台灣的匯率出口與經濟成長 : 從 Johansen 共整合檢定的證據李芳儀中原大學國際經營與貿易學系關鍵字 :GDP 實質匯率出口 Co-integration Taiwan JEL 分類代號 :

Size: px

Start display at page:

Download "台灣的匯率出口與經濟成長 : 從 Johansen 共整合檢定的證據李芳儀中原大學國際經營與貿易學系關鍵字 :GDP 實質匯率出口 Co-integration Taiwan JEL 分類代號 :"

岭堪础程
5 years ago
Views:

1 台灣的匯率出口與經濟成長 : 從 Johansen 共整合檢定的證據李芳儀中原大學國際經營與貿易學系關鍵字 :GDP 實質匯率出口 Co-integration Taiwan JEL 分類代號 :

2 摘要在這項研究中, 使用台灣在 1989 年至 2003 年的季數據來分析經濟成長匯率變動和台灣出口之間的關係所採用的方法有單根檢定與 Johansen 共整合檢定本研究的結論是, 根據 Johansen 共整合檢定結果顯示, 台灣的實質匯率與實質貨品和勞務的出口之間有長期關係壹介紹台灣是一個長期與其他國家外貿的發展中國家在 1988 年之前, 台灣年均經濟成長率達到 8%, 但之後的平均經濟成長率約在 4% 至 6% 1997 年亞洲金融風暴後, 台灣經濟逐步放緩, 經濟遭受嚴重衝擊, 財政盈餘轉為財政赤字不穩定的宏觀經濟政策和不穩定的政治事態發展導致高通貨膨脹率與匯率, 並且台灣經濟長期存在貿易赤字對外的貿易已是台灣重要的經濟命脈, 過去美國和日本長久以來一直都是台灣的前兩大貿易夥伴, 現在則是長期依賴中國的人才與市場, 因此經濟貿易與政治發展對台灣也是偉大而顯著的影響這項研究的目的是分析台灣使用季數據的實質收入實質匯率與實質貨品和勞務出口之間的關係採用時間序列的方法, 特別是共整合, 被用於該研究的實證部分貳數據及方法本篇是依據台灣在 1989 年至 2003 年期間的季數據來進行這項研究數據來源是從台灣經濟新報 TEJ 取得這項研究的變數是每人實質 GDP(GDP,2011=100) 實質匯率 (RER,2011=100) 實質貨品和勞務出口 (REX,2011=100) 從 EVIEWS 9 獲取計量結果 1

3 前計量經濟學模型估計和以實證測試所考慮的變數之間的共整合, 序列應考慮它們是否是固定的 ADF PP 與 KPSS 單根檢定用於測試本研究 PP(Phillips and Perron) 允許計算殘差模型中, 截距項和時間趨勢項也包括在單根檢定過程中測驗中可依是否含截距項及時間趨勢項的三種模型來檢定資料是否為單跟, 模型如下 : 不含截距項及時間趨勢項的模型 p y t = γy t 1 + i=1 β i y t i+1 + e t (1) 含截距項的模型 p y t = a 0 + γy t 1 + i=1 β i y t i+1 + e t (2) 含截距項及時間趨勢項的模型 p y t = a 0 + γy t 1 + a 2 t + i=1 β i y t i+1 + e t (3) 其中, y t 為一階差分 [I(1)];a 0 為截距項 ;t 為時間趨勢 ;p 為落後期數 ;e t 為誤差項以上三種形勢下的虛無假設均為 H 0 :γ = 0, 對立假設為 H 1 :γ 0 若原始數列無法拒絕虛無假設, 表示此時間序列資料存在單根, 必須差分後再做一次單根檢定, 直到判定值拒絕虛無假設為止由於單根檢定需要使殘差項符合白噪音, 因此本研究根據 AIC 來決定最佳落後期共整合的經濟變數之間的長期關係存在統計意義本篇使用 Johansen 共整合的對角元素和檢定及最大特性根檢定來確認共整合變數之間是否存在關係對角元素和檢定之虛無假設為最多只有 r 個共整合關係 (r=0), 對立假設為最多只有 k 個共整合關係 ; 最大特性根檢定之虛無假設為最多只有 r 個共整合關係 (r=0), 對立假設為最多只有 r+1 個共整合關係 2

