景氣循環下的菸品消費分析 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學社會科學學院財政學系碩士論文指導教授：羅光達博士. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 景氣循環下的菸品消費分析. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. 研究生：朱育萱. 中. 華. 民. 國. 一. ○. 三. v. 撰. 年. 七. 月.

(2) 謝辭 2008 年，我幸運地進入了政大財政系，想不到就這麼過了六年。大學生涯四年，認識了許多不同科系的朋友，期間經過笑笑鬧鬧地完成活動、考前熬夜欲哭無淚、見識政大淹水等，著實豐富了我的大學生活。而研究所的兩年更帶給我許多意料不到的收穫。感謝我就讀的是財政系，這裡有許多真心為學生著想，而且專精於學術的老師們，也有萬能的助教給予我們一切協助。感謝兩年前光達老師願. 政治大. 意讓我加入 543 辦公室，讓我擁有一群很好的學長姐及夥伴，指點生活中. 立. 的大小事，尤其是最強的登登學長、最愛的佳宜學姊和最清新的英州學長，. ‧ 國. 學. 您們辛苦了！也謝謝光達老師對我的耐心包容和所有訓練，在老師身邊學習到更多的是有條不紊地處事以及謙和有禮地待人，這些學習即使在人生. ‧. 的下一階段也依然受用。感謝口試委員曾巨威老師及詹昀姍老師在百忙中. y. sit. Nat. 參與我的論文口試，提出精闢的建議使論文能更趨完整。感謝曾巨威大師. er. io. 對我的照顧及教導，從大師身上我看到嚴謹的財政專業、清晰的邏輯思考，. n. a 更敬佩大師為國家財政的付出。感謝研究所的同學們，很幸運我們班雖然 iv l C n U h engchi 人不多卻很溫馨，謝謝你們陪我度過精采快樂的兩年，能認識你們真好！最後，還是要不免俗地感謝家人，謝謝爸媽和哥哥給我的一切資源，讓我能無後顧之憂地在台北生活，也謝謝您們對我的要求相當彈性，讓我能輕鬆自在地往下一階段邁進。在這六年有太多感激，謹以將此論文獻給您們我想是不夠的，期待人生的每一階段都有您們的陪伴，就讓我把下半輩子也獻給您們吧！. 朱育萱. 謹誌. 中華民國一百零三年七月.

(3) 摘要本研究探討我國家戶菸品消費支出受景氣循環之影響效果，並將我國總體景氣波動區分為繁榮期及衰退期，觀察景氣榮枯對菸品消費支出的影響是否具有（不）對稱性。資料來源為 1979 年至 2012 年之《台灣地區家庭收支調查報告》，以我國經濟成長率作為總體景氣波動指標，並放入可能影響家戶菸草消費支出之變數，建立一個時間序列的複迴歸模型，進行實證分析。本文除了探討我國全體家戶之菸草消費支出特性，亦將所有家. 政治大. 戶樣本依可支配所得進行分組，探討不同所得族群的菸草消費特性差異。. 立. 實證結果顯示，不論是全體家戶、低所得家戶或高所得家戶，經濟成. ‧ 國. 學. 長率對菸草消費支出的影響都顯著為負，顯示我國家戶菸草消費支出具有逆景氣循環的特性，且與高所得家戶相較之下，景氣波動對低所得家戶之. ‧. 菸草消費支出的影響較大。另外，透過景氣（不）對稱性的分析，本文發. y. Nat. sit. 現景氣之繁榮期或衰退期，對我國家戶菸品消費支出之影響效果並無顯著. al. n. 的反應。. er. io. 不同。因此，本研究認為我國家戶菸品消費支出在景氣波動下具有對稱性. Ch. engchi. i n U. v. 綜上所述，本文針對政府及菸商提出相關的建議如下：第一，由於總體景氣波動確實會影響家戶之菸品消費且為逆循環反應，建議政府及菸商面對景氣循環的不同階段，應要訂定不同的政策與行銷策略。第二，因為菸品消費支出具有景氣的對稱性，所以在政策效果的預測上，我們可以利用景氣繁榮期菸品消費支出的影響結果，直接預測景氣衰退期的菸品消費結果，反之亦然。關鍵詞：菸品消費、景氣循環、不對稱分析、家庭收支調查報告.

(4) 目錄第壹章緒論 ....................................................................................................... 1 第一節研究動機與目的 ............................................................................... 1 第二節研究方法 ........................................................................................... 3 第三節研究架構與流程 ............................................................................... 5 第貳章. 我國菸品市場概況............................................................................. 7. 第一節菸品管制辦法沿革 .......................................................................... 7 第二節家庭菸品消費概況 ........................................................................ 12 第參章. 文獻回顧........................................................................................... 20. 政治大. 第一節菸品消費之文獻 ............................................................................ 20 第二節景氣不對稱之文獻 ........................................................................ 24 第肆章. 立. 實證模型........................................................................................... 27. ‧ 國. ‧. 第伍章. 學. 第一節資料來源與變數設定 ..................................................................... 27 第二節資料處理 ......................................................................................... 33 第三節模型設定 ......................................................................................... 37 實證結果........................................................................................... 40. Nat. y. sit. er. io. 第一節敘述統計量 ..................................................................................... 40 第二節單根檢定結果 ................................................................................. 43 第三節總體景氣波動對菸品消費支出之實證結果 ................................. 45. a. n. 第陸章. v. l C 結論與建議....................................................................................... 51 ni. hengchi U. 第一節結論 ................................................................................................. 51 第二節建議 ................................................................................................. 54 參考文獻 ........................................................................................................... 55. I.

(5) 表目錄表 2.1.1：我國香菸稅課徵項目及應徵金額............................................................... 9 表 2.1.2：我國菸品健康福利捐課徵項目及應徵金額沿革..................................... 10 表 2.1.3：我國歷年各項菸品管制辦法沿革............................................................. 11 表 2.2.1：各組家庭吸菸戶數比率............................................................................. 13 表 2.2.2：各組平均菸草消費支出－以每戶可支配所得為排序依據..................... 15 表 2.2.3：各組菸草支出占可支配所得比率－以吸菸家庭之可支配所得排序..... 17 表 2.2.4：各年度菸酒稅及菸品健康福利捐實徵數................................................. 19 表 5.1.1：各變數敘述統計量..................................................................................... 41. 政治大. 表 5.2.1：各變數 ADF 單根檢定結果....................................................................... 44. 立. 表 5.3.1：總體景氣波動對家戶菸品消費支出影響之實證結果............................. 47. ‧. ‧ 國. 學. 表 5.3.2：總體景氣波動對家戶菸品消費支出影響之實證結果............................. 49. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. II. i n U. v.

(6) 圖目錄圖 1.1.1：我國食品飲料及菸草消費支出與總體景氣變化....................................... 2 圖 1.2.1：研究架構圖................................................................................................... 6. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. III. i n U. v.

(7) 第壹章. 緒論. 第壹章緒論第一節研究動機與目的根據世界衛生組織（World Health Organization，WHO）統計，每年全球平均有 540 萬人死於菸害，而菸草內所含之焦油及尼古丁也被視為引致癌症的物質，也因此以菸害防制的角度，菸品特性及其消費行為長期受到關注。依據我國國民健康署「成人吸菸行為調查」（2010）顯示， 1成人吸. 政治大. 菸率在 1971 年為 31.3%，而隨著政令改變及社會風氣等影響，吸菸率呈現. 立. 逐年下降之趨勢，2010 年成人吸菸率為 19.8%，其中男性吸菸率高達 35.0%，. ‧ 國. 學. 而女性吸菸率則為 4.1%。林煥德（2009）則以家戶的角度指出，台灣吸菸家庭戶數比率由 1979 年的 80.46%逐年下降，截至 2007 年止，台灣仍有. ‧. 39.15%的家庭具有菸品消費的行為。綜上資料所述，國民吸菸比率雖有明. y. Nat. n. al. C. er. io. 吸菸家庭，顯示家庭菸品消費問題的重要性。. sit. 顯下降的趨勢，但以家戶為單位進行觀察時，台灣仍有約略四成的家庭為. i n U. v. hen hi 而隨著近年來吸菸行為受到各國政府及民間極大的關注，我國政府也 gc. 採行對菸品課稅捐的措施，試圖透過以價制量的方式，減少我國國民的菸品消費量。然而政府在調整菸品稅捐時，也應瞭解景氣榮枯對於菸品消費行為的影響，有助於全面性地預測菸品消費行為可能的變動，亦有益於訂立更完善的菸品稅捐相關政策，故菸品消費行為的景氣不對稱性實為一重要的政策參考指標。觀察過去研究，葉佳宜（2013）已針對我國家戶消費支出進行不對稱分析。然而，菸品有異於一般消費財貨，具有成癮性（addiction）及外部 1. 資料來源：衛生福利部國民健康署菸害防制資訊網（http://tobacco.hpa.gov.tw/） 1.

(8) 第壹章. 緒論. 性（externality）等特性，民眾的支出決策亦會受財貨特性及其消費習慣影響。因此，考量菸品之特殊性，在探討菸品消費行為時，應個別針對菸品此單一財貨進行研究，本篇研究將個別探討我國菸品消費行為受總體景氣波動對於之影響效果。圖 1.1.1 顯示，我國食品飲料及菸草消費支出項目在 1978 至 2012 年間逐年下降，其與國民吸菸比率之下降趨勢相符，而經濟成長率在此 35 年間波動劇烈，我們以其趨勢線觀察，經濟成長率大致呈現下降的趨勢，失業率整體而言則有攀升的趨勢，亦即隨著景氣的低迷，食品飲料及菸草消費支出也隨之減少。惟此為概觀下之結果，仍無法定論. 政治大為之影響效果後，檢驗我國因景氣衰退導致的菸品消費支出減少（增加），立景氣與其之影響關係。本研究將在確認總體景氣波動對於我國菸品消費行. 是否會因景氣變好而增加（減少）相同比例的菸品消費支出。換言之，也. ‧ 國. 學. 就是檢驗家庭菸品消費是否具有景氣的對稱性。. al. n. 10% 8% 6%. y. 40%. er. io. 12%. 45%. sit. ‧. 14%. Nat. 16%. Ch. n U engchi. iv. 30% 25% 20%. 4%. 15%. 2%. 10%. 0% -2%. 35%. 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 2005 2008 2011. 5% %. -4% 失業率. 經濟成長率. 食品飲料及菸草佔消費支出比率. 經濟成長率趨勢線. 資料來源：行政院主計總處。. 圖 1.1.1：我國食品飲料及菸草消費支出與總體景氣變化. 2.

