 認為民主建立了較好的制度, 雖未必能有較高的經濟成長率, 但能使. 國家有較高品質的經濟成長, 他提出了四項民主會有較高品質的經濟成長的論點: (1) 在民主制度下長期的經濟成長比較可以預測, 不會面臨較大的風險。(2) 民主制度能有效減緩短期經濟的波動。 (3) 民主制度較能有效控制負向的衝擊, 有較大的經濟容量 (economy’s capacity) 來適應外部環境的改變。 (4) 民主制度能有較好的資源分配結果。他以. 政治大家其經濟的波動較小。而在民主對資源分配上,Rodrik (1999b) 在控制了勞工的生產力、立. 1960-1989 年各國經濟成長率的變異數為衡量經濟波動的指標, 證實了有較成熟民主的國. 所得水準與其他變數後, 得出民主制度可以顯著的提升薪資水準之結論。. ‧ 國. 學. Quinn and Woolley (2001) 認為民主政體不同於獨裁政體在於它並非使經濟成長更. 高或更低而是更穩定, 他們提出一個理論: 在民主政治下, 投票者多是風險趨避者, 因此. ‧. 會懲罰採行高風險政策的執政者, 即在下次選舉時不投票給執政時經濟波動大的執政者,. y. Nat. 因此相較於獨裁政體無投票者的約束, 民主政體下經濟表現會較為平穩。在實證研究上以. sit. 105 個國家 1974-1989 年為實證資料, 分別做了民主對經濟成長與民主對經濟波動的兩種. er. io. 迴歸模型, 並分別帶入不同的控制變數, 來檢驗其穩健性, 結果發現民主對成長的結果會. n. al 因控制變數的不同而改變, 不具強固性。而民主對經濟波動方面 i v , 他們加入了國家是否有 C. n. h e和種族語言的分歧程度合作制度 (corporation institutions), (Ethno-Linguistic Fraci U ngch. tionalization) 與它和民主的交叉項, 作為民主對波動的強固性的檢驗。結果不論加入哪. 些控制變數結果皆不改變: 民主可降低經濟成長的波動性。 Easterly and Levine (1997) 及 Rodrik (1999a) 認為所得、種族、語言與宗教間的分. 化與衝突是導致經濟波動的主要原因。 Alesina et al. (2003) 則認為非洲的高度種族歧異性導致教育水準低落, 政治不穩定, 金融發展落後, 外匯市場扭曲, 嚴重的政府赤字以及公共建設的不足, 種種的問題造成了經濟發展的困境。而種族間對立越嚴重的國家, 財產權無法保障, 政治上彼此衝突, 會使得經濟波動更為劇烈。而民主制度可以保護財產權、促進. 11.

(20) 合作、減緩種族彼此間的對立。 Easterly (2001) 認為若一國有完善的制度, 就可以削減因種族歧異性而對經濟發展的不利, 制度會確保弱勢團體, 免於被其他團體剝削, 促進公共事務的合作。因此對於飽受種族衝突的國家, 想要經濟的繁榮與穩定, 建立完善的制度是必須的方法。 Rodrik (2000b) 認為民眾參與的政治體制 (participatory politics regimes) 能緩和. 所得、種族、語言與宗教間的分化與衝突, 進而減輕經濟的不穩定, 他認為只要政黨知道自己不會永遠執政, 且知道一但失去政權會有很高的機會再度執政, 則兩黨政治的互動會促進和諧。考慮一兩政黨無限期存在的模型, 假設兩個政黨 A 和 B 的效用函數為 uA (x) 與 uB (x), 令 xA 與 xB 為兩政黨分別偏好的政策, 則當政策為政黨 A 所偏好時, 其效用為 uA (xA ), 當政策為政黨 A 不喜歡的政策時, 其效用為 uA (xB ), 令 p 為執政黨下一期. 政治大己最喜歡的政策, 則令政黨 A 當期執政的預期效用的折現值為 V 立. 仍執政的機率, 現考慮一種均衡: 不論執政黨為 A 或 B, 皆拒絕與在野黨合作, 而選擇自 p A,. 政黨 A 當期在野的. 學. VAp = uA (xA ) + δ[pVAp + (1 − p)VAnp ]. VAnp = uA (xB ) + δ[pVAnp + (1 − p)VAp ],. ‧. ‧ 國. 預期效用的折現值為 VAnp , 可得到兩預期效用折現值的循環關係式:. sit. y. Nat. 其中, δ 為折現因子, uA (xA )為政黨 A 在當期選擇自己偏好的政策 xA 的效用, 而在下一期政黨 A 有 p 的機率繼續執政, 其執政的效用折現值為 VAp , 而有 1 − p 的機率為在野,. io. er. 其在野的效用值為 VAnp 。 uA (xB )為政黨 A 當期在野面對自己不喜歡的政策 xB 的效用,. n. a. v. l C B 繼續執政) 的機率為n p,i 而政黨 A 下一期取得政權而下一期政黨 A 繼續在野 (即政黨. h. engchi 的機率為1 − p。兩關係式可進一步表示成. U. VAp =. uA (xA ) δ(1 − p) np + V 1 − δp 1 − δp A. VAnp =. uA (xB ) δ(1 − p) p + V . 1 − δp 1 − δp A. 求解兩關係示可得 VAp =. (1 − δp)uA (xA ) + δ(1 − p)uA (xB ) 1 − 2δp + 2δ 2 p + δ. =. (1 − δp)uA (xA ) + δ(1 − p)uA (xB ) . (1 − δ)(1 − 2δp + δ) 12.