4 Johansen 與 Juselius 方法允許所有可能的共整合向量的組變數之間的估計, 以避免 Johansen 和 Juselius 程序的問題此過程可以用 VAR 模型計算, 如下 : X t = 0 + X t X t X t e t (4) X 1 X t 1 X t K 為趨勢項 ; 0 為截距量 ;e t 為隨機誤差量 ;p 為落後期數本篇研究使用 Johansen 共整合檢定擴展到 n 個變數的模型, 分別為對角元素和檢定及最大特性根檢定兩組模型, 對角元素和檢定的模型如下 : n λ trace (r) = T i=r+1 ln (1 λ i) (5) 對角元素和檢定的原理為若沒有任何共整合向量存在 (r = 0), 而 λ 1 =λ 2 =...=λ n = 0, 將使 λ trace =0; 如果有 r 組共整合向量存在,λ 1 0,λ 2 0,...,λ n 0, 但 λ r+1 =λ r+2 =...=λ n =0, 所以這個模型的值會趨近於 0 最大特性根檢定的模型如下 : λ max (r, r + 1) = Tln(1 λ r+1 ) (6) 最大特性根檢定為若有 r 組共整合向量存在,λ 1 0,λ 2 0,...,λ r 0, 但 λ r+1 =λ r+2 = =λ n = 0, 所以第 r+1 個特性根 λ r+1 = 0, 因此 λ max (r, r + 1) = Tln(1 λ r+1 ) 也應該會接近於零 3

5 參結果本篇研究使用 ADF PP 與 KPSS 單根檢定測試 GDP( 國內生產總值 ) REX( 實質貨品和勞務出口 ) 與 RER( 實質匯率 ) 間是否呈定態關係使用含截距項及時間趨勢項 (τ T ) 含截距項 (τ μ ) 與不含截距項及時間趨勢項 (τ) 三種模型做測試 Table 1 為 ADF 單根檢定的結果, 結果顯示在原階時, 各變數皆呈現非定態一階差分結果中, 除了 GDP 的不含截距項及時間趨勢項沒 * 字外, 其他皆有 * 字, 表示其餘的結果皆呈現定態 Table 1:ADF Test for Unit Root Statistics (Levels) lngdp lag lnrex lag lnrer lag τ T (ADP) (0) (4) (4) τ μ (ADP) (1) (4) 0.26 (4) τ (ADP) 6.54 (0) 2.87 (4) 1.64 (4) Statistics (First Difference) lngdp Lag lnrex Lag lnrer lag τ T (ADP) -9.48*** (0) -4.29*** (4) -4.71*** (3) τ μ (ADP) -9.39*** (0) -4.33*** (4) -4.50*** (3) τ (ADP) (3) -2.04** (3) -4.13*** (3) 註 : 括號內的值為 ADF 檢定使用來消除序列相關的殘差滯後長度, 設置 AIC 最大值為 4 * ** *** 代表在 10% 5% 1% 顯著水準下, 拒絕存在單根的虛無假設, 表示呈現定態 Table 2 為 PP 單根檢定的結果, 結果顯示在原階時, 各變數皆呈現非定態一階差分結果中皆有 * 字, 表示其結果皆呈現定態 4

6 Table 2:PP Test for Unit Root Statistics (Levels) lngdp lag lnrex lag lnrer lag τ T (PP) (3) (10) (4) τ μ (PP) (11) 0.21 (17) (4) τ (PP) 8.17 (5) 6.95 (16) 1.38 (4) Statistics (First Difference) lngdp Lag lnrex Lag lnrer lag τ T (PP) -9.98*** (5) *** (29) -6.78*** (4) τ μ (PP) -9.38*** (2) *** (29) -6.79*** (4) τ (PP) -5.98*** (4) -8.98*** (8) -6.53*** (5) 註 : 括號內的值代表由 Bartlett-Kemel 決定的 Newey-West bandwith 來計算的滯後長度 * ** *** 代表在 10% 5% 1% 顯著水準下, 拒絕存在單根的虛無假設, 表示呈現定態 Table 3 為 KPSS 單根檢定的結果一般單根檢定都將虛無假設設為有單跟, 對立假設設為定態而 KPSS 檢定正好相反, 虛無假設為定態, 對立假設為有單跟其目的為確認在兩種不同檢定下, 是否具有一致的結果, 也才能更確信序列是否為單根的結論 Table 3 結果顯示在原階時, 各變數皆呈現非定態一階差分結果中皆有 * 字, 表示其結果皆呈現定態 Table 3:KPSS Test for Unit Root Statistics (Levels) lngdp lag lnrex lag lnrer lag τ T (KPSS) 0.23 (6) 0.25 (2) 0.21 (5) τ μ (KPSS) 0.96 (6) 0.97 (6) 0.85 (6) Statistics (First Difference) lngdp Lag lnrex Lag lnrer lag τ T (KPSS) 0.10*** (11) 0.16** (16) 0.07*** (4) τ μ (KPSS) 0.31*** (6) 0.19*** (16) 0.21*** (4) 5