(9) 第壹章. 緒論. 第二節研究方法觀察以往的文獻，國內、外對於菸品消費行為的研究不在少數。以國內而言，以往研究多著重於估計菸品之需求價格彈性、所得彈性等，並針對課徵菸稅、菸品健康福利捐對菸品消費之影響效果進行分析，顯示國內對於菸品消費行為之研究多屬個體經濟層面上的分析。然而近年來，已有許多國外學者開始針對菸品消費受景氣波動之影響效果進行探討，將研究延伸至總體經濟的層面。關於菸品消費行為是否受景氣波動影響，文獻上. 政治大環整體分析菸品消費行為之特性為順景氣循環抑或是逆景氣循環，並無同立. 並無定論。值得注意的是，目前菸品與景氣關聯性之研究，皆為以景氣循. 時觀察當景氣循環分為繁榮期及衰退期時，其對於菸品消費之影響程度是. ‧ 國. 學. 否相同，亦即目前並無文獻探討菸品消費是否具（不）對稱性。因此本文. sit. y. Nat. 聯性，並進一步探討其是否具有景氣不對稱性。. ‧. 將試圖以總體的角度觀察我國菸品消費支出行為，研究其與景氣波動之關. a. er. io. 本研究主要目的為分析總體景氣波動對我國家戶之菸品消費行為的影. n. iv 響，在資料的採用上，將以行院主計處所發布之「中華民國臺灣地區家庭 l. n U e n g c1979 h i 年至 2012 年間，我國家戶的收支調查報告」做為資料來源，觀察自. Ch. 菸品消費支出項目。而在研究方法上，將以一總體經濟變數作為景氣指標，探究景氣之榮枯是否會影響菸品消費行為，若有則其與景氣循環之關係為何。當菸品消費支出與景氣循環呈同向關係，我們稱菸品消費支出具有順景氣循環之特性；反之若兩者呈反向關係，則菸品消費支出具有逆景氣循環之特性。在瞭解其具有之景氣循環特性後，本文將進一步研究菸品消費支出是否具景氣不對稱性。當景氣衰退導致菸品消費支出減少（增加）之比例，與景氣繁榮使菸品消費支出增加（減少）之比例相同時，我們稱菸品消費支出具有景氣的對稱性；反之，若景氣衰退對菸品消費支出的影響 3.

(10) 第壹章. 緒論. 幅度明顯不同於景氣繁榮期所造成之影響幅度時，我們稱菸品消費支出具有景氣的不對稱性。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 4. i n U. v.

(11) 第壹章. 緒論. 第三節研究架構與流程本文共可分為六章，各章節研究架構如下：第壹章為緒論，敘述本研究之動機及研究流程；第貳章為我國菸品市場概況，說明我國歷年菸品消費概況及目前政府對菸品之管制；第參章為文獻回顧，分別針對菸品消費及景氣不對稱兩部分之文獻進行探討；第肆章為研究方法，介紹本文所採用之資料來源、估計方法、變數定義與模型設定；第伍章為實證結果，透過前述之模型進行迴歸分析，說明各變數對於菸品消費行為之影響效果；. 政治大為整理涵蓋各章內容，所建構之本研究架構圖。立. 第陸張為結論與建議，藉由實證結果提供本研究之結論及建議。圖 1.3.1. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 5. i n U. v.

(12) 第壹章. 緒論. 研究動機與目的. 我國菸品市場概況. 相關文獻探討. 景氣不對稱之實證文獻. 菸品及其消費特性探討. 立. 研究方法. 估計方法. 變數定義. Nat. 實證結果. n. al. C h 結論與建議 engchi. i n U. 圖 1.2.1：研究架構圖. 6. er. io. sit. y. ‧. ‧ 國. 學. 資料介紹. 政治大. v. 模型設定.

(13) 第貳章. 我國菸品市場概況. 第貳章我國菸品市場概況我國菸品市場的發展，受歷年來政府的菸品政策影響甚鉅，為不可忽視之因素。故本章將於第一節介紹我國菸品相關之管制辦法沿革及其制度背景，而後於第二節就《家庭收支調查報告》資料闡述目前菸品市場之消費概況。. 第一節. 立. 一、菸酒專賣時期. 菸品管制辦法沿革. 政治大. ‧ 國. 學. 台灣「專賣」制度起源於日治時代，專賣制度亦可稱為公賣制度，此. ‧. 為政府以立法手段控制產品貨源、價格及收支，獨攬商品之銷售權，由於. y. Nat. 政府可謂該產品之唯一供應商，故也可稱政府是藉專賣制度建立該產品之. er. io. sit. 獨佔事業。而政府實施公賣制度之政策考量有二，一為財政目的，藉此籌措國庫財源；另一為基於國民健康福祉，以專賣制度管制產品銷售，避免. n. al. 國民健康受該產品之危害。C. hengchi. i n U. v. 台灣專賣項目一開始並不包含香菸，1898 年，台灣總督府除原有之鴉片專賣，更擴大專賣項目至食鹽及樟腦專業，並於 1901 年合併原有之台灣製藥所、台灣鹽務局及台灣樟腦局，成立「台灣總督府專賣局」，此乃台灣第一個專賣機構。而香菸則於 1905 年納入專賣範圍，其後於 1922 年將酒類收歸專賣，1942 年再納入火柴及度量衡，西元 1943 年亦規定石油為專賣品。是以，台灣在日治時期有鴉片、食鹽、樟腦、香菸、酒類、火柴、度量衡及石油，共八項專賣品。. 7.

(14) 第貳章. 我國菸品市場概況. 1945 年臺灣光復後，政府仍持續實施專賣制度，改組台灣省專賣局，此時期之專賣範圍縮小為香菸、酒類、樟腦、火柴及度量衡五項。1947 年再改組為台灣省菸酒公賣局，進行香菸、酒類及樟腦三項專賣。1968 年樟腦專賣業務終止，僅存香菸及酒類兩項專賣品。然而近年來，政府為因應國際化及自由化，始研議廢除菸酒專業制度，開放菸酒產銷，因而公布《菸酒管理法》及《菸酒稅法》，並自 2002 年起實施，自此廢止菸酒專賣制度，並開徵菸酒稅，使其回歸稅制。二、洋菸開放進口. 政治大 1987 年以前，我國菸酒專賣制度的實施限制了菸酒的進口銷售，直至立. ‧ 國. 學. 1987 年中美菸酒協議書生效後，才正式開放了洋菸進口銷售。其開放背景為 1970 年代石油危機發生後，美國國內財政赤字惡化，貿易逆差也連年. ‧. 成長，使美國對外貿易的態度產生轉變，由以往的單方面開放貿易轉為強. sit. y. Nat. 勢保護主義的貿易策略，抵制與其貿易有鉅額順差的國家，包含日本、我. er. io. 國、西德、加拿大及韓國等。而我國的菸酒專賣制度，亦被美國認為違反. n. 國民待遇原則，要求進行中美菸酒談判，然而談判費時一年，雙方仍於菸 a v. i l C n h e n g c1986 酒之計價問題上存有歧見，致使美國在 h i 年U10 月，揚言依貿易法之第 301 條款，對我國祭出報復措施。在此威脅下，我國遂於 1986 年 12 月與美國達成協議，簽署了中美菸酒協議書，該協議於 1987 年 1 月 1 日生效，自此正式開放美國之香菸、葡萄酒及啤酒等進口銷售。三、《菸害防制法》實施 1987 年開放洋菸進口的同時，正逢我國社會運動興起，由董氏基金會為首的 21 個民間團體成立中華民國拒菸聯盟，提倡拒菸活動，並於 1988 年提出「菸害法草案書」，獲得政府正面回應。行政院衛生署復於 1990 年， 8.

(15) 第貳章. 我國菸品市場概況. 推動「臺灣地區菸害防制五年計畫」。1991 年，行政院衛生署提出「菸害防制法草案」，期間歷經六年的審議及協商，在政府與民間拒菸團體的共同推動下，《菸害防制法》於 1997 年 9 月正式施行，該法強制規範菸品之促銷與廣告、販售方式與對象、吸菸年齡與場所、健康警語及尼古丁焦油含量標示等，使我國菸害防制工作正式有了法源依據。四、《菸酒稅法》實施及修訂在全球化與國際化的趨勢下，我國於 2002 年正式成為世界貿易組織. 政治大菸酒專賣制度，將菸品賦稅回歸菸酒稅制，實施《菸酒稅法》及《菸酒管立 WTO 會員國，為消除 WTO 會員國間的貿易障礙，廢止了實施近五十年的. ‧ 國. 學. 理法》，並將「台灣省菸酒公賣局」改制為「台灣菸酒股份有限公司」。. ‧. 自表 2-1 可知 2002 年《菸酒稅法》實施後，依菸酒稅法第 7 條規定，. y. Nat. 紙菸之稅額為每千支徵收新台幣 590 元，菸絲、雪茄及其他菸品之稅額則. er. io. sit. 為每公斤徵收新台幣 590 元。因市售每包紙菸皆為 20 支裝，此法即對每包菸課徵新台幣 11.8 元的香菸稅。. n. al. Ch. i. i n U. v. engch 表 2.1.1：我國香菸稅課徵項目及應徵金額課徵項目. 應徵金額. 紙菸. 每千支徵收新臺幣 590 元. 菸絲. 每公斤徵收新臺幣 590 元. 雪茄. 每公斤徵收新臺幣 590 元. 其他菸品. 每公斤徵收新臺幣 590 元. 9.

