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4. 實證結果
由於本篇論文的研究問題為台灣消費是否違反恆常所得假說,倘若消費受到流動性限制,而此限 制是否存在世代差異。 因此本文建立兩個先驗的假設:
第一個假設: 台灣家計單位違反恆常所得消費假說, 而此現象導因為流動性限制。
第二個假設: 由於銀行對不同群族的消費者債信能力評估有所不同, 台灣家計單位受流動性 限制的現象, 存在世代差異。
利用Bond (2002)的概念,先建立遞延應變數參數估計值的區間,雖未直接對模型做估計,但 從而找到合適的工具變數後, 在使用Arellano and Bover (1995)的方式使的模型參數估計更正 確和具效率, 首先, 先對未差分模型做混合最小平方法和組內估計法的估計:
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var coeff std t p-value coeff. std t p-value
rt -0.0896∗∗ 0.0030 -29.95 0.000 -0.1404∗∗ 0.0031 -45.23 0.000 childrent 0.0518∗∗ 0.0201 2.58 0.010 -0.0078∗∗ 0.0025 -3.08 0.002 yt 0.2790∗∗ 0.0186 14.97 0.000 0.1150∗∗ 0.0217 5.29 0.000 ct−1 0.0934 0.0146∗∗ 6.41 0.000 -0.3651∗∗ 0.01305 -27.98 0.000 D1× yt -0.0369 0.0523 -0.71 0.481 -0.2710∗∗ 0.0530 -5.11 0.000 D2× yt -0.0395 0.0238 -1.66 0.098 -0.0194 0.0218 -0.89 0.373 D1 0.7791 0.6002 1.30 0.194 3.6811∗∗ 0.6114 6.02 0.000 D2 -0.4093 0.2549 -1.61 0.108 -0.5168∗ 0.2354 -2.20 0.028 const. 6.1700∗∗ 0.2262 27.27 0.000 12.5217∗∗ 0.2696 46.44 0.000
註:r為五大銀行實質消費性貸款利率;y為指 數化實 質家 計可 支配 所得;c為指數 化實 質非 耐久 財消
從而得出遞延自變數參數區間為[-0.3651,0.0934], 利用 Arellano and Bover (1995)來對模 型做估計,而該模型採一階差分的方式來作估計,若一組合適的工具變數將會使得遞延自變數的 參數位於前述區間, 從而得出適切的工具變數。 經過不斷的嘗試(try and error) 後得到外生性 的工具變數為:景氣變換的虛擬變數;而前定變數為遞延若干期的消費和所得可以使得遞延自變 數的估計值位於上述區間, 估計結果如下表4.2:
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variables coeffient std t p-value
∆rt -0.1864∗∗ 0.0053 -35.11 0.000
∆childrent 0.5798∗∗ 0.1675 3.46 0.001
∆yt 1.0684∗∗ 0.0370 28.89 0.000
∆ct−1 -0.2299∗∗ 0.0304 -7.56 0.000
D1× yt -0.4510∗∗ 0.0720 -6.26 0.000 D2× yt -0.4078∗∗ 0.0502 -8.13 0.000
D1 0.4928∗∗ 0.1047 4.70 0.000
D2 -0.9209∗∗ -0.0509 -18.10 0.000
inst. variables= GMM ( ct−2, yt−2, D1yt−1, D2yt−1) for diff eq.
inst. variables= GMM (∆ct−1, ∆yt−1, D1∆yt, D2∆yt−1) for level eq.
inst. variables= iv (D1, D2) for both F(8, 3235) =30377.93, Prob > 0.000
註:∆為一階差分後的符號;∆children為家庭規模大小變動的代理變數。
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variables coeffient std t p-value
∆rt -0.2151∗∗ 0.0188 -11.42 0.000
∆childrent -0.0162 -0.4711 -0.03 0.973
∆yt 1.1780∗∗ 0.1375 8.57 0.000
∆ct−1 -0.1132 0.0658 -1.72 0.086
D2× ∆yt -0.4644∗∗ 0.1034 -4.49 0.000
D2 -1.0270∗∗ 0.0790 -12.99 0.000
inst. variables= GMM ( ct−2, yt−2, D1yt−1, D2yt−1) for diff eq.
inst. variables= GMM (∆ct−1, ∆yt−1, D1∆yt, D2∆yt−1) for level eq.
