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第四節 總體景氣波動對酒品消費支出之實證結果分析
本節以1979-2012 年的台灣低所得、高所得及全體家庭為分析對象，10 利用國內總體景氣指標-經濟成長率（gro），再配合家庭收支調查報告的重 要解釋變數、虛擬變數及趨勢控制變數後，透過複迴歸模型分析酒品消費 支出是呈現正循環或逆循環的現象（模型一），並進一步透過Hodrick and Prescott（1997）所提出 H-P 濾波器的方法，將景氣指標拆解成繁榮期與衰 退期之後，分析我國的酒品消費支出在景氣繁榮期（gro+）與衰退期（gro-） 間有無存在明顯差異（不對稱）性，並比較其差異程度之大小（模型二）。
一、總體景氣循環對家庭酒品消費支出之實證結果分析
表5.4.1 為我國總體景氣循環對全體、低所得及高所得家庭酒品消費支 出之實證結果。本節利用Enders（2004）提出的單根檢定步驟，將時間序 列資料同時放入截距項和時間趨勢，順利通過單根檢定，因此本文採用含 截距項及時間趨勢做為迴歸模型的控制變數。
首先，就全體家庭來說，台灣的景氣指標－經濟成長率（gro）對酒品 消費支出影響並不顯著，和Ruhm and Black （2002）和 Krüger and Svensson
（2008）的實證結果並不相同，推論台灣因歷年來酒品消費支出占家庭的 總消費性支出的比例呈現穩定的趨勢，較不受景氣繁衰的因素影響。此外，
家庭成員平均教育程度及虛擬變數對酒品的消費支出亦不顯著，有可能是
10為能使實證結果中各解釋變數之係數能更加顯著，本節將家庭從原先的可支配所得五等分位距 法（取所得前20%的平均數為低所得家庭、取 40%到 60%的平均數為中所得家庭及最高 20%的 平均數為高所得家庭)，進一步細分為可支配所得十等分位距法（取所得最低10%的平均數為低 所得家庭及所得最高10%的平均數高所得家庭)，以使所得級距的效果能更加顯著。
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全體家庭的某些重要特性尚未彰顯出來。惟家庭可支配所得（di）和酒的 消費者物價指數（winecpi）在 1%的顯著水準下，和全體家庭酒品消費支 出皆呈正相關，此結果隱含台灣整體的酒品屬於正常財且酒的需求價格彈 性小於一，11和 Fogarty（2006）及 Gallet（2007）針對酒的價格彈性及所 得彈性的實證結果相同。
由於景氣循環對全體家庭的酒品消費支出不顯著，因此本文進一步 將歷年全體家庭依可支配所得分成十等分位距，以可支配所得最低10%平 均數的家庭定義為低所得家庭，可支配所得最高10%平均數的家庭定義為 高所得家庭。以低所得家庭來說，經濟成長率、可支配所得及酒的消費者 物價水準皆不顯著，但家庭成員平均教育程度、虛擬變數（import 及 wto）
皆顯著地和酒品消費性支出呈現正相關。此結果顯示台灣低所得家庭的教 育程度增加會提高酒品消費性支出。其次，低所得家庭於 1987 年開放進 口洋酒及2002 年台灣加入 WTO 之後，反而提高酒品消費支出，推論因低 所得家庭相對於高所得家庭，酒品支出佔所得比例較高，所以低所得家庭 對酒品的需求彈性較大。且酒品因應 WTO 調降關稅，和開放進口洋酒等 因素，使國產酒和進口酒進行市場價格競爭，因而刺激酒品的需求，造成 酒品消費支出增加。
就高所得家庭而言，經濟成長率和酒的消費性支出呈現正循環，表示 隨著景氣越繁榮，高所得家庭會增加酒品的消費支出；其次，當可支配所 得及酒的消費者物價指數越高，酒的消費支出也越高，推論我國酒品屬於 正常財且高所得家庭酒的需求價格彈性小於一的假設。惟高所得家庭的平 均教育程度和酒品的消費支出呈負相關，推論高所得家庭的教育程度越高，
11表5.4.1 的全體家庭之酒的消費者物價指數係數為 0.6533。由於酒的物價指數上升，會使酒的 需求量減少。又實證結果顯示酒的消費支出增加，顯示酒的物價指數上升幅度大於酒的需求量下 降幅度，隱含酒的需求價格彈性小於一。
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constant -0.0107 0.0023 -0.0209
（p-value） （0.6341） （0.9465） （0.4013）
gro
（p-value）
0.0124
（p-value） （0.0000） （0.1250） （0.0000）
winecpi 0.6533*** -0.0178 1.0820***
（p-value） （0.0058） （0.9515） （0.0000）
meanedu -0.6811 0.5845* -2.4920**
（p-value） （0.7066） （0.0726） （0.0222）
import
（p-value）
trend 0.0009 -0.0014 0.0034
（p-value） （0.8863） （0.8884） （0.5828）
trend2 0.0001 -0.0003 0.0002
（p-value） （0.6772） （0.3806） （0.1347）
樣本數 34 34 34
