東協區域整合對亞洲各主要國家的經濟影響分析 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學經濟學研究所碩士論文. ‧. ‧ 國. 學. 政治大立東協區域整合對亞洲各主要國家的經濟影響分析. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. 指導教授: 徐士勛博士研究生: 吳政潔 2014 年 6 月. v.

(2) 誌謝從碩二上學期至今將近一年的時間, 終於完成了我的碩士論文, 在這一年裡面, 我非常感謝我的指導教授, 徐士勛老師, 從去年九月到論文完成前, 老師幾乎每個禮拜都會跟我們討論論文進度, 中間我還因為找工作的面試以及準備其他證照的考試跟老師請假。我也很感謝吳俊毅老師一開始特地來學校教我們關於一些統計軟體的操作, 還有我要感謝特地從別的學校來的徐之強老師以及黃裕烈老師擔任我的口試委員, 在口試過程中也給予我一些重要的建議, 讓我的論文內容更加完整。. 政治大. 在碩士畢業後, 即將要投入職場, 未來這些學生生活只能回味。在政大的兩年,. 立. 我認識了許多朋友, 他們也幫了我很多, 首先我要謝謝凱翔和彥儒這兩個好戰友,. ‧ 國. 學. 我們常常一起吃高熱量的麥當勞然後再一起運動, 也一起待在研討室趕進度, 培養論文的革命情感。謝謝顯貴平常在課務組跟我一起值班陪我聊天。謝謝雅娟跟崇育平時也都跟我一起喇賽, 還幫我慶生。謝謝美瑩在我寫論文還要面試的時候提供我. ‧. 一些資訊。回想這兩年, 從碩一全班一起修必修課, 然後碩二開始各自忙碌自己的. y. Nat. 論文, 到現在要當兵的去當兵, 工作的要去工作, 要出國交換也要出國, 大家各奔. n. al. er. io. sit. 東西, 所以我希望未來還有機會能常常和這些好朋友出來聚在一起。. Ch. engchi. i n U. v.

(3) 摘要近十年來, 東協的經濟快速發展, 在未來的幾年內, 將完成東協經濟共同體 (AEC) 的組織, 屆時整個東南亞的區域整合將成為全球重要的經濟體系之一。因此本文採用 Pesaran, Schuermann and Weiner 在 2004 年提出來的 GVAR 模型架構, 利用該模型可以將國家進行區域整合的特點, 針對外來的實質產出以及金融市場的衝擊下, 討論有無執行區域整合的東協與亞洲各主要國家之間的經濟影響分析。其中, 我們也進行一項擬真的情況, 就是將台灣納入東協的區域整合, 並比較與台. 政治大. 灣未納入東協區域整合之情況有何差異。此外本文也將東協五國 ASEAN 當作亞洲區的外在衝擊來源, 分析東協的實質 GDP 出現一單位標準差的正向衝擊時對. 立. 亞洲各主要國家的影響。本文的實證結果發現在產出面及金融面的負向衝擊之下,. ‧ 國. 學. 東協尚未整合的情況所顯示的衝擊反應結果相較整合後以及東協納入台灣的情況要來的強烈, 表示整個東協的區域整合對亞洲的主要國家是具有正面效應的, 且台灣在納入東協後其衝擊反應結果也顯示若台灣納入東協對台灣本身經濟穩定性是. ‧. Nat. y. 有助益的。. n. al. er. io. sit. 關鍵詞: GVAR、全球化向量自我迴歸、東協、衝擊反應函數。. Ch. engchi. i n U. v.

(4) 目錄 1 緒論. 6. 1.1. 東協成立背景 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 6. 1.2. 研究動機 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 6. 2 文獻回顧. 8. 2.1. GVAR 模型發展 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 8. 2.2. 東協的相關經濟計量分析研究 . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 9. 3 研究方法. 立. 10. GVAR(Global VAR) 模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10. 建構 GVAR 模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10. 3.1.2. GVAR 模型求解 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 12. ‧. 4 資料處理. 學. 3.1.1. ‧ 國. 3.1. 政治大. 14. 單根檢定 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14. 4.2. 共整合檢定 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14. 4.3. 弱外生檢定 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 15. 4.4. 國家及變數說明 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 15. 4.5. 16. y. sit. er. io. al. v i n C h . . . . . . . . .U. . . . . . . . . . . . . 國外變數權重與區域整合 e . .c.h. i. . . . . . . . . . . . . . . 衝擊反應函數 . . . . . . .n. g n. 4.6. Nat. 4.1. 5 實證結果. 17 18. 5.1. 單根檢定 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18. 5.2. 共整合檢定 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18. 5.3. 同期影響 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20. 5.4. 衝擊反應函數分析 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 21 5.4.1. 美國實質產出市場的衝擊 . . . . . . . . . . . . . . . . . 21. 5.4.2. 美國金融市場的衝擊 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24. 5.4.3. 東協實質產出市場的衝擊 . . . . . . . . . . . . . . . . . 26. 5.4.4. 不同貿易權重的衝擊反應比較 . . . . . . . . . . . . . . . 27. 4.

(5) 6 結論. 28. 7 附錄. 30. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 5. i n U. v.

(6) 1 緒論 1.1 東協成立背景 1967 年 8 月 6 日, 由印尼、馬來西亞、新加坡、菲律賓、泰國等 5 國在曼谷舉. 行會議, 並於 8 月 8 日發表了「曼谷宣言」, 正式宣告東協成立。 1976 年, 東協在泰國舉行第 1 屆首長會議, 簽署了「東南亞友好合作條約」。 1984 年 1 月 8 日, 汶萊加入東協。之後, 越南、緬甸、寮國以及柬埔寨皆陸續加入東協。 1990 年代初期, 東協開始建立一系列區域合作機制, 1992 年東協簽署共同有. 效優惠關稅協定 (Common Effective Preferential Tariff, CEPT), 宣布從 1993. 政治大. 年起開始建立東協自由貿易區 (ASEAN Free Trade Area, AFTA), 推動各成員. 立. 國間關稅降至百分之五以下, 1994 年 7 月成立東協區域論壇 (ASEAN Regional. ‧ 國. 學. Forum, ARF), 此時, 東協也開始積極推動對外的經貿關係, 其中主要為與各國家. 洽簽 FTA(Free Trade Area), 到目前為止, 東協已分別與中國大陸、日本、韓國、紐西蘭、澳洲與印度簽署 5 個「東協加一」的 FTA。 2007 年, 東協 10 國的領導人. ‧. 在新加坡舉行的第 13 屆高峰會議上簽署了東協憲章和東協經濟共同體藍圖宣言,. y. Nat. 宣示東協經濟共同體 (ASEAN Economic Community, AEC) 為整合之最終目. sit. 標。1 2012 年, 東協秘書長 Surin Pitsuwan 表示, AEC 經濟合作目標的生效日期. n. al. er. io. 將會在 2016 年展開運作。. 1.2 研究動機. Ch. engchi. i n U. v. 近年來, 東協的經濟快速發展, 逐漸邁向亞洲經濟趨勢的成長核心。從表 (1) 來看, 2008 年爆發金融海嘯後, 除了中國以外, 幾乎所有亞洲國家的 GDP 成長率都降到低點, 但東協國家的 GDP 成長率大多在隔年即開始慢慢恢復, 除了泰國在 2010 以及 2012 爆發紅黃衫軍的衝突造成 2011 與 2013 年的 GDP 成長率低迷外, 其他如馬來西亞與菲律賓、印尼、越南等國家在 2013 年的 GDP 成長率皆超過 4 % 以上。表 (2) 則顯示, 東協部分國家大多擁有廣大人口數量, 其中如泰國、印尼、菲律賓的人口數量皆超過 6000 萬, 印尼人口更是多達 2.4 億。由於東協擁有的人口結構較其他開發中國家之人口結構年輕許多, 其龐大的內需市場支撐著其經濟之成長, 因此成為一個具有一定影響力的區域性組織。根據中華民國國際貿易局的統計資料, 台灣與東協十國的貿易總值在 2009 年的時候為 504 億美 1. 資料參考自經濟部電子雙週報第 250 期. 6.

(7) 表 1: 亞洲國家經濟成長率(單位:%). 2008 年. 2009 年. 2010 年. 台灣日本韓國香港中國. 0.7 -1 2.3 2.1 9.6. -1.8 -5.5 0.3 -2.5 9.2. 10.8 4.7 6.3 6.8 10.4. 新加坡泰國馬來西亞菲律賓印尼越南. 1.7 2.5 4.8 4.2 6 5.7. -0.8 -2.3 -1.5 1.1 4.6 5.4. 4.2 -0.5 3.7 4.9 9.3. 治 5.2 政 14.8 7.8 0.1 大 7.4 5.1 7.6 6.2 6.4. 3.6 6.5 6.2. 2013 年. 1.5 1.4 2 1.5 7.7. 2.1 1.6 2.8 2.9 7.7. 1.3 6.5 5.6 6.8 6.2 5.2. 4.1 2.9 4.7 7.2 5.8 5.4. 學. ‧. ‧ 國. 立. 2011 年 2012 年. er. io. sit. y. Nat. al. n. 表 2: 亞洲國家人口統計表(單位: 萬人). 2008 年. v i n C2009 h e年n g c2010 i年U 2011 年 h 2311.98 2316.21 2322.49. 2012 年. 台灣 2303.70 2331.58 日本 12770.40 12755.80 12745.05 12781.73 12756.15 韓國 4894.87 4918.20 4941.04 4977.94 5000.44 香港 695.78 697.28 702.42 707.16 715.46 中國 132465.50 133126.00 133770.50 134413.00 135069.50 新加坡泰國馬來西亞菲律賓印尼越南. 483.94 6618.53 2730.23 9037.13 23424.35 8512.23. 498.76 6627.73 2779.03 9188.64 23748.69 8602.50. 507.67 6640.23 2827.58 9344.43 24067.65 8693.25. 7. 518.37 6657.63 2875.90 9505.34 24380.16 8784.00. 531.24 6678.50 2923.99 9670.68 24686.42 8877.29.

(8) 元, 而 2013 年台灣與東協十國的貿易總額為 913 億美元, 增加了 81.1 %, 足可顯示東協與台灣之間的貿易關係日漸增長。因此, 本文採用了 Pesaran,Schuermann and Weiner 在 2004 年提出來的 GVAR(Global Vector Autoregression) 模型. 理論, 利用 GVAR 模型可以將國家進行區域整合的特點, 針對外來的強力實質產出市場以及金融市場的衝擊下, 來討論有無執行區域整合的東協與亞洲各主要國家之間的經濟影響有何差異。因為美國是亞洲各主要國家最重要的貿易夥伴, 故本文選擇以美國的實質產出面與美國金融市場面作為兩個外在的衝擊, 然後本文也選定了在 ASEAN 執行區域整合後, 其實質產出市場的衝擊, 藉此探討 ASEAN 在逐漸茁壯的經濟成長下對亞洲各主要國家的經濟影響。除此之外, 我們也考慮了. 政治大. 一個擬真的 (counterfactual) 情況, 分析若將台灣整合進入東協, 則會有那些變化. 立. 與影響。. ‧ 國. 學. 2 文獻回顧. ‧. 2.1 GVAR 模型發展. 在早期的計量分析模型, 使用的是傳統聯立方程式, 在模型求解前背後需有理. y. Nat. sit. 論基礎支持, 且必須先確定其變數為內生或外生。 Sims(1980) 發表向量自我迴歸. al. er. io. (VAR) 模型, VAR 模型改善了自我迴歸 (AR) 模型裡面只有變數本身落後期的. n. 影響, VAR 模型加入其他變數的落後期變數, 且無須判斷模型變數內生或外生, 直. Ch. i n U. v. 接將其全部視為內生, 在估計上較為方便, 於是 VAR 模型後來成為廣泛使用的計. engchi. 量分析模型。 2004 年, Pesaran, Schuermann and Weiner(PSW) 發表了全球化向量自我迴歸 (GVAR) 模型。與一般的 VAR 模型不同的是, 利用特定國家的 VARX* 模型, 可以在同時考慮多國及跨期之下, 探討特定區域 (國家) 與全球經. 濟之間的連結, 這是 GVAR 模型的優勢與特色, PSW 當時針對 25 個國家做實證研究, 來捕捉各國之間經濟衝擊的相互影響, 然後在 Pesaran and Smith (2006) 的文章中提到, VARX* 模型可導出與動態隨機一般均衡 (Dynamic Stochastic General Equilibrium, DSGE) 模型一樣的解。此後, GVAR 模型被廣泛地運用, Dees et al. (2007) 利用 GVAR 分析美國利率、股價、貨幣政策及石油價格的衝擊. 對各國經濟的影響, 進一步將原本國家數增加到 33 個, 資料期間也從 1999 年延長到 2003 年。 Matthew,Nguyen and Shin (2008) 在 GVAR 模型增加了進、出口變數, 分析美國股市、中國物價、及油價對南韓經濟的影響, 發現在中國物價的 8.