(16) 第貳章. 我國菸品市場概況. 菸害防制法通過後，民間拒菸團體仍持續遊說及連署，表達我國菸價偏低為吸菸率居高不下之主因，促使政府以維護國民健康及抑制吸菸人口為政策目的，於菸酒稅法第 22 條明定開徵菸品健康福利捐，對每千支紙菸徵收新台幣 250 元，菸絲、雪茄及其他菸品則每公斤徵收 250 元。換算後即為對每包紙菸課徵 5 元。菸品健康福利捐之收入為指定用途，90%用於全民健康保險安全準備，10%用於中央與地方之菸害防制、衛生保健、私劣菸品查緝、防治菸品稅捐逃漏及社會福利。綜上所述，於 2002 年菸酒稅法實施之初，購買每包紙菸需負擔 11.8 元之香菸稅及 5 元之健康福利. 政治大. 捐。. 立. 值得注意的是，在拒菸團體的大力提倡，以及政府對國民健康的考量，. ‧ 國. 學. 為以價制量地抑制國人吸菸行為，健康福利捐在其後面臨了兩次的調漲。由表 2-2 可知 2006 年 2 月修正紙菸之菸品健康福利捐為每千支徵收 500. ‧. 元，使每包紙菸價格上漲 5 元。其後又於 2009 年 1 月修正菸酒稅法第 22. y. Nat. sit. 條，由菸害防制法規定菸品健康福利捐之應徵金額，菸酒稅稽徵機關負責. a. er. io. 代為徵收。該年亦調整菸品健康福利捐，紙菸每千支徵收新台幣 1000 元，. n. i v 2009 年後，每包菸絲、雪茄及其他菸品則為每公斤新台幣 1000 元，因此 l. n U e n g c 11.8 h i 元的香菸稅。紙菸需負擔 20 元之菸品健康福利捐以及. Ch. 表 2.1.2：我國菸品健康福利捐課徵項目及應徵金額沿革應徵金額課徵項目 2002 年. 2006 年. 2009 年. 紙菸. 每千支徵收 250 元. 每千支徵收 500 元. 每千支徵收 1000 元. 菸絲. 每公斤徵收 250 元. 每公斤徵收 500 元. 每公斤徵收 1000 元. 雪茄. 每公斤徵收 250 元. 每公斤徵收 500 元. 每公斤徵收 1000 元. 其他菸品. 每公斤徵收 250 元. 每公斤徵收 500 元. 每公斤徵收 1000 元. 10.

(17) 第貳章. 我國菸品市場概況. 綜上所述，我國對菸品之管制辦法從日治時期之專賣制度，進而在美國的施壓下，開放了洋菸進口，也為因應加入世界貿易組織，取消了菸品專賣制度，使菸品市場完全走向開放。然而民間拒菸團體的提倡下，國民健康意識抬頭，為抑制國民吸菸行為，政府除課徵香菸稅外，更開徵菸品健康福利捐作為全民健康保險用途，以下將各項管制辦法之沿革表示於表 2.1.3。表 2.1.3：我國歷年各項菸品管制辦法沿革年份. 內容說明. 政治大. 1905. 將香菸收歸專賣制度。. 1987. 簽訂《中美菸酒協議書》，正式開放洋菸進口。. ‧ 國. 實施《菸害防制法》。. 實施《菸酒稅法》及《菸酒管理法》，並開徵菸品健康福利捐，每包紙菸需負擔香菸稅 11.8 元及健康福利捐 5 元。. ‧. 2002. 學. 1997. 立. 於《菸酒稅法》中調漲健康福利捐為每包紙菸 10 元。. 2009. 1.修正《菸酒稅法》及《菸害防制法》，將菸害防制法作為菸品健康福利捐之應徵金額課徵依據，由菸酒稅稽徵機關代為徵收。 2.於《菸害防制法》中調漲菸品健康福利捐為每包紙菸 20 元。. n. al. er. io. sit. y. Nat. 2006. Ch. engchi. 11. i n U. v.

(18) 第貳章. 第二節. 我國菸品市場概況. 家庭菸品消費概況. 本研究主要使用家庭收支調查報告之資料進行菸品消費支出受總體景氣波動之影響效果分析，2本節將先就該資料來源，對我國家庭菸品消費行為進行初步敘述性分析。為能觀察不同所得家庭之菸品消費特性，在此去除可支配所得為負之家戶樣本後，依其可支配所得高低作為分類依據，將家庭收支調查報告之樣本家庭分成五組。首先我們依上述分組依據，計算出各組家庭吸菸戶數比率。計算方式係以各組具有菸草消費支出之家庭戶數，除以該組之家庭總戶數。 3. 立. 政治大. 觀察表 2.1.1 可知，吸菸家庭戶數占總戶數的比率，其所有家戶之平均. ‧ 國. 學. 在 1979 年時高達 80.47%，而後逐年下降，至 2008 年時吸菸率已下降至 36.57%，近三十年來下降幅度高達五成。探究其原因可能與菸價逐年提高，. Nat. sit. y. ‧. 以及拒菸文宣活動廣泛，國民健康意識抬頭有關。. er. io. 而以所得分組觀察下，可發現在 1979 年時，最低所得組別之吸菸戶數. n. 比率最低，為 73.79%，所得較高的家庭，其吸菸戶數之比率也較高，中所 a v. i l C n hengchi U 得家庭之吸菸戶數比率為 80.42%，最高所得家庭則為 87.07%。若以時間. 趨勢觀察，雖然三組吸菸戶數比率皆呈現大幅下降的情形，其減少程度仍有不同。2008 年時，最低所得組別之吸菸戶數比率為 27.84%，仍為五組間最低之比率，而最高所得組別之吸菸戶數比率為 34.52%，較第四組所得的 41.85%及中所得組別的 40.69%為低，顯示至 2008 年時，吸菸戶數主要集中於中高所得之組別。. 2. 本研究將於第肆章詳細介紹家庭收支調查報告資料。. 3. 需要注意的是，2009 年後之家庭收支調查報告將「菸草消費支出」一欄，調整為「菸草及檳榔. 消費支出」，為確保研究之準確性，以下分析皆以 1979 年至 2008 年之各年度資料進行說明。 12.

(19) 第貳章. 我國菸品市場概況. 表 2.2.1：各組家庭吸菸戶數比率單位:% 年份. 組別. 西元. 1. 2. 3. 4. 5. 平均. 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008. 73.79 70.43 71.77 67.76 67.92 63.85 63.53 62.00 60.42 59.62 62.90 58.55 59.53 58.59 53.61 50.15 48.62 47.10 44.36 41.47 38.50 37.95 39.17 38.08 35.05 32.35 30.67 29.33 30.67 27.84. 79.13 77.78 76.83 73.65 77.69 73.10 72.27 70.51 69.97 70.16 69.10 68.43 66.68 67.02 63.57 62.93 58.91 59.49 55.73 55.77 51.16 51.52 48.38 50.02 46.65 46.67 44.06 42.92 40.58 37.93. 80.42 78.69 76.87 76.82 77.23 73.91 74.00 69.45 70.76 69.98 71.35 70.82 69.68 67.90 65.87 65.41 62.93 62.28 58.58 57.13 55.69 56.47 56.07 51.24 49.78 46.67 47.84 46.19 43.12 40.69. 81.92 82.10 77.72 77.08 77.29 75.40 75.65 70.48 70.61 72.20 71.60 70.75 68.96 67.20 65.31 65.10 60.24 57.66 57.70 55.84 51.85 55.66 53.09 52.14 50.05 48.03 48.01 44.23 42.94 41.85. 87.07 83.05 78.11 76.82 74.00 75.94 76.00 72.28 71.58 68.54 70.96 67.64 63.99 63.12 63.24 60.99 55.58 53.83 51.82 49.82 48.95 47.50 45.73 44.90 43.66 44.28 41.72 39.65 38.44 34.52. 80.47 78.41 76.26 74.43 74.83 72.44 72.29 68.94 68.67 68.10 69.18 67.24 65.77 64.77 62.32 60.92 57.25 56.07 53.64 52.01 49.23 49.82 48.49 47.28 45.04 43.60 42.46 40.46 39.15 36.57. 63.13. 62.96. 59.79. 59.54. 60.95. engchi. 13. y. sit er. ‧ 國. n. Ch. ‧. io. 50.85. al. 學. Nat. 平均. 立. 政治大. i n U. v.

(20) 第貳章. 我國菸品市場概況. 另外，我們在篩選出可支配所得為正的家庭後，同樣以可支配所得作為排序依據，將所有家戶依序分為五組，將各組之平均菸草消費支出整理如表 2.2.2。由該表可看出所有家戶總平均之菸草消費支出在 1979 年至 2008 年間由 3,605 元增加至 5,511 元，大抵呈現增加的趨勢。然期間仍有起伏，每年波動幅度多在 300 元內，惟 2002 年之各家戶平均菸草消費支出較 2001 年增加約 1,000 元，波動幅度明顯較大，探究其原因應為 2002 年起，我國實施菸酒稅法，開徵菸稅及菸品健康福利捐，致使紙菸零售價格上漲，連帶影響消費者於菸草之支出花費提高。而 2006 年菸草消費支. 政治大為每包紙菸 10 元所致。另觀察 2003 年及 2007 年，亦即調漲菸稅或菸品立. 出亦較 2005 年提高 300 元以上，其成因亦可能為該年度調漲健康福利捐. 健康福利捐之後一年，其菸草消費支出皆有減少的情形，顯示對消費者來. ‧ 國. 學. 說，吸菸之成本提高以及拒菸意識抬頭對其菸草消費具有一定程度之影. ‧. 響。. y. Nat. sit. 若依所得低至高之組別觀察其菸草消費支出，可了解在 1979 年，所得. a. er. io. 較高之組別其菸草消費支出亦較高，最低所得組別之菸草消費支出為 2,722. n. iv 元，與最高所得組別之 5,009 l 元相差兩千元以上。而觀察各年度發現，至. n U engchi 2001 年起，最高所得組別之菸草消費支出並沒有持續高於其他組別，菸草. Ch. 消費支出為最高之組別為組別四，尤其在 2002 年開徵菸酒稅及菸品健康福利捐時，高達 7,206 元，為歷年來各組別之最高。. 14.

