劉金山 賀 琛

一、引言

時間偏好指行為個體在現在與將來之間存在偏好的現象?？缙谶x擇中,時間偏好被用于將行為個體未來的效用貼現到現在,以表達個體對于現在以及未來的相對評價。而由眾多行為個體的意愿疊加在一起表現出的社會時間偏好,即社會貼現率,則代表了由各個行為個體所組成的社會整體對社會當期以及未來各期財富價值的相對評價。

作為公共投資項目決策過程中的一個重要參數,社會貼現率的取值是決定一個公共項目最終能否實施以及眾多公共項目如何取舍排序的關鍵。過高的社會貼現率使貼現后未來收益的現值低于其實際價值,導致人們比起長遠的利益更加注重當前短期的利益,并傾向于將成本負擔轉移到后代身上 (尚衛(wèi)平和黃耀軍,2002[1])；過低的社會貼現率則導致諸多社會無效工程也能通過成本效益檢驗而紛紛上馬,造成社會資源的浪費。由此,選定恰當的社會貼現率以及當社會貼現率取值偏離預期時從社會貼現率的影響因素入手對社會貼現率進行調控對于經濟資源的合理配置及可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

當前對中國社會貼現率的研究還很少,且大都集中在我國整體社會貼現率取值的確定上,對社會貼現率背后影響因素的探討亟需完善；此外,我國地域遼闊,東、中、西部各區(qū)域經濟發(fā)展情況各異,將全國范圍內社會貼現率作為單一研究對象,不符合科學規(guī)律,也忽視了社會時間偏好的地區(qū)差異,使得研究“只見整體,不見細節(jié)”。本文旨在解決上述兩個問題,提出著眼于時間偏好的區(qū)際差異角度,測算及對比我國31個省份的社會貼現率,并通過實證手段探討各可能因素對我國社會貼現率的影響以及這種影響的東、中、西部區(qū)域差異。

二、相關文獻回顧

目前國內外相關研究主要分為時間偏好理論研究及社會貼現率測度研究兩個方面。前者主要從行為經濟學、實驗經濟學等角度入手,指出個體時間偏好具有 “動態(tài)不一致性”及 “內生性”,后者則就社會貼現率取值的確定與調整展開討論。

（一）時間偏好理論研究

作為跨期決策問題中具有重要地位的影響因素,經濟學家們對時間偏好的研究經歷了一個由外生至內生、由固定不變到動態(tài)變化的漫長過程。

對個體時間偏好較為規(guī)范的研究最早見于Samuelson(1937)[2]所建立的指數貼現效用模型,模型中將跨期決策問題由兩期擴展至多期,并認為貼現率即時間偏好率ρ是一個外生給定的數值。

然而20世紀80年代以來行為經濟學家們的研究結果卻顯示個體的時間偏好在時間軸上并不滿足“一致性”。 Thaler(1981)[3]、 Prelec(1989)[4]、Strotz(1956)[5]分別基于實驗、遠見及個體自控能力的角度指出時間偏好并不是一個固定不變的數,而隨時間呈遞減趨勢。為擬合時間偏好的上述動態(tài)不一致現象,Ainslie(1975)[6]、Mazur(1984)[7]等對Samuelson的貼現函數進行了改進,Laibson(1997)[8]、Kamihigashi(2002)[9]則分別提出了雙曲線貼現模型及非線性貼現模型。

在學界對貼現函數形式改進拓展以擬合時間偏好動態(tài)不一致現象的同時,時間偏好的內生化進程也在不斷推進。Uzawa(1968)[10]、Gootzeit等 (2002)[11]、Gong和Zou(2000)[12]分別提出了消費效用水平、儲蓄水平、消費者預期通貨膨脹率內生貼現因子模型,Becker和Mulligan(1997)[13]則認為貼現因子與行為個體為改變自身偏好而愿意花費的支出有關,且隨著這種意愿支出的增多,貼現率也將加速上升。

至此,經濟學家們放棄了偏好穩(wěn)定假設,對個體時間偏好的 “動態(tài)不一致性”及 “內生性”達成基本共識。

（二）社會貼現率測度研究

1.社會貼現率的確定。目前,國內外比較流行的社會貼現率測算方法主要有:社會時間偏好率法(SRTP)、資本社會機會成本法 (SOC)、加權社會貼現率法 (SRTP-SOC)及政府融資利率替代法。

