货币学派汇率决定理论之新台币对美元汇率实证研究.pdf

貨幣學派匯率決定理論之新臺幣對美元匯率實證研究 楊凱文 中華民國 90 年 12 月 摘要 台灣幅員狹小 天然資源不足 唯有藉著大量出口才能換取外匯 情況使得台灣逐漸發 展成一小型開放經濟 長久以來 美國一直是台灣最大的貿易夥伴 使得台灣產品對美輸出 的多寡往往直接影響台灣總體經濟的表現 隨著政府外匯政策的逐漸自由化 匯率在總體經 濟中所扮演的角色也越顯重要 近幾年來 台幣匯價在外匯市場上時有波動 不但影響政府 政策的擬定 經貿活動的往來 外匯市場上的炒作更造成熱錢的流動 是故 新台幣對美元 匯率的決定及波動因素是值得我們深入探討的課題 因此本文擬用貨幣學派匯率決定理論進 行實證 而文中運用單根檢定 Unit Root test 及共整合 Cointegration 之觀念和方法來探討貨幣 學派理論在台灣和美國之間的實證研究 JEL classification F31 中文關鍵字 貨幣學派 匯率 英文關鍵字 Monetary approach Exchange 中原大學國貿系研究生 學號 g9092010 E mail address kevin72519 tw 1 壹 前言 一九七三年後 隨著布列敦森林 Breton word 體制的崩潰 世界上一些主要工業化國家 紛紛採行浮動匯率制 各國政府對於外匯市場的管制逐步放寬 從此匯率走向隨市場力量而 自由變動 且其變動的幅度往往非常大 一九七 年代 遂有大量文獻出現 紛紛對此問題 提出探討 因而發展出各種不同的匯率決定理論 如國際收支平衡學派 購買力平價理論 貨幣分析理論 資產組合平衡理論 均衡實質匯率模型 臺灣於民國六十八年二月成立外匯市場 採釘住美元之機動匯率制 由於臺灣為一出口 導向之小型開放經濟體系 對外貿易依存度高 美國一直為本國最大之貿易伙伴國 使得新 臺幣對美元匯率之變動對進出口貿易及資金流動產生顯著影響 因此新臺幣對美元匯率之波 動成為政府與民間共同關注的焦點 然而國際金融情勢瞬息萬變 過時研究匯率的實證可能 已不足解釋當前匯率的變動 因此本文以貨幣學派匯率決定模型 The Monetary Model of Exchange Rate 所隱含的總體變數做為檢定的基礎 這些變數包括兩國相對物價水準 相對貨 幣供給額 相對所得及兩國名目利率的差距等 來探討這些變數和新臺幣對美元匯率間之長 期關係 以期更能適切地解釋匯率的變動 本文架構共分為五章 第二章為文獻回顧 第三章為研究方法 模型的設定及資料的說 明 第四章為實證結果分析 第五章本文的結論 貳 文獻回顧 國外對貨幣學派的實證以 1978 年為分水嶺 1978 年以前的實證大都支持貨幣學派理論 但自此之後的文獻就有許多的爭論 在國外文獻部份 Frankel 1979 利用 1920 年 2 月至 1923 2 年 8 月的資料 以普通最小平方法 OLS 對馬克 美元的匯率進行實證 由於在實證期間德國 有惡性通貨膨脹的現象 因此 作者認為德國的貨幣衝擊 monetary impulses 將為決定匯率的 主要因素 因而其忽略所得與國外所得因素 將焦點放在德國的通貨與預期通貨膨脹上 其 實證結果支持伸縮價格模型 McDonald and Taylor 1994 以 1976 年資料 檢定英美兩國之名 目匯率與相對貨幣供給 實質所得 長期利率間 是否具有共整合關係存在 其實證方法採 多變量共整合檢定法 結果顯示之間有共整合關係 並進一步以誤差修正模型 Error Correction Model 簡稱 ECM 分析變數間之短期動態 結論為以誤差修正模型作樣本外預測 結果優 於隨機漫步模型的預測 在國內文獻方面 錢俊男 1992 依據貨幣學派理論 以 1976 年六月 至 1992 