(21) 第貳章. 我國菸品市場概況. 表 2.2.2：各組平均菸草消費支出－以每戶可支配所得為排序依據單位:元年份. 組別. 西元. 1. 2. 3. 4. 5. 平均. 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008. 2,722 3,147 3,520 3,496 3,693 3,705 3,672 3,563 3,621 3,591 4,025 3,894 3,890 3,792 3,593 3,326 3,308 3,567 3,334 3,207 2,863 3,115 3,216 4,075 3,757 3,560 3,513 3,656 3,846 3,387. 3,076 3,766 4,156 4,267 4,620 4,510 4,464 4,490 4,484 4,558 4,823 4,877 4,907 4,808 4,715 4,687 4,523 4,985 4,750 4,856 4,721 4,757 4,706 6,315 5,614 5,896 5,733 6,429 5,857 5,209. 3,416 4,053 4,434 4,707 4,793 4,863 4,809 4,498 4,669 4,890 5,076 5,243 5,212 5,121 5,115 5,423 5,295 5,471 5,324 5,247 5,376 5,540 5,709 6,523 6,566 6,398 6,658 7,078 6,486 6,091. 3,801 4,742 5,007 5,165 5,349 5,223 5,152 4,970 4,992 5,378 5,329 5,645 5,578 5,475 5,599 5,676 5,340 5,570 5,954 5,654 5,395 6,118 6,058 7,206 6,899 7,062 7,176 7,136 7,164 6,616. 5,009 5,796 6,182 6,359 5,764 6,359 6,039 5,809 6,172 5,857 6,152 6,357 6,318 5,930 6,374 6,225 6,092 6,032 5,972 5,834 5,829 5,515 5,740 6,421 6,899 7,150 6,762 7,149 6,939 6,250. 3,605 4,301 4,660 4,799 4,844 4,932 4,827 4,666 4,787 4,855 5,081 5,203 5,181 5,025 5,079 5,067 4,912 5,125 5,066 4,959 4,837 5,009 5,086 6,108 5,891 6,013 5,968 6,289 6,058 5,511. 5,336. 5,748. 6,176. 5,125. 4,852. engchi. 15. y. sit er. ‧ 國. n. Ch. ‧. io. 3,522. al. 學. Nat. 平均. 立. 政治大. i n U. v.

(22) 第貳章. 我國菸品市場概況. 本文再進一步篩選出同時滿足可支配所得為正且有菸草支出的家戶，並以可支配所得作為分類依據，計算出各組之菸草支出占可支配所得百分比，計算結果整理如表 2.2.3。從各年度五組家庭的菸草支出佔可支配所得百分比來看，第一組家戶之百分比高於其他各組許多，其次為第二組、第三組及第四組，其百分比最低者為第五組。顯示從 1979 年至 2008 年，菸草支出占低所得家戶之可支配所得百分比為最高，其各年度總平均為 3.64%；而高所家得戶相對下則花費較小部分可支配所得於菸草支出，其各年度總平均僅為 1.08%。. 政治大. 從表 2.3.3 亦可發現，各組之菸草支出佔可支配所得百分比，自 1979. 立. 年逐年下降而至 1999 年後又呈現逐年上升的趨勢。1979 年全體家戶之平. ‧ 國. 學. 均百分比為 2.79%，其後逐年下降，至 1995 年達最低為 1.33%，而 1999 年（1.36%）後才又呈現逐年上升的趨勢。2008 年全體家戶平均菸草支出. ‧. 占可支配所得百分比為 2.22%，大致相當於 1988 年之百分比水準。推測其. y. Nat. sit. 原因可能為拒菸意識抬頭及國民健康議題受到關注，使民眾之菸草支出逐. a. er. io. 年減低，而後隨著菸害防制法的實施，以及政府徵收菸酒稅及菸品健康福. n. iv 利捐，使稅捐反映於價格上，菸品價格調漲，使菸草消費者增加其菸草支 l. n U engchi 出，使菸草佔可支配所得百分比再呈逐年增加的趨勢。. Ch. 另再觀察菸酒稅及菸品健康福利捐開徵年度 2002 年，以及菸品健康福利捐調漲年度 2006 年，可發現在 2002 年及 2006 年菸品支出占可支配所得百分比都較前一年為高，然而在政策調整的後一年，即 2003 年及 2007 年該百分比都會先減少，顯示政策之變更當年度消費者或仍未調整其消費行為，使菸草支出佔可支配所得百分比提高，而下年度則隨時間拉長消費者較能因應政策而改變其消費行為。. 16.

(23) 第貳章. 我國菸品市場概況. 表 2.2.3：各組菸草支出占可支配所得比率－以吸菸家庭之可支配所得排序單位：% 年份. 組別. 西元. 1. 2. 3. 4. 5. 平均. 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008. 4.61 4.32 4.45 4.41 4.33 4.43 5.29 4.13 4.12 3.99 3.77 3.94 3.32 2.87 3.10 2.50 2.39 2.64 2.42 2.53 2.34 2.65 3.01 3.83 3.74 3.76 3.76 4.16 4.00 4.30. 2.97 2.95 2.96 2.99 2.90 2.82 2.74 2.71 2.54 2.34 2.19 2.05 1.86 1.68 1.51 1.49 1.41 1.48 1.48 1.47 1.54 1.52 1.70 2.29 2.08 2.21 2.19 2.46 2.42 2.36. 2.55 2.44 2.44 2.53 2.40 2.33 2.27 2.17 2.03 1.92 1.74 1.61 1.47 1.35 1.20 1.20 1.17 1.19 1.16 1.19 1.21 1.20 1.36 1.69 1.77 1.72 1.77 1.89 1.83 1.83. 2.14 2.18 2.13 2.14 2.07 1.92 1.84 1.82 1.69 1.60 1.38 1.33 1.21 1.11 1.01 0.98 0.93 1.00 1.00 0.98 1.21 1.04 1.36 1.38 1.34 1.41 1.77 1.52 1.57 1.50. 1.68 1.66 1.67 1.68 1.48 1.48 1.37 1.29 1.31 1.18 1.04 1.00 0.95 0.82 0.76 0.73 0.73 0.73 0.73 0.74 0.74 0.72 0.79 0.89 0.92 0.98 1.00 1.06 1.03 1.09. 2.79 2.71 2.73 2.75 2.64 2.60 2.71 2.42 2.34 2.21 2.03 1.99 1.76 1.56 1.51 1.38 1.33 1.41 1.36 1.38 1.36 1.43 1.60 2.02 1.97 2.02 2.03 2.22 2.17 2.22. 1.75. 1.49. 1.08. 2.02. 2.18. engchi. 17. y. sit er. ‧ 國. n. Ch. ‧. io. 3.64. al. 學. Nat. 平均. 立. 政治大. i n U. v.

(24) 第貳章. 我國菸品市場概況. 另外本文再以財政部統計之菸酒稅收及菸品健康福利捐檢視其稅捐結構，資料整理於表 2.2.4。首先我們觀察菸酒稅之組成結構，自 2002 年開徵菸酒稅至今，酒品稅收皆略高於菸品稅收，以其分別占菸酒稅之比率來看，歷年平均之酒品稅占菸酒稅比率為 52.93%，菸品稅所佔之比率則為 47.07，兩者差距至 2008 年後逐年成長，但仍不超過 10%，酒品稅所占比率為 54.93%，而菸品稅佔菸酒稅稅收比率則為 45.67%，顯示菸酒稅開徵十年來之組成結構相當穩定。而以稅收的角度觀察，菸酒稅總稅收歷年平均為 472.88 億元，2002 年菸酒稅開徵之初其稅收為 411.88 億元，2006 年. 政治大又逐漸增加，2012 年菸酒稅收總數為 449.39 億元。再細部看菸品稅收及立. 之菸酒稅稅收達歷年最高，為 510.42 億元，其後逐年下降，至 2010 年才. 酒品稅收，十年來兩者之平均稅收分別為 222.77 億元及 250.11 億元，2002. ‧ 國. 學. 年開徵之初兩者之稅收皆為十年來最低，然而自 2009 年起，菸品稅收呈. sit. y. Nat. 之增加主要來自於酒品稅收的成長力道。. ‧. 逐年下降之趨勢，而酒品稅收卻呈成長趨勢，顯示近三年來菸酒稅總稅收. a. er. io. 本文再進一步觀察菸品健康福利捐收入，並將其和菸品稅收比較，我. n. i v 82.98 億元至 103.87 們發現在 2002 年至 2005l 年，菸品健康福利捐收入在. n U engchi 億元之間，其中雖有起伏，但將其和菸品稅收比較，由於該年間每包紙菸. Ch. 需負擔菸品稅 11.8 元及菸品健康福利捐 5 元，兩者收入之亦呈現如此之比率，2002 年至 2005 年菸品稅收約為菸品健康福利捐收入之 2.36 倍。2006 年將菸品健康福利捐調整為 10 元也使菸品健康福利捐收入大幅提高，相較 2005 年成長約 71 億元，此後亦持續成長，2009 年將菸品健康福利捐調漲為 20 元，其收入也較 2008 年增加 48 億元，為 249.11 億元，至 2010 年更成長至 347.95 億元，近兩年菸品健康福利捐收入則小幅減少，2012 年其收入為 343.52 億元。而菸品稅收與菸品健康福利捐之收入相比大致和其每包紙菸所負擔之稅捐比率相同，在 2006 年菸品稅收為菸品健康福利捐 18.