社會時間偏好率法從 “消費者”的角度入手,代表消費者未來消費對現在消費的邊際替代率,即消費者因放棄現在消費而期望在未來得到的回報率。實際應用中汪海洲等 (2013)[14]使用 Ramsey公式(Ramsey,1928[15])對我國社會貼現率進行了測算,并在公式中加入自私因子以測度行為個體自私因素作用下的社會貼現率取值；譚運嘉等 (2009)[16]在Ramsey模型框架下建立了兩階段消費函數,通過探究兩期消費邊際效用之間的關系推導出了離散狀態(tài)下另一社會貼現率的決定公式；劉昌義和何為(2015)[17]則提出采用延伸的Ramsey公式刻畫經濟增長率不確定情形下的社會貼現率。

資本社會機會成本法由Mishan(1967)[18]、Baumol(1968)[19]、Diamond和Mirrlees(1971)[20-21]提出。該方法從 “投資者”的角度入手,以資本用于其他次優(yōu)用途的收益,即資金不用于公共項目的投資而用于其他項目建設所能產生的最大價值來衡量。實際應用中Moore等 (2004)[22]使用高評級企業(yè)債券的稅前收益率替代估值,譚運嘉等 (2009)[16]、宋文飛等 (2017)[23]則建立規(guī)模報酬不變的動態(tài)科布-道格拉斯生產函數模型,使用 “資本的邊際收益率”這一指標來刻畫資本的社會機會成本。

加權社會貼現率法綜合考慮了公共項目融資對私人消費及私人投資的擠占影響,主張對社會時間偏好率及資本社會機會成本賦權取均值以盡可能全面地刻畫真實的社會貼現率。該方法由Arrow等 (1996)[24]提出,并在Harberger(1972)[25]、Burgess(1988)[26]指出 “公共項目資金來源非單一,真實社會貼現率的測算過程中,各部分權重應為從不同來源所獲取的資金占公共項目總投資額的比重”后得以完善。實際應用中譚運嘉等 (2009)[16](P68)、尚衛(wèi)平和黃耀軍(2002)[1](P67)分別使用適應性期望假說條件下的邊際消費傾向以及當年價支出法結構下私人積累率與消費的比例作為SRTP-SOC權重。

政府融資利率替代法由李航 (2002)[27]在對兩期模型的討論中提出。該方法認為私人部門資金收益率作為社會貼現率的近似會導致公共產品供給不足而無法達到社會最優(yōu),因此主張使用政府部門的財務成本率或融資利率來測度社會貼現率。實際應用中,美國政府經常采用政府的借款利率來對社會貼現率替代估值。

2.社會貼現率的調整?；谏鐣N現率的成本收益分析僅僅從財務角度對公共項目的可行性做出決斷,并不能將現實生活中其他重要的公共項目考量因素同時考慮在內。Sáez和Requena(2007)[28]從可持續(xù)發(fā)展角度出發(fā),指出實際運用中可對環(huán)境保護類項目適當降低社會貼現率；而周立和葛耀君 (2007)[29]出于對代際公平因素的考量,提出對壽命在25年以上的大型基礎建設項目,應調整現有社會貼現率取值,使其擁有隨時期遞減的期限結構。在此指導思想下,邵穎紅和黃渝祥 (2010)[30]以我國 《建設項目經濟評價方法與參數》第三版中規(guī)定的社會貼現率水平為均值,采納Weitzman問卷調查中σ/μ=3/4的折現率離散系數比率,計算出了我國0～100年分時期遞減的社會貼現率建議取值。

綜上,關于社會貼現率的確定與調整已有豐富的討論,但對于社會貼現率影響因素的探討除郝前進和鄒曉元 (2009)[31]從理論上指出資本的稀缺程度、經濟增長速度的快慢以及通貨膨脹率的高低是影響“金磚四國”社會貼現率的主要因素外,并無更多實證研究,社會貼現率的區(qū)際差異分析也需要完善。從數據表現與影響因素角度入手的區(qū)際差異分析為我國分地區(qū)采用差別社會貼現率提供了理論依據及數值參考,并為針對性調控我國社會貼現率提供了新的思路。

三、社會貼現率的測算

（一）測算方法及數據來源

上述幾種社會貼現率的測算方法中:融資利率替代法忽略了現實中不完全市場存在的諸如扭曲性稅收、外部性等問題,導致市場利率往往高于實際社會貼現率,且難以實現代際間轉移。