(21) 現考慮合作政策為合作的利益兩黨均分, 即 x = (xA + xB )/2 , 當兩政黨皆採合作的政策, 則折現的效用值為 VA∗ = uA (x)/(1 − δ) 。令兩黨的策略為恐佈型扣扳機策略 (grim trigger strategy), 即若他黨採取我不喜歡的政策, 則我永遠採行我喜歡的政策。則要得到. 合作解則必須要滿足: 雙方合作的效用折現值大於短期選擇自己偏好政策的效用 (亦即要滿足 VA∗ > VAP ), 此條件可表示為: (1 − δp)uA (xA ) + δ(1 − p)uA (xB ) uA (x) ≥ (1 − δ) (1 − δ)(1 − 2δp + δ). 整理後可得 δ(1 − p) uA (xA ) − uA (x) ≥ . 1 − δp uA (x) − uA (xB ). (1). 政治大. 合作的均衡解可以想成是放棄短期不堅持最喜歡的政策, 以換取長期競爭者的合作。兩政黨要有一定比例的機會執政才會有選擇中立政策的均衡解, 當獨裁國家的執政者預期可以. 立. 長期統治, 意指 p 接近於 1, 這種情形下不太可能有中立的政策。而若是獨裁者面臨隨時. ‧ 國. 學. 可能變動的政治情勢, 也因為他不可能能再度執政, 也就沒有誘因選擇中立的政策。而只要政黨是風險趨避, 即效用函數 u 為凹函數 (concavity), 兩政黨的政治偏好差異. ‧. 越大, 即 xA 與 xB 差距越大, (1) 式就越容易成立, 即越有可能達成中立的政策。因此可知在地區、種族差異越大的國家, 只要執政者會不斷更替, 在民主制度下越有可能達成和. Nat. sit. y. 解。民主制度藉由減緩種族間的衝突, 促進政治上的和解來達到經濟穩定的效果, 而且這. er. io. 種效果在經濟波動更為劇烈的國家效果會更明顯, 而傳統的平均數迴歸法無法捕捉這種效果, 因此本論文以分量迴歸的方法來分析是否在經濟波動越劇烈的國家 , 民主制度幫助穩 a. n. iv l C n hengchi U 民主使經濟成長更加平穩。而實證上也證實此想法, 然而過去在實證上多以橫斷面為. 定經濟的效果會更為明顯。. 資料, 未能反映民主隨時間變動的影響, 而在衡量成長的變動上需要 20 到 30 年的期間, 橫斷面的資料會模糊了各國間的差異與忽略重要的變數, 而以一長時段的平均值作估計, 也可能會忽略了其間的政治變化情形, 因此 Yang (2008) 使用 1967-2002 年 120 國 5 年一期的追蹤資料, 以動態一般化動差法 (dynamic generalized moment equation; DGMM) 估計方法檢驗民主是否會減緩經濟成長的波動。實證結果發現民主制度可以減輕經濟成長的波動性, 不論是以整體資料或是去除掉 OECD 國家後的樣本, 民主對經濟成長的波動係數皆為顯著的負數; 但若以去除非洲國家為樣本, 則兩種民主指數的係數皆不顯著, 且 13.

(22) 係數的影響較小 (係數值較接近於 0), 因為非洲國家多為民主水準較低, 而經濟的波動較大。另外 Yang (2008) 將實證資料分為種族歧異性較高的前 70% 的國家, 與較低的 70% 的國家。結果發現在樣本為種族歧異性較高的國家裡, 民主對經濟成長波動性的係數較樣本為全體國家大且為顯著; 但在樣本為種族歧異性較低的國家裡, 係數不顯著且雖然為負值但較接近於 0。過去的實證多使用長期平均的橫斷面資料, 或是以 5 年一期的追蹤資料進行分析,Klomp and Haan (2009) 更進一步的使用 1960-2005 年 116 國的年資料進行分析, 他們認為過去. 文獻以標準差做為經濟波動的變數並不能反映經濟成長與波動的連帶關係, 而建議使用相對標準差做為經濟波動的變數,3 並以 5 年為一期的滾動視窗法 (rolling window) 得出每年的經濟波動數值, 並考慮了三個面向的政治制度 (1) 政體的型態, 以 Polity IV 的民主. 政治大裂, (3) 政策的不穩定性, 包含財政政策、貨幣政策及貿易政策三種不穩定。以 DGMM 的立. 變數 (2) 政體的穩定性, 包含了 4 個子項目: 暴力革命, 政治示威, 體制的轉變與政府的分. 估計結果顯示: 在政治型態上, 民主能有效降低經濟波動, 而在政體與政策的不穩定性方. ‧ 國. 學. 面, 則只有部分項目會影響經濟波動, 分別是體制的轉變、政府的分裂、財政政策與貨幣政策的不穩定。. ‧. 不同於過去文獻以經濟成長率的標準差做為經濟波動的變數, Cuberes and Jerzmanowski. y. Nat. (2009) 關注於成長趨勢的改變, 且這種成長模式轉變的現象是否受到不同民主程度的影. sit. 響, 他們以 1950-2000 年經濟成長率的結構性變動點與成長率正負號轉變點為成長趨勢斷. er. io. 裂點, 實證結果發現在越民主的國家, 越不會遭遇這兩種成長趨勢的劇烈反轉, 且在考慮. n. a l 總體政策、金融發展等因素後了各種影響經濟波動如制度品質、 i v , 民主仍然是減緩經濟波 C. n. he 動最穩健的因素。 Cuberes and Jerzmanowski 進一步指出在不民主的國家 , 新進廠商會 i U ngch. 有較高的進入障礙, 產業的分散程度較低, 使國家經濟易發生從快速成長跳到嚴重衰退的現象, 因此會有較劇烈的經濟波動。然而, 並非所有人皆認為政治上的開放能使國家步入穩定發展的道路, Rodrik and Wacziarg (2005) 引述三位政治評論者的著作, 他們皆認為民主化會帶來政治不穩定、種族衝突與失 3. 相對標準差計算方式為: σy,t =. 1 |¯ yi,T |. r. Σ(yi,t − y¯i,T )2 . n−1. 其中,yi,t 為第i國在第t期的經濟成長率,¯ yi,T 為第i國以滾動視窗法計算的 5 年平均經濟成長率。. 14.