(9) 衝擊之下, 南韓物價短期內會反映中國物價。 Hiebert and Vansteenkiste (2010) 則是利用 GVAR 的架構, 將美國國內的 12 個工業部門擬為 12 個國家做衝擊反應分析探討美國勞動市場的雇用人數、薪資與國際貿易程度、技術之間的影響; 結果顯示貿易開放程度與勞工薪水呈現負相關, 技術條件與勞工薪水呈現正相關。 Daniel and Mthuli (2013) 則是使用 GVAR 模型來研究非洲國家的外溢效果, 該. 篇文章中提到非洲有 60 % 的國家出口占 GDP 比重達 30 %, 有 80 % 的國家出口佔 GDP 比重達 20 % 以上, 主要出口國家為歐元區、美國與中國。而在 2008 年金融海嘯前的非洲國家平均經濟成長率有 6 %, 2009 年跌至 2.5 %, 顯示非洲經濟體系可能與全球景氣存在某種連結關係。因此該篇作者利用 GVAR 模型有國. 政治大出口導向 (非石油)、投資導向、立及較為動亂脆弱之經濟體系。同時, 將巴西、俄羅. 家/區域整合設定的特色, 將非洲國家分為四種經濟體系: 出口導向 (以石油為主)、斯、印度、中國整合為金磚四國 (BRIC) 區, 加上原 GVAR 模型設定上的歐元區,. ‧ 國. 學. 藉此捕捉歐元區與 BRIC 對非洲四種經濟體系的影響。結果發現 BRIC 與歐洲的衝擊 (皆以一單位標準差之 GDP 負向衝擊) 對非洲的實質 GDP 有顯著的影. ‧. 響, 尤其以石油導向的出口國受歐洲影響最大。另外也以 G4(歐元區、美國、英國、日本) 為主的量化寬鬆貨幣政策來觀察非洲所受的衝擊影響, 發現 G4 的量化寬鬆. y. Nat. sit. 貨幣政策上對非洲國家的匯率及通膨率的影響不大。另一方面,GVAR 也被運用在. al. er. io. 經濟預測的領域上, Pesaran,Schuermann and Smith (2009) 利用 GVAR 模型. n. 對 GDP、CPI、匯率等總體經濟變數進行樣本外的預測 (out-of sample forecast),. Ch. i n U. v. 另外再加入利率和股價兩種變數到模型裡, 用來預測實質產出與物價之間的關係。. engchi. Fei and Ng (2011) 則是利用東協五國 (印尼、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國). 與其他 20 個國家, 共分成 9 個國家/區域, 針對東協五國的實質 GDP、通貨膨脹率、短期利率、實質匯率、與股價, 以 1981Q1 至 2009Q4 為資料期間, 執行樣本內預測 ( 2009Q1 至 2009Q4 ) 及樣本外預測 ( 2010Q1 至 2011Q4 ) 的分析比較。. 2.2 東協的相關經濟計量分析研究 CHIA(2011) 的文章中提到, 從 1998 年亞洲金融風暴, 造成全球主要國家的景. 氣衰退之時, 東協仍然展現出正向經濟動能, 雖然可能一部分受益於中國的高經濟成長率所致, 但東協的高經濟潛力已不容忽視。目前東協擁有近六億人口的市場, 未來的東協經濟共同體的規模將很有可能僅次於歐盟, 成為全球最第二大的自由 9.

(10) 貿易區。 Peter et al. (2012) 的研究指出, 雖然東協經濟共同體成立後不是像歐元區的. 總體經濟整合型態, 因為目前東協面臨的政治因素與發展水準和歐元區的條件不同, 但估計東協經濟共同體的成立其總實質產出可能會上升 5.3 %, 金秀琴 (2003) 研究發現, 就東亞區域經濟整合之發展現況來看, 以東協加三 (中國、日本、韓國) 對我國經濟之衝擊最大。而 Robert and Gilbert(2001) 的研究指出, 在亞太地區不同型式的區域整合下, 其中東協加三將使我國福利水準 (以 GDP 變動表示) 下降 1.10 %, 出口衰退 4.04 %, 進口衰退 5.04 % 。另外徐世勳 (2001) 的研究顯示, 如果兩岸加入 WTO 後東協加三成立自由貿易區, 且該自由貿易區為封閉區域經. 政治大. 濟, 則台灣的 GDP 將下降 0.014 %, 貿易條件將惡化 0.464 %。. 立. 學. ‧ 國. 3 研究方法. 3.1 GVAR(Global VAR) 模型建構 GVAR 模型. ‧. 3.1.1. y. Nat. 在 Pesaran,Schuermann and Weiner(2004) 的 GVAR 架構下假設經濟體系. sit. 裡有 i 個國家 (或地區), i = 0, 1, 2..., N, 也就是說經濟體系裡共有 N + 1 個國. er. io. 家 (或地區)。我們令 i = 0 這個國家為「參照國」 (reference country), 通常設為. al. v i n C hvariable)。「國內變數」種是「國際變數」(foreign-specific e n g c h i U 就是 i 國本身的經濟變 n. 美國。另外定義兩種變數, 一種是「國內變數」 (country-specific variable), 另一. 數, 像是 i 國的 GDP、匯率、利率等; 而「國際變數」則是按照各國對本國的貿易往來程度的不同, 對各國的經濟變數作加權, 每個國家的模型如下 xit = ai0 + ai1 t + Φi xi,t−1 + Λi0 x∗it +Λi1 x∗i,t−1 + εit ,. (1). i = 1, 2, ..., N, t = 1, 2, ..., T,. 其中 xit 為第 i 國在第 t 期的所有國內變數集合, x∗it 為第 i 國在第 t 期的所有國際變數集合; 假設 i 國一共有 k 個國內變數, 則 xit 為一個 ki × 1 的矩陣, x∗it 為一個 ki∗ × 1 的矩陣, Φi 是 i 國國內變數之落後期係數矩陣, 為一個 ki × ki 矩陣, Λi0 與 Λi1 為 ki × ki∗ 矩陣, εit 為 ki × 1 的矩陣。 εit 為第 i 國之未知衝擊。因此,. 當 Λi0 與 Λi1 等於零時, 整個 GVAR 模型會縮減化為一般的 VAR(1) 模型。為了使模型更一般化, 我們可進一步將模型數學式改寫為 10.

(11) xit = ai0 + ai1 t + Φi xi,t−1 + Λi0 x∗it +Λi1 x∗i,t−1 + Γi0 dt + Γi1 dt−1 + εit ,. (2). i = 1, 2, ..., N, t = 1, 2, ..., T, dt 為全球共同外生變數(common global exogenous variables), 通常設為石油價. 格, Γi0 與 Γi1 為全球共同變數與其落後其對應之固定係數矩陣。此外我們另需假設 εit 為序列不相關, 即 εit ∼ iid(0, Σii ) , Σii = cov(εilt , εist ),. (3). 政治大. 其中 εilt /εist 分別代表 i 國在第 t 期之 l/s 變數的干擾項。但我們允許不同國 (區域) 的衝擊 εit 具有某種程度上的相關, 才能捕捉各國的未知衝擊對其他國家也可能具有影響力的事實。. 立. ‧ 國. 學. 令 GDPit 為第 i 國在第 t 期的名目國內生產毛額 , CP Iit 為第 i 國在第 t 期的消費者物價指數 , EQit 為第 i 國在第 t 期的名目股價指數 , Mit 為第 i 國在第. ‧. t 期的的名目貨幣供給 , Eit 為第 i 國在第 t 期的的名目匯率 , Rit 為第 i 國在第. y. n. al. sit. io. xit = (yit , pit , qit , mit , eit , ρit )0 ,. er. Nat. t 期的的名目利率。則在 PSW(2004) GVAR 中, 國內變數設定為. i n U. v. yit = ln(GDPit /CP Iit ) , Pit = ln(CP Iit ),. Ch. engchi. qit = ln(EQit /CP Iit ) , mit = ln(Mit /CP Iit ), eit = ln(Eit ) , ρit = 0.25 × ln(1 + Rit /100),. 其中, 值得注意的是以美國 (reference country) 為例子: 當 eot = 0 時, xit = (yit , pit , qit , mit , ρit )0 , k0 = 5 。此外若存在某些國家 (區域) 有變數資料不足的情. 況, 我們將會捨去這些資料不足的變數。國際變數的設定則為 x∗it = (yit∗ , p∗it , qit∗ , m∗it , e∗it , ρ∗it )0 ,. 11.

(12) yit∗. =. N X. y wij yjt. p∗it. ,. N X. =. j=0. qit∗. =. N X. j=0. q wij qjt. m∗it. ,. =. N X. j=0. e∗it. =. p wij pjt ,. m mjt , wij. j=0. N X. e wij ejt. ,. ρ∗it. =. j=1. N X. ρ wij ρjt ,. j=0. 其中 wijy , wijp , wijq , wijm , wije , wijρ 為 i 國與 j 國之間的貿易權重, 在 GVAR 模型中用來衡量各國之間的貿易緊密度 ; wij 為 i 國與 j 國之間的貿易數量佔 i 國總貿 P 易的比, N j=0 wij = 1 wii = 0, wii 可能會隨時間而變動, 也可以設為固定值。在. 政治大此我們將設為固定值, 以三年期的各國貿易量作加權計算。立. ‧ 國. 學. 另外我們還須注意模型的匯率變數 eit 並不是有效匯率, 首先我們定義 Eijt 為 i 國兌換 j 國的匯率, 且 ln(Eijt ) = ln(Eit /Ejt ) = eit − ejt , 所以 i 國的有效匯率 P 為: N j=0 wij Eijt 。再將有效匯率取自然對數後為 :. ‧. Nat. PN. j=0. wij = 1 且 e∗it =. io. 因為. j=0. n. al. PN. j=1. j=1. e wij ejt , 故我們得到此關係式 :. e˜it = eit − e∗it. Ch. (4). sit. j=0. y. N N X X wij (eit − ejt ) = ( wij )eit − wij ejt. engchi. er. e˜it =. N X. i n U. v. 在上式中, 若以一個採固定有效匯率的國家來說, eit 和 e∗it 同時放入模型中會出現高度共線性的問題, 且各國的 eit 是以相對於美元來衡量, 即使只有一個與匯率相關的變數 eit , 仍然可以捕捉到 e∗it 變動所造成的影響, 故我們只需在模型中放入 eit 變數即可。最後, 對參照國美國來說, e0t = 0 , e∗0t 可以藉由其他國家匯率反推. 得之。 3.1.2 GVAR 模型求解. 我們以第 (1) 式來說明如何對 GVAR 求解。首先定義一個變數 Zit  zit =  12. xit x∗it.  . (5).