SRTP、SOC法基于不同角度,假設政府公共項目資金分別來源于財政稅收及銀行貸款。兩種設定下,公共投資的增加會分別導致私人消費以及私人投資的減少。但無論SRTP法還是SOC法,都只關注消費、投資的其中一方,二者均無法將公共項目融資對私人消費、私人投資的影響同時考慮在內。

SRTP-SOC法則通過對兩部分賦予權重的方式彌補了SRTP、SOC法 “角度單一性”的缺陷。它考慮了公共項目融資對私人消費及私人投資的雙重影響,在此設定下,政府公共項目資金既可來源于私人消費的減少,也可來源于對私人投資的 “擠出”,這最大限度地還原了真實的經濟情形。

相比之下,政府融資利率替代法無法反映政府融資過程中的復雜情況,對貼現率的認識也不符合其本質 (尚衛(wèi)平和黃耀軍,2002[1](P66))。因此,該方法雖然簡單快捷,但在可供選擇的范圍內卻并不是最佳選擇。本文不考慮此方法,而采用SRTP、SOC以及SRTP-SOC法分別測算我國各地區(qū)2001—2015年消費、投資及綜合視角下的社會貼現率,并分析其數據表現的區(qū)際差異。

1.SRTP法。

(1)模型方法。文章使用Ramsey基于消費者跨期約束中實現一生效用最大化框架所得歐拉公式進行測算:

其中,ss表示地區(qū)社會貼現率,ρ表示純時間偏好率,θ表示消費者的消費邊際效用彈性,表示消費增長率,使用該公式進行測算的關鍵即為確定ρ、θ的取值。借鑒譚運嘉等 (2009)[16]、汪海洲等(2013)[14]研究,用測算期居民年平均死亡率作為純時間偏好率的替代估值；θ則借鑒 Evans和 Sezer(2002)[32]、Evans(2004)[33]中彈性公式 (Frisch,1959[34])計算求解:

其中,b表示食品需求的收入彈性；e表示食品需求的價格彈性；w表示食品消費占總消費的比例,即恩格爾系數。

文章采用擴展線性支出系統(tǒng) (ELES)模型測算消費者食品需求的收入彈性及價格彈性。該模型由Lluch(1973)[35]對線性支出系統(tǒng)模型 (Stone,1954[36])改進而得,模型將理論分析和經驗研究較好地結合在一起,并把居民的各項消費支出看作是相互聯系、相互制約的行為,便于考察收入水平與價格因素對居民消費結構的影響 (楊家棟,2008[37]),同時在邊際消費傾向、需求彈性、基本消費支出分析等方面也具有優(yōu)越性。使用ELES模型計算居民食品需求彈性是一個比較好的選擇,同時也易于獲取居民總消費邊際傾向,為下文SRTP-SOC法提供數據支持。模型具體形式為:

其中,qi表示消費者對第i種商品的實際需求量,hi表示消費者為維持基本生活水平而對該種商品的基本需求量,pi表示第i種商品的價格,βi表示消費者對第i種商品的邊際消費傾向,I代表收入。

模型認為消費者對第i種商品的實際消費支出由“對該種商品的基本消費支出”與 “收入中扣除各類基本消費支出及儲蓄、投資后對第i種商品的后續(xù)消費支出”組成,即在一定收入和價格水平下,消費者首先滿足其對某種商品或服務的基本需求pihi,在余下的收入中,按照βi的比例在繼續(xù)消費第i種商品和儲蓄或投資間進行分配。對上式進行變形得到:

對時間序列數據采用某一年不變價格消除價格影響后,都是不變的常數,從而可令模型寫為:

其中,αi和βi都是待估參數,σi為隨機擾動項,考慮到本文研究目標僅為獲取我國居民食品需求的收入彈性及價格彈性,而非進行具體的消費結構分析,因此僅將居民消費品劃分為食品及非食品兩大類 (i=1,2)。對于第i類商品,需求收入彈性為:需求價格彈性為:ei=(1-βi)其中,

(2)數據來源。各指標數據來源及處理方式為:居民人均可支配收入、居民人均 (食品)消費支出由當年各省市城鎮(zhèn)、農村居民人均可支配收入及居民人均 (食品)消費支出數據加權求得 (權重為當年各省市城鎮(zhèn)居民與農村居民年末常住人口比例),并使用居民消費價格指數、居民食品消費價格指數進行不變價調整；居民不變價人均消費性支出與不變價食品消費支出的差額即為居民不變價人均非食品消費支出。以上所有數據均來源于各省份2000—2015年《統(tǒng)計年鑒》。

