Implicaciones estocásticas de la hipótesis de la renta -permanente del ciclo vital: Teoría y evidencia


Robert E. Hall

Estudio avanzado Centerfor en las ciencias del comportamiento y el Burean nacional de la investigación económica

La optimización de la parte de consumidores se demuestra para implicar que la utilidad marginal del consumo se desarrolla según una marcha al azar con tendencia. A una aproximación razonable, el consumo sí mismo debe desarrollarse de la misma manera. En detalle, ninguna variable aparte del consumo actual debe estar de cualquier valor en el consumo futuro al predecir. Esta implicación se prueba con los datos del tiempo-series para los Estados Unidos de la posguerra. Se confirma para los ingresos disponibles verdaderos, que no tiene ninguna energía profética para el consumo, pero se rechaza para un índice de los precios comunes. El rol concluye que la evidencia apoya una versión modificado de la hipótesis ciclo–
permanente de la renta de la vida
Como cuestión de teoría, la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida se acepta extensamente como el uso apropiado de la teoría del consumidor al problema de dividir el consumo entre el presente y el futuro. Según la hipótesis, los consumidores forman estimaciones de su capacidad de consumir en el funcionamiento largo y después de fijar el consumo actual a la fracción apropiada de esa estimación. La estimación se puede indicar en la forma de abundancia, después de Modigliani, en que caso la fracción es el valor de la anualidad de la abundancia, o como renta permanente, después de Friedman, en que caso la fracción debe ser mismo ciose a uno. El problema principal en la investigación empírica basada en la hipótesis se ha presentado en caber la parte del modelo que relaciona la corriente y más allá de la renta observada a la renta futura prevista. La relación toma casi siempre la forma de un retraso distribuido fijo, aunque esta práctica ha sido criticada muy con eficacia por Roberto Lucas (1976). Además, el retraso distribuido estimado es generalmente puzzlingly corto. Ecuaciones que pretenden incorporar el principio ciclo-permanente de la renta de la vida
Esta investigación fue apoyada por el Nacional ciencia Fundación. Soy agradecido a Marjorie Flavin para la ayuda y a los colegas numerosos para las sugerencias provechosas.
[ diario de Economr político, 1978, vol. 86, No. 6 ]
© 1978 por la universidad de Chicago. 0022-3808/78/8606-0005S01.44
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sea realmente poco diferente de la función simple de la consumición de Keynesian donde la consumición es determinada por renta contemporánea solamente.
Mucha investigación empírica es debilitada seriamente no pudiendo tener en cuenta apropiado el endogeneity de la renta cuando es la variable independiente principal en la función de la consumición. Papeles clásicos de Haavelmo (1943) y Friedman y Becker (1957) demostrados claramente cómo la práctica de la renta que trata como exógena en una función de la consumición tuerce seriamente la función estimada. Incluso así pues, regresiones con la consumición como el continu3e de la variable dependiente que se estimará e interpretado dentro del marco ciclo-permanente de la renta de la vida. 1
Sin embargo en simultáneo-ecuaciones del principie que las técnicas econométricas se pueden utilizar para estimar la función estructural cuando su variable derecha importante es endógena, estas técnicas de la consumición reclínese sobre la hipótesis que ciertas variables observadas, usadas como instrumentos, son verdad exógenas con todo tenga una influencia importante en renta. Los dos requisitos son a menudo contradictorios, y la valoración se basa en un compromiso inquieto donde está incierto el exogeneity de los instrumentos. Además, la hipótesis del exogeneity es untestable.
Este papel lleva un acercamiento econométrico alternativo el estudio de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida preguntando exactamente qué se puede aprender de una regresión de la consumición donde se concede del principio que ningunas de las variables derechas son exógenas. Esto procede de una examinación teórica de las implicaciones estocásticas de la teoría. Cuando los consumidores maximizan contaba con la utilidad del ture del fu, él se demuestra que la expectativa condicional de la utilidad marginal futura es una función del nivel de hoy de la consumición solamente que -el resto de la información es inaplicable. Es decir aparte de una tendencia, la utilidad marginal obedece una caminata al azar. Si la utilidad marginal es una función linear de la consumición, entonces las carácterísticas estocásticas implicadas de la consumición son también las de una caminata al azar, otra vez aparte de una tendencia. Las técnicas de la regresión pueden revelar siempre la expectativa condicional de la consumición o de la utilidad marginal dada más allá de la consumición y de cualquier otra última variable. La implicación estocástica fuerte de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida es que solamente se retrasó la consumición un período debe tener un coeficiente distinto a cero en tal regresión. Esta implicación se puede probar riguroso sin ningunas asunciones sobre exogeneity.
La prueba de la implicación teórica procede como sigue: La implicación más simple de la hipótesis es que se retrasó la consumición más de un período no tiene ninguna energía profética para la consumición actual. Una implicación testable más rigurosa del al azar-camina los asimientos de la hipótesis que la consumición está sin relación a cualquier variable económica que se observe en períodos anteriores. En renta particular, retrasada no debe tener ninguna energía explicativa con respecto a la consumición. La investigación anterior sobre la consumición ha sugerido eso
los ejemplos 1 son Darby 1972 y la anteojera 1977.
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la renta retrasada pudo ser un buen predictor de la consumición actual, pero esta hipótesis es contraria con el inteligente, delantero – mirando el comportamiento de consumidores que forma la base de la teoría de la permanente-renta. Si el valu3e anterior de la consumición incorporó toda la información sobre el pozo – estando de consumidores en aquella época, los valores entonces retrasados de la renta real no deben tener ningún valu3e explicativo adicional se retrasaron una vez consumición son incluidos. Los datos apoyan esta visión – se retrasaron renta tienen un coeficiente levemente negativo en una ecuación con la consumición como la variable dependiente y la consumición retrasada como variable independiente. Por supuesto, contemporáneo – la renta tiene alto valores explicativos, pero ésta no contradice la implicación estocástica principal de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida.
Como prueba final del al azar-camina se prueba la hipótesis, la energía profética de los val3ues retrasados de precios comunes corporativos. Los cambios en los precios comunes se retrasaron por un solo cuarto se encuentran para tener un valu3e mensurable en cambios el predecir en la consumición, que en un sentido formal refuta el al azar simple – hipótesis de la caminata. Sin embargo, el encontrar es constante con una modificación de la hipótesis que reconoce un breve retraso entre los cambios en renta permanente y el corresponder cambia en la consumición. El descubrimiento que la consumición mueve de una manera similar a los precios comunes apoya realmente esta modificación del al azar – hipótesis de la caminata puesto que los precios comunes son bien sabido obedecer una caminata al azar ellos mismos.
El papel concluye con una discusión de las implicaciones de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e para el análisis macroeconómico del pronóstico y de política. Si cada desviación de la consumición de su tendencia es inesperada y permanente, después el mejor pronóstico de la consumición futura es apenas nivel de hoy ajustado según tendencia. Los pronósticos de los cambios futuros en renta son inaplicables, puesto que la información usada en la preparación de ellos se incorpora ya en la consumición de hoy. En un modelo del pronóstico, la consumición se debe tratar como variable exógena. Para el análisis de política, la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e apoya la visión moderna que solamente los cambios inesperados en la consumición del afiect de la política – todo sabido sobre los cambios futuros en la política se incorporan ya en la actual consumición. Además, cambios inesperados en la consumición del afiect de la política solamente hasta el punto de ellos renta permanente del afiect, y entonces sus eficientes se espera que sean permanentes. Las políticas que tienen un eficiente transitorio en renta son incapaces de tener un eficiente transitorio en la consumición. Sin embargo, ningunos de los resultados del papel implican que las políticas af3iecting renta no tienen ningún efecto en la consumición. Por ejemplo, una reducción de impuesto permanente genera un aumento inmediato en renta permanente y así un aumento en la consumición inmediato. Pero la evidencia que las políticas actúan solamente con renta permanente complica ciertamente el problema de formular las políticas contra-cíclicas que actúan a través de la consumición.
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I. Teoría