(25) 第貳章. 我國菸品市場概況. 收入之 1.39 倍，2008 年及 2009 年皆為 1.17 倍。而 2009 年調漲菸捐也使其倍數縮小為 0.85 倍，2010 年至 2012 年每包紙菸需負擔 11.8 元菸品稅及 20 元菸品健康福利捐，此三年間之菸品稅收入亦皆為菸品健康福利捐之 0.58 倍，兩者關連性相當穩定。. 表 2.2.4：各年度菸酒稅及菸品健康福利捐實徵數. 治政菸品稅收酒品稅收大立. 菸酒稅稅收. 2002. 411.88. 195.84. 47.55. 216.04. 2003. 497.72. 240.55. 48.33. 2004. 483.36. 228.00. 2005. 504.43. 2006. 比率（%）實徵數. 比率（%）. 菸品健康福利捐. 257.17. 51.67. 102.17. 47.17. 255.36. 52.83. 96.61. 245.18. 48.61. 259.25. 51.39. 103.87. 510.42. 243.73. 47.75. 266.69. 52.25. 175.08. 2007. 504.15. 234.52. 46.52. 269.63. 53.48. 198.88. 2008. 495.06. 47.94. 201.15. 453.49. 52.87. 249.11. 2010. 445.16. i n C 213.73 h 47.13 U e n g c h i239.76. 52.06. 2009. al. 205.06. 46.06. 240.10. 53.94. 347.95. 2011. 446.60. 203.98. 45.67. 242.62. 54.33. 346.09. 2012. 449.39. 202.56. 45.07. 246.83. 54.93. 343.52. 平均. 472.88. 222.77. 47.07. 250.11. 52.93. 204.31. n. 資料來源：財政部統計處. 19. 257.74. sit er. io. 237.32. y. 82.98. Nat. 52.45. ‧. ‧ 國. 實徵數. 學. 年份西元. 單位：億元. v.

(26) 第參章. 文獻回顧. 第參章文獻回顧由於目前仍無學者直接探討菸品消費與總體景氣榮枯之相關性，亦無進一步進行菸品消費之不對稱分析。因此本章節將以過去文獻為基礎，分為第一節之菸品消費及第二節之景氣不對稱兩個面向，彙整國內、外之相關文獻及實證結果。. 第一節. 菸品消費之文獻. 政治大關於菸品消費行為立之文獻，多以醫療健康的角度探討其成癮性. ‧ 國. 學. （addiction）及外部性（externality），在經濟上的分析則為需求價格彈性及所得彈性之估計，香菸稅捐之特性及效果分析，以及吸菸行為受景氣波. ‧. 動之影響等。. y. Nat. er. io. sit. 菸品長期被視為成癮性物質，主要是因為菸的主要成分尼古丁（nicotine）有極大的成癮性（addiction），因此菸品依賴也稱作尼古丁依賴。. al. n. v i n 在醫學上的定義，成癮為一種慢性或週期性的沈迷狀態，由於經常使用某 Ch engchi U. 種物質，身體和物質相互作用的結果使個體的心理產生對藥物的渴求和需要，生理上對物質產生身體依賴或耐受性，而無法停止使用，持續使用造成身心健康狀況的惡化。而根據經濟學者的定義，Becker and Murphy（1988）提出當期消費決策會受到前期消費強烈影響的物質即為成癮性物質，並提出「理性成癮模型」（rational addiction model），認為消費者在消費成癮性商品時是出自於理性的行為，且其消費行為具有時間一致的特性（time-consistent）。 Keeler et al.（1993）以 1980 至 1990 年之月資料建構時間序列模型， 20.

(27) 第參章. 文獻回顧. 分析美國加州菸品價格彈性及禁煙政策對菸品消費的影響，實證結果顯示，禁菸政策確實會影響菸品的消費行為，且消費者的行為與理性成癮模型是一致的。而成癮性除了「理性成癮性」亦有「短視成癮性」（myopic addiction），若是消費者對於上癮財貨的消費量與前期價格有相關而與未來價格無關時，則被視為是一種短視的上癮行為。葉春淵等（2009）使用短視上癮模型搭配門檻迴歸，以我國 1975 年至 2006 年的香菸銷售價量，進行時間序列分析。實證結果顯示，課徵香菸捐將有助於抑制國人香菸消費，且可增. 政治大. 加政府財政收益。而從門檻模型估計結果發現，估計結果與一般線性模式. 立. 確實有差異，顯示國內菸品之價量非線性關係，且以線性模型估計短視上. ‧ 國. 學. 癮效果並不成立。. ‧. 支持菸品受到管制的理由包含其會對人體健康造成危害、具有成癮性. sit. y. Nat. 及其所帶來的外部性。吸菸所產生的外部性在於二手菸對旁人的影響，二. er. io. 手菸是被動或非自願吸入的環境菸煙（Environmental Tobacco Smoke，ETS），. n. 含有大量有害化學物質，周遭的人吸入二手菸可能會提高罹患癌症及相關 a v. i l C n hengchi U 疾病的風險，屬於外部不經濟的行為。Pigou（1932）提出應對負的外部性之生產者課徵「皮古稅」（Pigouvian tax），以矯正外部性問題，減少無謂損失。然而，是否對菸品課稅需先對菸品進行彈性之估計，以瞭解菸品之稅捐課徵效果。國內已有許多學者進行菸品需求價格彈性及所得彈性之估計研究。Lee （2008）以香菸之需求價格彈性估計當香菸稅大幅增加時，其對香菸消費所造成之影響。該研究以香菸價格漲幅為 44%作為假設情境，電話訪談我國 15 歲以上之吸菸者，得到 483 個有效樣本。研究結果顯示，當香菸價格漲幅為 44%時，其需求價格彈性為-0.29，意即香菸稅的大幅增加會有效 21.

(28) 第參章. 文獻回顧. 地減少香菸消費，且有助於增加政府之香菸稅收入及香菸商之所得，對三者皆有益處，故學者建議可大幅增加香菸稅作為政策。林煥德（2009）衡量台灣香菸稅捐之累退性，研究發現自 1979 年至 2007 年，我國香菸稅累退程度有逐步加劇的現象，因此低所得家庭較高所得家庭負擔較重之香菸稅。而觀察台灣吸菸家庭的特性則發現，菸草消費支出金額愈高者，戶長及家庭成員平均年齡愈低、教育程度較低、以及女性戶長比例下降等特徵，故研究建議衛生醫療主管當局加強菸害防制教育，以提升國民健康。. 政治大李政峰（2012）則探討菸品稅、國民所得對香菸消費及國民健康的影立. ‧ 國. 學. 響。該研究運用複迴歸及簡單迴歸模型進行實證分析，實證結果發現課徵菸品稅對於香菸消費市場有顯著之負影響，而經濟成長對於香菸消費市場. ‧. 有顯著之正影響，由此顯示政府採以價制量法抑制菸品消費確有其效，而. sit. y. Nat. 國民所得之提升，會促使國人對香菸消費的增加。另外觀察香菸消費及全. er. io. 民健康保險中可歸因於吸菸成本則呈現顯著負影響，可能原因為吸菸對人. n. 體之影響為長期性傷害，且好發於中老年時期，即使已減低吸菸量，可歸 a v. i l C n hengchi U 因於吸菸成本仍不會因此遞減，反而呈逐年增加趨勢。. 近年我國菸品消費之彈性可參考林姵妤（2010）以紙菸消費量及零售價格等時間序列資料建構台灣紙菸需求模型，探討國人對菸品市場之需求。 1971 年至 2009 年間，紙菸相關彈性之估計結果如下，國產紙菸及進口紙菸之需求價格彈性分別為-0.88 及-0.47，所得彈性則分別為 0.06 及 0.18；國產紙菸對進口紙菸之交叉價格彈性為 0.40，進口紙菸對國產紙菸之交叉價格彈性為 0.63。而研究結果亦顯示，吸菸健康風險訊息、菸盒警告標語，以及菸品健康福利捐皆對國內紙菸需求之影響為負，而菸品開放進口對國產紙菸消費之影響亦為負面，但對進口紙菸消費具正面影響。最後，菸害 22.

(29) 第參章. 文獻回顧. 防制法對國產紙菸需求具負面影響，但對進口菸品需求的影響並不明顯。國外文獻的部分，各國亦有估計菸品之需求價格彈性，Czubek and Johal（2010）以季資料估計英國之菸品需求價格彈性為-1.17 至-0.92 間。而 Martinez et al.（2013）則估計阿根廷之菸品需求價格彈性，實證結果顯示，在長期之下，菸品之所得彈性為 0.43，而其需求價格彈性則為-0.31；而短期下，菸品所得彈性為 0.25，需求價格彈性則為-0.15。而除了菸品需求價格彈性之估計外，國外學者已開始將菸品消費行為. 政治大環之特性。Rhum（2000，2005）提出吸菸行為具有順景氣循環之特性，該立. 與總體景氣進行連結，大多數之研究結果皆指出菸品消費行為具順景氣循. ‧ 國. 學. 特性尤其集中於重度吸菸者，其會在景氣衰退期減少吸菸行為。Charles and DeCicca（2008）也證實菸草消費為順景氣循環之行為。Xu and Kaestner. ‧. （2010）探討景氣循環與健康行為之關聯性，實證結果顯示，當景氣擴張. sit. y. Nat. 時民眾會增加其非健康行為，包含吸菸量增加及運動量減少等，而工時增. er. io. 長及工資上升時，也會導致更高的菸品消費量，因此為順景氣循環之行為。. n. 然而，Barnes and Smith（2009）則發現當失業的可能性愈高時，吸菸行為 a v. i l C n hengchi U 也會持續攀高，因此稱菸草的使用具有逆景氣循環之特性。. Rider（2013）以失業率作為總體景氣指標，探討景氣對菸品消費及啤酒消費之影響。實證結果顯示，當景氣衰退時菸品之消費量也會同時降低，此結果與一般認為菸品為正常財之看法一致。而研究也發現，啤酒之消費量在景氣衰退時僅為些許增加，變化並不大，此結果亦和大多數研究所指出的啤酒為劣等財之特性符合。. 23.