2.SOC法。

文章借鑒焦鵬 (2008)[38]理論意義上的計算方法對資本收益率,即SOC法下社會貼現率進行測算:

其中,ΔGDP、ΔI、ΔK分別表示人均GDP增量、人均收入增量及人均資本增量。當年資本增量取當年資本形成總額與上一年固定資產折舊的差額。全部數據來源于各省份2000—2015年 《統(tǒng)計年鑒》,并用2000年生產總值指數、消費價格指數及固定資產投資價格指數進行調平 (西藏地區(qū)固定資產投資價格指數數據缺失,本文采用全國指標近似替代；不包含港澳臺地區(qū)數據)。

3.SRTP-SOC法。

該方法下社會貼現率取值為社會時間偏好率與資本社會機會成本加權水平,即:

本文取權重λ為SRTP法ELES模型中消費者總邊際消費傾向

（二）測算結果及分析

1.ELES模型回歸結果。回歸結果顯示,居民食品及非食品類消費支出模型各回歸參數均通過t檢驗,且在1%～5%水平下顯著,方程顯著性理想,模型擬合良好,各項參數估計值符合經濟學基本規(guī)律。

其中,我國各地區(qū)各年食品消費邊際傾向主要在0.14～0.05之間,非食品消費邊際傾向主要在0.8～0.4之間,食品消費邊際傾向絕對數值雖較非食品消費邊際傾向小一些,但考慮到文章并沒有將各類消費及服務進行類別細化,因此非食品類商品及服務中涵蓋了如衣著、居住、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂服務、雜項商品與服務等至少七種類別消費品,由此,食品消費與非食品類別中任意一種消費相比仍占主導地位?？梢娛称吩诰用袢粘ＯM中占較大份額,這符合經濟學規(guī)律,也側面表明我國居民生活水平有可進一步提升的空間；同時,不低的非食品消費邊際傾向也表明,隨著收入的增加,居民愿意對交通通訊、教育文化娛樂服務等非食品類商品及服務投入更多支出,這也符合經濟發(fā)展的實際情況。隨著生活水平的逐步提高,居民消費結構及消費觀念也在轉變,逐步從滿足基本的生活需要轉向關注生活質量的改善。

由此計算所得的食品需求收入彈性及價格彈性則顯示:各地區(qū)居民食品需求收入彈性均為正值,食品需求價格彈性除個別省份某一年為正值外,其余均為負值。食品需求彈性為正,說明隨著居民收入的增加,食品需求也在增加,而負的食品需求價格彈性則表明隨著食品價格的上升,食品需求量存在一定程度的下降,符合經濟學含義。此外,食品需求收入彈性及價格彈性絕對值均小于1,總體缺乏彈性,這表明食品是居民生活的必需品,消費過程中存在一定的剛性特征。同時,相比之下同一地區(qū)同期居民食品消費收入彈性均略大于價格彈性絕對值,這表明居民食品消費對于收入的變化敏感度略高于對食品價格變化的敏感度。價格變動對食物需求量的影響作用不強,一方面是由于食物消費的剛性特征,另一方面,當消費者食物消費量達到一定水平且收入的增長幅度大于價格上漲的幅度時,消費者便不再像低收入、低消費時那樣過多地關注食物價格的高低,依據價格的漲落增減食物的消費量,這就相對減弱了價格變動對食物需求量的影響。

2.社會貼現率數據表現。依照上述方法測算所得的各地區(qū)社會時間偏好率及資本社會機會成本由于數據繁多篇幅所限,無法在文中進行展示,僅列出各地區(qū)2005—2015年加權社會貼現率測算數值 (見表1),并加以圖表分析。

表1 各地區(qū)2005—2015年SRTP-SOC

續(xù)前表

圖1顯示:除2001、2002年外,我國SRTP地區(qū)均值水平呈基本波動維穩(wěn)狀態(tài),大部分年份處于7%～8.5%的范圍內,此外,分別于2008年、2014年達到一個短期的極小值5.8%和極大值11.1%。SRTP這種相對平穩(wěn)的走勢反映出我國居民相對穩(wěn)定的消費偏好及消費習慣。

圖1 全國地區(qū)歷年社會貼現率均值

除2001、2002年外,我國SOC地區(qū)均值水平大致呈波動下降的態(tài)勢,表明資本收益率隨時間逐漸減小。一方面,資本邊際收益遞減規(guī)律及技術限制下投資、生產效率低是其中一個可能的因素；另一方面,許多產業(yè)產能過剩,收益率相對低下。

