بررسی قاعده‌ی سرانگشتی مصرف با روش گشتاورهای تعمیم‌یافته در ایران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 4، دوره 8، شماره 25، فروردین 1393، صفحه 53-65   

نوع مقاله: پژوهشی

نویسندگان

رضا روشن^{* 1}؛ مصیب پهلوانی²؛ محمد نبی شهیکی تاش³

¹دکتری اقتصاد دانشگاه سیستان و بلوچستان

²دانشیار اقتصاد دانشگاه سیستان و بلوچستان

³استادیار اقتصاد دانشگا سیستان و بلوچستان

چکیده

هدف از مقاله حاضر این است که چند درصد از خانوارهای ایرانی صددرصد درآمد جاری‌شان را مصرف می‌کنند و به اصطلاح بر طبق قاعده‌ی سرانگشتی در مصرف عمل می‌نمایند. بنابراین در این مقاله با استفاده از تابع مطلوبیت ارایه شده توسط اپستین و زین، ضمن جداسازی ضریب جانشینی بین دوره‌ای و ریسک‌گریزی نسبی، ضریب قاعده‌ی سرانگشتی در مصرف نیز برای دوره‌ی زمانی 1390-1357 با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم یافته برآورد شده است. نتایج نشان می‌دهد حدود 5/26 درصد از خانوارهای ایرانی بر اساس قاعده‌ی سرانگشتی در مصرف عمل می‌کنند و بقیه‌ی خانوارها نیز بر اساس درآمد دایمی عمل نموده و دارای برنامه مصرفی بین دوره‌ای هستند. هم‌چنین، یافته‌های تحقیق گویای وجود ریسک‌گریزی معنادار اما پایین در بین خانوارها می‌باشد که مقدار آن بین 08/0 تا 22/0 می‌باشد.

کلیدواژه‌ها

قاعده سرانگشتی؛ فرضیه درآمد دایمی؛ ریسک‎گریزی نسبی؛ جانشینی بین دوره‎ای؛ روش گشتاورهای تعمیم یافته

اصل مقاله

1.‌ مقدمه

پس از ارایه‌ی نظریه "گام تصادفی هال" که مبتنی بر فرضیه‌ی درآمد دایمی و انتظارات عقلایی بود، فرضیه‌ی درآمد دایمی به طور اساسی مورد نقد قرار گرفت. از جمله این انتقادها که در رفتارهای تجربی و سری زمانی مصرف نیز مشاهده میشود این است که مصرف بین دوره‌ای بیش از آنچه فرضیه‎ی درآمد دایمی بیان می‌دارد نسبت به درآمد جاری (یا درآمد پیش‌بینی شده) حساس است که این موضوع توسط یک قاعده که آن را قاعده‌ی سرانگشتی[1] در مصرف یا حساس بودن مصرف نسبت به درآمد جاری می‌نامند، قابل بررسی است. به عبارت دیگر، می‌توان بیان داشت خانوارهای با رفتار قاعده سرانگشتی، به طور ساده 100درصد درآمد جاری‌شان را مصرف می‌کنند در حالی که در مقابل، خانوارهای با درآمد دایمی، خانوارهایی هستند که مسیرهایی از مصرف را بر اساس درآمد طول عمر، برای حداکثرسازی تابع مطلوبیت دوره‌ی زندگی‎شان انتخاب می‎کنند.