(30) 第參章. 第二節. 文獻回顧. 景氣不對稱之文獻. 目前景氣不對稱相關文獻仍無應用於財政及消費行為方面之探討，而研究經濟之跨國影響效果時，陳佳利（2006）利用同時指標和工業生產指數作為景氣指標，研究總體景氣波動是否存在跨國傳遞的行為，探討美國與日本的景氣波動是否對台灣有不對稱的影響。經實證結果發現，無論採取何種景氣循環指標，美國及日本景氣對台灣景氣循環的影響存在不對稱性，尤其是當美、日兩國的景氣狀態處於低成長之下，對台灣景氣的影響效果更加顯著。. 立. 政治大. Wu and Cheng（2010）則將景氣變動與社會行為連結，以失業率作為. ‧ 國. 學. 總體經濟指標，探討總體景氣波動是否對於死亡率與自殺率的影響有對稱效果。實證結果顯示，總體景氣對於死亡率的影響是對稱的，而其對於自. ‧. 殺率的影響則為不對稱的，景氣繁榮時自殺率減少的幅度大於景氣衰退時. y. Nat. er. io. sit. 自殺率增加的幅度。. n. 景氣不對稱研究亦可應用至金融業方面，許雯（2010）探討我國銀行 a v. i l C n hengchi U 業不良債權比率是否受到總體景氣的繁榮或衰退期間出現不對稱影響效果。實證結果顯示，銀行業不良債券比率與我國總體景氣波動呈反向循環。然而，在一次金融改革前，總體景氣的繁榮或衰退對於不良債券比率的影響程度差異不大；在一次金融改革後，總體景氣的繁榮或衰退確實對於不良債券比率的影響程度出現顯著差異，主要原因來自一次金融改革前的金融自由化使得各家銀行如雨後春筍般出現，惡性的競爭的情況下各家銀行逾放比率逐年升高，使得受到景氣波動的影響不甚明顯，一次金融改革後讓金融市場回歸到應有的波動秩序。而景氣之不對稱分析也可應用在消費行為上，其不對稱分析又可分為 24.

(31) 第參章. 文獻回顧. 全面性的消費行為，又或者是侷限於某特定部分之消費行為進行研究。關於全面性消費行為的不對稱研究，Holly and Stannett（1995）即驗證英國消費使否存在不對稱性，其使用英國 1966 年至 1992 年的季資料，檢定方法則採用 Sishel 在 1993 所提出不對稱循環可分為深度不對稱（deepness asymetric）與陡度不對稱（steepness asymetric）的檢驗方法，檢定結果顯示英國的消費存在深度不對稱，然而陡度不對稱並不顯著。葉佳宜（2013）則以國內生產毛額（GDP）做為總體景氣指標，探討我國家戶消費之不對稱性。其資料使用 1979 年至 2011 年之台灣地區家庭. 政治大. 收支調查報告，實證結果顯示，低所得家戶及總體家戶之消費具有順景氣. 立. 循環之特性，且景氣之榮枯對家戶的消費存在不對稱影響。而總體家戶與. ‧ 國. 學. 高所得家戶存在財富效果，故政府可使用擴張性貨幣政策刺激消費；低所得家戶則需藉所得重分配政策改善其家戶消費情況。另總體家戶及高所得. Nat. sit. y. ‧. 家戶之消費具顯著結構性轉變，低所得家戶則否。. er. io. 針對特定部分消費行為進行不對稱分析之文獻，國內學者則應用於探. n. 討非耐久財之消費不對稱性。郭炳伸與鍾景婷（2002）以國內生產毛額及 a v. i l C n hengchi U 金融指標變動率作為門檻變數，探討總體景氣波動如何影響國人對於非耐. 久財的消費行為，驗證恆常所得假說是否成立。結論顯示當總體景氣低於某一個門檻值時，非耐久財的消費受到當期所得影響，恆常所得假說不成立；當總體景氣高於某一個門檻值時，非耐久財的消費不受到當期所得影響，恆常所得假說成立。國外學者則將此應用至股票之市場價值，Apergis and Miller（2006）探討美國股票市場價值是否對於消費有不對稱的影響，使用 1957 年至 2002 年的個人消費季資料，以稅後名目勞動所得及股票價值解釋消費行為，並採用 Error-Correction 模型分析股票市場價值是否對消費有不對稱的影響。 25.

(32) 第參章. 文獻回顧. 研究結果顯示股票市場價值確實對於人均實質消費存在不對稱的影響，進一步發現股票市場壞消息所影響消費程度大於好消息的影響程度。. List and Peysakhovich（2011）以標準普爾 500 指數（Standard & Poor's 500 index）作為景氣指標，探討景氣對於不同受捐贈單位的影響。實證結果顯示，捐贈是順景氣循環的，當股價指數上漲時，教育機構之捐贈會受到較大的影響，而宗教組織的捐贈較不會受到景氣波動的影響。此外，與景氣衰退期相較之下，景氣繁榮期時捐贈行為的反應較大，顯示捐贈行為具有景氣不對稱的特性。. 立. 政治大. 歸納以上文獻可知，在進行不對稱分析時應先選定景氣指標，例如工. ‧ 國. 學. 業生產指數及失業率等。應用在各領域的研究，其景氣指標的選定也有所. ‧. 不同，可選用景氣同時指標，如工業生產指數等，亦可選用失業率等景氣. io. a. er. 兩者有較大直接關聯時會較為合適。. sit. y. Nat. 落後指標。重要的是，景氣指標的選定應考量其研究對象及研究目的，當. n. iv 本研究將以經濟成長率作為總體景氣指標，探討我國的總體景氣對於 l. n U engchi 菸品消費是否具有不對稱的影響。當景氣之榮枯對菸品消費行為的影響之. Ch. 效果比率相似時，即菸品消費行為具有景氣對稱性；若無則菸品消費行為具有景氣之不對稱性。當研究結果顯示菸品消費行為具對稱性時，則該結果可奠定預測菸品消費之基礎；而若其結果為具不對稱性，可能與菸品為成癮性商品有關，亦可作為政府機關制定菸品相關政策時之參考。. 26.

(33) 第肆章. 實證模型. 第肆章實證模型本研究主要為探討我國總體景氣波動對家庭菸品消費支出之影響，觀察該支出項目具順景氣循環或逆景氣循環之特性，再進一步將景氣分為衰退期及繁榮期，看景氣之好壞對菸品消費支出的影響是否具不對稱性。本章將於第一節說明本研究之資料來源及變數設定，第二節說明資料處理步驟，並於第三節設定本研究之實證模型。. 政治第一節資料來源與變數設定. 大. 立. ‧ 國. 學. 一、資料來源. ‧. 本文之資料來源主要係依據行政院主計總處所發布之《臺灣地區家庭. y. Nat. 收支調查報告》（以下簡稱為家庭收支調查報告），並根據該報告之樣本戶. a. er. io. sit. 資料進行分析，資料年度則涵蓋 1979 年至 2012 年之時間序列資料。. n. iv 我國家庭收支調查報告起源於 1964 年，主要透過全省調查以瞭解台灣 l. n U ngchi 省各階層家庭之收支情況；1966 e 年改由台灣省政府主計處每兩年調查一次；. Ch. 1970 年為因應台北市改制為院轄市，而改由台灣省政府主計處及台北市政府主計處分別按年辦理；1979 年則又因高雄市改制為院轄市，而由台灣省政府主計處、台北市政府主計處及高雄市政府主計處分別按年辦理。至 1994 年由《台灣地區個人所得分配調查報告》更名為《台灣地區家庭收支調查報告》而沿用至今。目前我國家庭收支報告為因應 2011 年的部分縣市合併升格或改制為直轄市，以及行政院主計處改制為行政院主計總處，自 2012 年起改由行政院主計總處及新北市、臺北市、臺中市、臺南市、高雄市等直轄市政府主計處分別按年辦理。 27.

(34) 第肆章. 實證模型. 現行家庭收支調查報告的取樣方式，是由戶籍登記資料以縣市為副母體，採分層二段隨機抽樣方法，第一段抽樣單位為村里，第二段抽樣單位為戶，由台灣地區總戶數中抽出大約 2‰的家戶作為調查樣本戶，以 2012 年為例，其樣本數約為 15,858 戶。在抽出樣本戶後，每年由調查員訪問這些家戶一次，查詢其年所得收支之主要項目，包含家庭戶口組成、家庭設備、住宅概況及所得收支等。而本研究則可藉此報告獲得台灣家戶之菸品消費支出金額，同時瞭解各家戶之所得階層及其特性，使本研究更趨完整。二、變數設定. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 1. 實質菸草消費支出（cig）. ‧. 指當年度平均每戶菸草消費支出金額。本文採用台灣家庭收支調查報. y. Nat. 告自 1979 年至 2012 年間，共計 34 年之抽樣調查結果。其中菸草費支出. io. sit. 包含於消費性支出項下，其調查之定義為各種菸類及進口洋菸之消費總. er. 和。4本研究在取得各年度每戶菸草消費支出後，因考量支出金額會收到物. al. n. v i n 價起伏的影響，而非單純消費量之增減，為達研究之準確性，再以 2011 Ch engchi U. 年為基期，藉由物價指數之調整以計算出各年度平均每戶之實質菸草消費支出，作為本研究主要之研究變數。 2. 經濟成長率（gdpr）經濟成長率係以實質 GDP 所計算之年增率，亦即該年度實質總產出的. 4. 需注意的是，我國家庭收支調查報告原代碼 740 之「菸草費合計」欄位，在 2009 年後改為「菸草及檳榔」合併欄位，代碼亦改為 1021。本研究考量該欄位之金額與 2008 年以前之金額差異並不明顯，顯示檳榔支出所占之比重較低，且資料上具拆解不易之限制，因此在資料準確性及拉長資料年度兩者權衡下，仍將 2009 年後之菸草及檳榔合計金額視為菸草消費支出項目進行迴歸分析。 28.