年五月之月資料 運用普通最小平方法進行迴歸分析 實證結果顯示 影響當期新台 幣對美元匯率的主要因素為前期 前本國貨幣供給 當期與前期本國所得 當期美國所得與 前期美國物價 吳致寧 1995 運用晚近發展出之計量方法 重新檢定貨幣學派匯率決定模型 研究對象台灣 樣本期間為 1980 年 1 月至 1992 年 8 月之月資料 首先其以 Johansen之多變 量共整合檢定方法 檢定基本貨幣學派匯率決定模型中 如貨幣供給額 利率及工業生產指 數等變數間是否具有共整合的關係 結果發現變數間具有共整合的關係 故長期時 支持貨 幣學派匯率決定模型成立 李藍珍 1996 以貨幣分析理論之價格僵固模型為基礎 修正後購 買力平價來建構實證模型 本資料為 1980 1995 年台灣與美國之相對名目匯率 貨幣供給 物價 實質所得與利率 以多變量共整合檢定法和向量自我迴歸模型 來驗證匯率與總體濟 變數間的長短期關係 結論為 在長期 此篇文獻所設之模型 貨幣市場均衡模型 與修正 購買力平價說皆有長期均衡關係 且長期購買力平價說成立 在考慮台灣資本移動的限制下 3 實證結果顯示兩國利率差與匯率呈正向關係 在短期 匯率的變動可由經濟體系內其他變數 加以解釋之 並由衝擊反應分析結果顯示 貨幣供給 物價水準 產出的干擾 對匯率的影 響出現與長期相反之結果 匯率在短期動態調整的過程中 出現錯向調整的現象 參 理論模型和實證方法 一 貨幣學派理論和模型推導 長期貨幣分析模型是在物價具伸縮變動之特性下所建立之模型 最早由 Frenkel 1976 所 提出 以一國之匯率水準是由兩國貨幣之相對價格所決定 又依購買力平價得知貨幣之相對 價格為兩國相對物價水準之比 而個別國家之物價水準由貨幣供需所決定 由此可知 由兩 國相對貨幣供需可決定匯率水準 強調物價水準具有伸縮性 相對貨幣供給及相對物價水準 與匯率成同比例變動 在伸縮價格模型下 實質匯率不變 購買力平價理論在長期短期都成 立 基本假設為 1 購買力平價在任何時點均成立 2 國際間資本完全移動 此假設隱含利率平價理論成立 3 本國與外國貨幣需求函數皆穩定 本國貨幣需求僅由本國居民所決定 外國貨幣需求由外 國居民所決定 4 本國與外國非貨幣性資產具有完全替代的性質 5 所有財貨價格具有完全彈性 根據上述的假設 貨幣學派假設貨幣需求為所得 價格及利率的函數 且貨幣學派並假設相 對購買力平價說成立 以連結兩國之價格水準 故可用下列式子來表示 4 M P iy 1 M P iy 2 PPS 3 其中 S 表取對數後之匯率 M M P P y y 分別為取對數後之本國 外國 貨幣供給 額 物價水準及所得 i i 則為本國及外國之利率 分別表本國 國外 貨幣需 求的所得彈性 貨幣需求之利率彈性 兩者大於零 且假設在兩國均相等 1 2 式分別表示國內及國內貨幣市場之均衡 3 式表長短期之下絕對購買力平價說 成立 因此在兩國模型下 貨幣市場均衡的條件如下 M M P P y y i i 4 將 4 式代入 3 式得 S M M y y i i 故實證模型可寫成 S 0 1 M M 2 y y 3 i i 5 理論模型中並沒有包含截距項 所以實證模型中的虛無假設應設 0 0 又理論模型中 M M 的係數為 1 故要虛無假設應設 1 1 另外理論模型中的 y y i i 分別為 小於零和大於零 故應還要分別設虛無假設為 2 0 和 3 0 故可用下列式子來表示 H0 0 0 1 1 2 0 3 0 二 實證方法 一 定態與非定態 5 一般計量經濟學所討論的估計方法 如最小平方法 OLS 或一般化最小平方法 GLS 都 假設殘差項為一定態序列 再來分析估計式的統計特性 並以此特性作為假設考驗的依據 但如果殘差項不再為定態序列時 則在定態的假設下所估計及考慮的結果均不具任何意義 