 یکی از مشکلاتی که در تحقیقات مربوط به مصرف بین دوره‌ای و رهیافت معادله‎ی اولر و الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایهای مصرف^[2] با آن مواجه هستیم این است که ضریب ثابت ریسک گریزی نسبی (CRRA)^[3] و کشش جانشینی بین دوره‌ای (EIS)^[4] در مدل و تعریف فوق معکوس هم هستند و نمیتوان آنها را از همدیگر جدا نمود که در این مقاله سعی می‌نماییم با بهره‎گیری از ترجیحات معرفی شده به وسیله اقتصاددانان از جمله اپستین و زین[5] این دو پارامتر را از هم جدا ساخته و با توسعه کار کمپبل و منکیو و استفاده از رهیافت مطلوبیت غیرانتظارانه که توسط دانشمندانی چون سلدن[6] (1978)، کرپس و پورتز (1979)، ویل[7] (1990) و اپستین و زین[8] (1991) ارایه شده و امکان جداسازی ضریب ریسک گریزی نسبی و جانشینی بین دوره‌ای را فراهم می‌سازد، مشخص نماییم که چند درصد از درآمد قابل تصرف به سمت خانوارهایی میرود که به سادگی^[9] درآمد جاری‎شان را مصرف می‌کنند و چند درصد نیز به صورت درآمد دایمی مصرف می‌شود. در مطالعات گذشته که بر روی رفتار قاعده سرانگشتی در مصرف  صورت گرفته است نوعاً از تابع مطلوبیت توانی با چارچوب مطلوبیت انتظاری ون- نیومن- مورگسترن^[10] (VNM) و معادلات اولر خطی- لگاریتمی استفاده شده که در آنها نمی‌توان ضریب جانشینی بین دوره‎ای و ریسک‎گریزی را از همدیگر جدا نمود. جداناپذیری این دو باعث ایجاد سردرگمی در کارهای تجربی مربوط به تعیین پارامترهای ترجیحات مصرف‌کننده می‌شود. برای مثال، یک مقدار نزدیک به صفر از EIS (به دست آمده به وسیله‌ی  هال[11](1988)) دلالت بر مقدار نامحدودی برای ریسک‎گریزی دارد که با رفتار مشاهده شده برای مصرف‌کننده نسبت به گرایش به ریسک در تضاد است. در این مطالعه سعی مینماییم که با بهره‌گیری از ترجیحات تعریف شده توسط اپستین - زین و معادله اولر استخراج شده توسط آنان که امکان جداسازی ضرایب یاد شده را فراهم می‌آورد و با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم یافته، به برآورد ضریب قاعده‎ی سرانگشتی در مصرف و هم‌چنین به برآورد پارامترهای ترجیحات مبادرت ورزیم.

در ادامه‎ی مقاله، ابتدا مروری بر مطالعات انجام شده در زمینه‌ی قاعده‎ی سرانگشتی در مصرف انجام میشود. سپس در بخش بررسی تجربی و یافته‌های پژوهش، با استفاده از دادههای سالانه 1390‌-1357 به استخراج ضرایب و پارامترهای ترجیحات اقدام می‌شود. در نهایت به بحث در مورد نتایج استخراج شده و ارایه پیشنهادها پرداخته خواهد شد.

 

2. مروری بر مطالعات انجام شده

در این قسمت سعی می‌نماییم مروری بر مطالعات انجام گرفته در زمینه محاسبه‎ی ضریب قاعده سرانگشتی در مصرف[12] در شرایط مختلف انجام دهیم. در این راستا می‌توان به مطالعه‎ی هال و میشکین^[13] (1982) اشاره کرد[14] که برای مصرف مدلی را تخمین زدند که در آن  کسر ثابتی از درآمد قابل تصرف به خانوارهایی تخصیص می‎یافت که صددرصد درآمد جاری‎شان را مصرف می‌کردند و اصطلاحاً گفته می‎شد که این خانوارها بر اساس قاعده سرانگشتی، مصرف می‌نمایند. نویسندگان بی‌شماری مدل‌های مشابهی را برای مصرف تخمین زده‎اند که رفتار مصرفی خانوارها و انطباق آن با این مدل را بررسی نموده‎اند. اغلب این محققان معادلات لگاریتمی خطی شبیه مدل زیر را استفاده نموده‌اند:

(1)