(35) 第肆章. 實證模型. 成長率，用以衡量當年投入生產要素，包含勞動力投入、資本累積及技術創新等方式，所創造之附加價值成長速度，經濟成長顯示可以滿足更多最終需求，達促進經濟規模擴增的現象，而經濟成長率則是常用來衡量一國之經濟成長的指標。本文將以行政院主計總處所發布之各年度經濟成長率作為總體景氣指標，衡量菸品消費支出與景氣循環之關聯性。Krüger and Svensson（2008）以 GDP 作為總體景氣指標，探討酒品銷售及消費受景氣波動之影響，發現酒品之銷售及支出具順景氣循環之特性。Rider（2013）以失業率作為總. 政治大. 體景氣指標，發現當景氣衰退時菸品之消費量也會同時降低，意即美國的. 立. 菸品消費量具順景氣循環的特性。而 Xu and Kaestner（2010）也透過實證. ‧ 國. 學. 結果顯示美國之吸菸行為具順景氣循環的特性。因此本文在此預期我國菸品消費支出將和經濟成長率呈正向相關，如美國實證研究所指出之菸品消. ‧. 費為順景氣循環的行為。. sit. y. Nat. er. io. 此外，本文將再進一步估計出其經濟成長率的長期趨勢值，以衡量景. n. 氣之榮枯。當該年度之經濟成長率高於長期趨勢值時，我們稱之為景氣繁 a v. i l C n hengchi U 榮期；反之，若該年度之經濟成長率低於長期趨勢值，則定義其為景氣衰. 退期。透過此定義，本文將進一步瞭解景氣在經歷繁榮期及衰退期時，其分別對菸品消費支出所造成的影響幅度是否相同，藉此判斷菸品消費與景氣循環之關聯性，及該項消費是否具景氣不對稱性。 3. 實質可支配所得（di）可支配所得（disposable Income）為所得中可由家庭自由支配使用於消費或儲蓄的部分，5依據行政院主計總處的定義，可支配所得之計算方式為 5. 本研究之可支配所得為按照行政院主計總處之定義計算而得，一般而言廣義的可支配所得 29.

(36) 第肆章. 實證模型. 所得收入總計扣除非消費支出後所得之數額，其中非消費支出由利息支出及經常移轉支出兩項目組成。本文認為家戶之可支配所得的高低亦會影響菸品消費支出金額。Lee（2008）透過問卷訪問我國 15 歲以上的吸菸者，提出菸品之所得彈性為-0.434，顯示菸品具劣等財之特性。而林姵妤（2009）則透過實證結果顯示，我國的國產紙菸及進口紙菸之所得彈性為分別為 0.06 及 0.18，顯示不論是國產或進口紙菸皆具有正常財的特性。兩篇文章所顯示的結果並不相同，因此目前仍無法預期以我國家戶的角度研究下，菸品消費與可支配所得之關聯為正向或負向相關。 4. 捲菸單位價格（pcig）. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 指的是每支捲菸的單位價格。本文採用林煥德（2009）之捲菸平均價格估算資料，1979 年至 2000 之捲菸單位價格係以台灣地區菸酒事業統計年. ‧. 報之省捲菸（國產菸）及洋捲菸（進口菸）之銷售數量及金額估算而得；. sit. y. Nat. 2001 及 2002 年之菸品價格則為李家銘等（2006）之推算結果；並採用蔡. er. io. 憶文（2005）以台灣香菸消費行為調查長期追蹤資料庫及台灣香菸消費行. n. 為調查資料庫估算出之a2003 及 2004 年之每包香菸價格資料；2005 至 2007 v. i l C n hengchi U 年之價格資料則根據 2004 年之物價指數調整後求得。本研究另依行政院. 主計處所公布之香菸及檳榔物價指數，以 2007 年為基期，估算出 2007 年至 2012 年之捲菸單位價格。 5. 教育程度（edu）指的是當年度每戶的平均教育程度，以受教育之年數表示。本文使用資料為 1979 年至 2012 年間，家庭收支調查報告所提供之各家戶成員教育. （disposable income）定義為總所得收入扣除直接稅，而本文之可支配所得則為總所得收入扣除. 日常生活中之固定支出，可視為定義較嚴格之可支配所得（discretionary income）。 30.

(37) 第肆章. 實證模型. 程度，換算成受教育年數後，再計算全戶平均教育年數。根據家庭收支調查報告，以 2012 年為例，其將教育程度分為十大類，依序為不識字、自修、國小、國（初）中（初職）、高中、高職、專科（五專前三年劃記高職）、大學、碩士及博士。惟其分類亦會隨社會型態之轉變而有所調整，自 1979 年至 2012 年間共計改變兩次，分別為 1991 年將國（初）中及初職合併為一類，以及至 2003 年以前最高學歷只調查至研究所，在 2004 年後將研究所改為碩士，並新增第十類為博士。在教育年數的設定上，本研究設定如下：不識字及自修之教育年數為. 政治大. 零；國小之教育年數為 6 年；國（初）中、初職之教育年數為 9 年；高中. 立. 及高職受教育年數為 12 年；專科（五專前三年劃記高職）為 14 年；大學. ‧ 國. 學. 為 16 年；博、碩士及研究所則為 18 年。我們認為，教育程度愈高，所接觸到的校園菸害宣導較多，對保健意識的認知也較深，且根據 2012 年成. ‧. 人吸菸行為電話調查，教育程度為國中或高中職之男性，吸菸率約為大學. y. Nat. n. er. io. 6. 虛擬變數（dummy）a. sit. 以上男性的 3 倍，因此本文預期教育程度與菸品消費應呈負向相關。. iv l C n hengchi U. 本文為資料年度自 1979 年至 2012 年之時間序列模型，考量在此 34s 年間，菸品政策的變更可能造成家戶菸品支出之變動，故納入政策因素，針對 1979 年後我國具影響性之菸品政策項目設定虛擬變數（dummy variable）。模型中放入的五個虛擬變數分別為 1987 年開放洋菸進口（d1987）、1997 年實施菸害防制法（d1997）、2002 年開徵菸品健康福利捐為每包紙菸 5 元（d2002）、2006 年調漲健康福利捐為每包紙菸 10 元（d2006），以及 2009 年二度調漲菸品健康福利捐為每包 20 元（d2009），在政策變更前之年度皆設為 0，政策變更後之年度則皆設為 1，藉此估計其對家戶菸品支出之影響。 31.

(38) 第肆章. 實證模型. 林姵妤（2010）以紙菸消費量及零售價格等時間序列資料，建構台灣紙菸需求模型時，亦放入菸品政策項目作為解釋變數，分別對國產紙菸及進口紙菸進行估計。實證結果顯示，菸品開放進口、菸害防制法及菸品健康福利捐的實施，皆對國產菸品消費量呈負面影響；而觀察進口紙菸消費量，則受菸品開放進口之影響為正，菸品健康福利捐之影響為負，菸害防制法對進口紙菸每人消費量則無顯著影響。故本文預測菸品健康福利捐的實施及調漲對家戶菸品支出之影響為負，而菸害防制法的實施及洋菸開放進口對菸品支出之影響仍無法確定。 7. 趨勢項（trend，trend2）. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 本文為採時間序列估計家戶菸品支出與景氣循環之關聯性，而時間序列通常具有隨時間而成長的傾向，稱為趨勢，因此為了控制序列中固定趨. ‧. 勢（deterministic trend）的部分，我們在迴歸模型中加入趨勢項（trend），. sit. y. Nat. 然而固定趨勢未必為線性，因此模型中也放入趨勢項平方（trend2）以將菸. er. io. 品支出中之固定趨勢移除。Rider（2013）探討美國菸品零售量與失業率之. n. 關聯性時，亦在估計模型中放入趨勢項（TimeTrend） a v ，實證結果顯示趨勢. i l C n hengchi U 項與菸品零售量之關聯性為負向，故本文參考美國的資料，預測我國之菸品支出與趨勢項或趨勢項平方將呈反向趨勢. 32.

(39) 第肆章. 實證模型. 第二節資料處理本文之主要資料來源為我國家庭收支調查報告，資料使用期間為 1979 年至 2012 年，共計 34 年間之時間序列資料。然而時間序列的資料可分為定態（stationary）或非定態（non-stationary）兩種類型，若時間序列的資料呈非定態的特性，以該項資料直接進行迴歸分析可能會產生虛假迴歸（spurious regression）的問題，使迴歸結果的判定係數高估，而誤判了兩變數間的關聯性。會造成時間序列資料為非定態的原因就在於該變數具有. 政治大 trend），當變數受到經濟體系的外生衝擊（exogenous shocks），會對該項時立. 單根（unit root）的問題，也就是其時間序列資料具有隨機趨勢（Stochastic. 間序列資料產生持續且長期的影響。因此，為避免上述的問題，我們在進. ‧ 國. 學. 行迴歸分析前，必須先對各變數進行單根檢定，確定其資料為定態或非定. ‧. 態。本研究將採用 ADF 單根檢定（Augument Dicky-Fuller test）作為變數. y. Nat. 處理的第一步，設定虛無假設為該變數資料存在單根問題，若檢定結果無. er. io. sit. 法拒絕虛無假設，則判定其時間序列變數具有非定態的特性。若確定其資料為非定態，我們將進行第二步，以 H-P 濾波器（Hodirck-Precott filter）. al. n. v i n 或稱 H-P 分解，將資料分解成定態及非定態，也就是趨勢（trend）及循環 Ch engchi U. （cyclical）兩部分，透過平滑係數控制隨機趨勢的波動，並去除掉循環的部分。最後我們以極小化波動的趨勢值為基礎，計算各變數之偏離率，作為去除隨機趨勢與單根問題後之定態變數，並以該定態變數進行迴歸分析。本節將依序介紹 ADF 單根檢定、H-P 濾波器的分解及偏離率之計算。一、 ADF 單根檢定單根檢定為用於檢定時間序列資料是否為定態，最早之單根檢定係 1979年由Dickey and Fuller所提出的Dickey-Fuller（DF）檢定法，其虛無假設為殘差項符合白噪音（white noise），但因為當時DF檢定法只考慮一階自 33.

