從世代差異解釋恆常所得消費假說 - 政大學術集成

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(1)1 1. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(2) 從世代差異解釋恆常所得消費假說. 侯竣譯†. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 2011 年 5 月. ∗ †. 侯竣譯, 國立政治大學國際經營與貿易學系碩士班學生, Tel:0933893542, E-mail:98351018@nccu.edu.tw。. 台北市文山區 116 指南路二段 64 號。.

(3) 摘要. 恆常所得假說認為消費者依終生期望所得來做消費規劃, 不受短暫性所得變動而改變消費。然實際資料顯示: 在景氣循環過程中, 暫時性所得變動確會影響消費變動, 顯示該假. 治政大接著加入景氣變換來解釋消費違測該假說。實證結果發現: 消費行為違反恆常所得假說。立反恆常所得假說導因於流動性限制。最後利用追蹤性資料的特性, 從世代差異的角度看. 說實際上不成立。本文利用華人家庭動態資料庫, 配合追蹤性資料的計量方法來進行檢. ‧ 國. 學. 消費者違反恆常所得假說, 發現不同世代受流動性限制的影響效果不同, 隨著年齡增加,. ‧. 消費者違反恆常所得假說的情況愈弱。. sit. y. Nat. 關鍵詞: 消費; 追蹤性資料; 景氣波動. io. n. al. er. JEL 分類代號: E21; C33; E32. Ch. engchi. i n U. v.

(4) 目錄. 1. 緒論 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 政治大. 2. 理論架構 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 立. 1. 6. ‧ 國. 學. 3. 資料選取和計量方法 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10 3.1 資料選取 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10. ‧. io. sit. y. Nat. 3.2 計量方法 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 11. n. al. er. 4. 實證結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14. Ch. engchi. i n U. v. 5. 結論 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25.

(5) 圖目錄. 1.1 1999-2007 台灣可支配所得和非耐久性消費財消費 . . . . . . . . . . . . . . . .. 5. 1.2 1999-2007 台灣可支配所得和非耐久性消費財消費 . . . . . . . . . . . . . . . .. 5. 23. 學. ‧ 國. 4.1. 政治大樣本描述 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 立. 4.2 實質家計所得-以年齡層分群 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 23. ‧. 4.3 實質家計非耐久性消費財消費-以年齡層分群 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24. Nat. n. al. er. io. sit. y. 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 . . . . . . . . . . . . . . 24. Ch. engchi. i n U. v.

(6) 表目錄. 2.1 1954 迄今台灣歷次景氣循環 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 8. 4.1 動態混合最小平方法和組內估計迴歸模型實證結果 . . . . . . . . . . . . . . . 15 . . . . . . . 16. 學. ‧ 國. 4.2. 政治大一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 應變數為非耐久性消費財立. 4.4 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 第一群消費者 . . . . . . . . . . . . . 18. ‧. 4.5 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 第二群消費者 . . . . . . . . . . . . . 19. Nat. er. io. sit. y. 4.6 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 第三群消費者 . . . . . . . . . . . . . 20 4.3 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 診斷性測試(diagnostic test) . . . . . . 22. n. al. Ch. engchi. i n U. v.

(7) 1. 緒論. 在台灣, 國民消費佔國民生產毛額近六成, 消費為國民所得會計帳上是最主要的開支項目。而消費和所得互為因果, 就總體經濟領域中消費理論發展來看:1936 年凱因斯認為消費是由自發性和. 政治大提出恆常所得消費假說 (Permanent income hypothesis) 後受到挑戰, Friedman認為消費主立. 誘發性消費 (受可支配所得影響) 組成, 消費隨所得變動而變動。而此論調在 Friedman(1957). ‧ 國. 學. 要決定在財富 (終生預期財富), 因此短暫性所得變動, 不會影響消費變動。究竟消費為獨立於當期所得變動維持穩定的線形抑或是消費有隨所得波動而波動? 必須進一步從實證上研究。 Hall. ‧. (1978)基於理性預期的理論, 利用消費的歐拉方程式(Eular equation) 為基礎建立檢測恆常所. sit. n. al. er. io. 說明消費違反該假說。. y. Nat. 得消費假說的實證計量模型, 檢測實際消費是否違反該假說, 其實證結果顯示, 沒有顯著的證據. Ch. i n U. v. 而實際台灣的情況如何? 從圖 1.1 可見 1999∼2007 消費與所得的走勢:. engchi. 從圖中發現, 台灣在 1999 到 2007 年間, 消費變動較所得幅度還大, 意即台灣消費會受所得變動而變動, 且消費波動大於所得波動。再由成長率的圖 1.2 來看, 我們依舊可以得到相同的結論。台灣實際資料, 無法得到恆常所得假說的支持, 導致恆常所得消費假說無法成立的原因為何? 國外學者紛紛尋找可能原因, 認為流動性限制 (liquidity constraints), 消費短視 (myopia) 和預防性儲蓄 (precautionary saving), 都可以解釋消費受到所得影響的現象。由於恆常所得消費假說建構在金融市場完全的假設下, 與現實社會中金融市場不完全的現象有異, 消費者無法透過金融機構來作跨期資源的運用, 因而產生流動性限制, 如Zeldes (1989)利用消費者的金融性資產將消費者劃分為兩群: 一群會受到流動性限制, 另一群不會受到流動性限制, 而流動性限制將會對.