7 註 : 括號內的值為滯後長度 * ** *** 代表在 10% 5% 1% 顯著水準下, 拒絕存在單根的虛無假設, 表示呈現定態根據 ADF PP 及 KPSS 單根檢定之結果顯示, 實質出口和實質匯率在一階差分時皆呈現定態, 而 GDP 在 ADF 檢定的一階差分中仍存在非定態因此結果表明, 只有實質出口和實質匯率能進一步做共整合檢定本篇研究採用 Johansen 共整合檢定的對角元素和檢定及最大特性根檢定來分析實質出口和實質匯率間是否有長期關係, 以 0.05 及 0.01 顯著水準下的臨界值作分析 Table 4 為對角元素和檢定的結果, 其結果顯示, 對角元素和的值在 0.01 顯著水準下是不被拒絕的, 因此與 0.05 顯著水準下的臨界值做比較, 發現虛無假設為 r=0 與 r 1 時, 對角元素和的值皆大於在 0.05 顯著水準下的臨界值因此我們得知, 在對角元素和檢定的 5% 顯著水準下, 實質出口與實質匯率之間至少存在一組共整合 Table 4:Johansen Trace Test Results Variables Trace Statistic 5% Critical Value 1% Critical Value lnrex and lnrer H 0 : r= H 0 : r 註 : 使用 AIC 決定落後期數 Table 5 為最大特性根檢定的結果, 其結果顯示, 最大特性根的值在 0.01 顯著水準下的臨界值是不被拒絕的, 因此與 0.05 顯著水準下的臨界值做比較發現虛無假設為 r=0 與 r 1 時, 最大特性根的值皆大於在 0.05 顯著水準下的臨界值因此得知, 在最大 6

8 特性根檢定的 5% 顯著水準下, 實質出口與實質匯率之間至少存在一組共整合 Table 5:Johansen Maximum Eigenvalue Test Results Variables Max-Eigen Statistic 5% Critical Value 1% Critical Value lnrex and lnrer H 0 : r= H 0 : r 註 : 使用 AIC 決定落後期數由 Johansen 共整合的對角元素和檢定及最大特性根檢定的結果顯示, 在 0.05 顯著水準下皆拒絕虛無假設因此推論, 實質出口與實質匯率之間至少存在一組共整合也肆結論就表示, 實質出口與實質匯率之間存在長期關係這項研究實證調查了台灣的實質收入實質貨品和勞務出口與實質匯率間的關係從單根檢定結果顯示, 台灣的 GDP 不能添加到實質貨品和勞務出口與實質匯率之間, 因為在一階差分中仍有非定態從 Johansen 共整合檢定顯示, 實質貨品和勞務出口與實質匯率在 1989 年至 2003 年之間有長期關係, 也表示實質貨品和勞務出口與實質匯率為正向關係伍參考文獻何宗武 (2011), Eviews 高手 - 財經計量應用手冊, 台北 : 鼎茂圖書出版股份有限公司楊奕農 (2009), 時間序列分析經濟與財務上之應用二版, 台北 : 雙葉書廊有限公司 7

摘要本篇文章主要是利用 1979 年至 2014 年台灣年數據的資料, 檢視油價對於匯率的影響, 所採用的檢定模型為 : 單根 Johansen 共整合及 VECM 向量誤差修正模型而共整合模

摘要本篇文章主要是利用 1979 年至 2014 年台灣年數據的資料, 檢視油價對於匯率的影響, 所採用的檢定模型為 : 單根 Johansen 共整合及 VECM 向量誤差修正模型而共整合模探討油價和匯率波動間的影響 : 以台灣為例陳宣蓁中原大學國際經營與貿易學系關鍵字 : 油價匯率波動 Johansen Co-integration VECM JEL 分類代號 : C32 F41 O24 * 聯繫作者 : 陳宣蓁, 中原大學國際經營與貿易研究所, 中北路 200

台灣的匯率 出口與經濟成長 : 從 Johansen 共整合檢定的證據 李芳儀 中原大學國際經營與貿易學系 關鍵字 :GDP 實質匯率 出口 Co-integration Taiwan JEL 分類代號 :

台灣的匯率出口與經濟成長 : 從 Johansen 共整合檢定的證據李芳儀中原大學國際經營與貿易學系關鍵字 :GDP 實質匯率出口 Co-integration Taiwan JEL 分類代號 :