台湾出口订单与出口关联性之探讨

台灣出口訂單與出口關聯性之探討蔡瑞胸*、吳中書**、陳建福***摘要台灣是個對外依存度很高的國家，以民國89年為例，實質商品及勞務輸出佔實質國內生產毛額（GDP）之比率已達54%。為了事前掌握未來出口值的變動趨勢，研究者與政府部門常採出口訂單作為出口的領先指標。此外，近年來出口訂單與出口之差距逐年持續擴大，而同時台灣廠商海外生產的比重亦逐漸普遍，因此經濟學家常將出口與出口訂單差距的擴大歸因於擴增的海外生產。出口訂單是否是出口合適的領先指標嗎？且出口與出口訂單間的差距真的是海外生產增加所造成的嗎？本文的實證結果顯示，出口與出口訂單兩者間存在同時性的特性；此外，單由廠商海外生產比並不足以解釋大多數產業出口訂單與出口之差異。關鍵字︰出口訂單、出口、海外生產、領先指標1.前言*芝加哥大學商學院。**中央研究院經濟研究所。***國立東華大學經濟學系。台灣是個對外依存度很高的國家，以民國89年為例，實質商品及勞務輸出佔實質國內生產毛額（GDP）之比率已達54%，因而國際景氣的榮枯往往是左右我國經濟動向之重要因素。由於出口部門是如此的重要，行攻院經建會在編製景氣對策信號與領先指標時，同時納入考量海關出口值變動率。研究機構、金融從業人員以及政府行政單位為了能夠事先掌握未來出口值的變動趨勢，經常採用經濟部統計處所公布之外銷訂單數值，作為重要之參考依據。此外，出口訂單與出口間之差距亦是學者在研究廠商投資生產行為時所採用之代表性指標(劉碧珍與翁永和，2001)。戰後台灣經濟體系快速轉型，由勞力密集之產業逐漸轉變成資本與技術密集之產業。不僅產業持續調整，生產技術與管理效率亦伴隨提升，尤其是近幾年來電腦設備之大量採用以及網路通訊之普遍盛行，廠商接單與生產運輸之型態亦隨之改變。且國際經濟金融情勢變遷之資訊以及市場供需評估之訊息較以往更為便利取得，使廠商存貨管理之效率大幅提升，對出口訂單至出口之時程亦可能產生顯著的影響。此外，1990年以後，由於台灣傳統產業競爭力逐漸衰退，再加上東南亞以及中國大陸成長迅速，台灣廠商對外投資的風氣日益盛行。既存文獻指出當跨國投資行為產生時將影響廠商的對外貿易型態(Zang與Felmingham，2001；Bajo-Rubio與Montero-Munoz，2001；Brown與Stern，2001)。且廠商之出口與其國外生產亦可能隨著對外投資的進行而出現替代或互補的現象(Blonigen，1999;劉碧珍與翁永和，2001)。雖然出口訂單與出口之關聯性在實證與理論上皆具其重要性，但既存文獻除劉碧珍與翁永和（2001）在文中曾加以討論外，對此兩者間之關聯性並未太多著墨。而劉碧珍與翁永和（2001）之文章較偏重於探討廠商對外投資發展階段轉變與外銷接單與海關出口變化之關聯性，對於外銷訂單與出口間關聯性本身，缺乏較深入之分析。因此，本文之主要研究目的在於分析台灣出口訂單與出口間關聯性隨時間的變動趨勢，並探討兩者間差距是否如文獻所述與廠商之海外生產比率具顯著關聯性。除了本節的前言外，在第二節裡我們將討論外銷訂單對出口之影響；第三節中針對外銷訂單與出口間差距隨時間之變動趨勢提出分析；第四節則是對外銷訂單與出口間差距與海外生產比之關聯性作進一步之探討；最後一節為結論。2.外銷訂單至出口之時程前言中我們曾提及出口訂單經常被視為出口之先行指標，而近年來生產銷售與存貨管理因生產技術之提升以及資訊取得之便利，效率大為增進。因此外銷訂單至出口之時程可能產生變化。在本節中，我們將針對外銷訂單與出口之動態關聯性加以討論。由於廠商接到出口訂單後，可能因產品之生產週期特性不同或市場供需狀況之波動而決定貨物之交貨日期。因此，某特定期間之出口可能是反映當期與前幾期訂單之情形。