که  تغییر در لگاریتم مخارج مصرفی،   تغییر در درآمد قابل تصرف،  سایر متغیرهای مستقلی است که در رگرسیون قرار می‌گیرند و  نیز ضرایب (شیب‌ها) هستند. در اینجا می‌توان به کار پایه‌ای کمپبل و منکیو (1989)^[15] اشاره کرد که دو نوع خانوار را در نظر گرفتند. نخست، خانوار‎هایی که بر اساس فرضیه درآمد دایمی عمل ننموده، بلکه کل درآمد جاری خود را مصرف می‌کنند. فرض می‌شود که نسبتی از درآمد قابل تصرف تخصیص داده شده به این خانوارها برابر    باشد. دوم، خانوارهایی که بر اساس فرضیه درآمد دایمی عمل می‎نمایند و در حقیقت نسبتی از درآمد قابل تصرف که به این خانوارها تخصیص می‌یابد را برابر  در نظر گرفتند. تخمین‎های آنان انحراف کمی بزرگ و از نظر آماری معنادار راجع به پیش‌بینیهای الگوی گام تصادفی ارایه می‌دهد و فرضیه صفر عدم اثرگذاری به شدت رد می‌شود و از آنجا که تخمین‌های  بسیار کوچک‌تر از یک می‌باشند این نشان می‌دهد که فرضیه‎ی درآمد دایمی نیز از نظر درک رفتار مصرف اهمیت فراوانی دارد (تقوی، 1385 :523).

نتایج تجربی مقالات مورد بررسی را می‌توان در دو گروه طبقه‌بندی نمود. برای مثال گروه اول شامل مقالات مربوط به آروباچ و هاست[16] (1991)، کاررول و دان[17] (1997)، کاررول، فوهرر و ویل کاکس[18] (1994)، هایاشی[19] (1982)، دلنگ و سامرز[20] (1986)، جاپلی و پگانو[21](1989)، کمپبل و منکیو[22] (1989و1990)، کاشینگ[23](1992) و گراهام[24] (1993) که تخمین‌های معناداری از  را بین 33/0 تا 60/0 برآورد نموده‌اند. البته شایان ذکر است که هایاشی (1982) چندین اندازه از مصرف را در کارهای تجربی‎اش استفاده نموده و برای حالتی که جریان خدمات ناشی از کالاهای مصرفی بادوام را در مدل‎هایش وارد نمود، وی مقدار  را بین 861/0 و 943/0 به دست آورد. هم‌چنین، گروه دوم مانند مقالات مربوط به هال و میشکین (1982)، هایاشی (1985)، بلیندر و دیتون[25] (1985)، اسچاور[26] (1993)، وبر[27] (1998و1999)، هاهم و استیجروال[28] (1999) که همگی تخمین کوچکی را برای  گزارش کردهاند که به طور میانگین محدوده موردنظر برای  برابر11/0 و 23/0 بوده است (وبر، 2000: 498).

تعداد دیگری از مقالات و پژوهش‌ها که ضمن توسعه مدل‎های قبلی، به محاسبه‎ی ضریب قاعده سرانگشتی در مصرف یا  برای کشورهای مختلف پرداخته­اند در ادامه مرور می‌شود.

فبیو آگوستو گومز و همکاران[29] (2009: 29) در مقاله‌ای با آزمون قاعده سرانگشتی بر اساس معادله قیمت‌گذاری دارایی‌ها و روش جی- هانسن[30]، ضمن ورود شکل‎گیری عادات مصرفی و قاعده سرانگشتی در مدل مورد مطالعه، نتیجه گرفته‌اند که ضریب قاعده سرانگشتی برای داده‌های ایالات متحده بین 30/0 تا 56/0 می‌باشد.

آدام ملانچاک[31] (2010: 16) در پژوهشی برای داده‎های نیوزلند، مقدار  را با بهره‎گیری از روش کمپبل و منکیو بین 21/0 تا 57/0 درآورده است که با هفت مجموعه از متغیرهای ابزاری متنوع مانند    کار تجربی خود را  انجام داده است.

مانوئل بیتن کورت و همکاران[32] (2012: 23) در مقاله‌ای با بهره‎گیری از روش TSLS و متغیرهای ابزاری و داده‌های فصلی برای دوره 1987-2009، مقدار ضریب  را برای کشور مالاوی بالای 92/0 به دست آورده‎اند.