(23) 敗的經濟發展。4 除此之外, Bremmer (2006) 亦認為當封閉社會過度到開放會經歷短期的不穩定, 而這種民主化過渡時期的波動現象需要長期才會趨於穩定。他認為近幾年中東地區出現政治經濟的不穩定其實正是走向民主的副產品。 Mobarak (2005) 認為一般在研究對經濟成長的影響上多關注於經濟的平均成長率或. 經濟成長的平均波動, 而忽略了民主同時對成長和波動的效果, 民主和波動較可能是同時決定的。由於波動會影響成長, 因此只以 OLS 估計民主對成長的影響會有偏差。另外, 其它非直接的因素會同時影響成長與波動, 因此 Mobarak 加入了工具變數來解決內生性的問題。他認為好的經濟發展不只要有高的經濟成長還需要穩定的成長。在實證研究上以 80 國 1960-1990 年 10 年一期為樣本資料。由於他認為經濟成長與經濟波動是同時被決定的,. 政治大. 且民主與經濟的表現又有內生性的問題, 因此以 3SLS 估計方法, 聯合估計兩條迴歸式: 民主對經濟成長與經濟波動的影響, 並以是否為回教徒為主的國家作為民主的工具變數, 並. 立. 在經濟成長的迴歸式中加入了經濟波動的變數, 以捕捉波動對成長率的影響。實證結果顯. ‧ 國. 學. 示民主影響經濟成長有兩種方式, 一為直接影響, 另一為透過波動的間接影響, 民主能有效減少經濟波動, 波動對成長的係數為負, 而在控制了波動對成長的影響途徑後, 民主對. ‧. 成長的影響為負且為顯著。因此在合併兩種影響下, 民主對成長的效果小且不顯著。而若對民主加入工具變數後, 民主對成長的直接影響為不顯著, 而透過波動的途徑可提高成長,. Nat. sit. y. 總效果為正但仍不顯著。 Mobarak (2005) 的估計方法闡釋了民主和經濟發展的複雜關係,. er. io. 儘管民主會減緩經濟成長, 但它會使經濟發展更為穩定, 5 這樣的發現就如同早期的論點: 專制與民主的兩種選擇, 就如同選擇高風險高報酬與低風險低報酬的兩種技術。. al. n. iv n C hengchi U 由之前的文獻可知, 民主政治使否有助於經濟成長不論在理論或實證仍然沒有定論 ,但. 是對於民主能有效減少經濟的波動上則有一致的結果。而在實證方法上, 若使用橫斷面資 4. Zakaria (2003 p. 98) 寫道: 過去十幾年來非洲的表現令人難過、失望。 1990 年以來, 撒哈拉沙漠以南非洲,48 個國家中 42 國舉行過多黨選舉, 掀起人們希望, 認為非洲可能終於能擺脫任意暴君和無邊腐敗的惡名了,· · · , 雖然許多方面民主打開了非洲的政治, 帶給人民自由, 可是它同時帶來相當的混亂和不穩, 許多國家事實上比以前遭遇更糟的腐敗和法治蕩然。 Kaplan (2000 p. 62) 寫道: 若社會制度未達充分的健全, 民主只會帶來風險和災難。 Chua (2002 p. 124) 認為: 世界上很多國家是由少數人掌握市場,· · · 將民主的思潮帶入市場就如同醫生開來一個帶來動盪、劇變與種族衝突的藥方。 5 雖然Mobarak (2005) 發現民主會透過經濟波動間接影響經濟成長, 然而在分量迴歸的計量方法上, 尚無能同時估計民主影響經濟成長與民主影響經濟波動兩條迴歸式的 SUR的迴歸方法, 因此本論文僅分別討論在不同分量下民主對經濟成長與對經濟波動可能的影響, 而不討論經濟波動對經濟成長的影響管道, 這部分有待未來進一步研究。. 15.

(24) 料研究民主和經濟波動間的關係, 會因為將資料取平均而無法觀察各變數的變化趨勢。而傳統的平均數迴歸分析法只能觀察到民主平均能降低經濟波動, 但無法捕捉在不同程度的經濟波動下可能存在的差異, 因此本論文應用動態追蹤資料分量迴歸估計方法來探討民主與成長波動的關係。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 16. i Un. v.

