疫情冲击下消费券政策效果评估与特征研究

孙克竞 汤廷玥

内容提要：为应对新冠疫情对经济造成的冲击，发行消费券成为地方政府提振消费、稳定经济运行的政策选择。本文依据2020 年2 月至12 月全国9 个省份共56 个城市的月度数据为研究样本，基于多期双重差分模型、三重差分模型及合成控制法分析消费券的总体政策效果与定向发行的影响特征。研究结果表明：消费券政策对提振零售消费起到显著的正向推动效果；消费券政策作用具有滞后性，该现象与各城市数字化政务建设的水平和群众消费偏好有关；在连续多期发行的情况下，定向发行消费券相对于非定向发行的拉动作用更大，影响效果更理想，而非定向发行的城市在后期的消费增长速度较前者同期更快，增长趋势更强劲。同时，通过核验2021 年消费券政策刺激效应的结果表明，在疫情持续冲击且政府长期多次发行的情况下，消费券仍能有效刺激消费。为此，建议在各地的消费券政策设计中，应该进一步提升对低收入群体的精准定向投放力度，加快推进数字化政务建设，提高群众对惠民政策信息的获取速度和广度。

一、引 言

新冠疫情突发为我国经济平稳运行带来了显著的外部冲击，国家统计局公布2020 年第一季度GDP 同比下降6.8%，失业率达到5.8%。全国居民人均可支配收入扣除价格因素后实际下降3.9%，收入的下降同时也导致了消费的大幅下滑，第一季度的全国居民人均消费支出同比下降8.2%。不同于以往应对经济危机时以投资为主导的大规模经济刺激政策，从本次疫情影响的广度和深度来看，供给侧的投资拉动难以在短时间内有效解决需求端的消费不足问题。因此，从2020 年4 月开始我国许多地方政府采取了发行消费券的应对政策以实现刺激消费、保障民生、助力复工复产的目的。相对于部分西方国家采取的全民现金补贴政策，我国地方政府制定的消费券政策在发行对象、补贴商品、使用与核销方式等方面具有较为明显的针对性。那么，消费券政策的实施效果究竟如何？定向发行等因素对政策效果具有怎样的影响？对以上问题的回应与经验总结将为后疫情时期我国地方政府经济刺激预案的完善及民生保障机制的不断健全提供极具价值的案例参考。为探究地方政府保持多轮持续发行消费券是否能够有效带动消费，以及定向发行的影响程度和时效性，本文将采用多期双重差分模型（DID）、三重差分模型（DDD）及合成控制法，基于全国9 个省份56 个城市的面板数据建立计量模型，对2020 年3 月至12 月中地方政府连续多轮发行消费券的政策刺激效果展开评估，对2021 年实行效果进行核验，并在实证结论的基础上提出相应的政策建议。

二、文献综述

消费券是指为了刺激消费增长，由政府发行的针对特定行业消费活动的代金券。消费券的出现可追溯至20 世纪美国大萧条时期的“补充营养协助计划”。美国政府为保障大量失业工人、低收入人群的基本生活需求发行食品券，并且后续有学者发现该福利的增加导致美国家庭的粮食预算份额增加，且超出了理论预测范围（Beatty&Tuttle，2012）。之后，消费券政策成为市场经济国家应对经济衰退以及调节收入分配的手段之一。1999 年，日本政府为应对房地产和股市泡沫破灭而造成的经济低迷，发行了针对特定群体的“地域振兴券”消费券。该项目主要以服饰、食品类非耐用品为主，经Hsieh et al.（2010）研究表明消费券对半耐用消费品的支出有积极影响，但对非耐用商品或服务却没有明显的作用。为刺激消费，也有部分国家和地区采用发放现金的形式冲抵重大突发公共事件的负面支付影响。例如，日本为收入受损的困难家庭和个人提供现金支持，韩国对于收入水平在后70%的家庭实行临时灾害现金补助，新加坡对由于疫情而受损的居民建立临时救济基金和支持补助金，美国对失业工人或低收入人群提供失业救济金和刺激支票补贴，英国的“工作保留计划”通过雇主为受疫情影响而无法工作的个人发放现金支持、澳大利亚对享受18 种社会福利的约650万公民提供一次性现金补助，意大利和加拿大为工作受到疫情影响较大的人群提供现金补贴（岳经纶和方珂，2020）。