此外,SOC水平總體高于SRTP水平,但二者隨時間呈互相收斂、靠攏狀態(tài)。2001年開始,我國SOC地區(qū)均值水平遠高于SRTP水平,但這種差異隨時間逐漸減小,二者關系在2014年SRTP水平超過SOC水平后呈現出新的局面。SRTP、SOC這種相對地位的逆轉也顯示了消費在我國經濟增長的過程中扮演著越來越重要的角色。

3.社會貼現率區(qū)際差異分析。

(1)SRTP

圖2顯示:各地區(qū)社會時間偏好率 (SRTP)歷年均值水平存在差異。東部省份除遼寧高達13.96%外,其余省份主要集中在6.38%～11.08%之間；中部省份則主要集中在7.8%～10.3%之間；西部省份除陜西 (高至15.79%)及青海 (低至4.23%)兩個極端值外,主要集中在7.18%～10.71%的范圍內?？傮w來看,中部省份社會時間偏好率水平居中,東、西部區(qū)域無明顯按地域遞增或遞減等分布特征。各地區(qū)經濟發(fā)展水平、消費邊際效用彈性的差異及這種差異的空間不一致性共同導致了社會時間偏好率這種無特定規(guī)律的地區(qū)分布特征。

圖2 地區(qū)SRTP（2001—2015年均值）

圖3顯示:與東、西部相比,中部省份社會時間偏好率基本維持在一個中間水平；此外,2001—2015年期間,我國東、西部社會時間偏好率呈不斷趕超態(tài)勢。其中,西部地區(qū)社會時間偏好率水平于2009年趕超東部區(qū)域,并在2014年達到峰值水平12.05%,但在之后的2015年東部區(qū)域社會時間偏好率水平重新超越西部地區(qū)。這說明西部地區(qū)經濟總量雖相對落后于東部區(qū)域,但消費增長率方面卻后勁十足,社會時間偏好率有趕超東部區(qū)域的潛力。

圖3 分區(qū)域歷年SRTP均值

(2)SOC

圖4顯示:各地區(qū)資本社會機會成本歷年均值水平同樣存在差異,且數值上雖存在重疊交匯的區(qū)間,但總體大致按東、中、西部區(qū)域遞減分布,這一點從圖5也可以得到驗證。東部省份除北京 (6.08%)之外,主要集中在10.44%～24.09%之間；中部省份除黑龍江高達21.68%外,主要集中在9.62%～16.95%之間；西部省份除四川 (17.38%)、甘肅(14.8%)外,大部分地區(qū)尤其是西北地區(qū)省份則主要分布在5.12% ～9.55%這樣一個較低的范圍內。資本社會機會成本水平相對較低反映著該地區(qū)資本收益率相對低下,這可能是由技術限制下的低投資、生產效率所致。

圖4 地區(qū)SOC （2001—2015年均值）

圖5 分區(qū)域歷年SOC均值

(3)SRTP-SOC

圖6顯示:同時考慮了消費及投資因素的各地區(qū)加權社會貼現率歷年均值水平也存在客觀差異,按地域分布主要呈東、中、西部區(qū)域遞減的特征,且這種數值上的地域分布特征較SOC更為明顯,這一點在圖7中可以更為直觀地體現出來。東部省份除河北(9.39%)、天津 (8.8.%)等部分華北地區(qū)外,其余主要集中在10.84%～15.4%之間；中部省份則主要集中在9.6%～12.04%之間；西部省份除陜西高達14.55%外,其余均分布在4.64%～10.07%的范圍內。

圖6 地區(qū)SRTP-SOC （2001—2015年均值）

圖7 分區(qū)域歷年SRTP-SOC均值

四、社會貼現率影響因素的實證分析

（一）變量選取與模型設定

1.變量選取及數據來源。

從理論上來說,根據Ramsey公式:從社會時間偏好率角度入手的社會貼現率受 “純時間偏好效應”及 “財富效應”兩個方面的影響 (分別代表公式右邊的兩項)。純時間偏好效應主要包含行為個體對時間的不耐及對生命的不確定性,且任何特定的個人在任何特定的時間對時間的不耐都確切地取決于其收入水平及收入的時間形態(tài) (Fisher,1930[39]),而從 “財富效應”角度考慮,消費邊際效用彈性、消費增長率也是影響社會貼現率的重要因素；從資本社會機會成本角度入手,社會貼現率則主要受地區(qū)資本市場發(fā)達程度及資本稀缺性的影響,這種影響可通過該地區(qū)的市場利率來體現。