Considere el modelo convencional de la consumición del ciclo vital bajo incertidumbre: maximice E t 2^r¿ (1 + u(c de S)~ x t + X) conforme a X£r¿ (1 + el r)~ r (c t + t – W t+x) = ^t- la notación usada a través del papel es:
E t = condicional matemático de la expectativa en toda la información disponible
en t; 3o = índice de la preferencia subjetiva del tiempo;
r = tipo de interés verdadero (r g: 8), constante asumida en un cierto plazo; Longitud – de T de la vida económica; función {) para uso general de u = del uno-período, terminantemente cóncava; c t = consumición; W t = ganancias; T = activos aparte de capital humano.
Las ganancias, W t son estocásticas y son la única fuente de la incertidumbre. En cada período, el ¿, el consumidor elige la consumición, c v entonces para maximizar utilidad prevista del curso de la vida en la luz de toda la información disponible. El consumidor sabe el valu3e de W t al elegir c t No se hace ningunas asunciones específicas sobre las carácterísticas estocásticas de W t excepto que existe la expectativa condicional de las ganancias del ture del fu dadas la información de hoy E t W t+x En w/s particular, sucesivo no se asumen para ser independiente, 6nor es W t requerido ser inmóvil en ningún sentido. 2
El resultado teórico principal, probado en el apéndice, es el siguiente:
Teorema. -Suponga que el consumidor maximiza utilidad prevista como se declaró anteriormente. Entonces ú(c t+l de E t = [ (1 + < 5)/(l + r)]u ‘ {ct).
Las implicaciones de este resultado se presentan en una serie de corolario.
El corolario i. -ninguna información disponible en el período t aparte de el nivel de la consumición, c t ayudas predice la consumición futura, c t+3i en el sentido de afectar el valu3e previsto de la utilidad marginal. En detalle, la renta o la abundancia en los períodos t o es anterior inaplicable, una vez que se sepa c t.
Corolario 2. –La utilidad marginal obedece la relación de la regresión, el ú(c t+3i = el £ 3i+1 del yú(c t) h donde y = (1 + < 5)/(l + r) y e 3i+1 es un disturbio verdadero de la regresión; es decir, E t e 3i+1 = 0.
Corolario 3. -{ la función para uso general es cuadrática, el u(c t) = – £ (? – c t) 2 (donde está el nivel c de la dicha de la consumición), entonces consumición obedece la regresión exacta, c t + 3i = P 0 + el yc t –
e t+3i con el pie 0 = c(r – < 5)/(l + r). Una vez más ninguna variable observada en el período t o tendrá anterior un coeficiente distinto a cero si está agregada a esta regresión.
Corolario 4. -Si la función para uso general tiene la elasticidad constante de la forma de la substitución, el u(c t) = el ~ l)/<T del FF del cl entonces el modelo estadístico siguiente describe la evolución de la consumición: f r ~+Y * = Kt _ 1/<T + s t+i-
2 un análisis que ilumina del comportamiento de la consumición cuando la renta es inmóvil aparece en Yaari (1976). Aspectos más otros son discutidos por Bewley (1976).
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Corolario 5. -Suponga que el cambio en utilidad marginal a partir de un período al siguiente es pequeño, porque el tipo de interés es ci3ose al índice de la preferencia del tiempo y porque el cambio estocástico es pequeño. Entonces la consumición sí mismo obedece una caminata al azar, aparte de tendencia. 3 específicamente, c t + 3i = X t c t + £ t + el ilu”(c t) + los términos mas arriba-orden donde está X t [ (1 + < 5) / (1 + r) ] levantó a la energía del recíproco de la elasticidad de la utilidad marginal
/i i Xu'(ct)/ctu”(ct)
El índice de crecimiento, A t excede de uno porque u ” es negativo. Puede cambiar en un cierto plazo si la elasticidad de la utilidad marginal depende del nivel de la consumición. Sin embargo, se parece probablemente que la constancia de X t será una buena aproximación, por lo menos sobre una década o dos. Además, el factor l/u”(c t) en el disturbio está de poca preocupación en trabajo de la regresión que -puede ser que introduzca un heteroscedasticity suave, pero no predispondría los resultados del ordinario menos cuadrados. De este punto encendido, e t será redefinida al ¡u del incorp3orate (c t) cuando sea apropiado.
Esta línea del razonamiento alcanza el conclusi3on ese la relación simple c t = Xc t _ + e t donde está imprevisible e t en el tiempo t – 1, es una aproximación del ci3ose al comportamiento estocástico de la consumición bajo hipótesis ciclo-permanente de la renta de Ufe. El disturbio, e t resume el impacto de toda la nueva información que llegue a estar disponible en el período t sobre el bienestar del curso de la vida del consumidor. Su relación a otras variables económicas se puede considerar de la manera siguiente. Primero, los activos, A v se desarrollan según A t = (1 + el £ f de r)(A t – _ x _ i + W t _ x). En segundo lugar, deje H t ser capital humano, definido como ganancias actuales más el actual valu3e previsto de las ganancias futuras: H t = el ££r¿ 0 + r) el wnere E t W del &t W t+t del ~ T t = W v entonces H t se desarrolla según H t = (1 + r)(H t _ x – W t _ x) + S^ = el ” ¿ (1 + el r)~ x (E t W t + x – E t _ l W t + r). Deje f ] t ser el segundo término, es decir, el actual valu3e del sistema de cambios en expectativas de las ganancias futuras que ocurren entre t – 1 y t. Entonces por la construcción, r¡ del 3i de E t _ t = 0. No obstante, el primer término en la expresión para H t puede introducir una dependencia intertemporal complicada en su comportamiento estocástico; solamente bajo circunstancias muy especiales quiéralo sea una caminata al azar. La ecuación estocástica implicada para la abundancia total es A t + H t = (1 + r)(^4 t _ 1 + H t – – t-i de c) + Franco la evolución de la abundancia total después depende de la relación entre la nueva información sobre la abundancia, t ] t y el cambio inducido en la consumición según lo medido por e t Bajo equivalencia de la certeza, justificada por utilidad cuadrática o por el tamaño pequeño de e t la relación es simple e t = [ 1 + A/(l + r) + •••+ ¡ + r) del ~ t { de X T / / rj t del 3i de T_3i ] = del ot t Éste es el valu3e modificado de la anualidad del incremento en abundancia.
3 Granger y 1976) resultados mucho más fuertes del presente de Newbold (para un problema similar pero asumen una distribución normal para el disturbio.