調整後R2 0.3781 0.2209 0.3961
F 統計量 3.5075*** 2.1696* 3.7050***
註： *、**、***表示在10%、5%、1%顯著水準下，拒絕虛無假設。
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二、總體景氣對家庭酒品消費支出之不對稱分析
由模型一中可知：我國景氣循環對全體家庭和低所得家庭的酒品消費 支出雖無顯著的影響，但對高所得家庭的酒品消費支出卻存在正循環。因 此本文欲進一步將景氣指標分成繁榮期與衰退期後，是否對我國的酒品消 費支出存在不同程度的差異（模型二）。表5.4.2 為我國總體景氣波動對全 體、低所得及高所得家庭酒品消費支出之不對稱分析結果。
從表5.4.2 可知，當景氣指標拆分成繁榮期與衰退期之後，全體家庭的 可支配所得及酒的消費者物價水準在 1%的顯著水準下，和酒品消費支出 呈現正相關;而就低所得家庭來說，可支配所得在 5%的顯著水準下，和酒 品消費支出呈正相關。此外，開放進口洋酒及加入 WTO，同樣使低所得 家庭因支出佔所得比較大，酒品需求價格彈性大，酒品價格下跌反而增加 酒品消費支出。
其次，無論是全體家庭或低所得家庭透過Wald Test 進行卡方檢定時，
皆無法拒絕虛無假設（即 gro+ 和 gro-係數的絕對值相等）。換句話說，全 體家庭和低所得家庭在景氣繁榮與衰退時，對酒品消費支出並無存在明顯 的差異，亦即不具有不對稱性的現象。
此外，由於模型一中僅只有高所得家庭因景氣波動，對酒品消費支出 呈現顯著地正循環，因此本文將分析重點放在高所得家庭這組，進一步透 過模型二分析景氣繁榮或衰退對酒品消費支出的影響。
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constant -0.0177 -0.0227 -0.0251
（p-value） （0.4881） （0.5362） （0.5036）
（p-value）
-0.0151
（p-value）
-0.1013
trend 0.0012 -0.0012 0.0033
（p-value） （0.8543） （0.9056） （0.6165） Chi-square value
（p-value）
reject 12.6337***
（0.0004）
1
註：1. 、*、**、***表示在15%、10%、5%、1%顯著水準下，拒絕虛無假設。
2.括弧內為為 p-value。
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就高所得家庭而言，經由Wald Test 在 1%的顯著水準下，進行卡方檢 定時，會拒絕虛無假設（即gro+ 和 gro-係數的絕對值相等）。換言之，景 氣波動在繁榮期和衰退期，對高所得家庭存在明顯差異性，亦即具有不對 稱性的現象。舉例來說，繁榮期（gro+）的係數為0.0121（p 值為 0.1370），
顯示繁榮期對酒品的消費支出呈弱顯著性的正循環;衰退期（gro-）的係數 為-0.0076（p 值為 0.3509），顯示衰退期對酒品的消費支出亦呈正循環但不 具顯著。實證結果顯示，高所得家庭在景氣繁榮期的酒品消費支出增加的 幅度，將大於景氣衰退期的酒品消費支出減少幅度。
此外，高所得家庭在模型二和模型一各解釋變數的結果相近且同時亦 具顯著性。舉例來說，高所得家庭的可支配所得係數為1.3288、酒的消費 者物價指數係數為1.0820，皆隱含酒為正常財以及高所得家庭酒的需求價 格彈性小於一的假設;此外，家庭成員的平均教育程度係數為-2.2428，顯示 高所得家庭隨著教育程度越高，對酒的消費支出反而減少;而在虛擬變數
（import 及 wto）的設定，某種程度上可視為國內酒品價格下跌的指標。
對高所得家庭而言，由於酒的需求價格彈性小於一，當酒品價格下跌，會 使酒品的消費支出減少，因此進口洋酒（import）的係數為-0.2203，加入 WTO（wto）的係數為-0.0647 皆屬合理。
最後，關於趨勢控制變數的部分，依據 Enders（2004）的建議，若時 間序列資料通過單根檢定，可將模型中放入時間趨勢及截距項。楊奕農
（2009）亦提及時間趨勢模型可以多項式型態呈現，故本文從趨勢值的平 方係數為 0.0002（p 值等於 0.1165，具弱顯著性），可推論高所得家庭酒 的消費支出在長期趨勢下，會隨著時間呈弱遞增式的增加。
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綜上所述，表5.4.3 為本節中，不同所得的家庭在兩個模型假設下的實 證結果，做重點摘要：
表5.4.3：各組家庭酒品消費支出實證結果
家庭 是否受景氣循環影響 是否存在不對稱行為
全部家庭 否 否
低所得家庭 否 否
高所得家庭
是
和景氣呈正循環***
是
繁榮期的影響幅度較衰退期大***
繁榮期：正循環（弱顯著）/衰退期：正循環（不顯著）
註：1. 、*、**、***表示在15%、10%、5%、1%顯著水準下，拒絕虛無假設
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