(40) 第肆章. 實證模型. 我迴歸模型AR(1)且其殘差項通常存在自我相關（autocorrelation）的特性，故Said and Dickey（1984），加入額外差分落後期調整，而衍生出修正的（Augmented）DF檢定，簡稱ADF檢定（Augmented Dickey-Fuller test）。本文採取ADF檢定法來檢定時間序列資料是有具有單根問題，而依照有無截距項或時間趨勢，其檢定模型共可分為三種，第一種為不含截距項與時間趨勢；第二種為含截距項但不含時間趨勢之模型；第三種則為含截距項與含時間趨勢之模型，分別依序顯示於下列之模型A、B、C，其中α0為截距項，τ為時間趨勢，而ρ、β為參數，若εt為誤差項。. 立. 政治大. 學. ∆y= ρ yt −1 + ∑ i =1 βi ∆yt −i −1 + ε t t p. （4.1）. ‧. ‧ 國. 模型A：無截距項也沒有時間趨勢：. p. n. al. Ch. e. 模型 C：包含截距項及時間趨勢：n g c h. i. er. io. ∆yt = α 0 + ρ yt −1 + ∑ i =1 βi ∆yt −i −1 + ε t. sit. y. Nat. 模型 B：含截距項，但無時間趨勢：. i n U. ∆yt = α 0 + ρ yt −1 + α 2t + ∑ i =1 βi ∆yt −i −1 + ε t p. v. （4.2）. （4.3）. 上述三種 ADF 檢定模型之虛無假設皆為 H0：ρ = 0，而其對立假設則皆為 Hα：ρ < 0。若實證結果為拒絕虛無假設，表示此時間序列資料為定態資料；反之，若無法拒絕虛無假設，則表示其為非定態之時間序列資料，. 34.

(41) 第肆章. 實證模型. 存在單根問題及隨機趨勢。為處理其單根問題，本文將參考許雯（2010），使用 H-P 濾波器以分解時間序列資料之單根問題。二、 H-P 濾波器（Hodrick-Prescott filter）. H-P濾波器又稱H-P分解，透過H-P濾波器可以將時間序列資料分解成非定態及定態，也就是隨機趨勢項及波動項（cyclical）兩部分，其處理方式為在去除波動項後，以一給定的平滑係數，懲罰過度波動的隨機趨勢項，控制其波動程度，將其平滑化（smooth）。其模型如下所示，其中Τ 為樣本. 政治大. 數，χ 為隨機趨勢，c為循環部分，λ 為處罰參數（penalty parameter），用. 立. {∑. c + λ∑. T T 2 t t 2 =t 1 =. min. [( xt +1 − xt ) − ( xt − xt −1 )]. 2. 學. ‧ 國. 於控制隨機趨勢項之波動。. } , λ >0. （4.4）. ‧. y. Nat. 如上列所示，當λ 值愈大時，即表示隨機趨勢之時間序列資料愈加平. io. sit. 滑。若λ 趨近於無限大，表示隨機趨勢項χ 趨近於線性函數。Hodrick and. er. Prescott（1997）建議λ 值之設定應依樣本資料之時間屬性而有所不同。若. al. n. v i n 樣本屬性為年資料，則設定C λ = 100；若為季資料，則設定 λ = 1600；若為 hengchi U 月資料λ = 14400。由於本研究採用的是家庭收支調查報告之年資料，故在. λ 值的設定上為λ = 100。三、偏離率之計算在以 H-P 濾波器估算出本研究各變數之趨勢值後，我們進一步計算出所有變數之原始值偏離期趨勢值之比率，最後再以各變數之偏離率代入迴歸計量模型進行實證分析。其變數之偏離率定義如下：. 35.

(42) 第肆章. �t = V. �Vt −Vtrend,t �. 實證模型. （4.5）. Vtrend,t. 其中 Vt 為各變數之當期原始值，Vtrend,t 為以 H-P 濾波器處理後之當期趨勢 �t 即為估算出之各變數偏離比率。值，而 V. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 36. i n U. v.

(43) 第肆章. 實證模型. 第三節模型設定本文之研究目的在於探討我國菸品消費支出與景氣循環之關聯性，並進一步分析菸品消費支出是否具有景氣之不對稱性。因此，本文將透過兩組迴歸模型，使用普通最小平方法（ordinary least square，OLS）複迴歸模型進行實證研究，探討上述兩個議題。首先我們會以我國經濟成長率作為總體景氣指標，觀察菸品消費支出之特性為順景氣循環或逆景氣循環；另建構一模型將景氣分為繁榮期與衰退期，探討菸品消費支出是否具有景氣. 政治大本文另依所得高低依序將家戶分為十組，使用第一組所得家戶作為低所得立. 之不對稱性。而在樣本的使用上，除了我國總體家戶平均之菸品消費支出，. 同所得家戶之菸品消費支出的影響。. Nat. sit. y. ‧. 一、總體景氣波動對菸品消費之影響. 學. ‧ 國. 家戶之代表，另以第十組家戶表示高所得家戶，探討總體景氣波動對於不. er. io. 為探討總體景氣波動對菸品消費之影響，本文以經濟成長率（gdpr）作為. n. 代表我國總體景氣循環的指標變數，將實質可支配所得（di）、捲菸單位價 a v. i l C n hengchi U 格（pcig）及教育程度（edu）作為解釋變數，並放入虛擬變數（dummy），. 控制每次菸品政策變動的時間，再放入趨勢項（trend、trend2）控制菸品消費支出之固定趨勢。將上述解釋變數代入迴歸計量模型進行實證分析，探討總體景氣波動對於實質家戶菸品消費支出（cig）的影響。而為去除單根問題，以上變數皆經過 H-P 濾波器處理，並以其偏離率進行迴歸分析。計量迴歸模型表示如模型一（4.6 式），其中，β 為參數，ｔ為期數，εt 為誤差項，各項解釋變數則如前段所述。. 37.

(44) 第肆章. cigt = β 0 + β1 gdprt + β 2 dit + β 3 pcigt + β 4 edut 5. + ∑ β i dummyt + β10trendt + β11trend 2 t + e t. 實證模型. （4.6）. i =5. 透過模型一我們除了可以觀察我國總體家戶的菸品消費支出之特性，瞭解其與總體景氣之關聯性，本文亦以可支配所得將總體家戶分為十組後，分別以第一組及第十組所得之家戶代表低所得及高所得之族群，將其資料. 政治大計總體景氣波動對其造成之影響效果。立. 二、總體景氣循環與菸品消費支出之不對稱分析. 學. ‧ 國. 以模型一進行迴歸分析，藉此知悉不同所得族群之菸品消費支出特性，估. ‧. 本文以我國經濟成長率（gdpr）作為總體景氣循環的指標變數，並參. sit. y. Nat. 考 Wu and Cheng（2010）以 H-P 濾波器進行分解估算，得出我國經濟成長. er. io. 率之趨勢值，以利區分景氣之繁榮期與衰退期。其區分方式如下，若當年. n. 度經濟成長率之原始值高於趨勢值，定義該年度為景氣繁榮期，變數表示 a v 為 gdpr +. i l C n hengchi U ；反之，若當年度經濟成長率之原始值低於其趨勢值，則定義該. 年度為景氣衰退期，其變數表示為 gdpr − 。不論是繁榮期或衰退期，皆以其偏離值之絕對值進行迴歸分析，也就是只考量其偏離程度而不考慮數值之正負，其定義如下： + 0   gdprt if gdprt ≥ 0  − = gdprt  =  and gdprt  −  gdprt  0 if gdprt < 0  +. if gdprt ≥ 0   if gdprt < 0 . （4.7）. 接著我們再放入各變數以建立較完整的計量迴歸模型，表示於模型二：. 38.

(45) 第肆章. 實證模型. cigt = β 0 + β1 gdpr +t + β 2 gdpr -t + β3 dit + β 4 pcigt 5. + β 5edut + ∑ β i dummyt + β11trendt + β12trend 2 t + e t. （4.8）. i =6. 其中，β 為參數，ｔ為期數，εt 為誤差項，各項解釋變數則如前段所述。為瞭解我國家戶菸品消費支出是否具景氣之（不）對稱性，需檢驗 −. +. β1 = β 2 ，探討 gdpr 與 gdpr 對菸品消費支出之影響效果是否幅度相同。. 政治大景氣之繁榮期及衰退期對於我國家戶菸品消費支出之影響幅度相同，即為立. 因此設定其虛無假設為 H 0 : β1 = β 2 ，若檢定結果無法拒絕虛無假設，表示. ‧ 國. 學. 其因應景氣之衰退（繁榮）其支出之增減幅度一樣，顯示我國家戶菸品消費支出具景氣對稱性。反之，若檢定結果為拒絕虛無假設，則表示在總體. ‧. 景氣波動對於我國家戶菸品消費支出具有不對稱之影響。. y. Nat. er. io. sit. 而如同模型一，我們除了觀察總體家戶的菸品消費支出之特性，也探討低所得族群與高所得之族群之菸品消費支出，透過模型二進行計量迴歸. al. n. v i n 分析，瞭解我國家戶之菸品消費支出是否具有景氣（不）對稱性，並藉此 Ch engchi U 觀察景氣對高、低所得族群之菸品消費支出影響效果是否有不一致的現象。. 39.