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la modificación toma cuenta de los planes del consumidor para hacer que la consumición crece en el excedente proporcional de la tarifa X el resto de su vida. Entonces la ecuación estocástica para la abundancia total es A t + H t = (1 + r)(l – al t _ 1 (^4 3i _ 1 + H t – i) + Y t que es una caminata al azar con tendencia.
Los consumidores, entonces, procesan toda la información disponible cada período sobre ganancias del ture de la corriente y del fu. Convierten datos sobre las ganancias, que pueden tener en un cierto plazo los movimientos grandes, fiables, en el capital humano, que se desarrolla según una combinación de un elemento altamente fiable asociado a la realización de ganancias actuales y de un elemento imprevisible asociado a expectativas que cambian sobre las ganancias futuras. Teniendo en cuenta también los activos financieros acumulados de últimas ganancias, los consumidores determinan un nivel actual apropiado de la consumición. Según lo demostrado al principio de esta sección, esto implica que la utilidad marginal se desarrolla como caminata al azar con tendencia. Como resultado de la optimización de los consumidores, la abundancia también se desarrolla como caminata al azar con tendencia. Aunque está tentando a resumir la teoría diciendo que la consumición es proporcional a la abundancia, la abundancia es una caminata al azar, y así que la consumición es una caminata al azar, ésta no es exacta. Algo, el comportamiento subyacente de consumidores hace que la consumición y la abundancia se desarrollan como caminatas al azar.
Todos los resultados teóricos presentaron en este resto de la sección en la asunción que los consumidores hacen frente a un haber sabido, constante, tipo de interés verdadero. Si en un cierto plazo los var3ies del tipo de interés verdadero de una manera que se sabe para seguro por adelantado, los resultados siguieran siendo verdades con enmiendas de menor importancia -principalmente, X t variaría en un cierto plazo en esta cuenta. La importancia de variaciones sabidas en tipos de interés depende de la elasticidad de la substitución entre el presente y futuro. Si esa elasticidad es baja, la influencia sería poco importante. Por otra parte, si el tipo de interés verdadero aplicable entre los períodos i y ¿ + 1 es incierto en ese entonces el decisión de la consumición en período / se hace, después los resultados teóricos no más largos se aplican. Sin embargo, no se parece razón fuerte para que éste predisponga los resultados de las pruebas estadísticas en una dirección u otra.
II. Pruebas para distinguir la teoría de la renta de la vida Ciclo-Permanente de teorías alternativas
Las pruebas de las implicaciones estocásticas de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida realizaron en este papel que todas tienen la forma de estimar una expectativa condicional, E(c t r, _ l5 x t _ x), donde está un vector x t _ x de los datos sabidos en el período t – 1, y después prueba de la hipótesis que la expectativa condicional no es realmente un o3ix t _ 1 de la función 4 en todos los casos, el expectación- condicional.
4 la naturaleza de la hipótesis que es probada y de las pruebas estadísticas ellos mismos están esencialmente iguales que en el cuerpo grande de la investigación sobre mercados de capitales eficientes (véase Fama 1970). Sims (1978) trata el problema estadístico del tion asintótico del distribu de los coeficientes de la regresión de v f _ j en esta clase de regresión, con el conclusi3on que los fórmulas de estándar están correctos,
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se hace linear en x t _ l5 así que las pruebas son las F-pruebas generalmente para el exclusi3on de un grupo de variables de una regresión. Una vez más la regresión es la técnica estadística apropiada para estimar la expectativa condicional, y no se hace ninguna demanda que la relación estructural verdadera entre la consumición y sus determinantes es revelada por este acercamiento.
Qué salidas de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida esta clase de prueba detectará? Hay dos líneas principales del pensamiento sobre la consumición que contradicen la hipótesis. Uno sostiene que los consumidores no pueden alisar fluctuaciones transitorias del excedente de la consumición en renta debido a apremios de la liquidez y otras consideraciones prácticas. La consumición es por lo tanto demasiado sensible a la renta actual conformarse con el principie ciclo-permanente de la renta de la vida. El segundo sostiene que una medida razonable de renta permanente es un retraso distribuido de la última renta real, así que la función de la consumición debe relacionar la consumición real con un retraso tan distribuido. Una función general de la consumición que incorporaba ambas ideas pudo dejar la consumición responder con un coeficiente bastante grande a la renta contemporánea y después tener un retraso distribuido encima más allá de renta. Tales funciones de la consumición están en uso extenso y caben los datos extremadamente bien. Pero su valoración implica la edición muy substancial que la renta y la consumición se determinan en común. La valoración por menos cuadrados no proporciona ninguna evidencia si el comportamiento observado es con la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida o no constante. La valoración simultánea podría proporcionar evidencia, pero se basaría sobre asunciones cruciales del exogeneity. Las regresiones de la consumición en la consumición retrasada y la renta retrasada pueden proporcionar evidencia sin asunciones del exogeneity, pues esta sección demostrará.