(8) 1. 緒論. 2. 兩群人造成不對稱性的影響。消費短視, 即消費者按照當期所得來作消費決策, 非恆常所得假說按終生所得來進行決策規劃的前瞻性(forward looking) 消費者, 因而違反恆常所得假說。Shea (1995)採取Altonji and Siow (1987)進一步對流動性限制和消費短視進行討論: 認為流動性限. 制讓違反恆常所得假說有不對稱影響, 消費短視將會讓違反該假說的現象有對稱的影響, 來探討消費過度敏感性究竟是導因於流動性限制或消費短視? 結果棄卻消費短視的假設, 支持流動性限制為該假說不成立的原因。而預防性儲蓄, 為消費者存在借貸限制下, 因應不確定性的變化來作自我融通的方式, 從而造成消費過度波動的現象, 如Parker and Preston (2002)透過將消費分解成不同部份來進行研究, 發現預防性儲蓄會造成消費過度波動的現象。除了理論上的解. 政治大. 釋外, 使用資料也會造成消費違反恆常所得假說, 時間序列資料並沒有考慮個體間的差異, 假說. 立. 不成立的原因為受到總合加總誤差(aggregate bias) 的影響, 提出此論調的學者, 如Attanasio. ‧ 國. 學. and Weber (1993),Attanasio and Weber (1994a),DeJuan and Seater (1999),Attanasio and Weber (1993)認為該假說不成立的原因為沒有考慮個體間的差異, 因此, 利用準追蹤性資料1 進. ‧. 行實證分析, 使得實證結果不違反該假說。從上面的討論可以發現: 除了理論上可以解釋消費為. y. Nat. al. er. io. 用上都須同時考量, 因而可更瞭解消費行為。. sit. 反恆常所得假說, 還有利用資料特性來解釋造成消費違反該假說的現象, 因此, 在資料和理論使. n. v i n Ch 而台灣的學者對消費過度敏感性的解釋為何 e n g c?黃朝熙 h i U(1999a)採取Shea (1995)的方法, 利用所得增加或減少來看消費過度敏感性是否具有不對稱, 但其結果並無法支持消費過度敏感性有不對稱的現象, 無法說明流動性限制為造成消費違反恆常所得的主因, 其結果支持台灣消費過度敏感性導因於消費短視。而黃朝熙 (1999b)認為消費會過度波動肇因於流動性限制, 若考慮台灣自1980 年代開始金融自由化的發展, 消費受到流動性限制的效果隨著金融自由化的演變而降低, 也進一步證實這樣的論點。而不同於黃朝熙 (1999b), 郭炳伸．鍾景婷 (2002)認為台灣消費不支持恆常所得消費假說的原因是沒有考慮到經濟景氣的變化, 利用財務和總體經濟變數依經建會 1. Attanasio and Weber (1993)利用CEX 將戶長出生年份進行歸類, 串起不同年份的橫斷面資料, 形成準追蹤. 性資料。.

(9) 1. 緒論. 3. 景氣區分標準建立景氣變動的門檻變數進模型, 探討消費者違反恆常所得假說的現象, 進而得到結論: 在經濟繁榮時, 消費者融資成本較低, 台灣消費支持恆常所得消費假說; 在經濟衰退時, 消費者融資成本較高, 台灣消費不支持恆常所得消費假說。由此三篇文獻可以瞭解, 都屬於時間點不同造成結構性的變化, 時間的差異, 可以進一步解釋消費是否存在流動性限制。縱觀過去台灣實證文獻, 尚無使用追蹤性資料的文獻,2 因此, 本文使用資料取自於華人家庭動態資料庫(Panel Study of Family Dynamics, PSFD) 進行實證分析。華人家庭動態資料庫為中央經濟研究院執行, 從 1991 年起, 逐年增加主樣本並持續追蹤迄今的標準追蹤性資料, 然目前釋出的資料只到 2007 年, 該資料包含的家計所得, 和涵括耐久性及非耐久性消費財等的支出. 政治大. 項目, 還有不同的社會和經濟變數, 非常適合用來探討台灣消費是否符合恆常所得消費假說的資. 立. 料。本文期望透過該追蹤性資料的好處, 來看到不同家計單位間在不同時間點, 消費上的動態調. ‧ 國. 學. 整, 且透過控制無法觀察到的異質性, 降低加總誤差, 增進模型估計的效率, 進而更準確估計消. ‧. 費者面對景氣變化時的動態消費行為參數。. sit. y. Nat. 本文參考Shea (1995)的做法, 將景氣變動的效果加入模型, 藉由觀察消費者在景氣變換的. n. al. er. io. 反應來解釋消費者的行為。若消費者在景氣變換下有對稱性的消費反映, 代表消費者屬於消費. i n U. v. 短視; 反之, 若消費者在景氣變動下有不對稱的效果, 代表消費者違反恆常所得假說的原因為流. Ch. engchi. 動性限制。其經濟邏輯為: 在景氣邁向衰退的過程中, 金融機構認為消費者的短期償債能力下降, 減少信用額度的貸放, 使得消費者在景氣邁向衰退時無法透過金融機構做資源的跨期運用, 消費深受當期可支配所得影響。反之, 在經濟走向復甦的過程, 金融機構認為消費者未來償債能力增加, 因此會增加信用貸放, 使得消費者能透過金融機構做跨期資源運用, 消費受當期所得的影響效果下降。而Hayashi (1982a)認為個體年齡上的差異也可能會出現流動性限制的效果3, 隨著年齡的增加, 流動性限制的現象會減弱, 這樣的結論顯示消費存在世代差異, 即不同年齡層的消費者受到流動性大小的程度不一, 因此, 本文想要探討的研究問題為: 台灣家計單位違反恆常所得 2. 部份台灣的文獻, 採用台灣家計收支調查重複橫斷面混合資料來進行實證研究, 如詹維玲 (2009)。. 3. Hayashi (1982a)利用橫斷面資料來研究個體的世代差異.