与上述提到的普遍采用发放现金的国家所实施的普惠政策不同，我国均采用全面普惠型补贴政策，从补贴方式来看仍可由直接收入保护（现金）和间接收入保护（消费券）的角度区分。例如，我国的港澳台地区倾向于发放现金补贴，香港特区政府于2020 年4 月8 日宣布推出超过1000 亿港元的救济计划以补助受到影响的企业员工；而内地各省份则在“非典”、2008 年金融危机和本次新冠疫情期间都运用消费券来拉动消费。这是因为内地居民通常拥有较强的储蓄习惯，并且近期也有研究表明，在经济政策不确定性较高的背景下，预防性储蓄会导致群众减少消费而增加储蓄，进而并不能达到有效刺激消费的目的（李成和于海东，2021）。另外，如果我国按照现金发放的方式实行，发放的财政补贴资金不仅有极大概率会流向储蓄账户，还可能流向一些投机板块、造成泡沫增长，反而不利于社会经济复苏（于海峰和王凯蕾，2020）。不同国家和地区需要根据当地经济情况等条件差异，自行制定合适的应对或刺激政策。目前，对于消费券政策是否能够真正起到刺激消费的作用，在学界始终存在不同观点。

对支持方来说，韩芳（2009）认为在合理干预下，政府以市场为导向实施消费券政策可以有效改善市场失灵，提高资源配置效率。不少学者在探究消费券影响的时效性时得出，消费券政策的乘数效应可以作为拉动内需的应急方式，虽然不能解决根本问题，但是可以在短时间内刺激经济回暖（林素钢，2009；冯静，2010；罗凯和王弟海，2010）。同时，柳思维（2020）认为在政府财政能力可负担的情况下，发行消费券和扩大投资相配合有助于迅速回补消费，缓解疫情冲击。实证研究则表明，当消费券中居民支付和政府补贴的平均比例达到5.5∶1 时，可同时实现刺激消费和以新增税收填补转移性支出的作用，避免财政负担加重（王成和Jamal Khan，2020）。屈亚星（2021）根据更具体的案例分析表明，新冠疫情期间我国部分地方政府实施的消费券政策撬动消费的杠杆率平均可达3.7倍。Cvelbar et al.（2021）根据当地消费数据统计得出，斯洛文尼亚旅游局运用住宿消费券成功抑制了酒店客房需求下行趋势。此外，消费券政策在收入分配方面的积极作用也应得到重视。弱势困难群体更容易受到疫情的冲击，为避免福利对象偏离情况的发生，依照公平与效率，针对低收入、失业人群精准发行特定消费券可以起到保障民生，维护社会稳定的作用（李彦璋，2021；刘长喜，2021；熊伟，2021）。

反对方则认为，消费券政策的替代效应更为显著，其对消费的刺激作用有限，且存在对不同消费者和补贴品的影响差异（叶建华，2009；薛菁和毛程连，2010）。在经济下行、增长乏力的大背景下，发行消费券仅仅是一次性短期经济行为并且存在较大概率的流动性陷阱（左小蕾，2009）。也有研究表明，手机端移动优惠券会因为激烈的价格战而损害零售商的利润空间，其不对称性可能削弱企业间的价格竞争能力，降低社会福利（Luo et al.，2020）。常伟（2009）指出若受限于地方财政政策和法律约束，消费券可能会导致不公平或低效率的执行结果。另外，政府用于发行消费券的资金所占用的地方财政支出，可能会通过提高税收或借债的利率挤出对私人消费或投资。

