一、稟賦效應
根據第伍章的研究結果，我們將依序對稟賦效應之存在性、振興券與現金之稟 賦效應強度差異以及本研究的缺失進行討論分析。
（一）存在性
首先，我們利用 Mann-Whitney U 檢定指出稟賦效應僅顯著存在於二振 興券之情境下，$1000 現金換$3000 振興券與直接發$2000 振興券平均稟賦效 應強度 G 依序約為 1.05 倍、1.04 倍，換言之 WTA 的價格約是 WTP 的 1.05、1.04 倍，這與經濟人假設的 G 值為 1 僅有些微的差距，但依結果顯示 其與經濟人假設並不符合，至少在總供給固定的市場之中並不符合。不過若 使用 t 檢定的話，我們發現不論何者皆與經濟人假設無顯著差異，因此我們 對於 WTA、WTP 差異存在與否仍難以確定，然而可以肯定的是，即便 WTA 與 WTP 確實存在差異，該差異也極為微小。並且，必須強調的是，上述的 數值乃是經由個體於各項消費總額之比例加權計算而得，因此僅能作為一項 不甚精確的單一指標，用以描述整體而言對物品的稟賦效應。
將各類物品分開觀察便可以發現受試者對不同類型的物品反映出的稟賦 效應不一，受試者傾向對於〈D〉類物品有明顯較大的 G 值（1.6 至 3.1 倍），這可能是因為我們所挑選的物品為房租，而人們普遍對房屋有較大的 稟賦效應。然而對於其餘物品僅部分情境有顯著差異，其餘則較無顯著差 異。這也符合 Horowitz 及 McConnell（2000）所顯示出的特性，即對於居住 教育醫療等物品稟賦效應較為強烈。
（二）振興券與現金之稟賦效應強度差異
在研究中我們也對三種交易媒介情境下的G𝑘𝑇值進行比對，魏克森符號 檢定與成對 t 檢定皆顯示兩兩不存在顯著差異，故在總供給固定的市場中，
以$1000 現金換$3000 振興券、直接發$2000 振興券或是直接發$2000 現金作 為交易媒介應不會造成不同強度的稟賦效應。
24
另外，我們也排除了 WTA 的影響，利用現金交易的情境作為基準，探 討$1000 現金換$3000 振興券、直接發$2000 振興券的交易總額相對於現金情 境的比例，以驗證在總供給不固定的市場中稟賦效應是否同樣存在。經計算 得出ℎ𝑋𝑇、ℎ𝑌𝑇約為 0.98、1.02，與 1 的差距甚小，在這個差距下，我們甚至 難以認定此一情形並非由誤差所造成。同時在總供給固定之市場中所得出的 數值ℎ𝑋𝑇′ 約為 0.93、ℎ𝑌𝑇′ 約為 0.99，以上結果顯示應是由 WTA 的高估造成稟 賦效應，而非 WTP 的低估，也因此在總供給不固定的情形下，因供給曲線 由廠商決定，如同 List（2003）所作出的結論，以「賣出」為目的的物品不 會發生稟賦效應，如此一來也就不會觀察到交易總額的減少。
（三）研究缺失
最後，我們必須提出本研究在 G 值與 h 值測量中的一大缺失。本研究僅 對洗髮精、馬克杯、電影票、社會住宅租用進行測量，並以此分別代表
〈A〉、〈B〉、〈C〉、〈D〉四類物品，易造成代表性不足之疑慮。更好的做法 應採如衡量購買力平價之方法，盡可能模擬個體生活所需，本研究受限於人 力、物力、時間等因素未能詳加調查，期望之後的研究能著力改善此一不 足。
另外，根據研究結果，ℎ𝑋𝑇 ≈ 0.979319262、ℎ𝑌𝑇 ≈ 1.016542932，代入 我們在名詞與公式解釋中曾提及的關係式𝑀𝑃𝐶𝑘𝜇 = 𝑀𝑃𝐶𝑍𝜇× ℎ𝑘𝑇，便可以得 出𝑀𝑃𝐶𝑍𝜇分別約為 0.2470（以n𝜇、ℎ𝑋𝑇代入）和 0.1256（以直接發$2000 振興 券的 MPC、ℎ𝑌𝑇代入），顯然與直接發$2000 現金的 0.7929 差距甚大，這可能 源自於我們研究中的幾項因素。
1. 未計入固定成本而導致模型有誤，若計入固定成本，其ℎ𝑘𝑗值應為 ℎ𝑘𝑗 =𝑃𝑘𝑗− 𝐹𝐶
𝑃𝑍𝑗− 𝐹𝐶 ×𝑃𝑘𝑗
𝑃𝑍𝑗, 其中 FC 為固定成本
，因而放大了該數值，但宥於人力、物力等限制未能得知固定成本 FC 實 屬遺憾，期待未來研究能改進此點。
2. 我們假設人們在使用直接發$2000 振興券與直接發$2000 現金時，其消費