inst. variables= iv (D1, D2) for both F(8, 661) =6142.86 Prob > 0.000
註:第一群消費者出生年份介於民國20-39。 而D1和D1× ∆yt因共線性剃除。
從表4.4實證結果可以發現:β3 = 1.1078, 但在百分之九十五信心水準下顯著, 意味著消費者 會受流動性限制影響。 因此, 第一群(民國20 39年出生)消費者會受到流動性限制。
接著來看第二群消費者的情況:
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variables coeffient std t p-value
∆rt -0.1962∗∗ 0.0082 -23.93 0.000
∆childrent -0.0306 0.0890 -0.34 0.731
∆yt 1.3013∗∗ 0.0378 34.43 0.000
∆ct−1 -0.3267∗∗ 0.0316 -10.33 0.000
D1× ∆yt -0.5175∗∗ 0.1144 -4.52 0.000 D2× ∆yt -0.4767∗∗ 0.868 -5.49 0.000
D1 0.3476∗∗ 0.1315 2.64 0.008
D2 -0.9776∗∗ 0.0461 -21.22 0.000
inst. variables= GMM ( ct−2, yt−2, D1yt−1, D2yt−1) for diff eq.
inst. variables= GMM (∆ct−1, ∆yt−1, D1∆yt, D2∆yt−1) for level eq.
inst. variables= iv (D1, D2) for both F(8, 727) =11100.73, Prob > 0.000
註:第二群消費者出生年份介於民國40-49。
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variables coeffient std t p-value
∆rt -0.1290 0.0075 -17.15 0.000
∆childrent 0.0980 0.0777 1.26 0.208
∆yt 1.0597∗∗ 0.0403 26.31 0.000
∆ct−1 -0.1667 0.0428 -3.90 0.000
D1× ∆yt -0.2623 0.1658 -1.58 0.114
D2× ∆yt -0.1198 0.0460 -2.60 0.009
D1 0.3550 0.1804 1.97 0.049
D2 -0.5420∗∗ 0.0380 -14.26 0.000
inst. variables= GMM ( ct−2, yt−2, D1yt−1, D2yt−1) for diff eq.
inst. variables= GMM (∆ct−1, ∆yt−1, D1∆yt, D2∆yt−1) for level eq.
inst. variables= iv (D1, D2) for both F(8, 1028) =20271.03, Prob > 0.000
註:第三群消費者出生年份介於民國50-69。
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4. 實證結果 21
本文探討消費者實際消費行為違反恆常所得消費假說,利用景氣波動來說明該現象是導因於 流動性限制, 即消費者在景氣轉繁榮時, 消費者違反恆常所得假說現象較小; 反之, 在景氣轉衰 退時, 銀行將會緊鎖貸放額度, 造成消費者受到流動性限制, 消費行為違反恆常所得假說現象明 顯。而本文進一步加入世代考量,來看流動性限制是否存在世代差異。 結果也成功說明不同消費 族群的消費行為有所差異, 顯示第二個假設成立。 與Hayashi (1982a)結論相似, 隨著年齡的增 加, 消費與所得關係變小。
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Arellano-Bond test for AR(1) in FD Z=-7.07 Pr > z=0.000 overidentification
Hansen test chi-sqr(30)=347.15 Pr > chi-sqr=0.000
validity for instrument variables GMM instrument for levels
Hansen test excluding group chi-sqr(17)=305.37 Pr > chi-sqr=0.000 Difference (null H=exogenous) chi-sqr(13)=41.58 Pr > chi-sqr=0.000 GMM instrument(predetermined)
Hansen test excluding group chi-sqr(10)=55.18 Pr > chi-sqr=0.000 Difference (null H=exogenous) chi-sqr(20)=291.97 Pr > chi-sqr=0.000 GMM instrument(dummy×endogenousvar.)
Hansen test excluding group chi-sqr(14)=204.88 Pr > chi-sqr=0.000 Difference (null H=exogenous) chi-sqr(16)=142.27 Pr > chi-sqr=0.000 iv (D1, D2)
Hansen test excluding group chi-sqr(28)=340.08 Pr > chi-sqr=0.000 Difference (null H=exogenous) chi-sqr(2)=7.06 Pr > chi-sqr=0.029
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4. 實證結果 23
Fig. 4.1: 樣本描述
資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。
Fig. 4.2: 實質家計所得-以年齡層分群
資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。
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4. 實證結果 24
Fig. 4.3: 實質家計非耐久性消費財消費-以年齡層分群
資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。
Fig. 4.4: 家計可支配所得和非耐久性消費財消費-以年齡層分群
資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。