綜上,文章選取我國2001—2015年31個省份居民收入 (I)、死亡率 (d)、居民消費邊際效用彈性(θ)、消費增長率 (g)、市場利率 (r)等變量建立面板誤差修正模型,以分析上述變量對地區(qū)社會貼現率 (ss)長期均衡水平及短期波動的影響。其中,居民收入、死亡率、居民消費邊際效用彈性、消費增長率數據來源及處理方式同SRTP法,市場利率數據來源于wind數據庫,地區(qū)社會貼現率數據來源于SRTP-SOC法測算結果。

2.社會貼現率影響因素的面板誤差修正模型。

(1)長期均衡方程

其中:N=31,為省份個數；T為時期個數；k0為常數項；vi為個體效應項；εit為隨機誤差項；k1、k2、k3、k4、k5為待估參數。由此可以得到模型的滯后期隨機誤差項,記為ecmit-1。

(2)面板誤差修正模型 (PVEC)

其中,m0為常數項,m1、m2、m3、m4、m5為相應解釋變量對被解釋變量短期波動的影響,π表示短期波動偏離長期均衡時系統(tǒng)的偏差調整系數,μit為隨機擾動項。

（二）模型估計及結果分析

1.面板單位根與協整檢驗。

采用 LLC、 Breitung、 IPS、 Fisher-ADF、 Fisher-PP方法對數據進行面板單位根檢驗,結果如表2所示。結果顯示除 lnss、lnθ的 Breitung檢驗及 lnr的Fisher-PP檢驗接受原假設外,其余檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕 “變量存在單位根”的原假設,即全部解釋變量與被解釋變量均為平穩(wěn)序列。

表2 面板單位根檢驗

采用Pedroni和Kao檢驗對面板數據間協整關系做出檢驗,結果顯示Panel PP、Panel ADF及Group PP、Group ADF檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕“不存在協整關系”的原假設。綜合考慮,認為上述各面板變量間存在長期協整關系。

2.面板誤差修正模型估計。

(1)長期均衡方程

從模型估計結果看,收入增長率對地區(qū)社會貼現率的長期彈性顯著為負。長期來看,居民收入增長率每增加1個百分點,地區(qū)社會貼現率下降0.104個百分點,這意味著收入增長率的增加將會在長期內引起社會貼現率的反方向變化；而年平均死亡率、消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率對地區(qū)社會貼現率的長期彈性則顯著為正,上述變量每增加1個百分點分別會使地區(qū)社會貼現率增加 0.328、0.678、0.491和0.378個百分點,即年平均死亡率、消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率的波動會在長期內引起社會貼現率的同方向變化。上述變量中,消費邊際效用彈性、消費增長率的變化對社會貼現率的影響最大,市場利率及死亡率次之,收入增長率的變動對社會貼現率的長期均衡水平影響最小。

一個人收入越少,則當期收入優(yōu)于未來收入的偏好就越大,即希望盡早獲取收入、用于生活消費的欲望就越強烈。而收入的逐漸增加則有助于緩減行為個體當期的這種不耐,減少他對現在收入的欲望,增加對未來收入的渴望。收入增長率的增加代表著一個快速增長的收入川流,這可以有效減小行為個體的時間偏好,從而使社會貼現率也在一定程度上有所降低。

相反,生命的不確定性則會增加行為個體的時間偏好。逐漸減小的壽命預期及逐漸增加的死亡率都會導致行為個體認為將來與現在相比存在更多的風險及不確定性,從而 “活在當下”,提高社會貼現率。

消費增長率越高,社會對未來消費水平的期望就越高,現在減少的消費量就需要更多的未來消費量予以補償；此外,消費增長率越高,側面反映出社會經濟增長速度也越快,貨幣增值的速度也越快,因而當期節(jié)省的消費所要求的資本投資回報率也越高。

較高的消費邊際效用彈性則表明隨著未來消費量的增加,消費邊際效用水平會較現期消費邊際效用水平出現大幅下降,因而因現期消費減少而損失的效用需要更多的未來消費量來彌補。因此,高的消費增長率和較大的消費邊際效用彈性都會導致一個高水平的社會貼現率。

而市場利率較低時,資本市場資金往往較為充裕,由于融資渠道廣、市場開放程度較高等原因,公共項目融資較為容易,因而面臨一個較低水平的社會貼現率；市場利率較高時,資本市場資金則往往較為短缺,公共項目往往面臨較高的社會貼現率。