令tiEX,為i產業在t期之出口，tiEXO,為i產業在t期所接獲之出口訂單，而代表變數t期與1t期之對數值差分，則出口與出口訂單之關聯性可以下列式子表示(註1)：tntintititiEXOaEXOaEXOaaEX,1,2,10,mi,,2,1﹐(1)當0i時，代表整體出口，而m為產業分類之數目。在本研究中我們取塑膠、紡織品、基本金屬、電子產品、機械、電機產品、資訊通訊與運輸工具等8項佔出口比重較高之產業作為分析標的(註2)。為了增進估計的一致性（consistency），我們將式(1)中的自變數落後期數由遲延1期擴展至n期，直至殘差項不具序列相關為止。由於整體出口訂單之月資料最早可取得之時間為1981年7月，因此我們實證研究之期間為1981年7月至2001年10月(註3)。此外，為觀察各迴歸係數隨時間的變動趨勢，我們採用滾動迴歸(rollingregression)的方式估計上述模型之係數，亦即以資料期間前60期即1981年7月至1986年6月作第一次迴歸估計，隨後每增加1期同時將最早的觀察值去除1期，然後再重新估計一次，因此維持60期的估計期間重覆估計，並將不同期間估計所得之迴歸係數依時間順序排列，如此則可顯示出各迴歸係數隨時間之變動趨勢。在上述進行估計時，我們以季節虛擬變數考慮季節性波動。在圖1中我們列出整體出口與各產業別出口訂單與出口之關聯性，其中實線代表不同遲延期數之迴歸係數估計值，而上下兩條虛線是涵蓋95%信賴區間之統計值，因此若95%信賴區間不包含0，則表示該迴歸係數在95%信賴水準之下是顯著異於0，反之，如果95%信賴區間包含0，則顯示該迴歸係數是不顯著。為了方便比較起見，我們列出13期遲延項係數的變動趨勢。由圖1-A.a可看出總出口訂單對總出口的影響並未如我們所預期般具多期之遲延效果，大部份的影響效果是集中在當期的出口訂單上(註4)。若觀察當期出口訂單對當期出口之影響係數，我們可以發現該係數呈現隨時間緩慢上揚的走勢，亦即近幾年來當期訂單對當期出口之解釋能力出現愈來愈高的現象(註5)。此結果印證我們原先的看法，認為通訊的便利、資訊的方便取得、管銷體系的改善以及生產技術的提升可能改變出口訂單與出口之關聯性。但此發現卻與劉碧珍與翁永和（2001）之實證結果有所差異，劉碧珍與翁永和（2001）根據年資料求算各類貨品外銷訂單與出口金額之相關係數，並得到依據1984年至1990年間所算出之相關係數普遍高於1991年至1999年間之相關係數。兩種實證結果之差異性可能是劉碧珍與翁永和（2001）僅是估計當期的相關係數，而我們是考慮多期訂單對當期出口的影響。若觀察其他具顯著性之遲延出口訂單對出口之影響，我們可以看出遲延7期、遲延10期與11期出口訂單對出口之影響係數顯現出隨時間逐漸減緩的趨勢。此現象亦支持有關經濟體系改變對出口訂單與出口關聯性可能產生衝擊之論點，亦即隨著科技進步與管理效率提升，廠商為應付訂單所需籌備的期間愈來愈短。由於各產業別出口訂單資料在1989年1月之前缺乏月資料，因此在分析各產業別出口訂單與出口間關聯性時，我們僅能根據1989年1月至2001年10月之月資料進行前面之迴歸分析，並將實證結果列於圖1-B~圖1-I。雖然各產業別資料之期間局限於1989年以後，其實證結果與總出口產業所獲得者相當接近。就當期出口訂單對當期出口之影響係數而言，除了塑膠業與電機業維持相當穩定外，其餘產業皆顯現出緩步上揚的走勢。其中又以電子業、機械業以及資訊業之上升趨勢最為明顯。至於各業別其餘遲延訂單對當期出口之影響力則依不同產業別而有所差異，但值得注意的是與加總資料類似，出口訂單對出口之影響力大都集中於當期(註6)。為了進一步驗證出口訂單與出口的關聯性是否隨時間存在結構變遷，我們以雙變數模型(bivariatemodel)再加以討論，由於整體出訂單與出口值之資料期間較長，我們以該兩變數為討論對象。首先我們將兩變數之季節因素剔除：,1121,11211121011210ttttSEXmcmcmccEXSEXOmbmbmbbEXO(2)其中1m,2m,…,11m為每個月之季節虛擬變數，tSEXO與tSEX為兩方程式之殘差項。