 

 

 

 3. مبانی نظری مدل

در قسمت قبل ذکر شد که اغلب این محققان برای تخمین ضریب  ، معادلات لگاریتمی خطی شبیه مدل (1) را استفاده نموده‎اند؛ اما، یکی از مسایلی که در مورد تخمین چنین معادله‌هایی مطرح است این موضوع است که کسانی که با استفاده از وارد نمودن نرخ بهره واقعی در مجموعه متغیرهای مستقل(یعنی در )، کشش جانشینی بین دوره‎ای را برآورد نموده‎اند، ضریب ریسک‎گریزی نسبی و کشش جانشینی بین دوره‌ای را مرتبط با هم درنظر گرفته و از یک ضریب برای تفسیر این دو استفاده نموده‎اند؛ که برای مثال در این رابطه، می‌توان به کار هال (1988) اشاره نمود. اما اگر ضریب ریسک‎گریزی خانوار نوعی برابر معکوس کشش جانشینی بین دوره‎ای نباشد، پس در این حالت، مدل‎های شبیه معادله‎ی (1) دارای تصریح صحیح نمی‌باشند و نتایج تخمین  بالقوه تورش دارند. برای اجتناب از این مساله، سعی می‎شود در این مقاله، مقدار  مستقیماً از معادله اولر مصرف برای خانوار نوعی با درآمد- دایمی تخمین زده شود و از نسخهی تعدیل شده از ترجیحات مطرح شده توسط اپستین و زین استفاده گردد به طوری که این امکان را بدهد که علاوه بر جداسازی ضریب ریسک‎گریزی نسبی و کشش جانشینی بین دوره‎ای، هم‌چنین بتوان نسبت خانوارهایی که بر اساس قاعده سرانگشتی در مصرف رفتار می‌نمایند را محاسبه نمود.

به دنبال ادبیات مربوط به قاعده سرانگشتی در مصرف، فرض کنید که دو نوع خانوار وجود دارد: خانوارهای با درآمد دایمی که مسیرهای مصرف را برای حداکثرسازی تابع مطلوبیت دوره زندگی‎شان انتخاب می‎کنند، و خانوارهای با رفتار قاعده سرانگشتی  که به طور ساده 100%  درآمد جاری‎شان را مصرف می‌کنند. فرض کنیم که نسبتی از درآمد قابل تصرف کل تخصیص داده شده به خانوارهایی با رفتار قاعده سرانگشتی در مصرف، برابر   باشد که فرض می‌شود مقداری ثابت است و    می‎باشد. اگر مصرف برطبق درآمد- دایمی و مصرف براساس درآمد جاری را در دوره‌ی t به ترتیب با   و  نشان دهیم، بنابراین مصرف کل  به صورت زیر است:

(2)

درآمد قابل تصرف را با    نشان می‌دهیم و مقداری از درآمد قابل تصرف که به خانوارهایی که بر­اساس قاعده سرانگشتی در مصرف عمل می­کنند را با  نشان می­دهیم و داریم   پس:

(3)

به طوری که: 

(4)

برای مدل کردن رفتار خانوارهای با درآمد دایمی با استفاده از ترجیحات مطرح شده توسط اپستین و زین، فرض می‌کنیم که تابع مطلوبیت دوره‌ی زندگی چنین خانوارهایی شکل بازگشتی زیر داشته باشد (اپستین- زین،1991: 266):

(5)

که    نرخ تنزیل ذهنی و   پارامترهای تابع مطلوبیت‌اند. اپستین و زین (1991)، خواص این تابع مطلوبیت را بررسی نموده و به طور ویژه ارتباط بین پارامتر  و ریسک‎گریزی و پارامتر  و جانشینی بین دوره‎ای با جزییات کامل مورد تجزیه و تحلیل قرار داده‌اند. برای هدف  ما  در این پژوهش، مهم این است که آنها نشان دادهاند که معادله اولر دلالت شده به وسیله تابع مطلوبیت دوره زندگی (5) عبارتست از:

(6)

که  عملگر انتظارات مشروط به اطلاعات در دسترس در زمان  است و  نرخ واقعی خالص از بازدهی پرتفوی بازار بین دوره‌ی  و  می‌باشد.  نرخ ناخالص واقعی بازدهی روی هر دارایی تکی است و  می‌باشد.