Considere primero la aplicación la sensibilidad excesiva de la consumición a las fluctuaciones transitorias en la renta, que ha sido acentuada por Tobin y Dolde (1971) y Mishkin (1976). La hipótesis alternativa más simple supone que una fracción de la población consume simplemente todos sus ingresos disponibles, en vez de obedecer la función ciclo-permanente de la consumición de la renta de la vida. Suponga que esta fracción gana una proporción i de renta total, y deje el c[ – iyt ser su consumición. La otra parte de consumición, c¡ de la opinión, sigue la regla precisada anterior: del kc[ de c ” 3i de t = _ ‘ + s t La expectativa condicional de la consumición total, c v dado sus el propios se retrasó valu3e, y,por ejemplo, dos se retrasaron los val3ues de la renta, kE(c t | c t _ u y t _ l9 y t _ 2) = E(c t ct – U y t – U y t – 2) + yt-i^t-i de t t c_ u de E(c ) = ^E(y t ct _ 1 y t _ 1 y t _ 2) + k {ct _ 1 – iyt _ x). El si suponga que los ingresos disponibles obedecen un proceso autoregressive univariate de la segunda orden así que de E(y ct t _ y t _ u y t _ 2) = p 1 y t – 1 + en E(c t | c t _ u y t _ u Jt-i-yo del th de p 2 Jt-2- = ^ t-i de c + tyyt-i + Wiyt-i- del ~~ de A*(Pi la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida será rechazado a menos que p 1 = k y p 2 = 0, es decir, a menos que los ingresos disponibles y la consumición obedezcan exactamente el mismo proceso estocástico. Si lo hacen, la renta permanente y la renta observada son la misma cosa, y la liquidez – la fracción obligada de la población está obedeciendo la hipótesis de todos modos, así que se confirma la hipótesis. La prueba propuesta
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implicando la regresión c t en el 3i de c t _ 3i de y t _ 3i _ 2 del andj rechazará la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida en el favor del modelo liquidez- liquidez-obligado simple siempre que el último sea materialmente diferente del anterior.
La aproximación del retraso distribuido a la renta permanente primero fue sugerida por Friedman (1957, 1963) y ha calculado prominente en funciones de la consumición desde que. Los retrasos distribuidos no son necesariamente incompatibles con la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida -si la renta obedece un proceso estocástico estable, si hay una relación estructural entre la innovación en la renta y la consumición (Flavin 1977). 5 inmóvil, la teoría del consumidor presentado anterior elimina cualquier valu3e profético adicional de un retraso distribuido de la renta (excepto renta contemporánea) en una regresión que contenga la consumición retrasada. Si los consumidores utilizan un retraso distribuido nonoptimal en la formación de sus estimaciones de la renta permanente, después esta implicación central de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida es falsa. Este asunto es el más fácil de establecer para el Koyck simple o el retraso distribuido geométrico, c t – un t-i de 5^=0 P y o c t = t-i de P c + un Jr suponen, como antes, que y t obedece un proceso auto regresivo en segundo lugar-orden, E(y t | c t _ l5 y t _ 1? y t _ 2) = PiJt-i + Piyt-2- entonces la expectativa condicional es 3i de E(c ct t ^ yt-uJt-i) = P c t + upiJt-i + un P2Jt-2 ‘ pues el l° n g como renta se correlaciona en serie (p x # 0 o p 2 ^ 0) > esta expectativa condicional no dependerá solamente de 3i de c t _ La aproximación del retraso distribuido a la renta permanente primero fue sugerida por Friedman (1957, 1963) y ha calculado prominente en funciones de la consumición desde que. Los retrasos distribuidos no son necesariamente incompatibles con la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida -si la renta obedece un proceso estocástico estable, si hay una relación estructural entre la innovación en la renta y la consumición (Flavin 1977). 5 inmóvil, la teoría del consumidor presentado anterior elimina cualquier valu3e profético adicional de un retraso distribuido de la renta (excepto renta contemporánea) en una regresión que contenga la consumición retrasada. Si los consumidores utilizan un retraso distribuido nonoptimal en la formación de sus estimaciones de la renta permanente, después esta implicación central de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida es falsa. Este asunto es el más fácil de establecer para el Koyck simple o el retraso distribuido geométrico, c t – un t-i de 5^=0 P y o c t = t-i de P c + un Jr suponen, como antes, que y t obedece un proceso auto regresivo en segundo lugar-orden, E(y t | c t _ l5 y t _ 1? Y t _ 2) = PiJt-i + Piyt-2- entonces la expectativa condicional es 3i de E(c ct t ^ yt-uJt-i) = P c t + upiJt-i + un P2Jt-2 ‘ pues el l° n g como renta se correlaciona en serie (p x # 0 o p 2 ^ 0) > esta expectativa condicional no dependerá solamente de 3i de c t _ y la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e será refutada. La discusión de las particularidades del caso de la renta sin correlación se parece innecesaria puesto que la renta está en el hecho correlacionado altamente en serie. Con esta calificación leve, el método de prueba propuesto detectará siempre un retraso de Koyck si está presente y refutará así la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida.
Es posible demostrar que la prueba también se aplica al modelo general del retraso distribuido usado por Modigliani (1971) y otros. Si el retraso en la función estructural subyacente de la consumición es nonoptimal, la renta retrasada tendrá energía profética adicional para la consumición actual más allá de el de la consumición retrasada, así que la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida será rechazada. Los datos generados por los consumidores que utilizan un retraso distribuido óptimo de la corriente y más allá de la renta en tomar decisiones de la consumición no causarán el rechazamiento. Esto demuestra la distinción crucial entre los modelos estructurales cuál incluye renta contemporánea y las regresiones de la prueba de este papel donde el principie de las pruebas implica el inclusi3on de variables retrasadas solamente.
Esta sección ha demostrado que las pruebas simples de la energía profética de variables con excepción de la consumición retrasada pueden detectar salidas de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e en las dos direcciones que se han sugerido extensamente en la investigación anterior sobre la consumición. Sensibilidad excesiva a la renta actual debido a apremios de la liquidez y no
5 1976) arg5ues de Lucas (convincentemente que el proceso estocástico para la renta cambiará de puesto si las reglas de la política cambian.
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TABLA 1
resultados de la regresión para el modelo básico. 1948-77
Ec uacion a Constante y SE R2 D-W estadística Statistic
l.ü . .2 1.0 -1.0 -.014 .983 (.003) .996 (.001) 1.011 (.003) .000735 .00271 .0146 .9964 .9985 .9988 2.06 l.ü . .2 1.0 -1.0 -.014 .983 (.003) .996 (.001) 1.011 (.003) .000735 .00271 .0146 .9964 .9985 .9988 2.06
1.2 1.3 . 1.83 1.70 1.2 1.3 . 1.83 1.70