(13) zit 為一個 ki × kit∗ 矩陣, 其中包含了第 i 國的國內變數與國外變數, 我們將 (1). 式與 (5) 式結合後得到 : Ai zit = ai0 + ai1 t + Bi zi,t−1 + εit. (6). 其中, Ai = (Iki − Λi0 ), Bi = (φi Λi1 ), Ai 和 Bi 皆為 ki × (ki + ki∗ ) 矩陣, 且rank (Ai ) = ki 。再來將所有國家的所有國內變數集合令為xt , xt = P (x00t x01t x02t ... x0N t )0 , xt 為一個k × 1的矩陣且 k = N i=0 ki 。然後我們再定義一. 政治大. 個包含所有貿易權重集合的 (link matrix) Wi , Wi = (wijy wijp wijq wijm wije wijρ ). 立. 學. ‧ 國. , 為一個 (ki + ki∗ ) × k 的矩陣, 則 zit 也可以表示為. zit = Wi xt , i = 0, 1, 2, ..., N,. ‧. 將 (7) 式帶入 (6) 式後我們得到 :. (8). sit. y. Nat. Ai Wi xt = ai0 + ai1 t + Bi Wi xt−1 + εit ,. (7). io. n. aGxl. . a00.   a  10 a0 =  .  ..  aN 0     G=  . t. i n U. = a0 + a1 t + Hxt−1 + εt ,. Ch. . engchi . a01. . er. 其中 Ai Wi 和 Bi Wi 為 ki × k 矩陣, 我們再將 (8) 式化簡為以下的形式:. . v. ε0t.      a   ε    11   1t  , a1 =  .  , εt =  .   ..   ..     aN 1 εN t    A0 W0 B0 W0     BW  A1 W1    1 1  ,H =  , .. ..    . .    AN WN BN WN. 13. (9).     ,  .

(14) 我們知道 G 是一個 k × k 的矩陣, 同時也是一個可逆矩陣, 故我們可以將 (8) 式改寫為以下形式 : xt = G−1 a0 + G−1 a1 t + G−1 Hzt−1 + G−1 εt ,. (10). (10) 式為一般 VAR 模型的形式, 如此一來我們可以將 GVAR 模型來對照一般 VAR 模型求解。詳細的 GVAR 模型建構與求解可參考 PSW(2004)。. 4 資料處理. 立. 4.1 單根檢定. 政治大. ‧ 國. 學. 單根檢定是用來檢驗時間序列資料是否為定態 (stationary) 序列。定態的時間序列資料又稱為 I(0) 序列, 如果一個時間序列資料經過一階差分後呈現定態, 則此資料為非定態的 I(1) 序列。 Granger and Newbold(1974) 提出當時間序列. ‧. 資料呈現非定態 (即有單根) 的情況下, 在做迴歸估計時容易產生假性迴歸 (spu-. y. Nat. rious regression) 的問題。由於時間序列資料通常都具有非定態的性質, 因此在對. sit. 時間序列資料做估計分析之前, 必須先對資料做單根檢定, 判斷資料使否具有單根. er. io. (unit root), 如果有單根則表示資料為非定態 (nonstationary) 序列, 若無單根. al. v i n Ch Fully Test), ADF 檢定可以根據資料有無趨勢項 (trend) 或有無漂浮項 (drift) U i e h n gc 來做區別。 n. 則表示資料為定態序列。在本文我們使用的是 ADF 檢定 (Augmented Dickey-. 4.2 共整合檢定 Engle and Granger 在 1987 年提出共整合 (cointergration) 的觀念, 說明若. 兩個或以上的非定態序列經過某種線性組合轉換後變成定態序列, 則稱為具有共整合關係。因為非定態的變數受到未知衝擊後會偏離均衡值, 且長期下也無法回到均衡狀態, 若此時變數間具有共整合關係, 透過彼此間的相互關係, 還是能間接減緩非定態變數的偏離程度, 就能使變數趨向長期均衡水準; 亦即變數之間的共整合關係解釋了相互的長期均衡關係。本文採用的是 Johansen and Juselius (1988) 所提出的軌跡檢定 (trace test) 與最大特徵根檢定 (maximun eigenvalue test) 來檢視變數的共整合關係。雖然共整合說明了變數間的長期關係, 不過短期而言, 14.

(15) 變數仍可能因為未知的衝擊而偏離長期均衡軌跡。因此, 對於具有共整合關係的變數, 應該再加入向量誤差修正模型的概念。向量誤差修正模型是在 VAR 模型裡加入一個誤差項係數, 此誤差項就是用來修正變數短期的偏離現象。如上所述, 長期關係由共整合關係說明, 而短期之動態修正則由誤差修正模型解釋, 這樣我們就能同時捕捉到非定態變數的長、短期關係。. 4.3 弱外生檢定由於 GVAR 模型能夠同時觀察到各國變數間的相互影響, 不過也因為變數的數量太繁雜且國際變數所佔的權重較低, 權重計算也非依照同期來調整, 故 PSW. 政治大. 認為國際變數與全球共同外生變數都應該要具有弱外生性, 若不考慮變數具有外. 立. 生性的話, 在做共整合估計的結果上就不具顯著性。本文採用 DdPS (2007) 所提. ‧ 國. 弱外生性。附錄的表 (13) 為模型變數之弱外生檢定結果。. ‧. 4.4 國家及變數說明. 學. 到, 由 Johansen (1992) and Harbo et al. (1998) 提供的方法來檢定國際變數的. y. Nat. 在本文中, 除了採用與 Pesaran,Schuermann and Weiner (2004) 設定相同. sit. 之 33 個國家外, 另增加台灣, 共 34 個國家。此 33 個國家大多與台灣有密切. er. io. 的貿易往來, 其中只有少數國家與台灣貿易關係所佔比重稍低, 雖然這些少數國. al. n. v i n C, h這些國家在模型中與台灣可能存在間接影響關係 GVAR 是一個全球化的模型下 , engchi U 故仍將這些國家納入模型當中。變數部分, 本文重點在捕捉東協與台灣在實質經濟家與台灣貿易關係較不密切, 但與其餘各國之間有高度的貿易關係, 在本文考量. 活動上的影響管道, 因此選取代表國家實質經濟活動的實質 GDP 與物價, 而在 Pesaran,Schuermann and Weiner (2004) 中將代表物價的變數設定為物價變動. 率, 除了實質經濟活動的管道另外本文也納入貨幣面的傳導機制: 亦即利率、股價與匯率, 利率變數我們分別使用了短期利率與長期利率。因此本文與 PSW(2004) 相同, 共選取了六項變數: 實質 GDP(y) 、物價變動率 (Dp) 、股價 (ep) 、短期利率 (r) 、長期利率 (lr), 其中, 資料蒐集期間為 1981Q1 − 2011Q2 。在本文的模型內大部分國家的所有變數都是透過 Smith, L.V. and A. Galesi ( 2012 ) GVAR Toolbox 1.1 程式得到, 有部分則從國際貨幣基金 (IMF) 裡面的國際金. 融統計資料庫 (International Financial Statistics) 取得, 值得注意的是由於台灣的國際地位關係, 在國際貨幣基金的統計資料與 Smith, L.V. and A. Galesi ( 15.

(16) 2012 ) GVAR Toolbox 1.1 並沒有台灣的資料, 因此台灣變數來自於台灣經濟新. 報 (TEJ) 及行政院主計總處網站。. 4.5 國外變數權重與區域整合建構 GVAR 模型的國際變數時, 首先要計算各國之間的貿易往來權重。在計算 yit∗ 、 p∗it 、 qit∗ 、 e∗it 、 rit∗ 、 lrit∗ 這些國際變數的權重方面, 本文將採用 DdPS (2007) 的作法, 所有貿易權重皆以各國之貿易進、出口值來做計算。而貿易權重. 計算結果可以為固定權重 (fixed), 也可以為隨著時間變化的權重 (time-vary)。在 DdPS (2007) 的文章指出, 採用固定權重與採用隨時間變化的權重對最後的結果. 政治大. 差異影響不大。故本文將採用 Pesaran,Schuermann and Weiner (2004) 使用的. 立. 固定權重法, 貿易權重資料來自 IMF 的國際貿易統計資料庫 (Direction of Trade,. ‧ 國. 學. DOT), 而台灣的貿易權重資料來源為中華民國國際貿易局。貿易權重為年資料,. 選取年分為 2008 - 2010 年, 以此三年的貿易量做平均, 藉此計算各國的 wij 。附錄的表 (9) 至表 (12) 是本文的 GVAR 模型內使用的貿易矩陣表。另外本文考慮. ‧. 在東協尚未執行區域整合的情況, 其貿易權重應使用早期東協區域尚未整合發展. y. 討論東協尚未整合在不同貿易權重下的衝擊反應比較圖。. sit. Nat. 的貿易進出口值來做建構, 因此最後本文選定 1989 年至 1991 年為固定權重, 來. er. io. 而在區域整合部分, 以往的 GVAR 模型裡面只有把歐洲 8 個歐盟會員國整合. al. v i n C h , 因此本文將以東協創始的五個會員國料有缺漏的情形或資料期數太短的問題 (印 U i e h n gc 尼、菲律賓、新加坡、馬來西亞、泰國) 整合為東協五國 (ASEAN), 藉此觀察國際 n. 為歐元區 (euro), 而本文則是欲將東協整合成東協區, 由於東協有些國家的經濟資. 上的未知衝擊發生時, 東協區存在與否對亞洲地區國家的影響有何改變。另外我們也將進行擬真研究, 若台灣也整合進東協區對亞洲地區其他國家的影響有何改變。在 Pesaran,Schuermann and Weiner (2004) 中提到將國家整合為區域之作法是依據區域內的國家 GDP-PPP(以購買力平價計算之 GDP), 佔該區域的 GDPPPP 總和比例做加權; 亦即: 該區域之變數為區域內所有國家的相同變數做加權. 平均而建構。因此, 本文的模型中所有資料將以國際貨幣基金 (IMF) 裡的 IFS 統計資料庫針對東協五國的 GDP-PPP 數據作加權平均, 整合出東協五國對應的區域。而台灣的區域整合權重資料以 indexmundi 資料庫來取得。2 所以, 變數在我們的 GVAR 架構下, 國家/區域設定上共有 23 個國家/區域。 2. 以上的GDP-PPP 選用年份為 2008 − 2010 年之平均值. 16.