(2)面板誤差修正模型 (PVEC)

從式 (11)估計結果來看,ecm項系數顯著為負(-0.308),說明社會貼現率存在著誤差修正機制,當本期的社會貼現率偏離長期均衡時,系統(tǒng)將會以0.308的速率將其向均衡水平拉回。因此,當社會貼現率水平出現短期波動時,政府可以采取適當的調控措施,使之調整后回到均衡水平。

此外,收入增長率對地區(qū)社會貼現率的短期彈性顯著為負,消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率對地區(qū)社會貼現率的短期彈性則顯著為正,死亡率對地區(qū)社會貼現率的短期彈性并不顯著。這表明,短期內收入增長率的波動將抑制社會貼現率的波動,而消費邊際效用彈性、消費增長率以及市場利率的波動將會加劇社會貼現率的波動,死亡率的變化則不會在短期內給社會貼現率的波動帶來影響。上述變量中,市場利率對社會貼現率的短期波動影響最大,消費邊際效用彈性、消費增長率次之,收入增長率的變化對社會貼現率的短期波動影響最小。

短期內,行為個體并不能及時捕捉死亡率的變化訊息,且從接收信息開始到下期行為決策發(fā)生變化也需要時間來完成,這種時間上的滯后反應導致短期內死亡率的變化對社會貼現率的波動影響較為微弱。

五、社會貼現率影響因素的區(qū)域差異性分析

（一）東、中、西部區(qū)域面板誤差修正模型

以我國東、中、西部區(qū)域為研究對象,分別建立面板數據誤差修正模型,進一步探討居民收入增長率、死亡率、居民消費邊際效用彈性、消費增長率以及市場利率對地區(qū)社會貼現率長、短期影響的區(qū)域差異,結果見表4、表5。

表4 東、中、西部區(qū)域長期均衡模型結果

續(xù)前表

表5 東、中、西部區(qū)域面板誤差修正模型結果

（二）差異性分析

1.與東、中部地區(qū)相比,西部地區(qū)社會貼現率對居民消費特征及資本市場的變化反應更為敏感。

從東、中、西部面板長期均衡模型及面板誤差修正模型結果可知,西部省份居民消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率對社會貼現率的長期彈性分別為0.759、0.538、0.491,短期彈性分別為0.622、0.537、0.612,均高于東、中部水平,這表明居民消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率對西部地區(qū)社會貼現率的影響力度較大。與東、中部地區(qū)相比,西部地區(qū)社會貼現率對居民消費特征及資本市場的變化反應更為敏感。

居民消費偏好及資本市場的變化對社會貼現率的影響強度與地區(qū)發(fā)展狀況相關,東、中部地區(qū)經濟較為發(fā)達,資本市場資金較為充裕,居民消費邊際效用彈性、消費增長率以及市場利率對社會貼現率的長、短期彈性都小于經濟發(fā)展相對不發(fā)達、資本市場相對不完善的西部區(qū)域。西部地區(qū)經濟發(fā)展水平有限,資本市場融資渠道較少,資金相對短缺,這使得居民消費偏好及資本市場任何微小的變化都足以使西部地區(qū)社會貼現率數值發(fā)生大幅的上升或下降。居民消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率的增加對西部地區(qū)社會貼現率有較大的拉動作用,然而當居民消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率下降時,西部地區(qū)社會貼現率所受到的沖擊也大于東、中部地區(qū)。

2.東部地區(qū)社會貼現率長期均衡水平不受居民收入增長率及市場利率的影響。

上述模型結果表明,中、西部地區(qū)收入增長率對地區(qū)社會貼現率長期均衡水平有顯著負向影響,其對社會貼現率的長期彈性分別為 -0.145、 -0.199；中、西部地區(qū)市場利率對地區(qū)社會貼現率長期均衡水平有顯著正向影響,其對社會貼現率的長期彈性分別為0.354、0.491；而東部地區(qū)收入增長率和市場利率的變化對地區(qū)社會貼現率長期均衡水平并無顯著影響。這表明,長期來看,東部地區(qū)社會貼現率水平不受居民收入增長率及市場利率的影響,而主要通過居民消費邊際效用彈性、消費增長率的波動影響發(fā)生改變。