Nota. -Los números en paréntesis en estos y regresiones subsecuentes son errores de estándar.
el comportamiento óptimo del retraso distribuido dará energía profética adicional a la renta retrasada más allá de el de la consumición retrasada en una regresión para la consumición actual. La discusión de esta sección se centró en el papel posible del laggedincome porque ese papel se relaciona tan de cerca con las teorías alternativas de la consumición. Las pruebas válidas se pueden realizar con la variable que se sabe en el período / – 1 o anterior. Las pruebas adicionales presentadas en la sección siguiente utilizan val3ues retrasados adicionales de la consumición y val3ues retrasados de los precios de la acción ordinaria. Ambas variables tienen justificaciones plausibles, pero se relacionan menos de cerca con las teorías competentes de la consumición.

III. Los datos y los resultados para el modelo básico


La investigación más cuidadosa sobre la consumición ha distinguido entre la inversión y las actividades de la consumición de consumidores por la inversión que quitaba en artículos y la adición del consumidor del flowof imputado del servicio la acción de artículos a la consumición. Que los propósitos de este papel, sin embargo, es más satisfactorio simplemente examinen la consumición de nondurables y de servicios. Todas las fundaciones teóricas de la función agregada de la consumición se aplican a las categorías individuales de la consumición también. Caer los artículos evita en conjunto la suspicacia que los resultados sean un artefacto del procedimiento para imputar un flujo del servicio a la acción de artículos. Los datos sobre la consumición usada a través del estudio, entonces, se pueden definir exactamente como consumición de nondurables y de servicios en 1972 dólares de las cuentas de la renta nacional y del producto de Estados Unidos divididas por la población. Todos los datos son trimestrales.
La tabla 1 presenta los resultados de caber la relación básica de la regresión entre la utilidad marginal actual y retrasada predicha por la teoría ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e. Las ecuaciones 1,1 y 1,2 están para la función para uso general de la constante-elasticidad, con a = 0,2 y 1,0, respectivamente. La ecuación 1,3 es para la función para uso general cuadrática exactamente, o para cualquier función para uso general aproximadamente, y es una regresión de la consumición en sus el propios se retrasó simplemente valu3e y una constante. Las tres ecuaciones demuestran a eso el valu3e profético de
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la utilidad marginal retrasada para la utilidad marginal actual es extremadamente alta; es decir, la información típica que llega a estar disponible en cada cuarto, según lo medido por el £, tiene solamente un impacto pequeño en la consumición o la utilidad marginal. Por supuesto, éste no es no más que una interpretación teórica del hecho bien conocido de que la consumición está correlacionada altamente en serie. El ajuste del ci3ose de las regresiones en la tabla 1 no es sí mismo confirmación de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida, puesto que la hipótesis no hace ninguna predicción sobre la variabilidad de la renta permanente y de la variación resultante del £. La teoría es compatible con cualquier cantidad de variación inexplicada en la regresión.
No hay criterio para la opción estadístico usable entre las tres ecuaciones en la tabla 1. Que la transformación de la variable dependiente elimina el principie simple de menos cuadrados. Bajo asunción de una distribución normal para el £ ” hay una función de la probabilidad con un término adicional, el determinante de Jacobian, tomar cuenta de la transformación. Sin embargo, para esta muestra, demostró ser una función de aumento de o No hay criterio para la opción estadístico usable entre las tres ecuaciones en la tabla 1. Que la transformación de la variable dependiente elimina el principie simple de menos cuadrados. Bajo asunción de una distribución normal para el £ ” hay una función de la probabilidad con un término adicional, el determinante de Jacobian, tomar cuenta de la transformación. Sin embargo, para esta muestra, demostró ser una función de aumento de o para todos los valores, así que no hay perito de la probabilidad máxima disponible. Esto se parece reflejar la operación del corolario 5 que – los e/s son bastante pequeños que cualquier especificación de la utilidad marginal es esencialmente proporcional a la consumición sí mismo, y el contenido efectivo de la teoría ciclo-permanente de la renta de la vida debe hacer que la consumición sí mismo se desarrolla como caminata al azar con tendencia. De este punto encendido, el papel discutirá solamente la ecuación 1,3 y sus extensiones a otras variables.