分析總體經濟變數時 若所分析的時間序列最為非定態時 使用迴歸分析可能將導致 Granger and Newbold 1974 所提出之假性迴歸1 因此在實證前 應檢定資料為定態或非定態 再作探 討 二 單根檢定 unit root test 利用 Dickey Fuller 和 Augmented Dickey Fuller 檢定法 檢定資料為定態或非定態性質 目的主要在於確定時間序列的整合級次 和判定時間序列資料的定態性質 1 Dickey Fuller 檢定法 首先建立下列迴歸式 t y 1t y t 6 t y 0 1t y t 7 t y 0 1t y 1 t t 8 根據式 6 至式 7 可知 Dickey Fuller 檢定可分為三種檢定型態 式 6 不含截距項 0 以 及時間趨勢 t 式 7 加入截距項 式 8 則包括截距項與時間趨勢項 t 為白躁音 white noise 當單根不存在時 即表示該時間數列為恆定 式 6 至式 7 中的 係數會顯著異於 零 1 所謂的假性迴歸是指判定係數或修正判定係數很高 而 DW 值卻很低的現象 此時若是使用傳統的 t 檢定 則會得出變數間有相關性的結果 然而實際上變數間卻無關係存在 根據 Enders 1994 Applied econometric time series 一書 p216 6 2 Augmented Dickey Fuller 檢定法 ADF 由於上述 DF 檢定法中之殘差項常會有明顯的自我相關 autocorrelation 現象產生 於 是 ADF 便在模型中加入時間數列本身落後期的變值 以解決此問題 其模型如下 t y 1t y p i it y 2 11 t 9 t y 0 1t y p i it y 2 11 t 10 t y 0 1t y p i it y 2 11 1 t t 11 其中 0 代表截距項 t 代表時間趨勢 P 為最適落後期的選取 以確保殘差項 t 為白躁 音 white noise 乃採取 Akaike 訊息標準 Akaike Information Criterion AIC 加以判斷 而此模型之虛無假設為 0 H 0 若檢定結果為 不顯著異於零 則接受單根的存在 亦 即表示該變數為非恆定的時間數列 三 共整合檢定 Cointegration 當數列為非恆定之時間數列時 一般皆以差分的方式使其達到恆定 但 Granger 1987 指 出 以差分的方式將使隱含在變數間之長期資訊喪失而僅保留短期的資訊 故即使數列間存 在長期關係 以此方式分析並無法檢定出 因此共整合檢定法提供另一種檢定變數間是否具 有長期均衡關係的檢定法 首先利用最小平方法 OLS 以 t X 對 t Y 進行迴歸分析 求得共整合迴歸式 如下式所示 t Y C 1 1 X 2 2 X k k X t 12 然後對式 12 求得之誤差項 t 以式 13 之 DF 及式 14 之 ADF 單根檢定模型檢 定其是否為均衡的殘差項 即檢定誤差項是否為恆定的時間數列 若為恆定 則表示變數間 7 存在共整合的關係 其模型如下 t 1 t t 13 t 0 1 t n i ti y 2 1 t 14 在此虛無假設為 0 H 0 或無共整合關係存在 若拒絕虛無假設 則表示 t X t Y 間存有 共整合關係 隱含數列間存在長期均衡的關係 肆 實證結果分析 一 資料來源 我們將採用台灣 美國的實質 GDP 貨幣供給量 匯率和利率的季資料 資料期間為 1987 第三季至 2001 年第一季 樣本大小為 55 筆個觀測值 使用統計軟體 E view 而上述變數的 來源和定義如下表一 表一 資料來源和變數定義 變數 資料庫 變數定義 匯率 S 台灣經濟新報資料庫 TEJ 台灣對美國匯率日平均 