目前，国内现有消费券政策相关的实证计量研究相对较少，方法多为双重差分模型和问卷数据分析。林毅夫等（2020）的实证研究结果表明，消费券政策总体和定向发行措施均能促进消费的提升，并建议采用大数据精准帮扶的形式重点为特殊人群和行业发行消费券；吴翌琳和张旻（2021）运用PSM-DID 模型回归得到相似结果，并在多方面对不同城市进行异质性检验，分析城市差异对消费券效果的影响；李天一（2021）则主要聚焦于中小微企业的经营情况进行消费券效用分析，发现发行后期并不存在“挤出效应”，且刺激效果与发行形式、消费设置、是否定向等多因素有关；吴鹏跃和吴诗意（2021）运用SARIMA 模型对宁波和杭州两市消费情况进行预测并与实际数据进行对比，分析得到行业型消费券的整体效果相对于普遍发行的消费券更强。Yan&Zhang（2011）运用数据包络分析法（DEA）对中国部分旅游消费券使用效果进行分析，结果验证了旅游券政策的成功。Fong et al.（2021）运用问卷调查及数据分析的方法总结得出，相比于货币激励，提供非货币激励可以有效地提高消费者对优惠券促销的热情，从而提高他们的赎回意愿。上述部分文献研究对象的数据时间跨度相对较短，大部分集中于2020 年3 月至5 月间的消费券发行早期，缺乏对全国范围内城市的样本，并且缺乏更为长期且深入的持续观察结果。区别于现有文献，本文研究对象基于9 个省份56 个城市共11 个月份的面板数据，研究对象的时间跨度近1 年，着重研究定向和非定向发行政策的影响程度与时效性问题。

三、研究方法、变量选取与数据说明

（一）研究方法

首先是用多期双重差分法（DID）。发行消费券这一政策与自然实验类似，且各城市发行的时间各不相同，可视为政策冲击月份不一，所以本文主要运用多期双重差分法来计算发行消费券这一刺激政策对零售消费的影响效果。政策对经济的影响通常不易出现双向因果关系，同时，本文经检验加入时间固定效应和城市固定效应能够缓解由于数据缺失而无法添加的遗漏变量问题，因此，DID模型能够更好地避免内生性问题，得到相对真实客观的政策评估结果。

本文基于该模型计算同一个城市在发行消费券前后消费水平的差异，从而体现该城市的消费变化。再通过设定未发行消费券的城市为控制组，按照相同的方法计算组外其他城市发行时间前后的消费变化，由此可得到由其他变量引起的消费水平的变动，即消费情况不因为消费券而变化的部分。两者相减得到由于消费券的发行而刺激的消费增长的部分，一定程度上避免其他因素的干扰。

在（1）式中，被解释变量人均社会消费品零售额的对数代表该市的消费情况，用lnpcon 表示；主要的解释变量为post×treat，记为DID。其中，在多期双重差分模型中，设置发行过消费券的城市虚拟变量treat 为1，反之为0。为消除不同发行月份的影响，将城市当期月份减去发行月份，负数表示在发行券之前，虚拟变量post 为0；零及正数表述发行当期及之后，虚拟变量post 为1。由于大多城市选择连续多期发行，所以全文假设一旦实施后发行政策会持续，不考虑单期发行的时效性较短的问题。令DID 的系数β1代表发行消费券对该市零售消费的影响。Xi，t表示其他三个解释变量，分别为人均贷款的对数（lnploan）、人均存款量的对数（lnpdeposit）、人均财政收入的对数（lnpfin），其中人口数均按常驻人口计算。选择上述三个变量为解释变量的原因分别如下：多个研究表明银行信贷能够有效提升居民消费总量（张锐，2021；叶捷，2017）；杨阳（2016）研究证明存款利率下降导致存款减少从而促进我国居民消费；刘文韬（2016）使用协整和VAR 模型研究得出适量减少财政收入有利于刺激群众的消费能力。

ρi表示城市固定效应，γt表示时间固定效应，εi，t表示误差项。

其次运用三重差分法（DDD）。在运用多期双重差分模型对消费券政策效果进行整体评价的基础上，进一步采用三重差分模型分析定向发行对政策效果的异质性影响，并根据实证结果检验定向发行的时效性和影响程度，具体模型如下：

在（2）式中，新加入变量fix 表示消费券是否定向发行，若定向则取数值为1，反之为0，其他变量与（1）式均一致。通过政府平台和新闻报道可归纳出，定向发行通常指面向城乡低保、特困和低收入家庭等困难群体，及从事抗疫工作的人群发行特殊消费券。将post×treat×fix 记为DDD，其系数β1表示定向发行相对于非定向发行的政策刺激效果，若为正向显著，则表示定向发行更能有效刺激消费。