La implicación estocástica principal de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida es que ningunas otras variables observadas en el cuarto / – 1 o ayuda anterior de la lata predicen las residuales de las regresiones en la tabla 1. Antes de que se utilicen las pruebas estadísticas formales, es útil estudiar las residuales ellos mismos. El patrón de las residuales es extremadamente similar en las tres regresiones, pero las residuales ellos mismos son las más fáciles de interpretar para la ecuación 3, donde tienen las unidades de la consumición per cápita en 1972 dólares. Estas residuales aparecen en la tabla 2.
El error del estándar de las residuales en 14,6, tan áspero seises de las observaciones debe exceder de 29,2 en magnitud. Hay en el hecho seises. Tres son gotas en la consumición, y de éstos, una coincide con fechar estándar de recesiones: 1974:4. Cinco recesiones más suaves contribuyen gotas de menos de dos desviaciones de estándar: 1949:3, 1953:4, 1958:1, 1960:3, y 1970:4. La otra declinación principal en la consumición se asocia a la guerra coreana, en 1950:4. La mayoría de las gotas en la consumición ocurrieron rápidamente, en un o dos cuartos. La única excepción importante era en el período a partir de 1973:4 a 1975:1, cuando ocurrieron seis cuartos rectos de la declinación consecutiva. En el lado es pasionario, hay poca evidencia constante de cualquier tendencia sistemática para que la consumición se recupere en un patrón regular después de un revés. El solo aumento más grande ocurríó en 1965:4. Esto, junto con tres aumentos sucesivos en 1964, considera todo el aumento en la tendencia en relación con de la consumición asociada al auge prolongado de los años 60 mediados de y últimos.
CICLO VITAL – HIPÓTESIS DE LA RENTA PERMANENTE
Residuales de la TABLA 2 de la regresión de la consumición en la consumición retrasada, 1948-77
1948: 1956: 1964: 1972:
1… .5 1. . 2.8 1. .. . 17.8 1. . . 20.0 1… .5 1. . 2.8 1. .. . 17.8 1. . . 20.0
2… 8.0 2.. . -10.1 2… . 20.0 2.. . 32.7 2… 8.0 2.. . -10.1 2… . 20.0 2.. . 32.7
3. . . . -15.5 3… . -6.1 3… . 14.6 3.. 8.4 3. . . . -15.5 3… . -6.1 3… . 14.6 3.. 8.4
4… 3.5 4.. 1.2 4… . -4.4 4.. . 21.1 4… 3.5 4.. 1.2 4… . -4.4 4.. . 21.1
1949: 1957: 1965: 1973:  1949: 1957: 1965: 1973:
1… -8.6 1.. . -10.8 1… 5.8 1.. 8.0 1… -8.6 1.. . -10.8 1… 5.8 1.. 8.0
2…. -8.5 2.. . -6.1 2… 5.2 2.. . -15.6 2…. -8.5 2.. . -6.1 2… 5.2 2.. . -15.6
3… -27.2 3.. 2.4 3… . 10.2 3.. 3.0 3… -27.2 3.. 2.4 3… . 10.2 3.. 3.0
4. . . -.1 4.. . -13.6 4. .. . 38.7 4. . . -32.8 4. . . -.1 4.. . -13.6 4. .. . 38.7 4. . . -32.8
1950: 1958: 1966: 1974:  1950: 1958: 1966: 1974:
1… 5.6 1.. . -29.1 1.. . . -1.3 1.. . -27.3 1… 5.6 1.. . -29.1 1.. . . -1.3 1.. . -27.3
2… 23.8 2.. 8.3 2… 3.7 2.. . -23.4 2… 23.8 2.. 8.3 2… 3.7 2.. . -23.4
3… 15.5 3.. . 14.3 3… _1.9 3.. . -16.6 3… 15.5 3.. . 14.3 3… _1.9 3.. . -16.6
4… -31.0 4.. . -1.9 4… . -12.4 4.. . -42.8 4… -31.0 4.. . -1.9 4… . -12.4 4.. . -42.8
1951: 1959: 1967: 1975:  1951: 1959: 1967: 1975:
1… 16.0 1.. . 15.1 1… . 10.2 1.. . -5.8 1… 16.0 1.. . 15.1 1… . 10.2 1.. . -5.8
2… -24.8 2.. 3.8 2… 2.0 2.. . 25.6 2… -24.8 2.. 3.8 2… 2.0 2.. . 25.6
3… 9.0 3.. . -2.7 3… . -2.8 3.. . -21.3 3… 9.0 3.. . -2.7 3… . -2.8 3.. . -21.3
4. .. -6.1 4.. 1.1 4. .. . -7.5 4.. .9 4. .. -6.1 4.. 1.1 4. .. . -7.5 4.. .9
1952: 1960: 1968: 1976:  1952: 1960: 1968: 1976:
1… -15.1 1.. . -5.6 1… . 15.6 1.. . . 24.4 1… -15.1 1.. . -5.6 1… . 15.6 1.. . . 24.4
2… 18.0 2.. 8.8 2… 7.9 2.. 8.3 2… 18.0 2.. 8.8 2… 7.9 2.. 8.3
3… 10.0 3.. . -24.3 3… . 22.2 3.. 2.3 3… 10.0 3.. . -24.3 3… . 22.2 3.. 2.3
4… 8.6 4.. . -10.1 4… . -8.1 4.. . 30.4 4… 8.6 4.. . -10.1 4… . -8.1 4.. . 30.4
1953: 1961: 1969: 1977:  1953: 1961: 1969: 1977:
1… -1.6 1.. 1.8 1… .8 1.. . -1.8 1… -1.6 1.. 1.8 1… .8 1.. . -1.8
2… -1.0 2.. . 10.1 2… . -5.3   2… -1.0 2.. . 10.1 2… . -5.3
3… -22.1 3.. . -16.9 3… . -2.4   3… -22.1 3.. . -16.9 3… . -2.4
4… -27.0 4.. . 15.8 4.. . .3   4… -27.0 4.. . 15.8 4.. . .3
1954: 1… -.1 1962: 1.. . -1.7 1970: 1… 4.0   1954: 1… -.1 1962: 1.. . -1.7 1970: 1… 4.0
2… -2.4 2.. 3.4 2… . -12.3   2… -2.4 2.. 3.4 2… . -12.3
3… . 11.9 3.. . . -.8 3… . -.3   3… . 11.9 3.. . . -.8 3… . -.3
4… 7.4 4. . .6 4… . -21.5   4… 7.4 4. . .6 4… . -21.5
1955: 1… 6.1 1963: 1.. . -8.4 1971: 1. .. 1.5   1955: 1… 6.1 1963: 1.. . -8.4 1971: 1. .. 1.5
2… 7.0 2.. . -1.3 2… . -2.4   2… 7.0 2.. . -1.3 2… . -2.4
3… -.8 3.. . 11.7 3… . -14.6   3… -.8 3.. . 11.7 3… . -14.6
4… 22.3 4.. . -6.3 4. .. . -6.6   4… 22.3 4.. . -6.3 4. .. . -6.6
Los datos no contienen ninguna refutación obvia de la imprevisión de las residuales del modelo básico, pero, apenas pues un estudio de los precios comunes nunca convencerá el ” chartist ” de que sea azulejo del fu a intentar predecir su ture del fu, el believer confirmado en fluctuaciones regulares en la consumición no será sacudido por los datos solamente. Métodos más de gran alcance para resumir los datos se requieren.

