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第四節 總體景氣波動對消費之實證結果分析
為探討總體景氣波動與家戶消費是呈現正循環或反循環關係，與總體 景氣波動之繁榮期和衰退期間對家戶消費的影響程度是否有不對稱之影 響，本文使用國內生產毛額（GDP）作為總體景氣波動的指標變數，並以 平均家戶教育程度（edu）、平均家戶年齡（age）、平均家戶女性比率（female）、
貨幣供給（m1b）、吉尼係數（gini）作為解釋變數，試圖分析總體景氣波 動對家戶消費的影響效果。
不對稱分析的部分，參考許雯（2010）探討總體景氣波動對我國銀行 業不良債券比率之不對稱分析方法，做出以下的定義，若當年度實質國內 生產毛額原始值高於其趨勢值之時期，定義當年度為繁榮期，其變數表示 為
gdp
t；若當年度實質國內生產毛額低於其趨勢值之時期，定義當年度為 衰退期，其變數表示為gdpt。此處將忽略正負符號，僅考慮變數的偏離程 度，若總體景氣處於繁榮期，偏離程度越高，表示總體經濟偏離趨勢值得 幅度越大，景氣越是繁榮；若總體景氣處於衰退期，即表示景氣越是衰退一、總體景氣循環影響家戶消費之實證結果分析
本文驗證總體景氣波動與家戶消費是呈現正循環或反循環關係時，使 用模型一來進行驗證，實證估計結果顯示於表 5.4.1。
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constant 0.004278 -0.002321 -0.013999*
（0.3972） （0.7670） （0.0667）
GDP 0.299725** 0.565639*** 0.220511
（0.0290） （0.0008） （0.2559）
edu 2.967811*** 1.391428*** -1.231084
（0.0092） （0.0062） （0.2426）
female 0.341480 0.787740 -0.880743
（0.7681） （0.1983） （0.2287）
age 0.140027 -0.341540 -0.737261
（0.5887） （0.2410） （0.3209）
m1b 0.057005** -0.009818 0.081149**
（0.0157） （0.7471） （0.0098）
gini -0.149979 -0.612294*** -0.566533*
（0.4841） （0.0044） （0.0754）
dummy -0.015864* 0.003448 0.019788*
（0.0907） （0.7184） （0.0728）
3、各組家戶變數（edu、female、age）使用可支配所得分組後重新計算之結果。
4、各組虛擬變數（dummy）設定使用各組之結構性檢定結果，總體家戶消費組為 1993 年，
低所得組為 1997 年，高所得組為 1995 年。
可由表 5.4.1 中觀察到，總體景氣波動在 5％的顯著水準下，顯著正向 相關影響總體家戶消費，表示當國內產出毛額成長時，家戶消費也會隨之 成長，故總體景氣波動與總體家戶消費呈現正向循環。
觀察其他控制變數，發現平均家戶教育程度（edu）以及貨幣供給（m1b）
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分別在 1％、5％的顯著水準下，皆對總體家戶消費呈現正向顯著影響，表 示若平均家戶教育程度成長越快，或是貨幣供給成長越快，總體家戶消費 可能也會隨之成長；虛擬變數方面，顯示總體家戶消費在 10％的顯著水準 下，顯著出現結構轉變，估計係數為負向相關，表示 1993 年後的總體家 戶消費波動幅度相較於 1993 年前的家戶消費波動幅度是較小的，亦即 1993 年後的總體家戶消費波動情況較為緩和。
彭素玲等人（2009）指出家戶所得的高低影響著家戶消費型態，由於 低所得家戶支出用於生活必需品的比例較高，高所得家戶除了能夠滿足基 本生活開銷所需之外，對於奢侈品或娛樂性商品的購買是更具有能力的。