(10) 1. 緒論. 4. 假說導因於流動性限制? 該現象是否存在世代差異? 本文將同時考慮景氣波動和資料結構, 來進行實證研究。從本文實證結果來看: 所有群族皆會受到流動性限制, 但受到的情況不一致。在景氣衰退時, 隨著消費者年齡增加, 受到流動性限制的影響愈小。此結果可導出 : 在經濟景氣波動下, 台灣不同世代的家計單位受流動性限制的程度不一。政策面上, 這樣的結果可以提供政策制定者未來針對經濟景氣衰退時, 須對哪群消費者做補貼, 在資源配置上提供一個可供參考的方向。本文分析架構如下: 第二節將探討先前文獻對於追蹤性資料所建構之理論模型。第三節將簡. 政治大第四節說明實證研究結果。最後一節係本文結論。立. 介資料來源: 台灣的追蹤性資料-華人家庭動態資料庫和所使用的變數, 和實證採取之計量方法,. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(11) 1. 緒論. 5. Fig. 1.1: 1999-2007 台灣可支配所得和非耐久性消費財消費. 資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。. 學. ‧. ‧ 國. 立. 政治大. sit. y. Nat. n. al. er. io. Fig. 1.2: 1999-2007 台灣可支配所得和非耐久性消費財消費. Ch. engchi. i n U. v. 資料來源:1999-2006 華人家庭動態資料庫。.

(12) 2. 理論架構. Serlenga (2002)提到檢測恆常所得假說的方法有三種,1 由於本文利用追蹤性資料進行實證研. 究, 採用建立在追蹤性資料上的實證模型, 採用DeJuan and Seater (1999)來說明模型概念: 考. 政治大數(1) 和跨期預算限制式 (2) 來表示: 立 maxU = Eit. ∞ X. 學. V (Cit ; Hit , t). j=t0. Ai,t+1 = (1 + rit )Ait + Yit − Cit. ‧. ‧ 國. 慮一個消費者就其跨期預算限制式來進行極大化效用的消費決策, 其消費決策可以下列目標函. (2.1) (2.2). sit. y. Nat. 其中, 假設理性消費者可以活無窮期,Et代表利用t期以前所有資訊集合下的期望值, Vit 代表的是. n. al. er. io. t 期的家計單位效用函數,Cit , Yit 和Ait 非別代表 t 期的消費, 可支配所得和非人力資產 (nonhu-. i n U. v. man wealth), 而rit 為稅後實質利率。在此模型中, 假設所得外生於消費。而向量Hit 由個別家計. Ch. engchi. 單位的特性所組成, 其中可以分為引發家計單位暫時性消費的因素, 家計的時間偏好和其他影響家計單位消費決策的特性, 分別以Tit ,Ri 和Xit 來表示。 Hit = (Tit , Ri , Xit ). (2.3). 若假定Tit 是一個無法觀察到的變數, 而引發家計單位暫時性消費的未知因素將可解釋成殘差的一部份, 又若時間偏好率為Ri 的一個函數, 我們將時間偏好率表示成ρi = ρ(Ri ), 而將效用函數進一步改寫成下式: V (Cit ; Hit , t) = U(Cit )Tit Xit [1 + Ri ] 1. (2.4). 第一種是以代表性經濟人建立模型, 並以時間序列(加總性資料) 進行實證分析; 第二種是利用追蹤性資料對歐. 拉方程式做實證分析; 最後是針對Friedman 提出的特性來作檢驗。.

(13) 2. 理論架構. 7. 若進一步將效用函數假定為 (CRRA, Constant Relative Risk Adversion) 函數, 其函數型態為 U(Cit ) = (1 − α)−1 × [Cit1−α − 1]. (2.5). 在消費者可以自由借貸的情況下, 我們可以導出歐拉方程式 (eular equation) 為 Eit [(1 + ri,t+1 )V ′ (Ci,t+1 ; Hi,t+1 , t + 1)] = V ′ (Cit ; Hit , t). (2.6). 若將期望期拿掉, 將其改寫成為: (1 + ri,t+1 )V ′ (Ci,t+1 ; Hi,t+1 , t + 1)ǫi,t+1 = V ′ (Cit ; Hit , t),. 立. 政治大. (2.7). 而ǫi,t+1 為第i個消費者在 t+1 期的預測誤差, 在理性預期的假設下, 我們知道消費者將會完. ‧ 國. 學. 全使用他當期 (包含過去既存的訊息) 已經知道的資訊, 因此, 殘差項將和過去的資訊沒有關係, 即Eit (ǫit |It−1 , It−2 , ...) = 0。最後將取完對數的效用函數代入 (7), 同時, 若x很小, 我們可以採. ‧. 取ln(1 + x) ≈ x, 於是, 會推導出下式:. y. Nat. sit. io. Ci,t+1 1 1 1 Xi,t+1 1 Ti,t+1 1 ) = ri,t+1 − ρi + ln( ) + ln( ) − ǫi,t+1 Cit α α α Xit α Tit α. n. al. (2.8). er. ln(. i n U. v. 而再加入兩個假設: 假設ln(Xi,t+1 /Xit ) = φi ln(Fi,t+1 /Fit ) + ηi,t+1 和假定ρi = ρ + γRi + φi , 最後可以將(8) 改寫成: ln(. Ch. engchi. Ci,t+1 Fi,t+1 Yi,t+1 ) = β0 + β1 ri,t+1 + β2 ln( ) + β3 Ri + β4 ln( ) + ǫ′i,t+1 Cit Fit Yit. (2.9). 而我們可以利用加入所得變動項的 (9), 來檢測消費者是否受到流動性限制的影響, 如果消費者不受流動性限制的影響, 我們可以知道β4將會不顯著異於零; 如果消費者受到流動性限制,β4將顯著異於零, 同時, 將會是正向的影響: 即當所得變動上升的時候, 消費的波動也會隨之上升, 即消費者的消費行為將會受到所得變動而變動, 違反恆常所得消費假說。由於本文使用的PSFD 年資料的限制, 難以像郭炳伸．鍾景婷 (2002)利用季資料將景氣波動納入模型做為門檻變數來探討。而除了門檻模型可以用來解釋景氣變換的問題, 探討景氣轉換的.