產出水準 y y AROMS 台灣地區金融統計 FSM 資料庫 實質 GDP 以 1996 年為基期 台灣利率 i 台灣經濟新報資料庫 TEJ 一銀三月期定存利率 美國利率 i 台灣經濟新報資料庫 TEJ 美國三月期國庫券利率 台灣貨幣供給 M AROMS 台灣地區金融統計 FSM 資料庫 貨幣供給額 M2 美國貨幣供給 M AROMS 台灣地區金融統計 FSM 資料庫 貨幣供給額 M2 IFS 註 變數上無標星號 者表國內變數 標星號都表國外變數 資料來源 本表為自行整理 8 二 單根檢定 根據理論 進行共整合檢定的先決條件為時間數列必須為整合階次相同之非恆定時間數 列 因此本研究對各個變數先進行單根檢定 以確定各時數列為具單根之非恆定時間數列 且確定其為經一次差分後即可達恆定之特性 並以 5 顯著水準檢定 5 式之原始變數單根檢定的結果可以由下表二顯示 所有的原始變數都無法拒絕有單 根存在 表二對 5 式之變數差分單根檢定的結果 其結果顯示所有的變數差分後都拒絕單 根的存在 因此判定 5 式中的所有變數為一次差分定態的 1 階整合變數 表二 單根檢定 未差分 Level 一階差分 First Difference 變數名稱 ADF Trend or Lagged ADF Trend or Lagged statistic intercept difference statistic intercept difference S 0 3118 2 4 8428 0 M M 1 9503 2 3 2061 T 1 y y 0 1961 T 2 7 8093 T 1 i i 1 5443 1 5 9529 0 註 表示 ADF 下去除常數項及趨勢項 M 表示 ADF 下只考慮常數項 T 表示 ADF 下考慮常數項及趨勢項 X 表示原始水準變數 表示滿足 5 的顯著水準 資料來源 本研究利用 E view結果整理 三 共整合檢定 對 5 式中作一迴歸式 檢定其迴歸式殘差項是否為定態 作為共整合的判斷 下頁表 三為其共整合檢定 其結果顯示 迴歸式殘差項在 5 的顯著水準下 無法拒絕有單根的存在 故在此法檢定並不接受貨幣學派匯率決定理論 隱含著貨幣學派之匯率決定方程式不具長期 關係 9 表三 共整合迴歸結果 實證迴歸結果 ADF Lag S 2 2429 0 5213 M M 1 4057 y y 0 0015 i i 2 4204 4 註 表示滿足 5 的顯著水準 資料來源 本研究利用 E view結果整理 伍 結論 由於美元為國際間為各國當作外匯準備 結算貿易收支的工具 且美國為台灣主要之貿 易夥伴 因此本文研究標的為新台幣兌美元的匯率 根據貨幣學派的理論為架構 建立實證 模式 來探討兩國的貨幣供給 實質所得 利率在長期間關係是否成立 利用 Engle and Granger 1987 兩階段共整合檢定法進行實證 結果顯示貨幣學派匯率決定理論在 1987 年第三 季至 2001 年第一季不成立 原因可歸於貨幣學派的假設都建立於完全自由經濟的基礎上 但 現實卻是很難成立的 因為每個國家為了維護金融秩序的穩定 都會採用一些政策進行干預 例如 央行可在即期外匯市場 貨幣市場上直接買賣外匯 調整利率 因此導致實證結果並 不完全符合原本的理論架構 也有可能是樣本資料所取的期間不大 導致實證出來的結果並 不適用 本文受到資料上的限制 在變數的處理上無可避免會產生一些缺失 由於本文樣本期間 採自 1987 年第三季至 2001 第一季 數據資料共五十五筆 因此在進行共整合分析時 可能 會使實證結果與實際情況有所偏離 但美國實質 GDP 的月資料難以取得 若此問題得以解 決 即可增加樣本數 使估計結果更具有可信度 但本研究考慮之變數仍不足 例如外資流 入和債券供給