所以接下來，將各年度之家戶消費依可支配所得分為五組，替試圖了解不 同所得分配的家戶消費是否存在明顯的差異，將解釋變數-平均家戶教育程 度（edu）、平均家戶年齡（age）、平均家戶女性比率（female）亦隨之重 新分組計算。edu_1、age_1、female_1 分別代表低所得組的平均家戶教育 程度、平均家戶年齡、平均家戶女性比率，edu_5、age_5、female_5 分別 代表高所得組的平均家戶教育程度、平均家戶年齡、平均家戶女性比率。
同樣的可由表 5.4.1 觀察到低所得組之家戶消費情況。結果顯示總體景 氣波動（GDP）在 1％的顯著水準下，顯著正向影響家戶消費，表示總體 景氣波動對於低所得組之家戶消費呈正向循環。家戶變數方面，受到教育 程度（edu）的影響是顯著的，表示教育程度的提升對於改善低所得家戶消 費是有幫助的。除此之外，吉尼係數（gini）對於低所得之家戶消費在顯 著水準為 1％下，呈現顯著負向相關，表示所得分配越是不均，越不利於 低所得之家戶消費。虛擬變數（dummy）方面，由於結果不顯著，表示低 所得組之家戶消費並不存在結構性轉變。
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就高所得組之家戶消費而言，可以發現總體景氣波動（GDP）沒有顯 著影響著家戶消費，表示高所得組之家戶消費不會受到景氣波動的影響。
總體變數方面，貨幣供給量（m1b）與吉尼係數（gini）皆顯著影響高所得 家戶之消費，與貨幣供給量呈向正向相關，與吉尼係數呈現負向相關。就 虛擬變數而言，在 10％的顯著水準下，顯著出現結構轉變，估計係數顯示 兩著呈正向相關，表示 1995 年後的總體家戶消費波動幅度相較於 1995 年 前的家戶消費波動幅度是較大的，亦即 1995 年後的總體家戶消費波動起 伏較為明顯。
比較總體家戶、低所得與高所得家戶時，總體家戶與低所得家戶的消 費受到總體景氣波動（GDP）為顯著正向循環影響。在家戶變數方面，教 育程度（edu）顯著正向影響的家戶消費，表示提升教育程度確實有利於家 戶消費的成長，但此種現象在高所得家戶是不存在的。總體變數方面，貨 幣供給量（m1b）顯著正向影響的家戶消費，表示當政府實施擴張性貨幣 政策時，貨幣供給量增加，交易市場活絡，可支配所得隨著金融性資產的 增加而增加，家戶消費增加，財富效果存在，但此種現象在低所得家戶是 不存在的。吉尼係數（gini）則是顯著負向影響的家戶消費，儘管在總體 消費是不存在的，卻可以發現若改善所得分配不均，是可以同時有利於高 所得與低所得家戶消費的。
然而在虛擬變數（dummy）而言，可以發現總體家戶消費與高所得組 之家戶消費顯著存在結構轉變，總體家戶發生在 1993 年之後，家戶消費 的波動程度較之前年度來的小，可能原因是經濟成長趨緩，失業加劇的情 況下，推測家戶消費決策是有可能因應大環境的改變而有所變動；高所得 家戶則是發生在 1995 年，家戶消費的波動程度會較之前年度來的大。
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二、總體景氣不對稱影響家戶消費之實證結果分析
本文在探討總體景氣不對稱分析時，參考許雯（2010）探討總體景氣 波動對我國銀行業不良債券比率之不對稱分析方法。在確認總體景氣波動 顯著影響著家戶消費後，接下來將驗證總體景氣波動之繁榮期和衰退期間 對家戶消費的影響程度是否有不對稱之影響，以模型二進行討論，其實證 估計結果顯示如表 5.4.2。
實證結果可以發現，在 5％的顯著水準下，景氣繁榮期波動顯著影響 總體家戶消費，衰退期波動影響並不顯著。亦可由估計係數中可觀察，當 總體景氣在繁榮期對總體家戶消費的影響程度大於衰退期，表示當景氣繁 榮時所帶動的家戶消費成長幅度會大於景氣衰退時造成家戶消費減少的 幅度。為了更正確的來驗證，進行 Wald Test，檢定景氣繁榮期與衰退期對 於總體家戶消費的影響是否一致。檢定結果在 1％的顯著水準下，拒絕虛 無假設，總體景氣波動對總體家戶消費的影響效果存在不對稱性。
家戶變數方面，教育程度（edu）在 1％的顯著水準下，對總體家戶消 費呈現正向顯著影響，表示若平均家戶程度成長越快，總體家戶消費可能 也會隨之成長；總體變數方面，貨幣供給量（m1b）呈現正向顯著影響，