25
品項之組成結構皆與此次政策相同，然而不同的政策是否會造成消費支 出結構的改變仍尚待釐清。
3. 正如同先前所提及的，我們在測算稟賦效應時是以洗髮精、馬克杯、電 影票以及社會住宅租用作為分別代表〈A〉、〈B〉、〈C〉、〈D〉四類物品的 樣本，為更好的恆量稟賦效應應對受試者作更全面的衡量，以類似於 PPP 對諸多商品價格調查的方式進行，但本研究基於人力、物力、時間 等因素，僅詢問四項而造成代表性不足，殊為遺憾，此方面亦亟需未來 研究補全。
4. 最後是取樣範圍的問題，我們以市價作為以現金交易時的均衡點價格，
然而市場價格所對應的對象應為全年齡層之民眾，故可能在此造成誤 差。
我們認為以上四點之中又以 1、3、4 最有可能為誤差發生之原因，而 關係式𝑀𝑃𝐶𝑘𝜇 = 𝑀𝑃𝐶𝑍𝜇× ℎ𝑘𝑇事實上能夠做為檢視誤差大小的工具，若納入 計算的物品項目足夠貼近實際上的消費品項，則該關係式應足夠近似，很顯 然我們在這方面有極大的進步空間。
二、MPC
根據問卷調查之結果進行估算，我們認為桃園市 20-29 歲市民振興三倍券的邊 際消費傾向為 0.6169，但若剔除商家促銷之因素則 MPC 快速下滑至 0.3574，顯示商 家促銷於本次振興政策中造成的極大影響。而若不計超出面額消費，則計入商家促 銷之 MPC 為 0.4649，不計之 MPC 則為 0.2419。相比之下，在政府直接發$2000 振 興券的情境中 MPC 為 0.1277，而直接發$2000 現金的情境中則約為 0.7929，其中的 巨大差異無法以我們提出的 h 值進行解釋，可能是因為 h 值誤差過大。
於此同時，我們發現 Quartile 1 與 Quartile 4 的群體在計入折扣的情形下其 MPC 較其餘二區間高，儘管如此，透過觀察消費種類人數占比我們指出其背後的原因可 能不同，Quartile 4 的群體消費〈B〉類物品者較多，而所購買的物品很可能包括家 電或電子產品等經常超出 3000 元的物品，從而使得超出面額消費占比的人數偏
26
多，MPC 自然也就相對較高；Quartile 1 的群體反而以〈A〉、〈C〉兩類為多，我們 推測可能是由於收入較低者在得到額外收入時多傾向於優先改善當下的日常生活品 質之故。
透過研究，我們還發現利用紙本券的群體 MPC 較利用電子支付的群體大，然 而對比於不計折扣下的情境 MPC 差異頗為可觀，在計入折扣的狀況下二者相差無 幾，我們認為前者主要由於振興券不能找零的特性所致，而後者則因搭配信用卡之 商家促銷從而提升使用電子支付之群體的邊際消費傾向。
最後，我們必須指出我們在估算上仍有未竟之事，除基於問卷回收率考量而未 分別對各項替代效果之比例及超出面額消費詢問外，本研究同時也發現有 49.4%的 受試者因得知振興三倍券的政策而決定延後 2020 年 6 月的消費，同樣基於問卷回 收率的考量，我們並未對此部分進行更深入的詢問，建議未來研究可朝此方向多加 著墨。
三、稟賦效應強度與邊際消費傾向的相關性
我們分別對 G 值、MPC、月收入三者兩兩進行配對，求得斯皮爾曼相關係數。
透過研究發現，僅能確定 G 值與 MPC 在使用$1000 現金換$3000 振興券作為交易媒 介的情境時之相關性達統計上顯著，呈低度正相關，以及收入對政府發放現金情境 下之 MPC 具統計上之顯著意義，呈低度負相關，其餘配對皆未達統計上之顯著相 關。然而若使用皮爾森相關係數作為參考便可以發現，若我們考量到數據的密集程 度，其相關性便不再存在，因此綜合二方法所得出的結果，我們認為稟賦效應的強 度與邊際消費傾向的大小大致上並不相關。
這同時也印證了我們先前所討論過的，即 WTA、WTP 差距主要是由 WTA 的 高估導致，而非因 WTP 低估，故在總供給不固定之市場中稟賦效應不會發生。換 句話說，除非我們處在一個總供給不固定的市場中（租屋市場便是其中的一個例 子，短期內很難隨時增加供給，但把振興券用於該項消費的比例極小），否則稟賦 效應並不會造成邊際消費傾向的落差。
27