(17) 表 (3) 為東協五國在區域整合時各國所占比例表 (單位: 百萬美元), 其中印尼在區域整合中所佔比例最高, 有 35 %, 其次是泰國, 其餘國家比例皆在 10 % 至 20 % 之間。而表 (4) 為東協六國 (加台灣) 在區域整合時各國所占比例表 (單位:. 百萬美元), 我們看到在台灣納入 ASEAN 之後, 在區域整合比例佔了超過五分之一 ( 22 %), 印尼所佔比例則因此降低為 27 %, 而其餘國家所占比例仍大約在 10 % 至 20 % 之間。表 3: 東協整合比例. 國家. 966373.3743 0.35 治政 393822.9918 0.14 大 340975.2903 0.12 507211.2012 556981.2136. 0.18 0.20. ‧. Nat. 所佔比例. 印尼馬來西亞菲律賓新加坡台灣泰國. 966373.3743 393822.9918 340975.2903 507211.2012 767274.6667 556981.2136. 0.27 0.11 0.10 0.14 0.22 0.16. n. al. Ch. engchi. sit. GDP-PPP. io. 國家. y. 表 4: 東協整合比例(若台灣加入). er. ‧ 國. 立. 所佔比例. 學. 印尼馬來西亞菲律賓新加坡泰國. GDP-PPP. i n U. v. 4.6 衝擊反應函數衝擊反應函數旨在研究模型內某特定變數受到以一單位的標準差之未知衝擊時, 會引起其他變數在未來各期對此衝擊的動態分析過程。一般的 VAR 模型在進行衝擊反應函數分析時, 使用的是經由 Cholesky 分解 (Cholesky decomposition) 的正交化 (Orthogonal) 後的衝擊反應函數。但是正交化衝擊反應函數的結. 果會因變數的排序 (order) 不同而有所差異, 所以本文使用的是一般化的衝擊反應函數 (General Impulse Response) 來了解特定變數對衝擊的反應是短期性抑或是長期性的影響。 17.

(18) 5 實證結果 5.1 單根檢定在國內變數的部分, 首先我們看到實質 GDP(y) 檢定的結果, 在 5 % 的顯著水準下, 除了墨西哥與沙烏地阿拉伯兩國顯示為 I(0) 以外, 其餘國家皆為 I(1), 亦即具有單根, 並未出現顯示為 I(2) 的國家。 3 物價變動率 (Dp) 的檢定結果, 除了澳洲、巴西、中國、挪威、祕魯、瑞典、土耳其這些國家為 I(1), 其餘國家皆顯示為 I(0)。股價 (eq) 的檢定結果, 除了阿根廷、加拿大、印度、南非四個國家顯示為 I(0) 外, 其餘國家皆為 I(1)。國家實質匯率 (ep) 部分, 只有墨西哥顯示為 I(0), 其. 政治大. 餘國家皆為 I(1), 唯一例外的是沙烏地阿拉伯檢定結果顯示為 I(2)。國家短利 (r). 立. 的檢定結果, 東協、加拿大、智利、印度、挪威、南非、英國, 美國八個國家顯示為. ‧ 國. 學. I(0), 其餘國家則皆為 I(1)。而國家長利 (lr) 的檢定結果顯示加拿大、韓國、瑞典、. 英國、美國四個國家為 I(0), 其餘國家皆為 I(1)。. 而國外變數的部分, 國外實質 GDP(y) 檢定的結果, 只有巴西、美國為 I(0),. ‧. 其餘國家皆為 I(1)。外國物價的檢定結果, 澳洲、墨西哥、紐西蘭三個國家為 I(0),. y. Nat. 其餘國家則皆為 I(1)。外國匯率的檢定結果顯示所有國家皆為 I(1)。外國股價的. sit. 檢定結果也顯示所有國家皆為 I(1)。外國短利的檢定結果顯示, 加拿大、紐西蘭兩. al. er. io. 個國家為 I(0), 其餘國家則皆為 I(1)。而外國長利的檢定結果顯示加拿大、歐盟、. v. n. 日本、墨西哥、阿拉伯、美國為 I(0), 其餘國家則皆為 I(1)。表 (5) 為東協尚未納. Ch. 入台灣時亞洲國家的單根檢定結果。. engchi. i n U. 5.2 共整合檢定變數之間的共整合關係解釋了相互的長期均衡關係, 在本文則是用來尋求國內變數與國際變數之關係, 以下將僅列出亞洲各國之變數長期關係表, 其餘國家/區域之長期變數關係表於附錄呈現。表 (6) 中的 VARX(pi , qi ) 代表不同的國內變數之落後期數(pi ) 與不同國際變數之落後期數(qi ), 落後期數選擇上本文使用AIC 來選擇期數。 3. 由於資料其間的不同, 在DdPS 的實證結果裡面, 顯示中國與日本為 I(2)。. 18.

(19) 表 5: 亞洲各主要國家的變數單根檢定. y Dy DDy Dp DDp DDDp eq Deq DDeq ep Dep DDep r Dr DDr lr Dlr DDlr. -3.45 -2.89 -2.89 -3.45 -2.89 -2.89 -3.45 -2.89 -2.89 -3.45 -2.89 -2.89 -3.45 -2.89 -2.89 -3.45 -2.89 -2.89. -1.6965 -5.4308* -7.5703 -6.0302* -7.1041 -8.6766. 立. -1.5875 -7.6756* -9.2684 -4.3129* -6.5763 -11.9349. 中國. 日本. 韓國. 台灣. 政治大. io. sit. y. Nat. -1.6217 -1.2722 -1.2397 -1.5111 -3.5607* -4.6678* -5.9130* -5.2415* -11.6641 -7.5432 -10.1677 -7.8565 -2.9877 -4.3672* -5.0471* -8.1775* -6.6442* -8.1491 -7.7585 -11.2051 -8.5457 -10.6099 -8.9555 -13.5191 -2.5730 -2.4925 -2.1073 -4.8192* -5.7852* -8.6908* -7.7214 -12.7991 -8.2458 -1.9754 -2.1010 -2.5580 -1.6750 -6.9052* -4.9077* -7.7141* -3.9219* -10.5355 -10.7982 -7.9499 -9.8155 -1.9484 -2.4421 -2.7009 -3.0181 -5.8999* -4.4014 -8.9193* -11.4378* -7.6325 -8.4081 -9.1760 -10.6498 -2.2116 -4.6800* -5.5576* -5.9089 -11.2897 -8.9513. n. al. er. ‧ 國. 東協. ‧. 臨界值. 學. 變數. H0 : 具有單根. Ch. i n U. v. *表示為5% 顯著水準. engchi. 表 6: 共整合檢定. VARX(pi , qi ). 國家 pi qi 共整合關係個數東協 1 1 4 中國 1 1 2 日本 2 1 2 韓國 2 1 4 台灣 2 1 1. 19.

(20) 5.3 同期影響從同期影響檢定結果可以得知當國外實質產出 (y ∗ ) 變動一個百分比時, 同期國內的實質產出 (y) 會變動多少百分比。意思等同於國內變數受國外變數影響的彈性大小, 表 (7) 為亞洲國家的國內變數對國外變數的同期影響表。由表中可以看出大部分的國內變數對國外變數的影響彈性都是正向變動, 只有少數幾個變數顯示影響為負向效果。我們來看台灣的同期影響結果, 當國外的實質 GDP 上升一個百分比時, 台灣的實質 GDP 會上升 1.7972 %。再來看其他亞洲國家的同期影響: 首先是實質 GDP 部分, 當國外實質 GDP 上升一個百分比時, 東協區的實. 治政 GDP 會上升 0.5406 %, 韓國的實質 GDP 會下降 0.0372 大 %。由於台灣為出口型立GDP 比重很大, 較容易受國際情勢影響, 因此推測實的海島國家, 全年出口值佔質 GDP 會上升 0.5895 %, 而中國的實質 GDP 會上升 0.7267 %, 日本的實質. ‧ 國. 學. 質 GDP 同期影響之係數才會出現大於 1 的現象。比較意外的是, 韓國也為推動出口導向經濟的國家, 在同期影響檢定中的係數卻呈現負值 (−0.037)。. ‧. 物價部分, 當國外物價上升一個百分比時, 台灣與日本的影響彈性相對小於其他亞洲各國, 台灣為上升 0.0944 %, 日本為下降 0.0988 %, 東協受到的影響為上. sit. y. Nat. 升 0.6967 %, 中國的影響為上升 0.6104 %, 韓國的影響為上升 0.4491 % 。股價部分因為東協與中國在股價方面的資料不足所以不予討論, 而在國外股. io. er. 價上升一個百分比時, 日本的股價反應為上升 0.6691 %, 韓國的股價反應為上. al. n. v i n Ch 1.4383 % 。日本、韓國、台灣這三個亞洲國家的股價同期反應係數以台灣的 1.4383 engchi U. 升 0.9933 %, 表示韓國的股價反應彈性非常接近 1 。而台灣的股價反應為上升. 最高, 再來是韓國的 0.9933 , 也非常接近 1 , 可能是因為這兩個國家電子類股比重較大, 與國外電子股價連動性連帶升高, 所以近來受到國外股市連動的可能性便. 大幅提升。短利部分, 當國外利率上升一個百分比時, 各國的反應程度與前幾項變數相比較不明顯, 東協的短利上升 0.0519 %, 中國的短利上升 0.0082 %, 日本的短利上升 0.0322 %, 韓國的短利下降 0.1548 %, 台灣的短利下降 0.1235 %。國家長利因為部分國家資料不足的關係在亞洲國家只討論日本與韓國之變數, 當國外長利上升一個百分比時, 日本的長利為上升 0.5246 %, 韓國的長利為上升 0.0791 %。. 20.

(21) 表 7: 亞洲國家變數受國外變數同期影響. y. Dp. 東協. 0.5895 (0.15918). 0.6967 (0.2094). 0.0519 (0.1536). 中國. 0.7267 (0.1952). 0.6104 (0.2060). 0.0082 (0.0267). 日本. 0.5406 (0.1577). -0.0988 0.6691 (0.0726) (0.0903). 0.0322 (0.0250). 韓國. -0.0372 (0.2196). 0.4491 0.9933 (0.1451) (0.1454). 台灣. 1.7972 (0.7921). 立. eq. ep. lr. 政治大-0.1548 (0.0902). 0.5246 (0.0901) 0.0791 (0.2673). -0.1235 (0.1267). 學. 0.0944 1.4383 (0.2042) (0.2720). ‧ 國. r. ‧. 註: ( ) 值為標準差. sit. y. Nat. 5.4 衝擊反應函數分析. al. er. io. 本小節使用一般化的衝擊反應函數, 並採用 Bootstrap 建立 95 % 之信賴區. n. 間, 主要是分析國外衝擊在東協五國的區域整合下對亞洲各主要國家影響。在國外. Ch. i n U. v. 衝擊的部分本文選定為美國實質產出的負向衝擊以及美國金融市場 (股價) 的負. engchi. 向衝擊。然後再進行擬真研究把台灣也整合為東協國家之一重新分析上述國外的衝擊對亞洲各主要國家的影響有何改變。最後我們進行東協區域整合本身在實質產出的正向衝擊之下對亞洲各主要國家的經濟影響分析。以上衝擊反應函數之時間頻率以一季為單位, 並以 12 季 (三年) 以內設定為短期, 超過 12 季以後為長期影響效果。 5.4.1 美國實質產出市場的衝擊. 美國實質產出在一個負向的標準差衝擊下, 從資料上看相當於美國的實質 GDP 在第 0 期下跌了 0.48%, 由圖 (1) 至圖 (3) 與表 (14)、表 (15) 的實證結果可以看到在東協五國尚未執行區域整合時, 實質產出方面, 中國當期的實質 GDP 上升了 0.01 %, 不過此效果隨即轉為持續的下降, 一直到三年後才趨向穩定。日本的實質 21.