(25) 3 計量方法 3.1 分量迴歸(Quantile regression) 迴歸分析為在給定的解釋變數下去描述被解釋變數, 而越好的迴歸模型所能解釋的部分也就越多, 傳統的普通最小平方法是以極小化誤差平方和來估計迴歸係數的方法, 而最小絕對離差法 (least absolute deviation; LAD) 則是以誤差絕對值合極小化為目標,Koenker and Bassett (1978) 所提出的分量迴歸即是從最小絕對離差法延伸而來。傳統的普通最小. 平方法只能得到解釋變數對被解釋變數的平均邊際效果, 分量迴歸可以詳細分析整個條件分配每個特定分量下的邊際效果, 即可以探討在不同分位數下, 解釋變數對被解釋變數可能存在的不同影響效果。 OLS模型因為本身的設定, 迴歸式容易被分配在尾端的極端值所. 政治大. 影響, 而分量迴歸模型便可避免掉樣本中極值的問題。除此之外,OLS 模型是以平均值觀. 立. 察其資料, 極易受到樣本資料左偏或是右偏的影響而有所偏誤。但是分量迴歸模型因為不. ‧ 國. 學. 同的分量觀察, 描繪出整個分配區間的趨勢, 不會受到分配偏離的影響。根據 Koenker and Bassett(1978) 典型的分量迴歸可以下式表示: 0. 0. ‧. yi = xi β(τ ) + εi (τ ) 或 Qyi (τ |xi ) = xi β(τ ),. y. Nat. 其中, yi 是被解釋變數, xi 是解釋變數, εi (τ ) 是誤差項, Qyi (τ |xi ) 是 yi 在 xi 條件下的. n. er. io. sit. 第 τ 個分量 , Qi (τ |xi ) = 0, 以及 β(τ ) 是在第 τ 個分量下之參數。 ˆ ). 其中給定 τ 下, 極小化目標函數 Q(β, τ ), 即可得到估計式 β(τ X a l τ |yi − x0 β| + X (1 −i vτ )|yi − x0 β| Q(β) + i i {i:yi ≥x0i β}. =. n X. Ch. n engchi U. (2). {i:yi <x0i β}. ρτ (yi − x0i β),. i=1. 其中, ρτ (a)為 check function。如果 {α ≥ 0}, ρτ (a) = τ a, 如果 {α < 0}, ρτ (a) = (τ − 1)a, 在給定分量 τ 下, 藉由極小化目標函數進而估計出最適的 β(τ ) , 但由於目標函. 數不可微分, 所以需藉由線性規劃 (linear program) 求出極小化的解。而在 1/2 時, 目標 P 0 函數為 1/T Tt=1 |yt − xt β| , 所估計出來的 β 值即為 LAD 的估計量。分量迴歸的大樣本性質如下: √ d ˆ ) − β(τ )) → n(β(τ N(0, J −1 SJ −1 ), 17. (3).

(26) 其中 J = ∇β(τ ) IE[ϕ(xi , yi , β(τ ))] = −IE[xi x0i fε(τ )|xi (x0i β(τ ))] 且 S = IE[ϕ(xi , yi , β(τ ))ϕ(xi , yi , β(τ ))0 ] = τ (1 − τ )IE(xi x0i ),. 其中, fε(τ )|x (.) 為誤差項 ε(τ ) 的條件機率密度函數。關於分量迴歸的檢定有 Wald 檢定, 根據 Koenker and Bassett (1982), 我們考慮向量β(τ )=(β1 (τ )0 ,β2 (τ )0 ,...,βm (τ )0 )0 . H0 : Rβ(τ ) = r ˆ ) 是否夠接近 r , 其中 R 與簡單最小平方法相同, 分量迴歸的Wald test 是在檢定 Rβ(τ √ ˆ d 是 q × k 之矩陣且 r 是 q × 1 之向量, 根據 (3) n(β(τ ) − β(τ )) → N(0, J −1 SJ −1 ), 令 SJ. −1. 政治大 =D(τ ) , 可知在 H 成立下, Wald test 的檢定統計量為, 立 √. ˆ ) − r)(RD(τ ˆ ) − r) ˆ )R0 )−1/2 (RD(τ ˆ )R0 )−1/2 (Rβ(τ n(Rβ(τ. 學. W (n) =. 0. ‧ 國. J. −1. 0. ˆ ) − r)(RD(τ ˆ ) − r) ∼ χ2 . ˆ )R )−1 (Rβ(τ = n(Rβ(τ q. ‧. ˆ ) 為 D(τ ) 一致估計式。其中, D(τ. y. Nat. io. sit. 3.2 工具變數分量迴歸(Instrumental variable quantile regression; IVQR). er. 當迴歸式有內生性 (endogeneity) 問題時, 我們的得出的估計式會有偏誤 ( biased ) 與不. a. n. 具一致性 (inconsistent) 的問題 iv l , 因此必須以工具變數來解決內生性問題。建立一內生性迴歸模型如下: 0. Ch. n engchi U. 0. 0. 0. yi = di α0 + xi β0 + (di α1 + xi β1 )εi (τ ),. (4). 其中, di 為有內生性問題的變數, xi 為不具內生性問題的外生變數, 而εi (τ ) 為誤差項。α0 , α1 , β0 和 β1 是係數的項量, 因此第 τ 個條件分量函數可表示成 0. 0. Qyi (τ |di , xi ) = di α(τ ) + xi β(τ ),. (5). −1 −1 其中, α(τ ) = α0 + α1 F−1 ε (τ |di , xi ), β(τ ) = β0 + β1 Fε (τ |di , xi ), 而 Fε (τ |di , xi ) 表示. 第 τ 個條件分量下的 ε. 因此上式即表示在第 τ 個條件分量下的 yi 。 18.