همان طور که اپستین و زین (1991) نشان دادند برای  ، یک پارامتر، هردوی ریسک گریزی و جانشینی بین دورهای را دربرمی‌گیرد و معادله اولر (6) به تابع مطلوبیت انتظاری با ریسک‎گریزی نسبی ثابت معمولی (CRRA) که توسط هانسن و سینگلتون (1982 و1983)^[33] تخمین زده شده، تقلیل می‌یابد:

(7)

برای محاسبه نسبت خانوارهایی که رفتار قاعده سرانگشتی در مصرف دارند، می‌توان با به کارگیری رابطه‌ی (4) و جایگزینی  و  در (6) رابطه‌ی زیر را به دست آورد:

(8)

برای مشاهده اشارات ضمنی معادله‎ی فوق برای کارهای تجربی بر اساس مدل‌های خطی- لگاریتمی[34] شبیه (1)، می‎توان با توجه به رویکرد هانسن و سینگلتون (1983) فرض کنیم که  و   دارای توزیع مشترک نرمال هستند، این دلالت می‌کند که با استفاده از مجموعه اطلاعات در زمان   داریم:

(9)

با جایگزینی (4) در (7) و لگاریتم‎گیری و استفاده از (9) (می‌توان به طور ساده از (8) تحت محدویت   لگاریتم گرفت) خواهیم داشت (وبر،2000: 499):

(10)

نمی‌توان (10) را بیش‌تر مرتب سازی نمود و هم‌چنین در حالت کلی عبارت  برابر با   نمی‌باشد. این موضوع به طور تلویحی بیان می‌نماید که معادلات اولر لگاریتمی- خطی شبیه (1) که در واقع ستون فقرات مطالعات رفتار قاعده سرانگشتی در مصرف را تشکیل می‌دهند، برای تخمین  رفتار قاعده سرانگشتی در مصرف در داده‎ها مناسب نیستند. بنابراین، مناسب است که برای تخمین   به طور مستقیم از روش گشتاورهای تعمیم یافته[35] (GMM) و معادله (10) استفاده نماییم تا این که به طور بالقوه محدودیت‎های لگاریتمی- خطی نامناسب را روی مدل تخمینی تحمیل نماییم. بنابراین برای این منظور فرض می‌کنیم که و    برای  و ، حال صورت و مخرج انتظارات در (8) را بر  تقسیم می‌کنیم که در زمان t شناخته شده است، با جای‌گذاری  و  در تعریف، خواهیم داشت:

(11)

حال با استفاده از رابطه (11) علاوه بر پارامترهای تابع مطلوبیت دوره‌ی زندگی ارایه شده توسط اپستین و زین، می‌توان برآورد‌ی برای پارامتر  نیز، که نشان‌دهنده‎ی کسری از درآمد قابل تصرفی است که به خانوارهای با رفتار قاعده سرانگشتی در مصرف تخصیص داده می‌شود، به دست آورد که در بخش بعدی (بخش تجربی) نیز از معادله (11) برای به دست آوردن  استفاده مینماییم.

 

4. بررسی تجربی و یافته‌های پژوهش

در این بخش برای آن که بتوانیم از معادله (11) که در بخش مبانی نظری مدل به آن دست یافتیم استفاده نماییم، در ابتدا به تشریح چگونگی ایجاد پرتفوی بازار یا ( ) می‌پردازیم زیرا یکی از مهم‌ترین متغیرهای به کار رفته در معادله‌ی (11) می‌باشد. سپس، به بررسی مانایی متغیرهای مدل پرداخته و در نهایت با تخمین مدل موردنظر، ضمن برآورد پارامترهای ترجیحات، ضریب قاعده سرانگشتی در مصرف یا  نیز برآورد می‎نماییم.