(14) 2. 理論架構. 8. 最簡單而直覺的方式就是設定虛擬變數。因此, 本文參考Shea (1995)外生區分消費者所得增加和減少的方式, 來設定一個虛擬變數來捕追景氣轉換的時間點, 再來觀測景氣波動是否會造成估計參數的差異。本文參考台灣經建會的資料, 先決定景氣變動的年份, 將其視為外生變數並設為虛擬變數D, 如表2.1:. Tab. 2.1: 1954 迄今台灣歷次景氣循環. 谷底. 第一次循環. 1954.11 1955.11 1956.9. 第二次循環. 立. 第三次循環. 谷底. 政1956.9治1964.9大 1066.1. 1968.8. 1966.1 1969.10. 1969.10 1974.2. 第五次循環. 1975.2. 1980.1. 第六次循環. 1983.2. 1984.5. 1985.8. 第七次循環. 1985.8. 1989.5. 1990.8. 第八次循環. 1990.8. 1995.2. 1996.3. 第九次循環. 1996.3. 1997.12 1998.12. n. Ch. y. sit. v2001.9 i n. 1998.12 2000.9. i U e n g c h2004.3. 第十一次循環 2001.9. 第十二次循環 2005.2. 1983.2. er. io. al. 第十次循環. 1975.2. ‧. Nat. 第四次循環. 學. ‧ 國. 高峰. 循環次序. 2008.3. 2005.2 NA. 資料來源: 行政院經濟建設委員會。. 本文將景氣變換設為虛擬變數, 來捕捉景氣變動的效果。 2000 和 2004 年恰好在景氣從谷底往高峰的過程, 將其設為D1 。而2000 和 2004 年恰好在景氣從高峰到谷底的過程, 將其設為D2 , 由於時間偏好率Ri 無法觀察到, 因此將其歸在誤差項。將式(2.9) 簡化成下式計量迴歸模型。 ln(. Ci,t+1 Fi,t+1 Yi,t+1 ) = β1 ri,t+1 + β2 ln( ) + β3 (1 + D1 + D2 )ln( ) + ǫ′i,t+1 Cit Fit Yit D1 =.    0, if economic condition remain the same   1, if economy start climbing to peak. (2.10).

(15) 2. 理論架構. 9.    0, if economic condition remain the same. D2 =  . 1, if economy start stepping into downturn. 又可將式 (2.10) 以差分形態表示: ∆ct+1 = β1 rt+1 + β2 ∆ft+1 + β3 (1 + D1 + D2 )∆yt+1 + β4 ∆yt + ǫ′i,t+1. (2.11). 其中,ct+1 = lnCt+1 ; ft+1 = lnFt+1 ; yt+1 = lnYt+1 , ri,t+1 代表第i 個家計單位在第t + 1期的稅後實質利率, c代表第i個家計單位在第t + 1指數化過後的實質非耐久財消費, yi,t+1 代表第i個家. 政治大. 計單位在第t + 1指數化的實質家計可支配所得,f 代表第i個家計單位在第t + 1家計單位規模變. 立. 量模型中加入遞延一期的應變數來捕捉這樣的現象。. 學. ‧ 國. 動, 本文以家計單位的小孩數量做為替代變數。由於消費和所得有很強的持續性, 因此本文在計. ‧. 加入景氣變動的差分虛擬變數, 可以看到景氣波動下家計可支配所得參數估計值的變化: 景. sit. y. Nat. 氣從高峰反轉到谷底家計可支配所得係數(1 + D1 )β3 , 景氣從谷底反彈到高峰時家計可支配所. io. al. er. 得係數(1 + D2 )β3 , 透過比較兩者的差異來說明消費行為存在消費短視抑或是流動性限制, 若兩者無顯著的差異代表消費者對於景氣波動反映皆同, 此時, 消費者實為消費短視; 若兩者有顯著. n. v i n Ch 差異, 且景氣衰退時係數較大, 則代表消費者在景氣衰退時受到流動性限制。 engchi U.

(16) 3. 資料選取和計量方法. 3.1 資料選取. 政治大 1999 年訪問的 1,000 個家庭 (出生於民國 42-53 年) 和 2000 年 (民國 89 年) 新加入了 1,959 個家立. 華人家庭動態資料庫, 為台灣完整的追蹤性資料庫, 從 1999(民國 88 年) 年開始執行, 主樣本為. ‧ 國. 學. 庭 (民國 23-43 年出生) 訪問。此外, 在 2003(民國 92 年) 年新增民國 53-65 年出生的家庭樣本為主樣本; 而 2004(民國 93 年) 年將子女樣本已滿 25 歲 (民國 67 年至 68 年出生) 者列入主樣本群;. ‧. 2006 年對主樣本中 77-78 年次的子女樣本進行訪查。. y. Nat. io. sit. 本文研究家計單位的消費行為, 故在選擇變數上以家計為單位做考量, 可支配所得的選取, 將. n. al. er. 戶長和戶長配偶的薪資所得部份加總: 薪資收入, 非固定薪資收入, 紅利收入和工作的其他收入,. Ch. i n U. v. 加上非薪資收入: 利息所得, 股利所得, 政府補貼還有其他所得, 加總成家計可支配所得後, 在經. engchi. 過物價膨脹率的調整, 作為家計單位的實質可支配所得的變數。關於非耐久性消費財的設算, 不同文獻有不同的做法, 一如Hayashi (1982b)和DeJuan and Seater (1999)直接使用食物當作非耐久性消費財的替代變數。而黃朝熙 (1999a)和郭炳伸．鍾. 景婷 (2002)的處理方式為將民間實質消費支出扣除衣服鞋襪及服飾, 家庭器具與設備和運輸交通和通訊支出的部份, 視為民間非耐久性消費財。而華人家庭動態資料庫, 並非有如國民所得統計中那樣的分類方式, 另將家計單位的支出分為下幾項: 房貸支出, 標會支出, 保姆或幫傭支出, 飲食支出, 娛樂消遣支出, 保險支出, 傢具或耐久性消費財支出, 衣服支出, 教育支出, 醫療支出, 紅白帖支出, 公益慈善支出。因此, 本文採用後者的方式, 將飲食支出, 娛樂消遣支出和醫療支出.