這主要緣于:(1)東部地區(qū)經濟較為發(fā)達,居民收入水平基數大。當居民收入已經處于一個較高的水平時,收入增長率的變動不再會顯著地影響居民的時間偏好,因而也就不會像低收入時那樣對社會貼現率產生長期、顯著的影響。 (2)東部地區(qū)資本市場發(fā)達程度較高,融資渠道豐富,資金較為充裕,公共項目融資相對較為容易,因而資本市場的微小波動不足以影響地區(qū)社會貼現率的長期均衡水平。這種社會貼現率影響機制的區(qū)域差異特點對于我國政府分區(qū)域采取不同調控措施具有重要參考價值。

六、結論與啟示

（一）結論

1.SRTP、SOC及SRTP-SOC法測算結果顯示:(1)總體來看,除2001、2002年外,我國SRTP地區(qū)均值水平呈基本波動維穩(wěn)的狀態(tài)；SOC地區(qū)均值水平大致呈波動下降的態(tài)勢；SOC水平總體高于SRTP水平,但二者隨時間呈互相收斂、靠攏狀態(tài)。(2)分區(qū)域來看,中部省份SRTP水平居中,東、西部區(qū)域無明顯按地域遞增或遞減的分布特征；SOC水平大致按東、中、西部省份遞減分布,西部省份尤其部分西北地區(qū)省份則主要分布在5.12%～9.55%一個較低的范圍內；SRTP-SOC水平按東、中、西部省份遞減分布,且這種數值上的地域分布特征比SOC更為明顯。

2.對社會貼現率影響因素的實證分析結果則表明:(1)長期來看,收入增長率增加會抑制社會貼現率增長,死亡率、消費邊際效用彈性、消費增長率及市場利率增加則會促進社會貼現率增長,其中消費邊際效用彈性、消費增長率的變化對社會貼現率的影響力度最大,市場利率及死亡率次之,收入增長率的變動對社會貼現率的長期均衡水平影響最小。短期來看,收入增長率的波動會抑制社會貼現率的波動,消費邊際效用彈性、消費增長率以及市場利率的波動會加劇社會貼現率的波動,死亡率的變化則不會在短期內給社會貼現率的波動帶來影響,其中市場利率對社會貼現率的短期波動影響最大,消費邊際效用彈性、消費增長率次之,收入增長率的變化對社會貼現率的短期波動影響最小。(2)區(qū)域差異分析結果表明:東部地區(qū)社會貼現率長期均衡水平不受居民收入增長率及市場利率的影響；與東、中部地區(qū)相比,西部地區(qū)社會貼現率對居民消費特征及資本市場的變化反應更為敏感。

3.各地實際社會貼現率數值偏高。我國各地區(qū)SRTP測算值主要集中在6%～8%的范圍內,而SOC測算值則較多地位于10%的水平之上,綜合來看,我國各地近七年的SRTP-SOC水平大致處于8%～9%的區(qū)間,高于我國 《建設項目經濟評價方法與參數》第三版中給出的建議取值 (6% ～8%)。

（二）政策啟示

1.在社會貼現率取值的實際選定方面做出適當的處理與修正:(1)按項目性質采用差別社會貼現率。社會貼現率本質上是一種機會成本,是投資者要求的資金回報率。大部分時候人們?yōu)榱藵M足自身對環(huán)境等隱性產品的非經濟需求而愿意在一定程度上降低對經濟報酬的要求,從這個角度出發(fā),傳統(tǒng)的社會貼現率顯然被高估了。因此,應依據項目性質的不同采用差別社會貼現率,如對于有形資產項目采用一個較高的社會貼現率,而對于資源環(huán)境項目的考核則采用一個較低的社會貼現率。 (2)按項目時期長短采用差別社會貼現率。足夠長久的遠期效益對當前的決策影響甚微,但高的社會貼現率顯然有?？沙掷m(xù)發(fā)展理念、有損代際公平原則,由此,可對為期較長或涉及代際問題的公共項目使用分段遞減的社會貼現率。如此既在短期內充分考慮了當代人的利益,同時也在長期內兼顧到后代人的發(fā)展。 (3)分區(qū)域采用差別社會貼現率。根據本文測算結果,我國SRTP-SOC水平存在區(qū)域差異,且各區(qū)域經濟發(fā)展的目標及側重點不同,采取統(tǒng)一數值的社會貼現率不利于各區(qū)域協調發(fā)展,因此宜對區(qū)域性項目采取差別社會貼現率。

2.完善社會保障體系,加強就業(yè)協作機制,提升居民收入水平,從根本上抑制社會貼現率的過快增長。

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