(27) 如果將 τ 視為一單位均勻分配的隨機變數 , yi 可改寫成為: 0. 0. yi = di α(ui ) + xi β(ui ).. 其中, ui |di , xi ∼ Uniform(0, 1)在給定di 、 xi 下造成 yi 有異質性的變數 , 即 ui 代表會影響 yi 但不可觀察到的變數。令 di = δ(xi , zi , vi ), 其中 δ 為一未知函數, vi 為一與 ui 相關但不可觀察的向量, 而 zi 是獨立於 xi 和 zi 的工具變數的向量。 vi 透過 δ 影響 di 而因為 vi 與 ui 有相關. 因此變數 di 有內生性問題, 而 yi 對 (di , xi ) 的迴歸係數會是偏誤(biased) 且不具一致性 (inconsistent), 而透過工具變數 zi 的設定可解決此內生性的問題傳統上, Amemiya (1982) 和 Powell (1983) 的 fitted value 兩階段迴歸是解決內生. 政治大. 性問題的主要方法, 令 zi 為解釋變數 di 的工具變數, 首先我們將變數 di 對 zi 用 OLS 方法迴歸, 得到配適值 dî , 而後將 dî 代替有內生性問題的 di , 我們可以建構一分量迴歸. 立. 模型:. ‧ 國. 學. 0 0 yi = dî α(τ ) + xi β(τ ) + εi (τ ).. 依上式作 yi 對 (dî , xi ) 的分量迴歸, 可得到具一致性的估計值 α ˆ f v (τ ) 與 βˆf v (τ ) 。. ‧. 而 Chernozhukov and Hansen (2005, 2006) 發展出的工具變數分量迴歸 (IVQR) 是. er. io. sit. y. Nat. 另一種解決內生性問題的方法。定義一個加權分量迴歸目標函數 n X 0 0 ˆ i (τ )0 γ) · Vî (τ ), Sn (τ, α, β, γ) = (1/n) ρτ (Yi − Di α − Xi β − Φ i=1. n. a l dim(α) × 1工具向量, 且 Vî(τi v) ≡ Vˆ (τ, Xi, Zi) 是正的權 ˆ i (τ ) ≡ Φ(τ, ˆ Xi , Zi ) 一其中, Φ Ch U n 使用常數權重 Vî = 1 重函數。為了簡化模型 Chernozhukov eand Hansen h i(2006) ngc. 工具變數分量迴歸估計過程如下: 0. 定義一個序列值 {aj , j = 1, . . . , J}, 且在 Xi 與 Φi (Xi , Zi )上跑 Yi − Di αj 的第 τ 個 ˆ j , τ ) 與 γˆ (αj , τ ) 。分量迴歸得出係數值 β(α ˆ j , τ ), γˆ (αj , τ )) = arg min Sn (αj , β, γ). (β(α β,γ. 定義kxkA(τ ) =. √. X 0 AX, 並令A(τ )為一個均勻正定矩陣。在aj , j = 1, . . . , J 中選擇一個. α ˆ (τ ) 使 kxkA(τ ) 接近 0 α ˆ (τ ) = arg min kˆ γ (αj , τ )k. 19.

(28) 給定 IVQR 的參數為 ˆ α(τ ), τ )). γˆ (τ ) = (ˆ α(τ ), β(ˆ. 如同 Chernozhukov and Hansen (2008) 所建議, 工具變數 Zi 可以是 Zi 本身, 也可以是 Di 在 Xi 與 Zi 的最小平方投影的預測值。 Chernozhukov and Hansen (2006) 說明在任意給定的 τ 下, γˆ (τ ) 的極限分配為: √. 0. 0. n(ˆ γ (τ ) − γ(τ )) −→ N (0, J −1 S(τ, τ )[J −1 ] ),. 而漸進變異數的成分可以被估計如下 0 0 0 ˆ )Ψ(τ ˆ 0 )]. S(τ, τ ) = (min(τ, τ ) − τ τ )E[Ψ(τ. 根據 Powell(1986), J(τ ) 估計為 1 2nHn. 立. 0. (|ˆ εi (τ )|≤Hn ). i. 0. 0. i. i. i=1. 學. ‧ 國. Jˆ =. 政治大 ˆ (τ )[D , X ]. 1 Ψ. n X. 0. ˆ i (τ ) = [Ψ ˆ i (τ )0 , Xi0 ]0 , 且Hn 是一個適當的選擇寬其中, εî (τ ) = Yi − Di α(τ ) − Xi β(τ ), Ψ. 度。. ‧. sit. y. Nat. 3.3 追蹤資料分量迴歸的內生性問題(Panel data quantile regression with endogeneity). n. al. er. io. 若追蹤資料具有固定效果, 則此模型可設定如下:. i Un. yit = ηi + x0it β(τ ) + εit,τ ,. Ch. engchi. v. (6). 其中, ηi 代表的即為不同觀察單位 i 不隨時間改變的固定效果。與 β(τ ) 不同的是, 我們設定 ηi 不隨分量而有所不同, 表示此固定效果沒有分配上的變化。模型 (6) 以條件分量可表示成: Qyit (τ |xit ) = ηi + x0it β(τ ),. 假設我們對分量 τ1 , τ2 , ..., τq 有興趣, 一個同時估計模型 (6) 中的參數 ηi 及 β(τ1 ), β(τ2 ), ..., β(τq ) 的目標是可設定如下: min. q T X n X X. 0. ωk ρτk (yit − ηi − xit β(τk )).. k=1 t=1 i=1. 20. (7).