(17) 3. 資料選取和計量方法. 11. 加總, 透過非耐久性消費財的通貨膨脹率調整後, 作為實質非耐久性消費財的代理變數。而由於華人家庭動態資料庫, 沒有如Zeldes (1989)稅後實質利率變數, 也難以設算可替代的變數, 因此本文採取過去文獻的處理方式,1以台灣主計處的經過物價調整後的利率資料: 平均五大銀行消費性貸款利率來作消費者消費決策中可參考作為考量的利率變數。最後, 本文利用該資料庫的家中子女數, 經過差分用來當作Zeldes (1989)家庭規模的替代變數(proxy variable), 來捕捉家庭規模大小變動的情況。本計畫研究在 2003 年, 改變了問卷的內容, 經過上述的變數處理方式, 很難有合理的變數結. 政治大問題。除此之外, 本文在可支配所得, 將不合理的數值去除, 由於有些樣本在薪資所得上回答不立. 果, 而該年度並非處於經濟衰退的情況, 因此除去該年的資料, 並不會造成景氣衰退時估計上的. ‧ 國. 學. 知道, 造成沒有辦法算出概似可支配所得的代理變數, 但其消費確有一定的數額, 這樣的樣本將會刪去; 同樣地, 非耐久性消費財的情況類似, 若飲食支出, 娛樂消遣支出和醫療支出都回答不. ‧. 確定, 這樣的樣本也將被刪去, 透過處理, 本文最後使用的樣本有一萬六千零二十五個樣本, 總. sit. y. Nat. 共有三千五百八十五個家計單位。因為華人家庭動態資料庫的性質, 不同時期, 逐次新增樣本點,. n. al. er. io. 因此, 本論文使用的是不平衡的追蹤性資料 (unbalance panel data)。. Ch. i n U. v. e n chi 3.2 g計量方法. 本文採用的是Bond (2002)的模型, 將其概念簡述如下: 考慮差分前的模型, ct+1 = βxt+1 + αct + ǫ′i,t+1. (3.1). 其中x是除了遞延項以外的其他自變數的集合, 一如r, f 和y 。利用混合做小平方法(Pooled OLS) 1. 郭炳伸．鍾景婷 (2002)文中提到, 台灣民間借貸市場活絡, 因此可以民間市場(銀行和黑市) 的利率來作代理變. 數, 該文使用第一銀行三個月期定期存款利率, 和台北市民間信用拆借利率作為實質利率的替代變數。.

(18) 3. 資料選取和計量方法. 12. 估計, 該遞延一期應變數的係數α會有高估的情況。2 ci,t+1 = βxi,t+1 + αcit + ǫ′i,t+1 = βxi,t+1 + αcit + ηi + νi,t+1. 若對未差分且加入遞延一期應變數的估計式做組內估計 (fixed-effect/within-effect estimation) 估計, 會發現遞延一期應變數的係數會有低估的情況。 ci,t+1 = β × (xi,t+1 − x¯) + α × (yit − y¯) + (ui,t+1 − u¯) 1 (c T −1 1. 其中,(ci,t+1 − c¯) = ci,t+1 − (ui,t+1 − u¯) = νi,t+1 −. 1 (ν T −1 2. (xi,t+1 − x¯) = xi,t+1 −. 1 (x1 T −1. + c2 + · · · + ci,t+1 + · · ·),. + · · · + νi,t+1 + · · ·),. 治政 +x +···+x + · ·大 ·) 立 2. i,t+1. ‧ 國. 關3 , 依照遺漏變數的概念可以發現:α估計值會低估。. 學. t 由上式可以發現, 自變數− Tct+1 和殘差項νt+1 有關, 而殘差項− Tν−1 又和ct 有關, 兩者關係為負相 −1. ‧. io. sit. y. (3.2). er. Nat. ∆ct+1 = β ′ ∆xt+1 + α′ ∆ct + ∆ǫ′i,t+1. al. n. 採取一階差分的模型, 該式也符合本文從理論推出的實證模型, 但依舊無法產生一致性的估計式, 因∆ǫ′i,t+1 = ǫ′i,t+1 − ǫ′i,t. v i n C ht所產生影響消費的新資訊 , ǫ 為 , 該資訊會影響消費c 。因此在 engchi U ′ i,t. t. 非直交的情況下, 無法得到一致性估計式, 而且錯估(低估情況較組內估計嚴重)。 Anderson and Hsiao (1982)進一步利用一階差分兩階段最小平方法估計(two stage least square,2SLS) 法來. 找一致估計式, 雖然可得一致性的估計式, 但因為殘差項具序列相關而效率 (efficiency) 不佳。利用Arellano and Bover (1995)的方法, 引進恰當的工具變數可以避免這樣的問題, 可以得到一致性且能兼具效率的估計式。引進適當的工具變數, 讓一階差分模型中遞延一期應變數的係數α落於[αOLS , αf ixed−ef f ect ]區間內, 代表錯估情況小於其他方法, 得到更具一致性的估計 2. 由於殘差項與遞延一期的應變數有正相關, 就遺漏變數的概念來看, 在大樣本的情況結果通常會使α有正向偏. 誤。 3. νt 該負相關會大於其他項的正相關, 舉例來說:− Tct+1 −1 和− T −1 間的正相關。.