最后，运用合成控制法对特定城市单独检验。此方法一般用于因不可观测的因素而导致平行趋势假设不成立的情况，本文使用该方法是为了更精确地对定向发行的城市分别进行单独检验，探究定向发行消费券对消费的刺激作用。合成控制法作为传统双重差分的扩展，以实验组的数据特征为标准，运用其他多个城市中各变量的数值加权，合成一个与实验组城市相似的虚拟城市，以模拟未实行该政策时的情况，从而与实验组的实际结果进行对比。

（二）变量选取

本文中被解释变量为人均社会消费品零售额对数，用来反映消费情况，其中用原始零售额数据除以当地常住人口数得到人均数额从而消除由于城市人口差异带来的计量误差，并选取其对数形式来缩小数据绝对值从而方便计算。用0-1 虚拟变量以计量该城市是否发行、发行时间点前后和是否定向发行的情况。由于各城市统计数据的缺失部分数据不可得，最终筛选出人均贷款的对数、人均存款量的对数、人均财政收入的对数作为其他解释变量，上述其他变量均可反映我国宏观经济情况。

表1 模型中涉及变量解释

（三）数据说明

本文数据包含2020 年2 月至12 月全国9 个省份中一共56 个城市的月度数据，宏观经济数据均来自CEIC 数据库，有关地级市发行消费券的数据由作者整理当地新闻报道所得。最初收集的数据包括就业、投资、财政收支、福利、银行和医疗卫生共6 个角度，计划将其作为解释变量进行全面的计量分析，但是由于全国所有地级市在上述各统计指标中均存在大量缺失的情况，最终筛选出面板数据平衡的56 个城市，共涉及9 个省市分别为北京、江苏、浙江、福建、河南、湖北、湖南、广东和四川，数据涵盖具有不同消费特征的一线至五线城市，且地理位置广泛分布于东部、南部、中部及西部，具有较好的代表性。根据各个地级市的相关新闻，整合出该城市消费券发行的时间、金额大小、消费限制、发行形式、适用行业、持续投放期数及是否定向等相关信息。另外，为了进一步探究在多轮疫情持续冲击下消费券发放的长期影响，并考虑到数据的完整性与规避春节期间各地大规模实行优惠活动的情况，本文还运用上述城市2021 年2 月至9 月的数据进行核验。

对于是否实施消费券政策方面，统计得到在调查的56 个城市中，有52 个城市在2020 年期间实行过消费券政策，仅有4 个城市在该年未发行；在发行月份划分方面，为了简化计算方式，并且考虑到获取消费券后实际消费时间可能延迟一定时间，所以将第一次发行时间为每月20 日之前的城市实施月份划分为该月发行，而对每月20 日之后的划分于下一月；在是否定向方面，发行过消费券的52 个城市中，有6 个城市为定向发行，其余46 个城市一直采用普遍发行的形式；另外，在发行时间方面，各地方政府选择不一，大部分城市（约60%）集中在疫情稍加缓和的4—6 月份发行，另一个发行高峰集中在下半年9 月份左右实行。在地方政府财力方面，按照《2020 年城市统计年鉴》中财政收入指标数值大小排序，本文总样本中位于全国所有地级市财政收入水平前50%的城市有33 个，其中32 个发放消费券、1 个未发放；位于后50%的城市有23 个，其中20 个城市已发放，3 个未发放。在城市发展水平方面，按照人均GDP 指标数值大小排序，总样本中位于全国所有地级市人均GDP 水平前50%的城市有32 个，其中31 个已发放，1 个未发放；位于后50%的城市有24 个，其中21 个已发放，3 个未发放。上述数据分布体现所含样本的多样性，不存在研究总样本和选择发放消费券的城市样本集中于财力雄厚、经济发展较好的城市的情况，能够在一定程度上解释删除具有缺失值的个体后所选样本的随机性。