در قسمت قبل بیان نمودیم که به دنبال کارهای اپستین و زین (1989) و هم‌چنین کار وبر(1989)، می‌توان برای تخمین رفتار «قاعده سرانگشتی» یا تخمین  به طور مستقیم از روش گشتاورهای تعمیم یافته (GMM) ارایه شده توسط هانسن (1982) و معادله (11) بهره گرفت. لازم به توضیح است که در این پژوهش، برای بازدهی پرتفوی بازار یا ( ) دو سبد با نام‌های پرتفوی (1)  (portfo1) شامل(سپرده‌های مدت‌دار، سهام، طلا و مسکن) و پرتفوی (2) (portfo2) شامل(سپرده‌های مدت‌دار، سهام، طلا ، مسکن و ارز) در نظر گرفته شده است. در این راستا، برای سود سپرده‌های بانکی از «حجم سپرده‌های مدت‌دار»، برای بازده شاخص کل سهام از «ارزش معاملات بازاربورس»، در مورد بازده طلا از داده‌های مربوط به «هزینه خانوار برای لوازم زینتی- طلا»، برای بازده بخش مسکن از «سرمایه گذاری بخش خصوصی در بخش مسکن» و برای بازده نرخ ارز نیز از داده‌های مربوط به «دارایی‌های ارزی سیستم بانکی» استفاده شده است. لازم به توضیح است که کلیه‌ی داده‌ها از بانک مرکزی و مرکز آمار ایران اخذ شده‌اند.

هم‌چنین برای بازدهی دارایی یا ( )، بازده سهام (stock) لحاظ شده است. شایان ذکر است که برای متغیر مصرف از مصرف کل بخش خصوصی (cons) استفاده شده است و برای کار تجربی و استفاده از معادله (11) از برخی متغیرهای تبدیل یافته استفاده شده است که این متغیرها توابعی از  درآمد ملی و مصرف می‌باشند که این متغیرها  به صورت px=cons/income، pxc= cons (-1) / income (-1)  و y=income/income (-1) تعریف شده‌اند. بنابراین می‌توان معادله‎ی (11) را مطابق با متغیرهای به کاررفته در بخش تجربی پژوهش به صورت زیر بازنویسی کرد:

(12)

از آنجا که یکی از پیش شرط‎های استفاده از از روش گشتاورهای تعمیم یافته با متغیرهای ابزاری برای محاسبه و تخمین ضرایب مدل، شرط مانایی متغیرهای استفاده شده در مدل می‌باشد، بنابراین در ادامه وضعیت مانایی متغیرها را در جدول (1) ارایه مینماییم.

 

جدول1. بررسی مانایی متغیرهای مدل محاسبه ضریب قاعده سرانگشتی در مصرف یا

نام سری	وضعیت	آزمون ADF	آزمون P.P
px	با  عرض از مبدأو روند	29/3-	45/4-
pxc	با  عرض از مبدأو روند	49/3-	46/4-
y	با  عرض از مبدأو روند	17/4-	56/4-
Stock	با  عرض از مبدأ	91/7-	87/3-
portfo1	با  عرض از مبدأ	17/3-	08/3-
portfo2	با  عرض از مبدأ	97/2-	3-

*مقادیر بحرانی جدول مک کینون^[36]در سطح 1% ، 5% و 10% به ترتیب عبارتند از: 65/3-، 95/2- و 61/2-

 

همان طور که ملاحظه می‌شود تمام متغیرهایی که برای تعیین ضریب  (یا  نسبت خانوارهایی که بر اساس قاعده سرانگشتی در مصرف رفتار می‌نمایند) استفاده شده‎اند، مانا می‎باشند.

در ادامه نتایج مربوط به تخمین ضریب  به همراه سایر پارامترها که با استفاده از معادله (12) و روش گشتاورهای تعمیم‌یافته با متغیرهای ابزاری حاصل شده است را در جدول (2) ارایه می‌نماییم.