(29) 0. 其中 ρτk = (yit − xit β(τk ) − ηi )(τk − 1{yit −x0 β(τk )−ηi <0} ),1{A} 為指標函數(indicator it function), 當 A < 0 時, 此指標函數為 1, 當A > 0 時, 此指標函數為 0, wk 則是控制各分量的權重。當n的維度很大時, 此時要估計的 ηi 有很多個, 這會造成估計的困難, 所以消除 ηi 成為追蹤資料分析的一個重要議題。因為平均數迴歸中的條件期望值是一個線性運算式 (linear operator), 所以傳統追蹤資料分析會使用組內估計法來消除模型中的 ηi , 以避免估計產生偏誤。但是, 在分量迴歸的分析裡, 條件分量並非線性運算式, 故無法使用組內估計法來消除固定效果。 Koenker(2004) 提出利用 Shrinkage 方式來消除 ηi , 他的方法為重新考慮一個帶有. 懲罰項的目標式:. min. q T X n X X. X ω ρ政 (y − η治 − x β(τ )) + λ |η |. 大 n. 0. k τk. 立. k=1 t=1 i=1. Pn. it. i. it. k. (8). i. i=1. |ηi | 為懲罰項, λ 為一調控參數 (tuning parameter)。當 λ → ∞ 時, 固定效 ˆ )。果會消失, 而當λ → 0 時, 我們可得到固定效果下的追蹤資料分量迴歸估計值β(τ i=1. 學. ‧ 國. 其中. Galvao and Montes-Rojas (2010) 以 Koenker (2004) 帶有懲罰項的追蹤資料迴歸. ‧. 模型結合 Chernozhukov and Hansen (2006) 的工具變數分量迴歸模型, 提出固定效果帶有懲罰項的工具變數追蹤資料分量迴歸模型 (Penalized IVQRFE), 其目標式如下:. y 0. 0. sit. 0. 0. ωk ρτ (yit − zit η − dit α(τk ) − xit β(τk ) − wit γ(τk )) + λ. er. k=1 t=1 i=1. io. η,β,γ. Nat. min. q T X n X X. a. n. v. n X. |ηi |.. (9). i=1. i l C 其中,dit 為具有內生性問題的變數 ,xit 為不具內生性問題的外生變數 ,wit 為解決內生性問題 n Pn U h e n g c h當i λ → ∞ 時, 固定效果會消失, 而的工具變數, i=1 |ηi |為懲罰項, λ 為一調控參數。 ˆ )。當λ → 0 時, 我們可得到固定效果下的工具變數追蹤資料分量迴歸估計值β(τ √ 0 定義k x kA = x Ax, 並令A(τ )為一個均勻正定矩陣, 選擇一個α ˆ (λ)使k x kA 接近 0, 即 α b(λ) = min kb γ (α, λ)kA , α. 而 Penalized IVQRFE 的參數為 b λ) ≡ (b b λ)) ≡ (b b α(τ, λ), τ, λ)), θ(τ, α(τ, λ), β(τ, α(τ, λ), β(b. 21.

(30) 且 b = (θ(τ b 1 , λ)0 , . . . , θ(τ b q , λ)0 )0 . θ(λ). 其估計方法如下: 第一步: 由於 Koenker (2004) 的追蹤資料分量迴歸估計方法會同時估計出所有分量下的估計值, 因此在分量數大於 1 時, 即K > 1 時, 不同於 IVQR 以一序列的值{αj , j = 1, . . . , J}來尋找使k x kA 最小的α ˆ (τ )值的方法, Galvao and Montes-Rojas (2010) 建議. 以統計軟體 R 的數值最適化函數 (numerical optimization function) 得出使 k x kA 最接近 0 的α ˆ (τ )。在起始值的選擇上, 以不加入工具變數的原始迴歸式所得出的參數為起始值, 即以 min η,β,γ. q T X n X X. X −政 z η − d治 α(τ ) − x β(τ )) + λ |η |, 大 n. ωk ρτ (yit. k=1 t=1 i=1. 立. 0. 0. it. it. 0. k. it. k. i. i=1. ‧ 國. 學. 為目標式所估計出的α b(τk )為起始值。 0. 第二步: 將起始值 α b(τk ) 帶入以 Yit − Dit α(τ ) 對 Xit 與 Wit 做帶有懲罰項的追蹤資料分量迴歸, 利用統計軟體 R 的數值最適化函數可以得出使估計值 γ(τk ) 的平方合最小的. ‧. α ˆ (τ )。該估計式的設計矩陣 (design matrix) 可表示如下. io. sit. y. Nat. . . . [ω ⊗ (IN ⊗ 1T )..Υ ⊗ D..Υ ⊗ X ..Υ ⊗ W ]. er. 其中, IN 為一 N × N 的單位矩陣 (identity matrix), 1T 為元素皆為1 的 T × 1 向量,. al. n. iv n C response vector) 為 ye = ((ω ⊗ y) 0hN e ) 。n 如同 h i U and Hansen (2008) 所建 g cChernozhukov. Υ 為 K × K 的對角矩陣, 而其對角線為權重ω 。而對應的反應函數向量 (corresponding 0. 0. 0. 議, 工具變數 Wit 可以是 Wit 本身, 也可以是 Dit 在 Xit 與 Wit 的最小平方投影的預測值。 0. 第三步: 將從第二步得出的使 k x kA 最接近 0 的 α ˆ (τ ) 重新帶入 Yit − Dit α(τ ) 對 Xit 與 Wit 的估計式, 即可得出在使k x kA 最接近 0 的條件下所有變數的參數估計值。 Galvao and Montes-Rojas (2010) 提出下列正規條件: A1: yit 與條件分配函數Fit 獨立, 且可微分條件密度,0 < fit < ∞, 有著限制住的微. 分fit0 , i = 1, ..., N , t = 1, ..., T 。 22.