IV. Se puede la consumición predecir sus el propios más allá de Valores?


La implicación testable más simple del ciclo vital del pur3e – la hipótesis de la renta permanente es que solamente se retrasó la primera valu3e de las ayudas de la consumición predice la consumición actual. Esta implicación sería refutada si la consumición tenía un patrón cíclico definido descrito por una ecuación de diferencia del segunda
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o una orden más alta. 6 consumidores inteligentes ought poder compensar cualquier patrón cíclico y restaurar el comportamiento óptimo no cíclico de la consumición predicho por la hipótesis. La regresión siguiente prueba esta implicación agregando val3ues retrasados adicionales de la consumición a la ecuación 1,3:
ct = 8.2 + 1.130^..! – 0.04(kf_2 + 0.030^_3 – 0.113í:f_4;
(8.3) (0.092) (0.142) (0.142) (0.093)
R2 = .9988; s = 14.5; D-W = 1.96.
La contribución de los val3ues retrasados adicionales es aumentar la exactitud del pronóstico de la consumición actual en cerca de 10 centavos por persona por año. La F-estadística para la hipótesis que los coeficientes de c t _ 2 £ f -3, y c f _ 4 son el cero es 1,7, bajo punto crítico de la F-distribución de 2,7 en los 5 por ciento nivela bien. Solamente la evidencia muy débil contra la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e aparece en esta regresión. En detalle, no hay muestras definidas que la consumición obedece una ecuación de diferencia segundo lugar-orden capaz de generar ciclos estocásticos. A este respecto, la consumición diferencia agudamente de otras medidas económicas agregadas, que obedecen típicamente los auto regresión segundo lugar-orden.

V. Se puede la consumición predecir de ingresos disponibles?


Si la renta retrasada tiene energía profética substancial más allá de el de la consumición retrasada, después se refuta la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida. Según lo discutido en la sección II, esta evidencia apoyaría las visiones alternativas que los consumidores son excesivamente sensibles a la renta actual, o, más generalmente, que utilizan un anuncio hoc, retraso distribuido nonpptimal de la última renta en tomar decisiones de la consumición.
La tabla 3 presenta una variedad de regresiones que prueban la energía profética de los ingresos disponibles verdaderos per cápita, medida como ingresos disponibles del dólar actual de las cuentas nacionales divididas por el deflactor implícito para la consumición de nondurables y de servicios y divididas por la población. La ecuación 3,1 demuestra que un solo nivel retrasado de los ingresos disponibles no tiene esencialmente ningún valu3e profético en todos. El coefBcient de j f _ 1 es levemente negativo, pero esto es explicada fácilmente por la variación de muestreo solamente. La F-estadística para el exclusi3on de todos pero de la constante y de la c t _ x es 0,1, lejos debajo de los intentos críticos de la ecuación 3,2 del Fof 3,9, que un retraso distribuido año-largo estimaba sin constreñimiento. El primer valu3e retrasado de los ingresos disponibles tiene un positivo leve coefiente, pero esto más que es compensada por los tres coeficientes negativos para los retrasos más largos. La ” propensión marginal duradera a consume, ” medido por la suma de los coeficientes, es realmente negativa, aunque ésta podría resultar otra vez fácilmente de la variación del muestreo. La F-estadística para el valu3e profético común de las cuatro variables retrasadas de la renta es 2,0, algo menos que el valu3e crítico de 2,4 en los 5 por ciento llano. Nota
1970) calis de Fama (la prueba similar para los precios de activo una prueba de la ” forma débil “.
Ecuaciones de la TABLA 3 que relacionan la consumición con la consumición retrasada y más allá de niveles de los ingresos disponibles verdaderos
Ecuación No. Y ecuación R2 s D-W F F*
3.1 ct = -16 + 1.024 c^i – .010jt_y .9988 14.7 1.71 .1 3.9
(11) (.044) (.032)
% 3.2 ct = -23 + 1.076 ft_! + •049jf_1 – .051jf_2% 3.2 ct = -23 + 1.076 ft_! + •049jf_1 – .051jf_2
.9989 14.4 2.02 2.0 2.4
.9988 14.6 1.92 2.0 2.7 .9988 14.6 1.92 2.0 2.7
<*> (11) (.047) (.043) (.052)
3.3 ct = -25 + M3ct   i + X fi>’t-i Z& = –077
(11) (.054) i=1 (.040)
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que la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e sería rechazada si el tamaño de la prueba era 10 por ciento o más arriba.
Ajustes de la ecuación 3,3 un retraso de 12-quarter Almon para ver si un retraso distribuido largo puede competir con la consumición retrasada como predictor para la consumición actual. Una vez más la suma de los coeff3icients del retraso es levemente negativa, ahora casi perceptiblemente tan. La F-estadística para la hipótesis de ninguna contribución del retraso distribuido completo en renta es otra vez ci3ose al valu3e crítico.
La evidencia de la muestra de la relación entre la consumición y la renta retrasada se parece decir el siguiente: Hay una relación estadístico marginal y numéricamente pequeña entre la consumición y los lev3eis muy recientes de los ingresos disponibles. La suma de los coeff3icients del retraso es levemente negativa. Además, no hay evidencia en todo el soporte de la visión que un retraso distribuido largo que cubre varios años ayuda a predecir la consumición. Esta evidencia echa apenas un poco duda en la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida en su forma más pura pero es en absoluto destructiva a una interpretación algo más flexible de la hipótesis, ser discutida pronto.