 

جدول 2. نتایج مربوط به محاسبه «ضریب مصرف بر اساس درآمد جاری یا » با استفاده از فرمول (12) و روش گشتاورهای تعمیم یافته

							پرتفو
22/7	92/0	08/0-	(003/0)42/12	(00/0)25/0	(006/)4/11-	(00/0)88/0	portfo1
47/2	78/0	21/0-	(01/0)51/4	(0001/0)28/0	(005/)7/3-	(00/0)89/0	portfo2

منبع: یافته‌های تحقیق.

^*اعداد داخل پرانتز p-value مربوط به آماره t  هر ضریب می‌باشد. 

 

توضیحات مربوط به معادله تخمینی حاوی «پرتفوی (1) و بازده سهام»: در معادله حاوی بازده سهام، مقادیر اولیه برای ضرایب  ،  ،  و  به ترتیب برابر 2 ، 4 ، 1/0 و 2 می‌باشند و متغیرهای ابزاری برای این معادله عبارتند از:

 عرض ازمبدأ، px(-2,-3) ، y(-2,-4) ،pxc(-2)  ، portfo1(-1,-3) ، stock (-1)  و کرنل[37] معادله از نوع کوادرتیک[38] بوده و پهنای باند  آندروز[39] انتخاب شده است. هم‌چنین، آماره خوبی برازش نیز اعتبار مدل را تایید می‌کند زیرا:

 

از آنجا که طبق نظر اپستین و زین، ضریب ریسک‌گریزی نسبی برابر    و کشش جانشینی بین دوره‌ای نیز برابر   می‌باشد بنابراین این دور مقدار به ترتیب برابر 08/0 و 93/0 می‌باشند.

توضیحات مربوط به معادله تخمینی حاوی «پرتفوی (2) و بازده سهام»

مقادیر اولیه برای ضرایب  ،  ،  و  مربوط به معادله حاوی بازده سهام به ترتیب برابر 2، 4، 1/0 و 2 می‌باشند و متغیرهای ابزاری برای این معادله عبارتند از:

عرض ازمبدأ، px (-2,-3) ، y(-2,-4) ، portfo2 (-1,-4) ، stock (-1) و کرنل معادله از نوع بارتلت بوده و پهنای باند ثابت[40] و از نوع نیووست[41] انتخاب شده است. آماره خوبی برازش نیز اعتبار مدل را تایید می‌کند زیرا: 

 

ضریب ریسک گریزی نسبی و کشش جانشینی بین دوره‌ای در این حالت به ترتیب برابر 22/0 و 83/0 می‌باشند.

 

5. نتیجه‎گیری

نتایج نشان می‌دهد که مقدار «ضریب مصرف براساس درآمد جاری» بین 25 درصد تا 28 درصد می‌باشد که میانگین حسابی این دو عدد برابر 5/26٪ خواهد بود که نشان‌دهنده‌ی درصدی از خانوارهای ایرانی است که صددرصد درآمد جاری‎شان را مصرف می‌کنند و اصطلاحا بر طبق قاعده‎ی سرانگشتی در مصرف رفتار می‌نمایند و بقیه‎ی خانوارها یعنی حدود 5/73% از خانوارها نیز، برنامه‎ی مصرفی خود را براساس درآمد دایمی‎شان تنظیم مینمایند و در واقع برنامه‌ریزی بین دوره‎ای برای مصرف خود دارند.

 هم‌چنین، یافته‎های تحقیق گویای وجود ریسک‎گریزی معنادار اما پایین در بین خانوارها می‌باشد که مقدار آن بین 08/0 و 22/0 می‌باشد و کشش جانشینی بین دوره‌ای نیز بین 83/0 تا       93/0 به دست آمده است که این مقادیر بیانگر آن است که افراد در کنار تنظیم برنامه‎ی مصرفی خود، در سایر بازارها چون بازار پولی و مالی و دارایی‎هایی نظیر سهام، طلا ، مسکن و ارز و .... نیز مشارکت می‎نمایند و حاکی از این موضوع است که چنانچه شرایط مناسب در بازارها برقرار باشد افراد متمایلند که بخشی از مصرف خود را برای دوره‎های بعد انتقال دهند و در دارایی‎های نامبرده سرمایه‎گذاری کنند.