(19) 3. 資料選取和計量方法. 13. 式。同樣的概念也可以運用在自變數具內生性(endogenous) 的情況, 即xt+1 和殘差項νt+1 有關, 即xt+1 具有內生性, 也會得到偏誤的估計值。而Keane and Runkle (1992)認為工具變數的選擇, 將會影響到估計結果的好壞。在找尋工具變數上, 就過去的文獻討論了解: 大部份的文獻採取遞延兩期以上的家計可支配所得和非耐久性消費來當工具變數。4 而詹維玲 (2009)認為: 在迴歸方程式無使用到的家計單位的特性變數, 也可以當作工具變數, 進一步提出工具變數, 如戶長的教育程度或是婚配情況等等的變數。 5 Bond (2002)認為, 在前定變量或是內生變數有很強的很強的持續性(highly persistent), 一. 政治大 noise), 使得解釋變數估計係數皆不顯著, 可進一步引進未差分的方程式 (level equation) 來立. 階差分後將會使得被解釋變數和解釋變數 (一階差分非耐久財消費和所得) 接近白噪音 (white. ‧ 國. 學. 做同時迴歸 (simultaneous equation), 即系統一般動差估計式 (system generlaized moment methods, system GMM) 來做估計, 可使估計參數時具一致性。本文採取系統一般動差估計式. ‧. 來進行實證估計。. n. er. io. sit. y. Nat. al. 4. Ch. engchi. i n U. v. 因為一階差分模型設定, 差分殘差項包含t + 1和t, 與遞延一期的Yt+1 − Yt 有關, 因此不為適合的工具變數, 但. 遞延兩期的所得變動率即可作為工具變數, 儘管其非嚴格外生的變數, 但屬於前定變量(predetermined variables), 消費概念亦同,Arellano and Bover (1995)將此類變數歸類為GMM style 的工具變數。 5. Arellano and Bover (1995)將此類與殘差項無關而和待估變數相關性高的變數歸類為純粹工具變數。.

(20) 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:. 政治大. 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。. 立. 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. ‧ 國. 學. 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. Nat. sit. y. 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. n. al. er. io. 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:. Ch. engchi. i n U. v.

(21) 4. 實證結果. 15. Tab. 4.1: 動態混合最小平方法和組內估計迴歸模型實證結果. Pooled OLS. fixed-effect. var. coeff. std. t. std. t. 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 × y t. -0.0369. 0.0523. -0.71. 0.481. -0.2710∗∗. 0.0530. -5.11. 0.000. D2 × y t. -0.0395. 0.0238. -1.66. 0.098. -0.0194. 0.0218. -0.89. 0.373. D1. 0.7791. 0.6002. 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. 治政 1.30 0.194 大 3.6811∗∗. 立. 學. ‧ 國. p-value coeff.. p-value. ‧. 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. Nat. y. 費;children 為子女數。. n. 1. =.    0, if year 6= 2000, 2004. er. io. aDl. sit. 其中, 原景氣衰退時虛擬變數為. i n U. v.   1, if year = 2000, 2004. Ch. engchi. D1 代表景氣由谷底到高峰, 屬於景氣復甦階段。 D2 =.    0, if year 6= 2001, 2005.   1, if year = 2001, 2005. D2 代表景氣由高峰到谷底, 屬於景氣衰退階段。. 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:.

(22) 4. 實證結果. 16. Tab. 4.2: 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 應變數為非耐久性消費財. variables. coeffient. ∆rt. std. t. p-value. -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 × y t. -0.4510∗∗ 0.0720. -6.26. 0.000. D2 × y t. -0.4078∗∗ 0.0502. -8.13. 0.000. D1. 0.4928∗∗. 4.70. 0.000. 0.1047. 治 D -0.9209∗∗ -0.0509 政 -18.10 大 inst. variables= GMM ( 立 c , y , D y ,D y ) 2. t−2. t−2. 1 t−1. 2 t−1. 0.000 for diff eq.. ‧ 國. 學. 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. Nat. sit. y. 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。. n. al. er. io. 從估計結果可以發現遞延一期應變數參數估計值為α = −0.2299, 落於區間, 而遞延兩期的. i n U. v. 內生自變數的 Sargan test 的p − value = 0.000, 拒絕遞延兩期的自變數為外生的假設, 這為. Ch. engchi. 此模型使用過多工具變數的問題, 但由於可以讓模型參數估計值高低估情況小, 其估計結果依舊可以參考。同時, 採取景氣轉換的虛擬變數年份, 其 Sargan test 的p − value = 0.029, 在顯著水準為 0.025 的情況下, 無法拒絕所選變數為有效工具變數 (外生於殘差項) 的假設, 故為純粹外生的工具變數。該模型參數估計值具有一致性和效率性。從β4 = 1.0684係數為正, 在百分之九十五的信賴區間下顯著, 此結果與過去文獻相同, 意即在景氣持平的情況下, 消費和所得間呈現正相關, 所得成長將會使消費也隨之成長, 顯示非耐久性消費財消費將受到家計可支配所得影響。推翻恆常所得消費假說: 消費不受暫時性的所得波動而波動, 這樣的結果也跟過去的文獻是一致。.