(22) GDP 起初也上升了 0.04 %, 不過也隨即呈現下降的反應, 直到兩年後效果才消. 失, 實質 GDP 才開始穩定下來。韓國實質 GDP 下跌了 0.05 %, 此下跌效果持續了一年才減緩, 之後才轉為穩定。台灣實質 GDP 一開始為下降 0.32 %, 而此負向效果隨時間仍持續影響, 直到第二年後才轉趨向穩定。在物價上漲率方面, 中國的通貨膨脹率起初下跌了 0.06 %, 半年後轉為上升, 一年後中國通膨率上升幅度減緩, 長期下轉向穩定狀態。日本的通貨膨脹率起初也下跌了 0.03 %, 不過此衝擊造成的下降效果影響時間並不長, 半年後日本的通膨率就變為穩定。韓國的通貨膨脹率起初下跌了 0.08 %, 不過此下降隨即轉為上升效果, 在短期呈現一個波動狀態, 經過一年以後, 韓國的通膨率在長期下仍是轉為穩定狀態。台灣的通貨膨. 政治大向相反, 不過此效果影響期間也不長 , 一年後台灣的通膨率仍轉趨穩定。在此, 台立. 脹率起初則是上升了 0.003 %, 但效果隨即轉為下降, 與韓國情況類似但波動的方. 灣的通貨膨脹率受衝擊的影響程度與亞洲其他國家比較相對小了許多。股價方面,. ‧ 國. 學. 日本的股價起初下跌了 1.67 %, 且下跌的效果持續一年才逐漸減緩, 一年以後日本的股價漸漸趨向穩定。韓國股價起初下跌了 3.45 %, 且下跌效果也持續了將近. ‧. 一年的時間, 一年後衝擊造成的反應減緩, 韓國股價有稍微回升, 長期下來韓國股價也是趨向穩定的收斂狀態。台灣股價一開始下跌了 3.23 %, 此負向的下降效果. y. Nat. sit. 影響的時間也有將近一年才減緩, 長期下來台灣股價也是會趨向穩定的狀態。在股. al. er. io. 價的反應上台灣與韓國受衝擊的影響約為日本的兩倍, 看起來台灣與韓國的股價. n. 較容易受美國景氣波動的影響, 推測原因與同期影響的實證結論相同。. Ch. i n U. v. 接下來由圖 (4)、圖 (5)、圖 (6) 和表 (16)、表 (17) 的實證結果中, 我們看. engchi. 到的是美國實質產出市場的負向衝擊對東協五國執行區域整合後的亞洲各主要國家, 在實質產出方面, 東協五國進行區域整合後的東協 (ASEAN) 實質 GDP 一開始減少了 0.09 %, 大約在一年後實質 GDP 下跌幅度為 0.59 %, 長期而言此衝擊反應大約在四年後趨向穩定。而中國當期的實質 GDP 在衝擊後最初上升了 0.03 %, 然後持續下跌, 大約在四年後才趨向穩定。日本的實質 GDP 在衝擊後一. 開始上升了 0.06 %, 然後慢慢下跌, 一年後下跌幅度減少, 最後其實質 GDP 在大約四年後才變穩定。韓國的實質 GDP 一開始則是下跌了 0.07 %, 一年後下跌了 0.84 %, 此衝擊效果大約在四年後才慢慢消失。而台灣的實質 GDP 一開始下跌了 0.32 %, 然後持續慢慢地下跌, 長期來看四年後才趨向穩定。這裡我們可以看出在. 實質 GDP 這部分與東協整合前比較於實證結果上並沒有出現太大的差異。物價方面,ASEAN 的通貨膨脹率一開始上漲了 0.03 %, 然後持續下跌, 此負向效果只 22.

(23) 在第一年的影響比較明顯, 一年後 ASEAN 的通膨率逐漸趨向穩定。中國的通貨膨脹率一開始下跌了 0.08 %, 然後在半年後止跌回升, 長期走向趨於穩定。日本的通貨膨脹率也下跌了 0.04 %, 大約在一年後影響效果逐漸減少, 通膨率趨於穩定。韓國的通貨膨脹率起初反應為下跌 0.07 %, 接著很快的回升至原先水準值, 在半年至一年內又下跌了 0.1 %, 過了一年後衝擊效果才慢慢消失。台灣的通貨膨脹率起初上升了 0.01 %, 接著大約在半年內下跌了將近 0.1 % 之後再慢慢回升, 長期大概在一年後會趨向穩定。股價方面, 日本股價在美國實質 GDP 的負向衝擊後起初下跌了 1.98 %, 接著在一年內持續下跌, 長期來看在一年後衝擊效果會逐漸減少趨向穩定。韓國股價的反應為下跌, 且下跌幅度最大, 下跌了 3.70 %, 然後持續. 政治大跌了 3.29 %, 之後持續下跌立, 大約在一年後此衝擊效果才消失, 股價趨於穩定。. 下跌至一年後才止跌回升, 大約在三年以後股價會趨向穩定。台灣股價也下跌; 下接下來我們建構擬真的情況, 將台灣也納入 ASEAN 的區域裡面, 然後重新檢. ‧ 國. 學. 視美國實質 GDP 對亞洲各主要國家的影響。實質產出部分, 從圖 (13)、圖 (14) 與表 (18)、表 (19) 可以看出進行區域整合後的東協 (ASEAN) 實質 GDP 一開. ‧. 始減少了 0.10 %, 接著此負向的衝擊效果在一年內的最為明顯, 一年後實質 GDP 下跌幅度為 0.59 %, 長期而言此衝擊反應在四年後開始轉為穩定。而中國的實質. y. Nat. sit. GDP 在衝擊後最初上升了 0.04 %, 然後持續下跌, 此時的衝擊效果維持較久, 大. al. er. io. 約在五年後才趨向較穩定的狀態。日本的實質 GDP 在衝擊後一開始上升了 0.08. n. %, 但效果隨即轉為下跌, 在起初的一年內下跌幅度最大但效果維持時間不長, 一. Ch. i n U. v. 年後效果就開始減緩, 其實質 GDP 轉為穩定狀態。韓國的實質 GDP 一開始則是. engchi. 下跌了 0.07 %, 然後持續下跌, 一年後下跌了 0.88 %, 接著衝擊效果慢慢消失, 韓國實質 GDP 開始轉為穩定。物價方面,ASEAN 的通貨膨脹率一開始下跌了 0.02 %, 然後持續下跌, 此負向效果只在第一年的影響比較明顯, 一年後 ASEAN 的. 通膨率逐漸趨向穩定。中國的通貨膨脹率一開始下跌了 0.06 %, 然後在半年後止跌回升, 長期走向趨於穩定。日本的通貨膨脹率也下跌了 0.03 %, 大約在一年後影響效果逐漸減少, 通膨率趨於穩定。韓國的通貨膨脹率起初反應為下跌 0.06 %, 接著很快的回升至原先水準值, 在半年至一年內又下跌了 0.1 %, 過了一年後衝擊效果才慢慢消失。股價方面, 日本股價在美國實質 GDP 的負向衝擊後起初下跌了 1.66 %, 接著在一年內持續下跌, 長期來看在一年後衝擊效果會逐漸減少趨向穩定。韓國股價的反應為下跌, 且下跌幅度仍然大於日本許多, 下跌了 3.55 %, 然後持續下跌至一年後才止跌回升, 大約在三年以後股價會趨向穩定。台灣股價因為 23.

(24) 納入 ASEAN 區域之中在此無法討論。整體看起來在考慮將 ASEAN 執行區域整合的各主要亞洲國家在受到美國實質產出的負面衝擊時, 其實質 GDP、通膨率的衝擊反應結果幾乎與未整合的模型結果差異不大。而台灣納入 ASEAN 的擬真情況下之實質產出反應、通膨率反應之結果也是如此, 唯一差距較明顯的地方是執行區域整合但未納入台灣的模型裡, 其亞洲國家的股價反應大於前兩個模型之股價反應結果。 5.4.2 美國金融市場的衝擊. 本文選定美國股價來作為外來的金融市場面衝擊, 在一個負向的標準差衝擊下,. 政治大表 (21) 可以看到在尚未執行東協區域整合時, 其實質產出方面, 中國當期的實質立. 美國的股價在第 0 期時下跌了 0.09%, 而由圖 (7)、圖 (8)、圖 (9) 和表 (20)、 GDP 上升了 0.04 %, 不過此效果隨即由上升轉為短暫的下降, 半年後又轉為上. ‧ 國. 學. 升, 在兩年後中國實質 GDP 上升幅度達到最大, 之後慢慢穩定下來。日本的實質 GDP 起初也上升了 0.05 %, 不過也隨即呈現下降的反應, 直到一年後負向的效. ‧. 果才慢慢減弱, 日本實質 GDP 才開始收斂至穩定。韓國實質 GDP 下跌了 0.24 %, 此下跌效果持續了一年才減緩, 一年後韓國實質 GDP 有逐漸收斂的現象。台. y. Nat. sit. 灣實質 GDP 一開始為下跌 0.21 %, 而此負向效果隨時間仍持續影響, 不過此影. al. er. io. 響效果不長, 半年後台灣實質 GDP 略為回升, 然後慢慢收斂至穩定。在物價上漲. n. 率方面, 中國的通貨膨脹率起初上升了 0.09 %, 半年後上升效果變強, 一年後中. Ch. i n U. v. 國通膨率上升幅度達最大, 然後效果開始轉弱, 中國通膨率開始下滑, 長期下轉向. engchi. 穩定的狀態。日本的通貨膨脹率起初也下跌了 0.03 %, 不過此衝擊造成的下降效果隨即轉為上升, 在一年內呈現一個波動狀態, 然後慢慢收斂至穩定狀態。韓國的通貨膨脹率起初下跌了 0.01 %, 不過此下降隨即轉為上升效果, 在短期也呈現一個波動狀態, 經過一年以後, 韓國的通膨率在長期下仍是轉為收斂的穩定狀態。台灣的通貨膨脹率起初則是上升了 0.11 %, 但效果隨即轉為下降, 與韓國情況類似但波動的方向相反, 此下降效果較劇烈但影響期間不長, 一年後台灣的通膨率仍轉為收斂的穩定狀態。台灣的通貨膨脹率受美國股價衝擊的影響程度是亞洲國家裡面最大的, 波動也較明顯。股價方面, 日本的股價起初下跌了 2.94 %, 且下跌的效果持續一年才逐漸減緩, 一年以後日本的股價漸漸轉為穩定。韓國股價起初下跌了 3.65 %, 且下跌效果也持續了將近一年的時間, 一年後衝擊造成的反應減緩, 韓國. 股價稍微回升, 長期下來韓國股價也是轉向穩定的收斂狀態。台灣股價一開始下跌 24.