---

^[1] Rule-of-Thumb

^[2] Consumption-Based Capital Asset Pricing Model (CCAPM)

^[3] Constant Coefficient of Relative Risk Aversion  

^[4] Elasticity of Intertemporal Substitution

^[5]Epstein-Zin 

^[6] Selden

^[7]Weil

^[8] Epstein & Zin

^[9] Rule-of-Thumb

^[10] Von-Neumann-Morgenstern

^[11] Hall

^[12] Rule of Thumb

^[13] Mishkin

 

^[15] Campebell and Mankiw

^[16]  Auerbach and Hassett

^[17] Carroll and Dunn

^[18] Carroll, Fuhrer and Wilcox

^[19] Hayashi

^[20] DeLong and Summers

^[21] Jappelli and Pagano

^[22] Campbell and Mankiw

^[23]Cush ing

^[24]Graham

^[25] Blinder and Deaton

^[26] Aschauer

^[27] Weber

^[28] Hahm and Steigerwald

^[29]  Fabio Augusto Reis Gomes et al.

^[30] J-Hansen

^[31]Adam Malanchak

^[32]Manoel Bittencourt  et  al.

^[33]Hansen and Singleton

^[34]log-Linear

^[35] Generalized Moment Method

^[36] Mackinnon

^[37] Kernel

^[38] Quadratic

^[39] Andrews

^[40] Fixed

 

مراجع

منابع

-         رومر، دیوید (1385). اقتصاد کلان پیشرفته. ترجمه: مهدی تقوی، تهران، انتشارات واحد علوم و تحقیقات، تهران.

-         Campbell, J.Y.,  & Mankiw, G.N. (1989). Consumption, income, and interest eates: Reinterpreting the time series evidence. NBER, Macroeconomics Annual, 4: 185-216.

-         Epstein, L. G., & Zin, S. E (1991). Substitution, risk aversion, and the temporal behavior of consumption and asset returns: An empirical analysis. Journal of Political Economic, 99(2): 263-286.

-         Fabio Augusto Reis Gomes, Joao Victor Issler. (2009). Testing the optimal of aggregate consumption decisions: Is there Rule-of-Thumb Behavior? Econometric society meeting of Vienna and Mexico city, 1-42.

-         Hall, R. E. (1988). Intertemporal substitution in consumption. Journal of Political Economy, 96(2): 339-357.

-         Hall, R. E., & Mishkin, F. (1982).The sensitivity of consumption to transitory income. Econometrica, 50(2): 461-481.

-         Hansen, L.P. (1982). Large sample properties of generalized method of moments estimators.  Econometrica, 50(4): 1029-1054.

-         Kreps, D.M., & Porteus, E.I (1979a). Temporal von neumann-morgenstern and induced preferences. Journal of Economic Theory, 20(1): 81-109.

-         Hansen, L. P., & Singleton, K. J. (1982). Generalized instrumental variables estimation of nonlinear rational expectations models.Econometrica, 50(5): 1269-1286.

-         Hansen, L. P., & Singleton, K. J. (1983). Stochastic consumption, risk aversion, and the temporal behavior of asset returns. Jouranal of Political Economy, 91(1): 249-265.

-         Manoel Bittencourt, et al.(2012). Financial reforms and consumption behavior in Malawi. University of Pretoria department of economics working paper series, 10: 1-30.

-         Malanchak, A. (2010). An investigation into rule of thumb behavior in New Zealand. , Victoria University of Wellington.

-         Selden, L. (1978). A new representation of preferences over ’certain×uncertain consumption Paris: The ordinary certainty equivalent hypothesis. Econometrica, 46(1): 1045-1060.

-         Weber, E. C. (2000). Rule-of-Thumb, consumption, intertemporal substitution, and risk aversion. Journal of Business & Statistics, 18(4): 497- 502.

-         Weil, P. (1990). Nonexpected utility in macroeconomics.The Quarterly Journal of Economics, 105(1): 29-42.