(31) A2: 對於所有τ ,(α(τ ), β(τ )) ∈ intA × B 且A × B 是綿密且凸性。 √ √ √ A3: maxit kyit k = O( N T ); maxit kxit k = O( N T ); maxit kwit k = O( N T )。 √ A4: 對於a > 0, N a /T → 0 且λT / T → λ0 ≥ 0 0. A5: Φ(τk ) = diag(fit (ξit (τk ))), 其中(ξit (τk )) = ηi + dit α(τk ) + x0it β(τk ) + wit0 γ(τk ), ˜ = [X 0 , W 0 ]0 。下列矩陣為正定 MZ = I − PZ 且PZ = Z(Z 0 Φ(τk )Z)−1 Z 0 Φ(τk )。令X k. k. k. . 0. 1. ij. Jα0 HJα. ... .. .. 0. ˜ 0 M 0 Φ(τk )MZ D . . . ωk X Zk k. 0 .. ..    , . P ˜0 0 ˜ ˜0 0 ˜ 1q X MZ1 MZk X 11 X MZ1 MZ1 X . . . .. .. .. . . . P P ˜0 0 ˜ ˜0 0 ˜ qq X MZk MZk X k1 X MZq MZ1 X . . .. al. sit.   , . −1 = ωi (τi ∧ τj − τi τj )υj 。定義 [J¯β0 J¯γ0 ]0 當作 Jβγ 的分割, 且 H = J¯γ0 AJ¯γ , Jβγ ,. n. P. io. 其中.    . Nat. 1 N,T →∞ N T. S = lim. .. .. P.   , . er. . . . ‧. ‧ 國. 1  Jα = lim  N,T →∞ N T . 0 Z1 Φ(τ1 )MZ1 D. 學. ˜M ω立 X  . 政治大. y. Jβγ. ˜ 0 M 0 Φ(τ1 )MZ1 X ˜ ... ω1 X 0 Z1  1  .. .. ... = lim  . . N,T →∞ N T  ˜ ˜ 0 M 0 Φ(τk )MZ X 0 . . . ωk X Zk k. 為可逆的。. Ch. engchi. i Un. v. 在 A1-A5 的假設下, 可推得一致性與漸進常態. p ˆ )→ ϑ(τ ϑ(τ ). 其中ϑ = (η, α, β)。. √. d ˆ − θ(λ)) → N T (θ(λ) N (Bias(λ), Ω). 其中 Ω = (K 0 , L0 )0 S(K 0 , L0 ), S、 H 與 J 的所有元素如同 A5 定義, K = (Jα0 HJα )−1 Jα H , L = J¯β M , M = I − Jα K. Bias(λ) = (K 0 , L0 )0 V λ0 s, V = (ω1 X 0 Mz0 , ..., ωq X 0 Mz0 ). 23.