其次，我們以去除季節變動後之出口訂單變動以及出口值變動作下列雙變數模型分析。根據樣本全期(1981年7月至2001年9月)估計所得雙變數之時間數列模型可表示如下：)07.0()04.0(,109.0221.0)07.0()07.0()05.0()06.0(119.0215.0114.040.0131212111tttttttteeeeeSEXSEXOSEXO(3))07.0()11.0()09.0(,220.0133.0132.0)09.0()19.0()09.0()21.0(273.0179.0213.062.01313121111ttttttttteeeeeeSEXSEXOSEX(4)其中te1與te2分別為SEXO與SEX的干擾項，而括弧內的數字為估計標準差。我們進一步估計te1與te2的相關性可以發現兩者之相關性為0.43。接著，我們根據上述模型進行結構性檢定，進而發現在1993年1月時，可能存在結構性轉變。根據經濟部投審會資料顯示1952年至1988年所核准的對外投資總金額為5.9億美元，但1989年即跳升至9.3億美元，至1991年更躍升為16.6億美元。1992年由於受到國際景氣回軟而降低為8.9億美元，然而1993年隨著國際景氣的復甦又回升為16.6億美元，從此我國對外投資金額皆維持在10億美元以上，至2001年已高達43.9億美元。隨著對外投資的增加，我國出口廠商與世界各地區的互動更加密切，投資設廠的現象逐漸普遍。然而由於1990年、1991年為世界景氣較為低迷的期間，以美國為例，該兩年的成長率分別為1.8％與-0.5％。1992年以後世界景氣開始復甦，海外投資效應逐漸浮現，此可能造成我們發現1993年1月出現結構性轉變的原因。由概似比率(likelihoodratio)檢定所得到之檢定值為21.92，與自由度10之2分配比較，其顯著水準p值為0.016，顯著棄卻無結構改變虛無假設。若根據1981年7月至1992年12月期間估計所得之實證結果可表示如下：)06.0()08.0()08.0(,220.0136.0135.01211ttttteeeSEXOSEXO(5))10.0()10.0()10.0(114.0244.0236.01211ttttteeeSEXOSEX(6)而此期間te1與te2之相關性為0.34。接著，以1993年1月至2001年9月所估得的實證結果為：)09.0(,10.24)05.0()06.0()06.0()09.0(217.0228.0121.043.01312111ttttttteeeeSEXSEXOSEXO(7))18.0()14.0(,221.0158.0)06.0()19.0()22.0(209.1101.1261.01313111ttttttteeeeeSEXOSEX(8)且te1與te2之相關性為0.47。比較兩個不同期間之估計結果，我們可以發現除了兩變數相互間之反饋(feedback)關聯性在第二個期間裡較第一個期間顯著外，整體出口訂單與出口之當期關聯性亦更為強烈。而此實證結果亦支持前述模型所發現出口訂單與出口呈現隨時間關係愈來愈密切之趨勢。根據上述之實證分析顯示，我國出口訂單對出口之影響效果大都集中於當期，且影響力出現愈來愈顯著的趨勢。此實證結果隱含出口訂單與出口隨著時間的演進兩者間當期之關聯性愈來愈緊密，若以出口訂單當作出口之領先指標則其所能反映之訊息則愈來愈不足。此外，上述發現亦無法支持劉碧珍與翁永和（2001）所認為出口訂單與出口之關聯性具隨時間相關性遞減之論點。3.外銷訂單與出口之差距由於廠商接單與出口間的差距可能隱含廠商行銷策略之運用，因此在本節中我們將進一步探討外銷訂單與出口差距之變化。此外，由上節中之實證分析中我們獲悉外銷訂單對出口之影響大部份集中在當期，故在分析兩者間差距之動態過