表2 描述性统计结果

四、实证分析及结果

（一）平行趋势检验

使用双重差分法首先需要满足其基本假设，即证明样本数据具有平行趋势。平行趋势是指在政策实施前，对照组和实验组的变化趋势相同，从而可以将未实行政策的组视为已实施组的反事实情况。本文用于检验在消费券发行前实验组和控制组的变化趋势相同，由此证明数据结果具有可比性。选择首次发行月份前4 期和后6 期的数据进行计算，将发行时点前设置为前一个月（pre1）- 前四个月（pre4），发行当期设置为当期（current），发行后设置为后一个月（post1）- 后六个月（post6），为保持计量结果的精确性故除去基准项前第四个月（pre4）。纵坐标表示消费券的动态经济效应，大于零代表有正向刺激作用，反之则无，虚线所及的范围表示该期95%的置信区间。

由图1 可以看出，在政策实施之前，0 包含于消费券动态经济效应的置信区间之中，无法拒绝原假设，即说明该数据集满足平行趋势检验，可以使用多期双重差分模型分析消费券发行政策的影响程度；另外，在发行后6 个月内，该政策对居民消费水平的刺激作用逐步增强，整体趋势持续呈正向且上升的状态，且在之后的第四个月起，0 不包括于置信区间中，能够较好地符合持续发行消费券后零售消费额将有所增加的这一预测情况。

图1 平行趋势检验

（二）多期双重差分模型检验

根据表3 多期双重差分模型的计算结果，各组的DID 系数总体上来看是显著正向，可以看出发行消费券对于消费增长具有有效的刺激效果。在加入贷款额、存款和财政收入三个控制变量后，DID系数明显减少。另外，为了减少发行城市和月份时间差异带来的影响，在组（1）至组（4）和组（5）至组（8）中，分别加入城市固定效应、时间固定效应和同时加入双向固定效应；同时，DID 系数的显著性相比于1%的水平也逐渐有所下降，但仍在5%和10%的水平上保持显著。这一现象可以推测为数据本身受时间或者城市个体的影响，在加入时间固定效应和个体固定效益后，其核心变量的显著性发生改变。上述结果表明，政府发行消费券后会对消费产生明显的拉动效果，并且时间和城市因素对拉动程度的数值具有一定影响。

表3 DID 模型回归结果

（三）安慰剂检验

安慰剂检验通常是指通过建立一个虚拟的实验组或者虚拟政策实行时间进行检验，若结果仍然显著，可证明原计算结果并不可靠，经济变动并非由该政策的实行导致的，而是存在其他影响因素；若结果不显著，则通过安慰剂检验。本文为证明零售消费的增长是由消费券发行引起的，而非另外不可观测因素所导致，故将虚拟发行月份全部设置为相对于实际情况提前两个月，再进行与上述步骤相同的平行趋势检验和多期双重差分检验。如图2 所示，在政策发生前，消费动态经济效应的数值0 并不包含在置信区间内，说明该数据并不满足平行趋势假设；另外，双重差分模型中DID的系数均不再显著，说明安慰剂并不是拉动消费的重要因素。以上两个结果均证明零售消费的增加是由消费券的发行所引起的，满足安慰剂检验。

图2 安慰剂检验

（四）三重差分模型检验

为了进一步检验定向发行对于消费的刺激效果，本文加入“是否定向”这一虚拟变量作为三重差分的核心变量进行分析。定向消费券是指政府仅对特殊对象定向发行的消费券。根据整合的各地方政府公告与当地新闻报道，可将所有的消费券按照发行目的和发放对象的不同划分为两类，一类注重普遍刺激，旨在有效引导全体群众提高消费意愿，从而带动相关行业的复工复产，度过消费寒冬；另一类注重定向帮扶，辅助低收入者、低保困难人群和参与抗疫工作的一线工作人员以及社区工作人员，通过转移性支出保障其基本的生活水平。为此，可将消费券按照发行目的及对象分为定向及非定向消费券，本文将着重探究两类消费券对消费刺激的不同效果。

在表4 中，不加任何控制的组（4）的DDD 系数0.044 与包含三个其他解释变量的组（8）中DDD系数0.041 相比差异并不明显，且均有99%的把握拒绝原假设，呈显著正向关系，该结果可以说明消费券定向发行相比于非定向发行能够更有效刺激消费。其中，组（5）与组（8）中DDD 系数为负，组（5）中系数值与t 值的绝对值均较小，呈轻微负相关但统计上并不显著，对整体判断影响不大。为保证研究的严谨性，本文将分析两种发行方式的消费增长趋势并采用合成控制法来对定向发行所产生的影响做进一步计量分析。

