影响金融发展程度因素与预测模式之建立

影響金融發展程度因素與預測模式之建立陳麗惠Li-HuiChen樹德科技大學經營管理研究所GraduateSchoolofBusinessandAdministration,Shu-TeUniversity副教授兼會計主任AssociateProfessor&DirectorofAccountingOffice高雄縣燕巢鄉橫山村橫山路59號TEL:[phone]#3110、3155、1500FAX:[phone]#3199E-mail:[e-mail]連兆龍Chao-LungLien樹德科技大學經營管理研究所GraduateSchoolofBusinessandAdministration,Shu-TeUniversity碩士班研究生GraduateStudentofMaster高雄縣燕巢鄉橫山村橫山路59號TEL:[phone]#3155FAX:[phone]#3199E-mail:[e-mail]影響金融發展程度因素與預測模式之建立陳麗惠樹德科技大學經營管理研究所副教授[e-mail]連兆龍樹德科技大學經營管理所研究生[e-mail]__________________________________________________________摘要本文基於金融發展程度受經濟因素干擾，遂探討哪些經濟因素對金融發展具有重大影響力，在Goldsmith金融相關聯率(FIR)模式概念下，修正為符合台灣地區金融發展之FIR數量結構，並運用灰預測)1,1(GM模式，建構一個符合台灣地區之金融相關聯率預測模式。本文除驗證所構建之金融相關聯率預測模式之可應用性外，更進一步以灰關聯分析法分析得知價格敏感性之金融資產佔總發行量比率對FIR貢獻最大，即影響台灣地區金融發展最大。本文之研究結果可提供經濟金融管理決策當局、企業管理者與金融市場投資者，作為金融市場管理與操作決策之參考。關鍵字：金融發展、金融相關聯率、灰預測)1,1(GM模式、灰關聯分析。壹、緒論台灣朝金融自由化與國際化發展，本國銀行於1989年為24家且多為公營銀行，該年修正銀行法允許設立新民營銀行，至2002年銀行總數增加為52家，隨著金融環境與經濟政策的改變，金融控股公司(FinancialHoldingCompany，FHC)的成立不但將金融機構整合經營，未來可能朝向金控與金控合併發展；在利率制度方面，1989年由管制改為金融市場供需機能決定；貨幣市場自1978年首家貨幣金融公司成立後逐漸成形；股票資本市場自1967年設立後參與者眾多。如此台灣金融體系在金融自由化、利率自由化與金融國際化之發展均有顯著進步(楊雅惠，2002)。由世界他國觀之，開放國際金融及累積資本增加競爭力是全球各國金融發展之路徑，韓國於1997年成立韓國資產管理公司(KoreaAssetManagementCorporation,KAMCO)，賴以提升金融機構資金募集能力，也致力健全資產證券化法制環境，促進法人機構發展與擴大活絡資本市場(許振明、劉完淳，2002)；中國大陸於1999年加入世界貿易組織，修改金融法規，改革與加強法律及會計制度，推動金融發展及促進經濟成長；歐洲各國在歐元整合與電子網路便捷環境之變遷下，使得金融商品之跨市場交易及交割更加便利(汪萬波，2004)；美國於2002年通過薩班斯奧克斯法案(Sarbanes-OxleyACTLaw,SOX)，使金融發展更加穩健。近年來金融制度之改革與開放國外金融機構來台設置銀行等事件，對金融發展程度有不同影響(李禮仲、林樹明，2001)。2001年政府設置金融重建基金，接管不良金融機構，不但破壞了市場法則，由於經營責任的模糊帶來金融市場的道德風險(蔡進財，2005)。金融發展程度因金融環境之變革與政府政策修正而產生不穩定狀態，總體金融市場參與者無法正確獲知金融發展程度，而要瞭解一個總體經濟社會之金融發展程度，必須先掌握那些因素會影響金融發展，並運用有效方法來衡量其程度，而金融發展程度可以金融相關聯率(financialinterrelationratio,FIR)來表彰(Goldsmith,1969)。本文探討各經濟因素對FIR之貢獻度，建立一個金融相關聯率預測模式，以台灣地區金融發展為研究對象，衡量台灣當前金融發展程度及探討金融發展受各因素影響狀態，主要研究目的有四，一為在Goldsmith(1969)FIR概念下，確認總體經濟環境中影響金融發展之各種因素，並運用因素分析法篩選出主要影響台灣金融發展程度之因素，賴以建構金融相關聯率預測模式；二為以台灣地區之經濟因素原始數值為基礎建立實證模式，並驗證此金融相關聯率預測模式之可應用性；三為應用本文所建之金融相互關聯預測模式評估2005年底FIR值；最後為分析影響台灣地區金融發展程度各因素之程度差異及各因素對金融發展程度之貢獻度。本文之研究結果可作為經濟金融管理決策當局、企業管理者與金融市場投資者，掌握干擾金融發展趨勢，以進行最佳化金融管理決策之參考。