(23) 4. 實證結果. 17. 瞭解台灣家計單位消費行為違反恆常所得假說後, 於是本文利用Shea (1995)的方法, 進一步探討台灣消費違反恆常所得假說的原因是導因於消費短視抑或是流動性限制。透過上面結果可以看到: 在景氣轉換時, 可支配所得和虛擬變數的交乘項皆顯著, 景氣從衰退走向繁榮時, 可支配所得係數為= 0.6174; 景氣從繁榮走向衰退, 可支配所得係數為= 0.6606; 且在顯著水準= 0.025時, 皆顯著異於零。. 藉景氣波動了解消費行為違反恆常所得假說係導因於流動性限制, 本文進一步加入世代因素來看這現象是否有世代差異。由於Hayashi (1982a)的推論: 不同族群間受到流動性限制的情況不一。因此, 綜合以上, 產生本文的第二個待檢測假說: 台灣家計單位違反恆常所得假說導因於. 政治大. 流動性限制: 即消費將會受所得變動影響, 而這樣的限制是否存在世代差異。因此, 我將華人家. 立. 庭動態資料庫的樣本, 按照出生年次為橫軸來看樣本分布情況, 如圖4.1:. ‧ 國. 學. 而不同年齡層間的家計可支配所得和消費間個別有無差異? 假若將消費者分為三群: 民國. ‧. 20-39 年設為第一群, 民國 40-49 年設為第二群, 民國 50-69 年設為第三群, 來看不同群體間的消. io. sit. y. Nat. 費行為差異分別跑三條迴歸式1 。. n. al. er. 從圖 4.2 可以發現, 三個群體間所得變動最大的是第二和第三群家計單位, 明顯從圖中可以. Ch. i n U. v. 看出: 此兩群的消費者在 2000 年所得增加, 而在 2001 年經濟衰退時, 所得減少幅度大, 然此後,. engchi. 由於考量物價變動, 可以看出可支配所得有下降的趨勢, 而 2005 年小衰退並沒有使得實質可支配所得波動。而第一群消費者, 由於在當時年紀約 49 到 68, 部份樣本已屆莫退休的年紀 (65 歲), 因此實質可支配所得下降的趨勢明顯。接著, 再來觀察非耐久性消費財的消費, 見圖 4.3: 我們可以發現, 非耐久性消費財的消費, 對所有群體來說, 在 2001 年都有大幅下滑的情況, 其餘時間大致上呈現相同走勢, 但值得注意的是, 第三群消費者在 2005 年時有波動稍大的現象, 也說明第三群消費者在消費上的波動程度較 1. 由於華人家庭動態資料庫逐年收集樣本, 導致在第一, 二和第五群樣本的實證結果會產生共線性的問題, 因此,. 將資料整理成民國20-39 年設為第一群, 民國 40-49 年設為第二群, 民國 50-69 年設為第三群。.

(24) 4. 實證結果. 18. 其他族群大。如果將家計可支配所得和非耐久性消費財消費畫在同一個圖形上, 如圖 4.4: 可以很明顯看到: 在第二和第三群的消費者, 對於實質非耐久性消費財消費行為和實質可支配所得上, 略成一致的走勢。而第一群消費者實質可支配所得波動遠較其他族群來小。在家計單位分為三群後, 接著來看不同群體間的消費行為差異, 分別跑三個群組間各自的迴歸方程式, 並檢視三條迴歸式估計係數β3 + β3 × Di 是否存在組間差異, 若存在組間差異, 程度上的差異可以解釋第二個假設。直接看加入景氣考量下第一組的實證結果:. 政治大 Tab. 4.4: 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 第一群消費者立 ∆rt. -0.2151∗∗ 0.0188. ∆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. D2. -1.0270∗∗ 0.0790. -11.42. n. -12.99. engchi. 0.000. y. sit. io. Ch. p-value. ‧. Nat. al. t. 0.000. er. std. ‧ 國. coeffient. 學. variables. i n U. inst. variables= GMM ( ct−2 , yt−2 , D1 yt−1 , D2 yt−1 ). v0.000 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:.

(25) 4. 實證結果. 19. Tab. 4.5: 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 第二群消費者. 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. 0.000. D1. 0.3476∗∗. -5.49. 0.1315 2.64. 治 D -0.9776∗∗ 0.0461 政 -21.22 大 inst. variables= GMM ( 立 c , y , D y ,D y ) 2. t−2. t−2. 1 t−1. 2 t−1. 0.008 0.000 for diff eq.. ‧ 國. 學. 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. Nat. sit. y. 註: 第二群消費者出生年份介於民國40-49。. n. al. er. io. 從表 4.5 的實證結果發現:β3 = 1.3013具統計上的顯著, 代表消費者的消費行為違反恆常所. i n U. v. 得假說。而加入景氣變動的差分虛擬變數 (具統計上顯著), 來看參數估計值的變化: 景氣從高峰. Ch. engchi. 反轉到谷底家計可支配所得係數(1 + D2 )β3 = 0.7873, 景氣從谷底反彈到高峰時家計可支配所得係數(1 + D1 )β3 = 0.8246, 比較兩者的差異, 利用 t 分配來做兩母體平均數的假設檢定, 得到p − value = 0.000, 可以知道, 消費者在景氣步入衰退時, 可支配所得對消費的變動反應較大, 反之, 景氣走向繁榮時, 可支配所得對消費的變動反應較小。顯示消費者違反恆常假說導因於流動性限制。最後, 看第三個族群的消費行為是否違反恆常所得消費假說:.