表4 三重差分模型（DDD）回归结果

为探究是否定向发行对消费刺激作用的时效性异同，本文分别对定向发行的城市和非定向发行的城市进行计算。由图3 中两组数据可得，对于定向发行的城市，发放当期到第六期的刺激效用依次为0.053、0.114、0.161、0.196、0.233、0.253 和0.259，而非定向发行的城市的数值依次为0.009、0.018、0.022、0.0245、0.032、0.039 和0.054。结合图像可归纳出两个规律：一是定向发行相对于非定向发行的整体刺激效果更明显，前者数值明显大于后者；二是两种消费券发行方式所产生的政策效果都有一定的时滞性，且经过三个月之后，在非定向发行的城市中，居民消费的刺激效用增长更快，而定向发行所引起增长的速度有所放缓。本文对此现象给出如下解释：

图3 定向与非定向发行的动态政策效果比较

第一，定向发行的刺激作用总体上明显优于非定向发行。定向消费券的目的更偏向于维持基本生活需要，通常以小额超市代金券为主，帮扶对象大多会运用此类消费券购买半耐用品，如柴米油盐等基础生活用品，需要购置的频率高，核销率也就更高，在长期都能较持久地带动消费。特别是对于持续发行的定向消费券，常用于需长期多次购买的日用品，因此即便距离首次发行已有一段时间，刺激消费依然保持明显且积极的效果。而对于非定向消费券的发行目的更多偏向于刺激广大普通群众的普遍消费能力，发行行业包括餐饮、娱乐、文旅、体育、汽车等诸多领域，并非属于生活必须品花销。由图3 结果不难看出，虽然非定向发行消费券引发的影响依然是正向的，即仍可持续刺激消费增长、助力产业恢复，但作用效果不如定向发行。这是由于非定向消费券的发行对象通常将其用于丰富生活或者具有“新鲜感”的娱乐活动中，加之消费券设计中通常包含“满减”等限制，一定程度上减弱非定向消费券的效果。

第二，定向与非定向两种不同的消费券发行政策效果在时间上存在差异，这可能是与发行对象的消费习惯差异有关。两者的政策影响都存在一定的时滞性，其中定向发行的消费券能够较及时刺激消费，而非定向政策的时滞性较明显，在发行一段时间后消费增长势头更为强劲。这很可能与我国绝大多数省市采取线上发行的方式有关，对于数字化服务程度相对落后的地区来说，群众对于线上消费券的真实性、领取途径、使用方式等尚不熟悉，通常保持观望且不使用的态度，待周围有人成功使用后才陆续引发消费券使用热潮。

除此之外，本文进一步就数字化政府建设程度是否会对消费券政策效果产生影响进行了探究。采用《2020 中国数字政府建设白皮书》中数字化服务指数作为参考，该服务指数参考刘鹏和詹绍文（2021）的评估数据，基于“信息发布”、“解读回应”、“功能推广”等方面的情况进行加权计算得到，并且分别按其数值和以其平均数为界限划分的虚拟变量值对零售消费额进行三重差分分析，但实证结果并不显著。作者认为不能拒绝原假设的这一情况，可能与选择的衡量数字化政务宣传工作的数值指标不精确导致的。理论上政府宣传工作越到位，发行信息越广泛，首批消费券发行的刺激效果和核销率应该越理想。

（五）合成控制法检验

本文用合成控制法分别对实行过定向发行政策的总样本中的6 个城市（北京、深圳、金华、郑州、深圳和巴中）进一步验证定向发行具有更有效的刺激作用。本文用43 个非定向发行的控制组城市中的发放前两个月的零售消费情况、贷款额、存款额和财政收入的数值为参考基础，通过加权合成一个与目标城市的经济和消费水平相似的新虚拟城市，以便对比发行之后定向限制带来的影响从而验证三重差分模型结果的准确性。为方便计算，本文将发行前两个月时间编号设置为1、2，发行当期为3，发放后两个月为4、5。虚线代表合成城市在未定向政策下的消费走势，实线代表定向发行的走势，六个合成城市的具体权重数据列表和消费变动趋势图像如下：