VI. Abundancia y consumición


De las muchas variables alternativas que pudieron ser incluidas en el lado derecho de una regresión probar la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e, una cierta medida de abundancia es uno de los candidatos principales. La teoría y la práctica que prevalece convienen que la abundancia contemporánea tiene una influencia fuerte en la consumición, abundancia tan retrasada es una variable lógica a probar. Una vez más la hipótesis implica que la abundancia medida en cuartos anteriores no debe tener ningún valu3e profético con respecto a la consumición de este cuarto. Toda la información contenida en abundancia retrasada se debe resumir en la consumición retrasada. Los datos trimestrales confiables sobre val3ues de la carácterística no están disponibles para la mayoría de la carácterística del categoriesof. Para una categoría importante, sin embargo, esencialmente los datos perfectos están disponibles en cualquier frecuencia, a saber, el valu3e del mercado de la acción corporativa. Las pruebas del al azar-caminan hipótesis no requieren una variable comprensiva de la abundancia, así que una prueba basada en los precios comunes es apropiada, aunque la ecuación que resulta no describe la relación estructural entre la abundancia y la consumición. Las pruebas divulgadas aquí se basan en el índice comprensivo estándar y de los pobres de los precios de la acción desinflada por el deflator implícito para los nondurables y los servicios y dividida por la población. Esta variable será llamada s. Hace una contribución estadístico inequívoca a la predicción de la consumición actual:
ct = -22 + 1.012^-! + 0.223.T,-! – 0.258jt_2 + 0.167^_3 – 0.120^_4
(8) (0.004) (0.051) (0.083) (0.083) (0.051)
R2 = .9990; SE = 14.4; D-W = 2.05.
La F-estadística para la hipótesis que los coeff3icients de los precios comunes retrasados son el cero es 6,5, bien sobre el valu3e crítico de 2,4 en los 5 por ciento
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nivel. Además, cada coeficiente considerado por separado es claramente diferente a partir de la cero según la ¿-prueba generalmente. Sin embargo, la mejora en la energía profética de la regresión, mientras que estadístico es significativo, no es numéricamente grande. El error de estándar de la regresión es cerca de 20 centavos por persona por el año más pequeño en esta ecuación comparada con el modelo básico de la ecuación 1,3 ($14,40 contra $14,60). El precio común del ofthe profético del valu3e de Mostofthe viene del cambio en el precio en inmediatamente antes el cuarto. Una contribución más pequeña es hecha por el cambio en el precio 3 cuartos anterior. Utilice la técnica del retraso de Almon del ofthe para ambos lev3eis y diferencias en el precio común no pudieron dar vuelta encima de cualquier evidencia de un retraso distribuido más largo

VII. Implicaciones de la evidencia empírica


La vida del pur3e que la hipótesis ciclo-permanente de la renta -que c t no se puede predecir por ninguna variable fechó t – 1 o anterior con excepción de c t _ x -es rechazada por los datos. El mercado de acción tiene valor en la consumición el predecir 1 cuarto en el futuro. La mayoría de la energía profética del ofthe viene de los &s t – . Pero los datos se parecen enteramente compatibles con una modificación de la hipótesis que deja su conten3i central sin cambios. Suponga que la consumición depende de renta permanente, y que la utilidad marginal se desarrolla de hecho como caminata al azar con tendencia, pero que una cierta parte de consumición toma tiempo para ajustar a un cambio en renta permanente. Entonces la variable que se correlaciona con renta permanente en t – 1 ayudará en predecir el cambio en la consumición en ¿ del período, puesto que la parte de ese cambio es la respuesta retrasada al cambio anterior en renta permanente. Ambos encontrar que la consumición está asociada solamente débil sus la propia más allá de val3ues y que los últimos val3ues inmediatos de cambios en los precios comunes tienen un valu3e profético modesto son compatibles con esta modificación de la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida.
Sigue habiendo cualesquiera problemas en la función de la consumición, se parece poco razón de dudar la hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida. Dentro de un marco en el cual se trata la renta permanente mientras que una variable inadvertida los datos se parece completamente compatible con la hipótesis, con tal que un retraso corto entre la renta permanente y la consumición se reconozca. Por supuesto, la hipótesis del ofthe de la aceptación no rinde una función completa de la consumición, puesto que no se ha desarrollado ninguna ecuación para la renta permanente. La evidencia contra el anuncio hoc distributed-se retrasa modelo que relaciona renta permanente con la renta real se parece bastante fuerte. La tarea de la investigación adicional es al cr3eate un modelo más satisfactorio para la renta permanente, una que reconozca que los consumidores valoran su bienestar económico de una manera inteligente que implique el mirar en el futuro.
Es importante no tratar ningunas ecuaciones del ofthe de este papel como relaciones estructurales entre la consumición y las variables que se utilicen para predecirla.
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Por ejemplo, la tabla 3 no debe ser leída pues implicando que la renta tiene un efecto negativo en la consumición. El efecto de un cambio particular en renta depende del cambio en renta permanente que induce, y éste puede extenderse dondequiera de ningún efecto a un efecto del dólar-para-dólar, dependiendo de la manera ese evaluación de los consumidores el cambio. En cualquier caso, las regresiones minimizan la relación estructural verdadera entre el cambio en renta y el cambio en la consumición porque omiten la parte contemporánea de la relación.

VIII. Implicaciones para el análisis del pronóstico y de política


Bajo hipótesis ciclo-permanente de la renta de la vida del pur3e, un pronóstico de la consumición del ture del fu obtenida extrapolando el nivel de hoy por la tendencia histórica es imposible mejorar. Los resultados de este papel tienen la implicación fuerte que más allá de la consumición próxima de los cuartos se debe tratar como variable exógena. No hay punto en renta y después relacionarla del ture del fu del pronóstico con la renta, puesto que cualquier hoy disponible de la información sobre la renta futura se incorpora ya en renta permanente de hoy. Los pronósticos del cuarto siguiente de la consumición se pueden mejorar levemente con precios comunes actuales, pero ninguna otra mejora no se puede alcanzar de esta manera en cuartos más últimos.
Con respecto al análisis de la política de la estabilización, los resultados de este papel van no más futuros que apoyando la visión que la política afecta la consumición solamente tanto como afecta renta permanente. En el análisis de las políticas que se saben para dejar renta permanente sin cambios, la consumición se puede tratar como exógena. Además, solamente la información del nuevo sobre impuestos y otros instrumentos de la política pueden afectar renta permanente. Más allá de estos asuntos generales, el analista de la política debe contestar a la cuestión del dificulta del efecto de una política dada en renta permanente para predecir su efecto sobre la consumición. La regresión de la consumición en corriente y más allá de val3ues de la renta es de ningún valu3e cualquiera en contestar a esta pregunta.