(25) 了 6.72 %, 此負向的下降效果影響的時間也有將近一年後開始減緩, 一年後台灣的股價慢慢回升, 長期下來台灣股價也是會轉向穩定的收斂狀態。接下來圖 (10)、圖 (11) 和圖 (12) 以及表 (22) 與表 (23) 我們看到的是美國股價的負向衝擊對東協五國執行區域整合後的亞洲各主要國家之實證結果, 在實質產出方面, 東協五國進行區域整合後的東協 (ASEAN) 實質 GDP 一開始下降了 0.07 %, 大約在一年後實質 GDP 才慢慢回升, 長期下此衝擊反應大約在四年後會轉向穩定的收斂。而中國當期的實質 GDP 在衝擊後最初上升了 0.04 %, 然後此效果慢慢影響至四年後才轉為穩定的收斂。日本的實質 GDP 在衝擊後一開始上升了 0.03 %, 隨即慢慢下跌, 一年後下跌幅度達到最大, 接著效果減緩, 日本. 政治大跌了 0.25 %, 一年後下跌了立 0.84 %, 而此衝擊效果在一年後慢慢消失, 一年後韓. 的實質 GDP 開始回升, 三年後轉為穩定的收斂。韓國的實質 GDP 一開始則是下國的實質 GDP 轉為穩定。而台灣的實質 GDP 一開始下跌了 0.21 %, 然後持續. ‧ 國. 學. 慢慢地下跌, 但影響期間並不長, 半年後台灣的實質 GDP 隨即回升, 長期來看在四年後台灣實質 GDP 會轉向穩定的收斂。這裡我們也可以看出在實質 GDP 這. ‧. 部分與東協整合前比較於實證結果上並沒有出現太大的差異。物價方面,ASEAN 的通貨膨脹率一開始上漲了 0.06 %, 然後持續下跌, 此負向效果維持了兩年, 在. y. Nat. sit. 兩年後 ASEAN 的通膨率開始慢慢回升, 長期下 ASEAN 的通膨率逐漸趨向穩. al. er. io. 定。中國的通貨膨脹率一開始上升了 0.09 %, 此上升效果在短期內較明顯, 在兩. n. 年後效果開始減緩, 使中國的通膨率慢慢接近原水準值, 長期下中國的通膨率仍是. Ch. i n U. v. 趨於穩定的狀態。日本的通貨膨脹率也下跌了 0.03 %, 大約在一年後影響效果逐. engchi. 漸減少, 通膨率趨於穩定。韓國的通貨膨脹率起初反應為上升 0.002 %, 上升至半年後又隨即下降, 在兩年內韓國的通膨率形成一個上下波動的現象, 兩年後衝擊效果慢慢消失, 韓國的通膨率長期下轉為穩定的收斂狀態。台灣的通貨膨脹率起初上升了 0.13 %, 接著大約在半年內下跌了將近 0.2 % 之後再慢慢回升至初期的水準值, 一年後衝擊的效果慢慢消失, 在一年後台灣的通膨率轉為穩定的收斂狀態。股價方面, 日本股價在受到美國股價的負向衝擊後起初下跌了 3.00 %, 接著在一年內持續的下跌, 一年後衝擊效果減緩, 日本的股價開始回升, 長期來看在四年後日本的股價會轉為趨向穩定狀態。韓國股價的反應為下跌, 且下跌幅度較日本大, 下跌了 4.01 %, 然後持續下跌至一年後才止跌回升, 長期下在四年以後韓國股價會轉向穩定的收斂。台灣股價起初也下跌; 影響程度是超過日本與韓國, 下跌了 7.10 %, 之後轉為短暫的上升, 大約在一年後此衝擊效果會開始減弱, 長期台灣股價在 25.

(26) 五年後會轉於穩定狀態。接下來我們仍然考慮擬真的情況, 將台灣也納入 ASEAN 的區域裡面, 然後重新檢視美國金融市場衝擊在亞洲各主要國家的反應。實質產出部分, 從圖 (15) 與圖 (16) 可以看到, 進行區域整合後的東協 (ASEAN) 實質 GDP 一開始減少了 0.07 %, 接著此負向的衝擊效果在一年內的最為明顯, 一年後實質 GDP 下跌幅度. 為 0.58 %, 長期而言此衝擊反應在四年後開始轉為穩定。而中國的實質 GDP 在衝擊後最初上升了 0.05 %, 然後緩慢的上升, 在三年後效果逐漸消失, 中國的實質 GDP 開始轉為穩定的狀態。日本的實質 GDP 在衝擊後一開始上升了 0.04 %, 但. 效果隨即轉為下跌, 在起初的一年內下跌幅度最大但效果維持時間不長, 一年後效. 政治大的狀態。韓國的實質 GDP 立一開始則是下跌了 0.25 %, 然後持續下跌, 一年後下跌果就開始減緩, 開始慢慢回升, 長期下在四年後日本的實質 GDP 會轉為穩定收斂. 了 0.88 %, 接著衝擊效果慢慢消失, 韓國實質 GDP 開始轉為呈現穩定的狀態。物. ‧ 國. 學. 價方面, ASEAN 的通貨膨脹率一開始上升了 0.04 %, 但隨即反向持續下跌, 此負向效果大約維持了兩年的時間, 兩年後 ASEAN 的通膨率逐漸回升轉為收斂。中. ‧. 國的通貨膨脹率一開始上升了 0.10 %, 並在一年內持續慢慢地上升, 在第一年的時候大約上升了 0.2 %, 一年後通膨率稍微下降, 長期走向則是趨向穩定的收斂。. y. Nat. sit. 日本的通貨膨脹率也下跌了 0.03 %, 但在半年內馬上開始上升又隨即下降, 呈現. al. er. io. 一個波動狀態, 在兩年後衝擊反應逐漸減少, 日本通膨率開始轉於穩定狀態。韓國. n. 的通貨膨脹率起初反應為下跌 0.01 %, 接著很快的回升超過原先水準值, 在半年. Ch. i n U. v. 至一年內又下跌了 0.03 %, 一年後又開始向上回升, 長期來看, 衝擊效果大概在四. engchi. 年後開始慢慢消失, 韓國通膨率會轉向穩定的收斂。股價方面, 日本股價在受到美國股價的負向衝擊後起初下跌了 3.14 %, 接著在一年內持續下跌, 一年後日本股價開始回升, 長期來看衝擊效果會慢慢消失, 日本股價從第四年後開始轉向穩定收斂。韓國股價的反應為下跌, 且下跌幅度大於日本, 下跌了 4.01 %, 不過半年後韓國股價又開始回升, 大約在三年以後股價才會趨向穩定收斂。 5.4.3 東協實質產出市場的衝擊. 東協的實質 GDP 在一個單位標準差的正向衝擊下, 使得東協當期的實質 GDP 上升了 0.82 %, 不過半年後就轉為下跌, 一直到三年後才開始慢慢的回升。而對亞洲其他國家造成的衝擊反應, 在實質 GDP 方面, 中國的實質 GDP 起初上升了 0.01 %, 在一年後轉為下降, 直到四年後才回升, 形成一個類似週期性的循環, 但 26.

(27) 長期下最後能會轉為穩定的收斂。日本的實質 GDP 最初上升了 0.01 %, 半年後轉為下降, 直到四年後又稍微回升, 長期來看此衝擊效果會慢慢變小, 日本的實質 GDP 波動幅度隨時間越來越小。韓國的實質 GDP 一開始上升了 0.02 %, 但也是. 在半年後轉為下跌, 兩年後韓國的實質 GDP 又開始止跌回升, 長期來看韓國的實質 GDP 也是會慢慢收斂至穩定的狀態。台灣的實質 GDP 一開始上升了 0.13 %, 在一年內呈現一個震盪的小波動, 一年後台灣的實質 GDP 轉為持續的下降, 一直到四年後才慢慢回升, 長期來看台灣的實質 GDP 波動會隨時間慢慢變小, 收斂至穩定狀態。物價方面, 在一單位的實質 GDP 衝擊後, ASEAN的通貨膨脹率一開始下降了 0.04 %, 但隨即反向持續上升, 上升至一年後又轉為下降, 在短期內形成. 政治大始收斂至穩定。中國的通貨膨脹率一開始上升了 0.02 %, 並在一年內持續慢慢地立. 一個上下波動的現象, 但長期下衝擊效果會慢慢消失,ASEAN 的實質 GDP 會開上升, 但上升幅度不大, 一年後通膨率稍微下降, 在前四年中國通膨呈現一個小幅. ‧ 國. 學. 度的上下波動, 不過之後的長期走向仍是趨向穩定的收斂。日本的通貨膨脹率上升了 0.07 %, 但隨即轉為下降, 在下降了半年後又轉為上升, 呈現一個波動狀態, 不. ‧. 過此衝擊效果影響期間較短, 一年後衝擊反應逐漸減少, 日本通膨率開始收斂至穩定狀態。韓國的通貨膨脹率起初反應為下跌 0.01 %, 短期走向則是在一年內呈現. y. Nat. sit. 小幅度的上下游走, 長期來看, 衝擊效果大概在五年後開始消失, 韓國通膨率會轉. al. er. io. 向穩定的收斂。台灣的通貨膨脹率起初下跌了 0.07 %, 隨即開始上升, 半年後又轉. n. 為下降, 一年後衝擊效果開始減弱, 台灣通膨率波動幅度減小, 長期會收斂至原先. Ch. i n U. v. 水準值。股價方面, 日本股價在受到 ASEAN 一單位實質 GDP 的正向衝擊後起. engchi. 初上升了 0.76 %, 接著在三至四年內持續緩慢的下跌現象, 四年後日本股價才開始稍微回升, 長期來看衝擊效果五至六年後會慢慢消失, 日本股價會收斂至穩定狀態。韓國股價的反應為下跌, 下跌了 0.14 %, 不過隨即開始上升, 在兩年內上升了近 0.5 %, 整個韓國股價走向呈現一上一下的波動狀態, 長期來看韓國股價最後仍是收斂至原先水準值。台灣的股價反應起初為上升了 0.14 %, 而此衝擊效果對台灣的長期影響較大, 造成台灣在衝擊後三至五年間的波動幅度大於初期的波動幅度, 整體來說台灣股價最後仍會收斂至穩定狀態。 5.4.4 不同貿易權重的衝擊反應比較. 為了驗證前述結果是否受權重影響而不同, 在此小節中, 我們對東協尚未整合的情況採用不同的貿易權重, 在本小節以比較圖的方式來呈現採計原先權重與早 27.

(28) 期權重的差異。從圖 (17) 到圖 (18) 來看, 在美國實質產出衝擊後, 實質 GDP 方面, 亞洲各國家的衝擊反應表現都是呈現負向的下降效果, 衝擊的初期反應大致與採計原先權重的反應差異不大, 但經過中長期後衝擊反應的差異開始較為顯著, 且衝擊的效果較強烈。股價部分, 韓國與台灣的股價反應在改採計早期的貿易權重後反應結果顯示與原先相反, 其衝擊反應的效果為最小。而美國股價衝擊後, 從圖 (19) 到圖 (20) 來看, 實質 GDP 方面, 日本與台灣的實質 GDP 反應效果皆大於原先的結果, 且效果隨時間拉長至中長期會更為強烈。中國的實質產出在原先的權重下反應結果為逆向的上升, 但現在卻是呈現同向的下降。韓國實質 GDP 初期也顯示為下降, 但隨時間拉長至中長期, 反應效果開. 政治大隨著時間變化, 三個國家皆以採計早期貿易權重的反應效果為最強烈 , 且韓國在中立. 始轉向上升。股價部分, 日本、韓國、台灣在衝擊的初期反應並沒有太大的差異, 但長期時衝擊效果更為顯著。簡而言之, 採用早期的貿易權重所得到的結果與之前分. ‧ 國. ‧. 6 結論. 學. 析不盡相同。. Nat. sit. y. 本文採用了 PSW 三位學者在 2004 年提出來的 GVAR 模型理論, 利用各國之間的貿易比重來作為國內經濟與國外經濟之間連結的橋樑, 針對外來的強力實. io. n. al. er. 質產出市場以及金融市場的衝擊下, 來討論有無執行區域整合的東協與亞洲各主. i n U. v. 要國家之間的經濟影響分析。在本文的模型中共有 34 個國家, 資料期間為 1981. Ch. engchi. 年 Q1 至 2011 年 Q2, 資料類型為季資料。使用的模型變數有實質 GDP、通貨膨脹率、股價、匯率、短期利率以及長期利率, 最後再加上一個原油價格當作全球共同變數。其中我們也進行一項擬真的情況, 就是將台灣納入東協的區域整合, 研究在台灣納入東協以後, 在外來的衝擊影響下與台灣未納入東協區域整合之情況有何差異。最後再將東協五國 ASEAN 當作亞洲區的外在衝擊, 討論若東協的實質 GDP 出現一單位標準差的正向衝擊時, 對亞洲各主要國家的影響又是如何。. 從實證結果上看起來使用相同貿易權重的情況, 在美國產出衝擊在衝擊下當期三種情況之結果幾乎相同, 但實質 GDP 與股價的反應會隨著時間慢慢出現差距, 其中實質 GDP 與股價以未執行區域整合的模型反應結果普遍較大, 只有韓國實質 GDP 在未執行區域整合的模型反應結果較小。另一點是台灣在納入東協後其實質 GDP 與通膨率的衝擊反應效果皆減少, 顯示加入東協對台灣應該是具有正. 28.