横坐标为发行进度，数值3 代表首次发行当期；纵坐标为人均零售消费数额的对数。由图4 可知，除巴中以外，其他5 个城市的虚线均位于实线以下，该结果表明定向发行相比于非定向发行更能激发群众的消费热情，拉动效果更好。而巴中情况有所差异，推测这种现象与发行对象及金额受限有关。据当地新闻报道，消费券政策仅面向巴中市的巴州区、恩阳区、巴中经开区三个地区实施100 万元定向消费券政策，而其他地区据现况自主决定。由于惠民规模限制，刺激效果可能有所差异。

图4 定向发行城市的合成控制法结果

（六）2021 年消费券政策效用核验

2021 年新冠病毒变异株再次席卷我国多个城市，多轮形势复杂的疫情仍持续打击居民消费意愿。本文运用相同方法并重复上述检验过程，基于2021 年数据再次检验上文实证结论，以核验疫情反复且政府长期多轮发放背景下消费券的政策效果。其中，由于数据大量缺失而被排除在外。由于2021 年中湛江市零售消费数据和各城市的人均存款变量的数据大量缺失，所以将其删除，保留上文所述的55 个城市样本和其他两个相同控制变量以最大程度上与原本模型基本一致。如表6 所示，结果中所有核心变量系数均为正数，表示在2021 发行的消费券仍然能够有效提高居民消费意愿，在适当控制发行频率的前提下，长期实行消费券政策仍然可以有效刺激消费。

表6 2021 年数据DID 模型回归结果

表5 合成城市的加权权重值

五、结论与政策建议

全文运用双重差分、三重差分和合成控制法检验得到以下结论：

第一，消费券政策能够在新冠疫情有所缓和期间有效促进各城市的消费复苏，激发群众消费热情；第二，消费券的刺激效果具有时滞性，由于政府相关部门对消费券发放信息和使用细则宣传不到位或个人的消费习惯差异等因素，发放当期仅能在一定程度上缓解消费下行，在实行连续多轮发放政策后一个月及以后刺激效果更明显；第三，定向发行相比非定向发行的刺激消费的作用更大，该差异可能是由于发行对象使用消费券的目的和偏好的不同所导致的，可解释为将消费券定向发行给低保、低收入及需要特殊帮扶的对象，更能体现消费券的“收入效应”，从而提高此类人群的消费能力；第四，是否定向发行政策在作用时间的特点上也有明显差异。两种发放形式都能有效刺激消费，但相比于定向发行的城市在后期对消费增长促进作用有所减弱，非定向发行的消费券政策在同期对零售消费增长的促进作用更有力，这可能与初期居民对消费券领取和使用方式不熟悉、对消费券的使用偏好所有关。第五，对2021 年消费券发放情况再次进行检验发现，在疫情反复且长期多次发行的情况下，消费券政策仍能有效提升我国居民消费意愿，起到带动消费的作用。

根据计算结果，本文探讨出以下建议：

第一，建议各地方政府及时总结消费券政策制定及实施的经验，加大数字化政府建设力度，提高公共信息传递效率，在消费券发行前将其使用方法、范围、时间等信息第一时间告知公众，使得群众更加了解和信任政府消费券，以提高发行效率及核销率，尽量减少政策效果滞后性；第二，建议人均收入水平相对较低的地方政府可以适当加大消费券持续定向发行力度。为避免福利对象偏离的情况发生，应通过转移性支出精准帮扶受疫情冲击较大的困难群体、支持投身于抗疫工作的工作人员等，保障其基本的生活水平。第三，不宜长期持续发放不定项消费券，否则长期实行可能出现群众对消费券发放逐渐麻木的情况，导致核销率和拉动作用将会逐渐走低，无法达到预期目的。第四，合理避免消费券带来的负面影响和投资行为。由于转移性支付会产生收入分配效应，会造成没有实际帮助到确切有需求的居民，所以各地方政府应精准定向发行消费券，采取“领取”的方式发行。针对特定群体策划对应功能的消费券，折扣金额、到期失效、消费下限均需有所区别。政府应该出台相应严格规定以规范消费券使用发行，阻止消费券被投机分子利用，以“货币”形式转卖影响消费的公平性。