貳、文獻探討金融發展指金融結構之變化過程(Goldsmith,1969)，Kuznets(1955)認為一個國家之財富分配與經濟成長及金融結構有其相關性，亦呼應總體環境因素，如資本額、所得水準與金融發展有關，Goldsmith(1969)提出了金融結構理論，透過金融結構與金融發展之基本經濟因素及因素間之相互作用，來剖析金融發展與經濟成長間之關係，並提出FIR概念來界定金融發展程度；Greenwood&Boyan(1990)在探討金融發展、經濟成長與所得分配之關係發現，實現金融結構健全成長將加速經濟成長和改善經濟環境，讓資金流動更便利；King&Levine(1993)發現金融發展與經濟發展呈高度的正相關，而Bencivenga&Smith(1997)認為政府對借貸市場之金融政策意向影響了經濟的成長；Mckinnon(1973)發現政府基於維持金融穩定等目的而實施之金融管制或利率上限將抑制金融活動；莊希豐（1999）探討金融機構的發展與經濟成長之關係，就長期而言，金融發展對整體經濟有正向的貢獻；黃仁德、羅時萬（2000）分析台灣金融深化與經濟成長之間關係，發現金融深化程度越大，經濟成長越快速；陳淑華、蔡忠佑(2003)認為一個國家之金融發展與社會環境、法令制度、政府政策以及民俗文化等總體現象存在密切關係，因此經濟成長和一國金融發展之總體現象存在相輔相成關係。由此可知，經濟發展過程中，金融部門扮演著相當重要角色，不僅扮演儲蓄與投資之資金供需中介角色，更扮演政府政策性之引導，由於金融是整個經濟之命脈，金融健全之發展更是對整個經濟發展更為重要。Goldsmith(1969)以金融發展程度衡量一國對金融發展基本結構變動，其因素為貨幣化比率、平均資本產出係數、實質國民生產毛額(grossnationalproduct,GNP)成長率、GNP平減指數變動率、資本形成比率等五個實質面因素，以及非金融部門之新發行比率、金融媒介比率、層化比率、具有價格敏感性之金融工具發行淨額佔總發行淨額之比率、金融工具價格變動率、國外投資淨額佔GNP之比率等六個金融面因素來構建FIR模式，Gurley(1967)發現當所得提高與支付習慣改變時，貨幣及其它金融資產之需求會提高，且個人儲蓄能力亦提高，而金融機構融通資金持續挹注，企業投資意願亦隨之增加，資金需求不斷擴大，內部資金不敷使用，即需透過直接或間接融通取得融資，如此金融工具之數量與種類將不斷地累積與增加；King&Levine(1993)以流動性負債佔國內生產毛額(grossdomesticproduct,GDP)比重、非金融性私人機構貸款佔非金融性機構總貸款比重、非金融性私人機構貸款佔GDP比值及存款貨幣銀行國內資產除以存款貨幣銀行國內資產加上中央銀行國內資產比值此四種指標表示金融發展程度，Mckinnon(1973)以貨幣供給額對GDP比率做為金融發展的代理變數，Levine&Zervos(1996)則建議以金融機構流動負債對GDP比率做為金融發展變數，Becketal.,(2000)發現金融中介發展與實質每人GDP成長率和總要素生產力成長率有正向關聯，邊裕淵(2004)則是提出16項指標可做為金融深化程度之參考，如股票市值與GDP之比率、貨幣供給量與經濟之成長率等。由此可知國內外學者皆透過相關比率做為衡量金融發展之指標。灰色系統理論(greysystemtheory)主要是針對系統模型之不確定性、資訊之不完整性之下，進行關於系統之關聯分析、模型建構，藉預測及決策之方法來探討了解系統。灰色預測是基於灰色系統理論之)1,1(GM模型預測法，利用生成過之數據建立組灰差分方程與灰擬微分方程之模式。以下為本文所使用灰預測)1,1(GM之建模方法(吳漢雄等，1996)，根據灰色系統理論之定義，)1,1(GM模型之一階微分方程式為uaXdkdX11(1)k為系統自變數、a為發展係數、u為灰色控制變數，a、u為模式之特定參數。假設原始數列0X為nXXXX0000,,2,1(2)在建構時，需先對原始數列0X作一次累加生成，作為提供建構之中間信息，弱化原始數列之隨機性。定義1X為0X之一次AGO數列，即為nXXXX111)1(,...,2,1(3)由(1)式與(3)式及最小平方法，求得係數aˆ為nTTTYBBBbaa1,ˆ(4)累加矩陣B為11211232111221)1()1()1()1()1()1(nXnXXXXXB(5)常數項向量nY為)](,),3(),2([)0()0()0(nXXXYn(6)再將所求出係數aˆ代入微分方程式，求解(1)式後，可得近似關係為)1())1(()1(ˆ)1()0()1(akaeeabXkX(7)其中)1()1(ˆ)0()0(XX，將(7)式作一次累減生成，求得所要還原之數列值)(ˆ)0(kX且令nk,,2,1，還原列數)0(ˆX即為))(ˆ,),2(ˆ),1(ˆ(ˆ)0()0()0()0(nXXXX(8)本文殘差檢驗法為利用建模所用到之預測數值、原始序列數值與代表預測序列之數值。預測精度等級分為一級好(good)，此時誤差機率95.0P且後驗差比35.0C；二級合格(qualified)8.0P且5.0C；三級勉強(just)7.0P且65.0C；四級不合格(unqualified)7.0P且65.0C。依據實際值與預測值作殘差比較，公式如下：nkkXkXkXk,,3,2%,100)()(ˆ)()()0()0()0((9)精確度指標為)(1k減，當精確度大於80時，代表此預測模式為一合格之預測模式(吳漢雄等，1996)。在灰關聯空間中量化之測度公式，稱為灰關聯度，求灰關聯度時，若只取一個序列)(0k為參考序列時，稱之為「局部性灰關聯度」，定義為max0maxmin0)(),(kkkii(10)其中(a)ijnkmjmi.,,1.,,1.,,0(b)0為參考序列，1為特定比較序列。(c))()(00kkii；0與1之間第k個差之絕對值。(d))()(.min.min0minkkkiji(e))()(.max.max0maxkkkijj當灰關聯係數求出後，取灰關聯係數之平均值為灰關聯度))(),((1010kkrniknki(11)其中k表示因子k之常態化權重，且11knk時，當等權時兩式相等。因此將m個比較序列對同一個參考序列之灰關聯度，按其大小順序排