(29) 向效果的。而美國股價的負向衝擊後幾乎所有變數都呈現下降的現象, 只有中國的實質 GDP 與通膨率為反向上升的現象, 推測有可能是因為中國政府對資金流動限制較多, 造成股價衝擊對中國的影響不顯著。另外在採計不同貿易權重的比較下, 在美國衝擊發生後, 亞洲國家的實質 GDP 與股價仍是以未整合的衝擊反應最為強烈, 且結果更為顯著。顯示在東協未執行區域整合前, 亞洲國家的經濟在外來的衝擊下可能會相對脆弱一些。最後是東協的實質產出衝擊部分, 本文的實證結果顯示衝擊後亞洲各國不管是實質 GDP、通貨膨脹率及股價, 在衝擊產生的當下都出現上升的正向反應然後半年至一年內開始下降, 短期內呈現一個波動狀態, 說明東協的實質產出成長的確會. 政治大. 對鄰近亞洲國家造成一個循環性的影響, 但長期後效果會消失, 各國反應仍會收斂. 立. 至穩定狀態。. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 29. i n U. v.

(30) 7 附錄表 8: 各國貿易比重表1/5. io. n. 0.0016 0.0045 0.0066 0.0000 0.0640 0.0032 0.0580 0.0053 0.0028 0.0303 0.0125 0.0040 0.0296 0.0087 0.0011 0.0047 0.0015 0.0018 0.0041 0.0030 0.0031 0.0056 0.0038 0.0022 0.0045 0.0265 0.7071. 政治大. Ch. engchi. 30. 0.0069 0.0378 0.0256 0.0241 0.0000 0.0106 0.1683 0.0266 0.0162 0.1418 0.0946 0.0260 0.0154 0.0037 0.0033 0.0041 0.0111 0.0096 0.0201 0.0307 0.0056 0.0059 0.0213 0.0079 0.0513 0.0263 0.2050. 0.0542 0.0091 0.0766 0.0232 0.1896 0.0000 0.1586 0.0203 0.0040 0.0870 0.0666 0.0030 0.0382 0.0019 0.0007 0.0283 0.0029 0.0018 0.0016 0.0023 0.0070 0.0033 0.0055 0.0057 0.0207 0.0144 0.1733. y. Nat. al. 0.1051 0.0071 0.0000 0.0180 0.1684 0.0279 0.2168 0.0207 0.0093 0.0490 0.0340 0.0081 0.0263 0.0058 0.0005 0.0095 0.0025 0.0079 0.0169 0.0094 0.0072 0.0134 0.0109 0.0053 0.0137 0.0227 0.1836. sit. ‧ 國. 立. 0.0017 0.0000 0.0059 0.0099 0.2126 0.0027 0.0977 0.0397 0.0242 0.1665 0.0667 0.0320 0.0051 0.0013 0.0402 0.0006 0.0045 0.0084 0.0068 0.0503 0.0074 0.0075 0.0430 0.0027 0.0323 0.0361 0.0942. 智利. ‧. 0.0000 0.0056 0.3234 0.0124 0.1302 0.0560 0.1733 0.0137 0.0088 0.0167 0.0145 0.0101 0.0301 0.0009 0.0008 0.0132 0.0044 0.0122 0.0045 0.0022 0.0029 0.0077 0.0101 0.0055 0.0046 0.0145 0.1217. 中國. 學. 阿根廷澳洲巴西加拿大中國智利歐元區印度印尼日本韓國馬來西亞墨西哥挪威紐西蘭祕魯菲律賓南非沙烏地阿拉伯新加坡瑞典瑞士泰國土耳其台灣英國美國. 巴西加拿大. 澳洲. er. 國家阿根廷. i n U. v.

(31) 表 9: 各國貿易比重表2/5. io. n. 0.0036 0.0337 0.0108 0.0091 0.1256 0.0016 0.0796 0.0427 0.0000 0.1586 0.0701 0.0563 0.0033 0.0009 0.0047 0.0004 0.0104 0.0045 0.0207 0.1710 0.0034 0.0032 0.0429 0.0068 0.0403 0.0100 0.0858. 0.0015 0.0511 0.0120 0.0191 0.2394 0.0085 0.0966 0.0108 0.0357 0.0000 0.0753 0.0332 0.0126 0.0028 0.0041 0.0025 0.0144 0.0096 0.0400 0.0307 0.0033 0.0100 0.0442 0.0027 0.0555 0.0168 0.1675. 政治大. Ch. engchi. 31. 0.0023 0.0353 0.0159 0.0150 0.2831 0.0111 0.0877 0.0209 0.0274 0.1345 0.0000 0.0234 0.0177 0.0057 0.0030 0.0027 0.0107 0.0053 0.0472 0.0469 0.0039 0.0037 0.0158 0.0064 0.0350 0.0122 0.1273. y. Nat. al. 0.0045 0.0481 0.0205 0.0135 0.1645 0.0070 0.1948 0.0000 0.0323 0.0410 0.0430 0.0287 0.0081 0.0027 0.0023 0.0016 0.0027 0.0190 0.0507 0.0624 0.0081 0.0167 0.0189 0.0096 0.0170 0.0409 0.1415. 韓國馬來西亞. sit. ‧ 國. 立. 日本. ‧. 0.0073 0.0145 0.0281 0.0183 0.1439 0.0072 0.0000 0.0258 0.0091 0.0477 0.0246 0.0124 0.0162 0.0358 0.0022 0.0030 0.0038 0.0157 0.0179 0.0175 0.0543 0.0906 0.0103 0.0383 0.0122 0.1782 0.1652. 印尼. 學. 阿根廷澳洲巴西加拿大中國智利歐元區印度印尼日本韓國馬來西亞墨西哥挪威紐西蘭祕魯菲律賓南非沙烏地阿拉伯新加坡瑞典瑞士泰國土耳其台灣英國美國. 印度. er. 國家歐元區. i n U. v. 0.0028 0.0328 0.0079 0.0088 0.1579 0.0010 0.0841 0.0269 0.0432 0.1091 0.0428 0.0000 0.0090 0.0014 0.0049 0.0002 0.0134 0.0045 0.0085 0.2060 0.0028 0.0045 0.0572 0.0037 0.0344 0.0159 0.1160.

(32) 表 10: 各國貿易比重表3/5. io. n. 0.0294 0.0046 0.0614 0.0730 0.1674 0.0626 0.1479 0.0106 0.0021 0.0607 0.0370 0.0021 0.0303 0.0051 0.0013 0.0000 0.0010 0.0016 0.0004 0.0010 0.0083 0.0114 0.0065 0.0041 0.0141 0.0095 0.2466. 政治大. Ch. engchi. 32. 0.0035 0.0143 0.0070 0.0115 0.1838 0.0022 0.0759 0.0079 0.0250 0.1513 0.0573 0.0451 0.0064 0.0012 0.0051 0.0004 0.0000 0.0016 0.0284 0.1100 0.0024 0.0028 0.0511 0.0017 0.0616 0.0100 0.1322. y. Nat. al. 0.0014 0.2574 0.0025 0.0155 0.1270 0.0016 0.1015 0.0139 0.0255 0.0911 0.0382 0.0328 0.0085 0.0013 0.0000 0.0012 0.0103 0.0053 0.0137 0.0421 0.0047 0.0060 0.0255 0.0023 0.0204 0.0354 0.1150. sit. ‧ 國. 立. 0.0005 0.0024 0.0081 0.0288 0.0387 0.0011 0.4431 0.0051 0.0014 0.0169 0.0231 0.0023 0.0014 0.0000 0.0003 0.0013 0.0007 0.0027 0.0010 0.0082 0.1213 0.0079 0.0028 0.0061 0.0034 0.2123 0.0589. ‧. 0.0059 0.0036 0.0157 0.0465 0.0497 0.0080 0.0733 0.0047 0.0016 0.0247 0.0267 0.0075 0.0000 0.0005 0.0008 0.0027 0.0019 0.0006 0.0014 0.0044 0.0019 0.0034 0.0024 0.0010 0.0039 0.0061 0.7011. 祕魯菲律賓. 學. 阿根廷澳洲巴西加拿大中國智利歐元區印度印尼日本韓國馬來西亞墨西哥挪威紐西蘭祕魯菲律賓南非沙烏地阿拉伯新加坡瑞典瑞士泰國土耳其台灣英國美國. 挪威紐西蘭. er. 國家墨西哥. i n U. v. 南非 0.0121 0.0220 0.0182 0.0103 0.1555 0.0015 0.2754 0.0482 0.0090 0.0849 0.0260 0.0133 0.0026 0.0038 0.0021 0.0008 0.0016 0.0000 0.0395 0.0118 0.0130 0.0193 0.0175 0.0124 0.0155 0.0748 0.1088.

(33) 表 11: 各國貿易比重表4/5. 國家沙烏地阿拉伯新加坡. io. 0.0022 0.0070 0.0125 0.0125 0.0297 0.0013 0.6151 0.0245 0.0020 0.0369 0.0064 0.0032 0.0049 0.0049 0.0008 0.0004 0.0009 0.0067 0.0052 0.0120 0.0080 0.0000 0.0203 0.0191 0.0056 0.0453 0.1125. 政治大. n. Ch. engchi. 33. 0.0036 0.0521 0.0114 0.0094 0.1533 0.0021 0.0875 0.0211 0.0402 0.1877 0.0367 0.0712 0.0066 0.0018 0.0046 0.0011 0.0201 0.0084 0.0283 0.0669 0.0038 0.0168 0.0000 0.0045 0.0299 0.0194 0.1115. y. sit. Nat. al. 0.0012 0.0109 0.0087 0.0097 0.0480 0.0033 0.5417 0.0101 0.0037 0.0189 0.0096 0.0043 0.0044 0.1128 0.0010 0.0017 0.0011 0.0074 0.0066 0.0055 0.0000 0.0125 0.0048 0.0126 0.0048 0.0870 0.0677. er. ‧ 國. 立. 0.0004 0.0365 0.0057 0.0064 0.1316 0.0005 0.0982 0.0387 0.0965 0.0810 0.0605 0.1391 0.0048 0.0039 0.0049 0.0001 0.0264 0.0036 0.0269 0.0000 0.0026 0.0079 0.0440 0.0022 0.0375 0.0219 0.1179. 泰國土耳其. ‧. 0.0016 0.0080 0.0169 0.0102 0.1310 0.0006 0.1431 0.0559 0.0175 0.1504 0.1018 0.0099 0.0024 0.0007 0.0024 0.0001 0.0109 0.0168 0.0000 0.0401 0.0054 0.0062 0.0258 0.0157 0.0445 0.0167 0.1656. 瑞士. 學. 阿根廷澳洲巴西加拿大中國智利歐元區印度印尼日本韓國馬來西亞墨西哥挪威紐西蘭祕魯菲律賓南非沙烏地阿拉伯新加坡瑞典瑞士泰國土耳其台灣英國美國. 瑞典. i n U. v. 0.0032 0.0061 0.0101 0.0097 0.0939 0.0022 0.5147 0.0170 0.0088 0.0209 0.0242 0.0071 0.0029 0.0066 0.0007 0.0011 0.0011 0.0120 0.0276 0.0050 0.0167 0.0347 0.0079 0.0000 0.0090 0.0693 0.0876.