(32) 3.4 動態追蹤分量迴歸(Dynamic Panel Quantile Regression; DPQR) 考慮一個具固定效果的動態追蹤資料: 0. yit = αyit−1 + xit β + ηi + εit ,. ∀i = 1, · · · , T.. (10). 其中, yit 為被解釋變數, yit−1 為被解釋變數的落後項, xit 為外生的解釋變數, ηi 為固定效果, εit 為誤差項, 而 α 與 β 為待估計的參數。由於模型中包含被解釋變數的落後期 ( yt−1 ), 而 yt−1 為不可觀察的各別效果 ηi 的方程式, 造成 yt−1 和誤差項的共變異數不為. 零, 存在內生性的問題, 以組內估計式估出的估計值是偏誤且不具一致性的。由於固定效果非為主要的研究參數, 所以在線性迴歸中, 可以利用組間估計 (within estimator) 來消. 政治大. 除此效果。碰到內生性的問題, Holtz-Eakin et al. (1988) 和 Arellano and Bond (1991) 將動態項當作工具變數加入模型中以降低估計誤差的問題, 也就是 Dynamic GMM。. 立. 0. yit = α(τ )yit−1 + xit β(τ ) + ηi + εit,τ ,. 學. ‧ 國. 在具固定效果的動態追蹤資料分量迴歸模型 (DPQR) 可表示如下: ∀i = 1, · · · , N. t = 1, · · · , T.. (11). ‧. 其中, α(τ ) 與 β(τ ) 為第 τ 分量下所估計的參數, εit,τ 為在條件分量函數 Qεit,τ (τ |yit−1 , xit ) = 0 下的誤差項。由於分量迴歸並非線性迴歸, 所以不能使用組內估計來消除固定效果, 或. y. Nat. sit. 者使用 Dynamic GMM 的方式來解決這個問題。 Lin (2010) 建議用兩步驟 fitted value. er. al. n. 具變數作迴歸:. io. approach 來解決內生性問題, 在第一階段將具有內生性問題的解釋變數落後項yt−1 對工. Cyhit−1 = zitγ + υit, U n i engchi 0. v. (12). 其中, zit 為 (dZ × 1) 向量的工具變數, γ 為 (dZ × 1) 向量的待估參數, υit 為不可觀察的隨機變數。我們可以用解釋變數落後項的一階差分, 4yit−i , i = 1, 2, · · · , T − 1 . 作為工具變數。如 4yit−1 , 4yit−2 可做為 yit−1 的工具變數, 另外我們亦可加入解釋變數 xit 作 0. 為工具變數。得出配適值 zit γˆ , 再將估計值代替具內生性問題的被解釋變數落後項 yit−1 , ˆ )。再利用拔靴抽樣法來估計 β(τ ˆ ) 的共變異數矩以追蹤資料分量迴歸做第二階段估計β(τ 陣。從 {yi , xi , i = 1, . . . , n} 裡面抽取樣本, 組成新的樣本組合 {yi∗ , x∗i } 。再利用 yi∗ 當作被解釋變數, x∗i 為解釋變數執行分量迴歸, 可得到分量迴歸估計值 βˆ∗ (τ )。接著, 重複 ˆ ) 的共上述動作 B 次, 所以可以得到 B 個參數估計值 βˆ∗ (τ, b), b = 1, . . . , B 。因此, β(τ 24.

(33) 變異數矩陣: B. ˆ )) = Vd ar(β(τ. 1 X ˆ∗ ¯ ¯ (βb (τ ) − βˆb∗ (τ ))(βˆb∗ (τ ) − βˆb∗ (τ ))0 . B − 1 b=1. P ¯ ˆ∗ 其中, βˆ∗ (τ ) = B −1 B b=1 β (τ )。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 25. i Un. v.

(34) 4 民主政治影響經濟成長實證結果本節進行民主政治對經濟成長影響的實證分析, 先統整敘述資料的來源及特性, 接著以 Koenker (2004) 追蹤資料分量迴歸方法進行迴歸分析, 進一步, 也考慮了民主與經濟成長. 的內生性問題, 最後進行分國家組別及不同樣本期間的穩健性測試。. 4.1 資料 4.1.1 樣本資料與敘述統計量. 在探討民主對經濟成長的影響上, 本論文所使用的主要樣本為1960-2008 年的年資料, 民主的變數以 Polity IV (2009) 統計資料做實證分析,Polity IV (2009) 中選擇 Polity2 為. 政治大. 民主的變數, 該項政治分數最低為-10(完全的專制), 最高為 10(完全的民主)。在本論文的. 立. 迴歸分析中將民主分數線性轉化為 0(完全的獨裁) 到 1(完全的民主) 以方便分析。6. ‧ 國. 學. 經濟成長率以平均國民所得的成長率來衡量, 在解釋變數方面我們加入反映國家當時發展程度的狀態變數, 包括反映該國發展程度的平均每人 GDP (GDP per capita), 及反. ‧. 應該國人力資本的 25 歲以上受中等以上教育的平均年數 (average years of attainment in secondary and higher schools), 為進一步考慮兩性受教機會是否平等, 同時考慮兩性. sit. y. Nat. 的受教年數,7 而初生嬰兒預期壽命 (life expectancy at birth) 則反映了該國的環境衛生. io. er. 與國民健康狀況, 另外亦考慮了該國政經情況、政策選擇等因素, 包含了平均婦女生育率 (fertility rate), 政府消費支出占 GDP 的比率與教育支出占國民所得毛額 (GNI) 的比. n. a. v. l 率, 反映市場扭曲程度的外匯黑市溢價 (black market premium), 衡量政府法律執行與 ni. Ch. U. engchi 施政品質的數據及投資率。平均婦女生育率反映了該國資源是用於有助於產出的投資或是用於養育小孩, 政府消費占國民生產毛額的比率為衡量該國政府規模的大小, 教育支出占國民所得毛額的比率則是反映該國教育品質的近似變數, 外匯黑市溢價為黑市匯率與官方 6. 由於不同的民主資料分數的等級劃分有所不同, 因此過去文獻多統一將民主分數線性轉化成0 到 1, 0 為完全的獨裁, 1 為完全的民主, 如 Barro (1996)、 Tavares and Wacziarg (2001)、 Mobarak (2005) 及 Yang (2008) 等。 7 兩性教育年數的變數資料來源為Barro-Lee Educational Attainment Dataset (2010)。由於原始資料為每 5 年調查一次, 本論文以內差法將資料擴增為年資料, 教育年數多為長期穩定成長, 是以應不致始資料過份偏誤。 Papaioannou and Siouriunis (2008a) 與 Klomp and Haan (2009) 也用同樣的方法將資料擴增為年資料。雖然 Barro-Lee Educational Attainment Dataset (2010) 只有全體與女性的教育資料, 但有附上兩組樣本的人口數, 因此本論文由人口數推算出男性的教育資料。. 26.