(26) 4. 實證結果. 20. Tab. 4.6: 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 第三群消費者. 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. 治 D -0.5420∗∗ 0.0380 政 -14.26 大 inst. variables= GMM ( 立 c , y , D y ,D y ) 2. t−2. t−2. 1 t−1. 2 t−1. 0.000 for diff eq.. ‧ 國. 學. 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. Nat. sit. y. 註: 第三群消費者出生年份介於民國50-69。. n. al. er. io. 從表 4.6 中可看到: 第三個群組來看, 其實證結果顯示: β3 = 1.3013在顯著水準α = 0.05 or 0.025. i n U. v. 下存在統計上的顯著, 意味著在不論景氣榮枯, 消費者的消費會隨著所得變動而正向變動, 即消. Ch. engchi. 費者違反恆常所得假說。而就景氣變化來看, 景氣從高峰反轉到谷底家計可支配所得係數(1 + D2 )β3 = 0.9399, 景氣從谷底反彈到高峰時家計可支配所得係數(1 − D1 )β3 = 0.7974, 比較兩. 者的差異, 利用 t 分配來做兩母體平均數的假設檢定, 得到p − value = 0.000, 說明景氣轉成衰退係數顯著大於景氣轉成繁榮, 消費行為因流動性限制違反恆常所得假說。然而在景氣轉繁榮時,β3 係數依舊顯著, 說明消費者在景氣繁榮時仍受流動性限制影響, 但效果較小。總結以上的討論, 我們可以知道, 不管哪一群消費者皆會違反恆常所得假說, 而藉由不同族尋間的係數差異可以知道: 消費存在世代差異。從上面的實證結果可以看出來, 最年輕的消費群受到影響最大。支持本文第二個假設。.

(27) 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。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

(28) 4. 實證結果. 22. Tab. 4.3: 一階差分的工具變數迴歸模型實證結果: 診斷性測試(diagnostic test). autocorrelation Arellano-Bond test for AR(1) in FD. Pr > z=0.000. 政治chi-sqr(30)=347.15 大. overidentification Hansen test. Z=-7.07. 立. Pr > chi-sqr=0.000. validity for instrument variables. ‧ 國. 學. 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. sit. y. Nat. GMM instrument(predetermined) Hansen test excluding group. io. n. al. Ch. Pr > chi-sqr=0.000. chi-sqr(20)=291.97. Pr > chi-sqr=0.000. er. Difference (null H=exogenous). chi-sqr(10)=55.18. GMM instrument(dummy×endogenousvar.). i n U. v. i e n g c hchi-sqr(14)=204.88. Pr > chi-sqr=0.000. chi-sqr(16)=142.27. Pr > chi-sqr=0.000. 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. Hansen test excluding group. Difference (null H=exogenous) iv (D1, D2 ).

(29) 4. 實證結果. 23. Fig. 4.1: 樣本描述. 立. 政治大. 資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。. ‧. ‧ 國. 學 y. Nat. n. al. er. io. sit. Fig. 4.2: 實質家計所得-以年齡層分群. Ch. engchi. i n U. v. 資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。.

(30) 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. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。. ‧ sit. y. Nat. io. n. al. er. 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. Ch. engchi. i n U. v. 資料來源:1999-2007 華人家庭動態資料庫。.

(31) 5. 結論. 消費對於國家的經濟影響甚鉅, 透過恆常所得消費假說, 我們知道消費者是依據終生期望所得來做消費規劃, 因此, 消費者將不會受到短暫性所得的變動來改變其消費行為。然而, 實際的資料. 政治大. 顯示: 消費和可支配所得間有著顯著的關係: 即可支配所得變動將會影響消費變動, 進一步推翻了恆常所得消費假說成立。. 立. ‧ 國. 學. 因此, 很多學者相繼對此現在提出解釋, 有的從理論假設來著手, 如現實社會的金融市場並非完全, 消費者沒有辦法自由地做跨期選擇, 也就是說, 消費者會受到流動性限制。也有些學者. ‧. 從資料型式上著手, 認為總和時間序列沒有考慮個體效果, 將會使得計量模型沒有辦法將個體效. y. Nat. io. sit. 果除去, 純粹看消費和所得間的關係。另外有些學者, 利用時間轉換(景氣變換) 的方式來討論,. n. al. er. 認為經濟景氣將會間接影響消費者的消費行為, 即透過金融機構在景氣衰退時緊縮信用, 解釋消. Ch. 費者違反恆常所得假說導因於流動性限制。. engchi. i n U. v. 本文透過流動性限制, 經濟景氣變動和個體差異 (除去總合加總誤差) 來研究消費者的消費行為與恆常所得消費假說的關係。建立兩個待檢測假說: 其一為台灣家計單位違反恆常所得消費假說, 由景氣波動來解釋該現象導因於流動性限制。接著本文利用台灣標準的追蹤性資料庫華人家庭動態資料庫進行實證研究, 探討第二個假設: 消費者受流動性限制的現象, 存在世代差異。從實證結果可以發現: 考慮景氣因素, 可以讓我們知道消費行為違反恆常所得假說導因於流動性限制, 因此進一步討論, 消費者的消費行為受流動性限制影響是否存在世代差異。.

(32) 5. 結論. 26. 因此引進第二個變因繼續討論: 流動性限制是否有世代間的差異。就不同群族消費者行為來看消費行為是否受流動性限制影響, 從結論了解所有群體都會受到流動性限制, 但隨著消費者年齡增加, 違反恆常所得假說的現象轉弱。本文利用Hayashi (1982a)世代差異的概念來解釋台灣家計單位違反恆常所得假說的現象, 流動性限制隨著年齡增長消失。不同於Attanasio and Weber (1994a), 台灣年老群族受流動性限制較小, 可能的原因是台灣家庭倫理關係, 輕壯年會. 扶養年事已大的父母, 導致老年族群不顯著受流動性限制影響。因此, 第二個可檢測假設也隨之成立, 銀行對台灣家計單位償債能力評估不同, 將影響不同族群受流動性限制影響的情況, 即該限制存在世代差異: 即隨著年齡增長, 將逐漸不受到此限制的影響。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v.

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