(34) 表 12: 各國貿易比重表5/5. 國家. 台灣. 英國. 美國. 阿根廷澳洲巴西加拿大中國智利歐元區印度印尼日本韓國馬來西亞墨西哥挪威紐西蘭祕魯菲律賓南非沙烏地阿拉伯新加坡瑞典瑞士泰國土耳其台灣英國美國. 0.0012 0.0291 0.0109 0.0088 0.2628 0.0058 0.0762 0.0145 0.0270 0.1675 0.0602 0.0313 0.0054 0.0017 0.0028 0.0018 0.0194 0.0053 0.0348 0.0450 0.0030 0.0052 0.0216 0.0040 0.0000 0.0136 0.1412. 0.0018 0.0134 0.0099 0.0257 0.0686 0.0021 0.5137 0.0163 0.0035 0.0246 0.0114 0.0060 0.0046 0.0482 0.0024 0.0006 0.0014 0.0140 0.0061 0.0135 0.0248 0.0210 0.0070 0.0150 0.0066 0.0000 0.1380. 0.0044 0.0124 0.0215 0.2051 0.1588 0.0072 0.1449 0.0166 0.0087 0.0731 0.0325 0.0154 0.1432 0.0041 0.0022 0.0045 0.0058 0.0055 0.0194 0.0189 0.0060 0.0138 0.0122 0.0057 0.0207 0.0375 0.0000. n. engchi. 34. y. sit. er. io. Ch. ‧. Nat. al. 學. ‧ 國. 立. 政治大. i n U. v.

(35) 0.5832 0.6337 0.5430 0.0012 2.7500 1.5432 0.2846 2.5238 0.1817 0.1934 0.2798 0.8183 1.7879 0.1968 0.5525 0.8175 1.6172 0.2570 2.8210 1.0020 0.0059 0.4922 1.6101. 2.1221 3.5711 5.0626 0.1163 1.5152 0.8112 2.4918 2.4558 0.9775 0.1438 0.1751 2.6580 0.2022 0.7256 2.2512 0.7036 0.1200 1.5028 0.7518 4.1835 0.4079 0.7360 0.4910. Ch engchi. 35. 股價. sit. y. 0.5270 4.1238 1.3176 1.2534 2.0896 0.1584 2.0398 0.0242 0.5532 0.1707 2.1381 1.9480 1.8451 0.7866 0.0847 0.3044 1.8869 0.1982 0.9461 0.0000 0.0164 0.4203. er. i n U. H0 : 具有單根 , 5 % 顯著水準。. 3.0882 2.4599 2.4617 3.9343 2.4617 3.0829 3.0882 3.0902 3.9361 3.0902 2.4675 3.0829 2.6994 2.6994 2.6955 3.0902 3.0846 3.0902 2.6994 3.9343 3.9361 3.0846 3.0864. al. *. 阿根廷東協澳洲巴西加拿大中國智利歐元區印度日本韓國墨西哥挪威紐西蘭祕魯南非沙烏地阿拉伯瑞典瑞士土耳其台灣英國美國. 臨界值實質 GDP 通貨膨脹率. ‧ 國. 0.5247. 5.9944 0.4612 1.0378 0.0569 0.8596 0.6901 2.0633 2.9105 2.9664 6.0218 0.6362 0.4062 0.6940 2.2878 1.0773 0.6375 0.9119 0.5901 0.3017 2.4014 0.0037 0.9496. 0.6933 0.0785 4.7990 0.0162 0.0973 1.2923 0.3822 0.6285 1.3438 5.0091 1.4439 1.8805 0.4213 1.9254 1.4887 0.3963 0.6871 2.0558 0.9482 0.3069 0.3890 0.0492. 1.0262 1.8400 0.3469 0.0439 0.7049 0.5934 0.3101 1.7588 0.1592 6.0054 2.2848 1.8838 0.3863 0.7073 0.2326 3.7370 0.9489 0.6627 0.9572 0.1899 0.2143 0.0297. 匯率短期利率長期利率原油價格. ‧. n. 國家. 學. Nat. io. 表 13: 弱外生性檢定. 立政治大. v.

(36) 36. 表中數字為百分比%。. -0.0540 -0.4473 -0.0819 -0.0241 -3.4563 -5.1623 0.9447 2.3803 0.0094 0.0266 -0.0112 -0.0379. 韓國實質 GDP 通貨膨脹率股價匯率短期利率短期利率. -0.0764 -0.0648 -3.2710 -0.5986 -0.0096 -0.0126. 0.0476 -0.0326 -1.6739 -0.5632 -0.0052 -0.0079. 3. 4. 8. sit. y. -0.6377 -0.7562 -0.7496 -0.0370 -0.0862 -0.1322 -6.4546 -6.4370 -6.2324 2.9741 3.1606 3.0950 0.0205 -0.0160 -0.0523 -0.0458 -0.0508 -0.0635. er -0.7578 -0.1132 -5.2721 3.3451 -0.0985 -0.1111. -0.4087 -0.0756 -4.7374 0.1218 -0.0171 -0.0157. 12. -0.4372 -0.0747 -5.1193 0.3559 -0.0152 -0.0133. ‧ 國. -0.1901 -0.2884 -0.3355 -0.0688 -0.0713 -0.0735 -4.0960 -4.6588 -4.6492 -0.5167 -0.3548 -0.2583 -0.0123 -0.0149 -0.0167 -0.0140 -0.0149 -0.0168. engchi. i n U. *. 2. 16. 20. -0.7517 -0.1229 -5.5005 3.5536 -0.1122 -0.1243. -0.7006 -0.1217 -6.1239 3.7537 -0.1122 -0.1238. -0.4745 -0.0786 -5.4355 0.4994 -0.0137 -0.0120. -0.6776 -0.1245 -6.4573 3.7533 -0.1149 -0.1245. -0.4804 -0.0777 -5.6299 0.5353 -0.0128 -0.0114. 0.0180 -0.0833 -0.1208 -0.1865 -0.2401 -0.4168 -0.4869 -0.5216 -0.5351 -0.0671 -0.1400 -0.1285 -0.1080 -0.0973 -0.0701 -0.0762 -0.0640 -0.0598 -0.0341 0.0762 0.4123 0.6317 0.8343 1.3992 1.8409 2.0488 2.0945 -0.0102 -0.0253 -0.0360 -0.0458 -0.0534 -0.0790 -0.1002 -0.1163 -0.1144. 1. 日本實質 GDP 通貨膨脹率股價匯率短期利率短期利率. 中國實質 GDP 通貨膨脹率匯率短期利率. 0. Ch. ‧. 反應時間 (季). n. al. 學. Nat. io. 表 14: 美國實質產出負向衝擊(未執行區域整合)1/2. 立. 政治大. v.

(37) 37. 表中數字為百分比%。. -0.4573 -0.6131 -0.7301 -0.0573 -0.1032 -0.1082 -1.1175 -2.2790 -2.6418 -0.0228 -0.0370 -0.0507 -0.0262 -0.0337 -0.0390 -1.0473 -3.9207 -5.2761. 美國實質 GDP 通貨膨脹率股價短期利率短期利率原油價格. 3. ‧ 8 國 12. er. sit y. -0.8996 -0.0891 -2.6146 -0.0668 -0.0421 -5.6182. -0.8367 -0.0968 -2.7648 -0.0597 -0.0419 -5.6854. 16. -0.7785 -0.9589 -1.0640 -1.0880 -0.0446 -0.0407 -0.0600 -0.0626 -5.7848 -5.8787 -6.1518 -6.2175 0.6900 0.6120 0.6326 0.6588 -0.0389 -0.0428 -0.0464 -0.0486. 4. -0.7893 -0.0393 -5.6475 0.6903 -0.0344. engchi. i n U. *. -0.3247 -0.4364 -0.6373 0.0032 -0.0973 -0.0594 -3.2365 -4.3185 -5.5508 0.0088 0.4042 0.5939 -0.0138 -0.0225 -0.0258. 台灣實質 GDP 通貨膨脹率股價匯率短期利率. Ch. -1.0832 -0.0548 -6.3980 0.6565 -0.0499. 20. -1.0458 -1.1081 -1.1446 -1.1828 -0.0880 -0.0955 -0.0962 -0.0978 -2.4127 -2.3120 -2.4001 -2.4346 -0.0812 -0.0869 -0.0890 -0.0890 -0.0416 -0.0392 -0.0386 -0.0385 -5.1771 -4.8607 -4.7017 -4.7653. ‧. 2. al. 學. 1. n. 0. io. 反應時間 (季). Nat. 表 15: 美國實質產出負向衝擊(未執行區域整合)2/2. 立. 政治大. v.

(38) 38. 表中數字為百分比%。. 0.0622 -0.0355 -1.9825 -0.6525 -0.0055 -0.0076. -0.0686 -0.1697 -0.0574 -0.0582 -3.3635 -4.3047 -0.6889 -0.6664 -0.0091 -0.0127 -0.0103 -0.0120. er. 4. 8. ‧ 國. y. -0.2785 -0.0659 -4.8789 -0.5477 -0.0171 -0.0159. sit. -0.2353 -0.0619 -4.7292 -0.5670 -0.0151 -0.0128. i n U. *. 3. 12. 16. 20. -0.3155 -0.0636 -4.6659 -0.2979 -0.0178 -0.0148. -0.3575 -0.0655 -4.9035 -0.0379 -0.0124 -0.0109. -0.3915 -0.0672 -5.2768 0.2263 -0.0068 -0.0087. -0.4218 -0.0670 -5.4558 0.3073 -0.0054 -0.0060. 0.0333 -0.0546 -0.1074 -0.1691 -0.2219 -0.3342 -0.4911 -0.5810 -0.5879 -0.0789 -0.1315 -0.0841 -0.0632 -0.0598 -0.0568 -0.0764 -0.0571 -0.0519 0.0871 0.1998 0.5291 0.6211 0.7142 1.1017 1.5030 1.8661 1.9194 -0.0135 -0.0273 -0.0356 -0.0432 -0.0499 -0.0656 -0.0810 -0.0938 -0.1030. engchi. 日本實質 GDP 通貨膨脹率股價匯率短期利率短期利率. 中國實質 GDP 通貨膨脹率匯率短期利率. Ch. ‧. 通貨膨脹率匯率短期利率. 2. -0.0886 -0.2657 -0.4035 -0.5267 -0.5898 -0.6849 -0.7891 -0.9386 -1.0373 0.0279 -0.0522 -0.0702 -0.0796 -0.0943 -0.0778 -0.0672 -0.0650 -0.0897 0.0914 0.5283 0.8629 1.0453 1.2034 1.7433 2.3063 2.5283 2.5701 0.0020 0.0126 -0.0097 -0.0330 -0.0454 -0.0767 -0.0714 -0.0753 -0.0921. 1. al. 學. ASEAN 實質 GDP. 0. n. 反應時間 (季). Nat. io. 表 16: 美國實質產出負向衝擊(台灣未納入東協)1/2. 立. 政治大. v.