財富效果存在；然而就虛擬變數（dummy）而言，估計係數顯示，總體家 戶消費在 10％的顯著水準下，顯著出現結構轉變，估計係數顯示負向相關。
表示 1993 年後的總體家戶消費波動情況較為緩和，與模型一得到相同的 結果。
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constant 0.001788 -0.004823 -0.019648*
（0.7750） （0.6388） （0.0746）
gdp+ 0.443611** 0.688781*** 0.483771
（0.0476） （0.0000） （0.1536）
gdp- -0.165176 -0.463150** -0.006334
（0.4232） （0.0703） （0.9735）
edu 2.878332*** 1.432668*** -1.369334
（0.0089） （0.0076） （0.1685）
female 0.492097 0.852924 -0.861488
（0.6242） （0.2093） （0.2508）
age 0.098264 -0.314655 -0.655767
（0.7359） （0.2685） （0.3645）
m1b 0.046504* -0.021694 0.058014
（0.0898） （0.3781） （0.1394）
gini -0.160850 -0.569113*** -0.511399
（0.4259） （0.0018） （0.1186）
dummy -0.017445* 0.003504 0.020426*
（0.0672） （0.7171） （0.0671）
4、各組家戶變數（edu、female、age）使用可支配所得分組後重新計算之結果。
5、各組虛擬變數（dummy）設定使用各組之結構性檢定結果，總體家戶消費組為 1993 年，
低所得組為 1997 年，高所得組為 1995 年。
接著討論在不同所得組的情況下，總體景氣不對稱性對於家戶消費的 影響。
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就低所得組之家戶消費而言，景氣繁榮期（gdp+）與衰退期（gdp-）皆 顯著影響家戶消費，與景氣衰退期的估計係數比較，繁榮期之波動是更劇 烈且明顯的，Wald Test 的檢定結果也表示在 1％的顯著水準下，總體景氣 在繁榮期與衰退期對於家戶消費存在不對稱的情況。此處仍可以發現，吉 尼係數（gini）對於低所得之家戶消費在顯著水準為 1％下，呈現顯著負向 關係，表示所得分配越是不均，越不有利於低所得之家戶消費，教育程度
（edu）變數方面仍呈現正向顯著相關，表示教育程度的提升對於改善低所 得家戶消費是有幫助的。虛擬變數（dummy）方面，由於結果不顯著，推 論低所得家戶並不存在消費的結構性轉變。
就高所得組之家戶消費而言，模型一實證結果顯示景氣波動對於家戶 消費是沒有影響的，模型二實證結果也得到相同的結果，高所得家戶不會 因為景氣繁榮而多消費，景氣衰退而少消費，Wald Test 的檢定結果不拒絕 虛無假設，更具體證明高所得家戶消費不存在景氣波動的不對稱行為。總 體變數方面，依據貨幣供給量（m1b）在 10％以下的顯著水準不顯著，但 若其 P-value 非常接近 10％，假定放寬顯著水準財富效果是存在的。。然 而，虛擬變數（dummy）在 10％的顯著水準下，顯著出現結構轉變，且估 計係數顯示正向相關，表示 1995 年後的總體家戶消費波動幅度相較於 1995 年前的家戶消費波動幅度是較大的。
比較總體景氣繁榮期與衰退期的波動對於各組家戶消費影響時，由 Wald Test 的檢定結果來看，總體家戶與低所得家戶皆存在不對稱行為，繁 榮期波動對於家戶消費的影響顯著異於衰退期。由估計係數來看，繁榮期 波動對於家戶消費的影響程度是來的較大的，表示景氣越是繁榮，家戶消 費增加的現象會越明顯。而在家戶變數方面，教育程度（edu）顯著正向影