时间偏好的区际差异：分布特征与影响因素

刘金山 贺 琛

一、引言

时间偏好指行为个体在现在与将来之间存在偏好的现象。跨期选择中,时间偏好被用于将行为个体未来的效用贴现到现在,以表达个体对于现在以及未来的相对评价。而由众多行为个体的意愿叠加在一起表现出的社会时间偏好,即社会贴现率,则代表了由各个行为个体所组成的社会整体对社会当期以及未来各期财富价值的相对评价。

作为公共投资项目决策过程中的一个重要参数,社会贴现率的取值是决定一个公共项目最终能否实施以及众多公共项目如何取舍排序的关键。过高的社会贴现率使贴现后未来收益的现值低于其实际价值,导致人们比起长远的利益更加注重当前短期的利益,并倾向于将成本负担转移到后代身上 (尚卫平和黄耀军,2002[1])；过低的社会贴现率则导致诸多社会无效工程也能通过成本效益检验而纷纷上马,造成社会资源的浪费。由此,选定恰当的社会贴现率以及当社会贴现率取值偏离预期时从社会贴现率的影响因素入手对社会贴现率进行调控对于经济资源的合理配置及可持续发展具有重要意义。

当前对中国社会贴现率的研究还很少,且大都集中在我国整体社会贴现率取值的确定上,对社会贴现率背后影响因素的探讨亟需完善；此外,我国地域辽阔,东、中、西部各区域经济发展情况各异,将全国范围内社会贴现率作为单一研究对象,不符合科学规律,也忽视了社会时间偏好的地区差异,使得研究“只见整体,不见细节”。本文旨在解决上述两个问题,提出着眼于时间偏好的区际差异角度,测算及对比我国31个省份的社会贴现率,并通过实证手段探讨各可能因素对我国社会贴现率的影响以及这种影响的东、中、西部区域差异。

二、相关文献回顾

目前国内外相关研究主要分为时间偏好理论研究及社会贴现率测度研究两个方面。前者主要从行为经济学、实验经济学等角度入手,指出个体时间偏好具有 “动态不一致性”及 “内生性”,后者则就社会贴现率取值的确定与调整展开讨论。

（一）时间偏好理论研究

作为跨期决策问题中具有重要地位的影响因素,经济学家们对时间偏好的研究经历了一个由外生至内生、由固定不变到动态变化的漫长过程。

对个体时间偏好较为规范的研究最早见于Samuelson(1937)[2]所建立的指数贴现效用模型,模型中将跨期决策问题由两期扩展至多期,并认为贴现率即时间偏好率ρ是一个外生给定的数值。

然而20世纪80年代以来行为经济学家们的研究结果却显示个体的时间偏好在时间轴上并不满足“一致性”。 Thaler(1981)[3]、 Prelec(1989)[4]、Strotz(1956)[5]分别基于实验、远见及个体自控能力的角度指出时间偏好并不是一个固定不变的数,而随时间呈递减趋势。为拟合时间偏好的上述动态不一致现象,Ainslie(1975)[6]、Mazur(1984)[7]等对Samuelson的贴现函数进行了改进,Laibson(1997)[8]、Kamihigashi(2002)[9]则分别提出了双曲线贴现模型及非线性贴现模型。

在学界对贴现函数形式改进拓展以拟合时间偏好动态不一致现象的同时,时间偏好的内生化进程也在不断推进。Uzawa(1968)[10]、Gootzeit等 (2002)[11]、Gong和Zou(2000)[12]分别提出了消费效用水平、储蓄水平、消费者预期通货膨胀率内生贴现因子模型,Becker和Mulligan(1997)[13]则认为贴现因子与行为个体为改变自身偏好而愿意花费的支出有关,且随着这种意愿支出的增多,贴现率也将加速上升。

至此,经济学家们放弃了偏好稳定假设,对个体时间偏好的 “动态不一致性”及 “内生性”达成基本共识。

（二）社会贴现率测度研究

1.社会贴现率的确定。目前,国内外比较流行的社会贴现率测算方法主要有:社会时间偏好率法(SRTP)、资本社会机会成本法 (SOC)、加权社会贴现率法 (SRTP-SOC)及政府融资利率替代法。

社会时间偏好率法从 “消费者”的角度入手,代表消费者未来消费对现在消费的边际替代率,即消费者因放弃现在消费而期望在未来得到的回报率。实际应用中汪海洲等 (2013)[14]使用 Ramsey公式(Ramsey,1928[15])对我国社会贴现率进行了测算,并在公式中加入自私因子以测度行为个体自私因素作用下的社会贴现率取值；谭运嘉等 (2009)[16]在Ramsey模型框架下建立了两阶段消费函数,通过探究两期消费边际效用之间的关系推导出了离散状态下另一社会贴现率的决定公式；刘昌义和何为(2015)[17]则提出采用延伸的Ramsey公式刻画经济增长率不确定情形下的社会贴现率。

资本社会机会成本法由Mishan(1967)[18]、Baumol(1968)[19]、Diamond和Mirrlees(1971)[20-21]提出。该方法从 “投资者”的角度入手,以资本用于其他次优用途的收益,即资金不用于公共项目的投资而用于其他项目建设所能产生的最大价值来衡量。实际应用中Moore等 (2004)[22]使用高评级企业债券的税前收益率替代估值,谭运嘉等 (2009)[16]、宋文飞等 (2017)[23]则建立规模报酬不变的动态科布-道格拉斯生产函数模型,使用 “资本的边际收益率”这一指标来刻画资本的社会机会成本。

加权社会贴现率法综合考虑了公共项目融资对私人消费及私人投资的挤占影响,主张对社会时间偏好率及资本社会机会成本赋权取均值以尽可能全面地刻画真实的社会贴现率。该方法由Arrow等 (1996)[24]提出,并在Harberger(1972)[25]、Burgess(1988)[26]指出 “公共项目资金来源非单一,真实社会贴现率的测算过程中,各部分权重应为从不同来源所获取的资金占公共项目总投资额的比重”后得以完善。实际应用中谭运嘉等 (2009)[16](P68)、尚卫平和黄耀军(2002)[1](P67)分别使用适应性期望假说条件下的边际消费倾向以及当年价支出法结构下私人积累率与消费的比例作为SRTP-SOC权重。

政府融资利率替代法由李航 (2002)[27]在对两期模型的讨论中提出。该方法认为私人部门资金收益率作为社会贴现率的近似会导致公共产品供给不足而无法达到社会最优,因此主张使用政府部门的财务成本率或融资利率来测度社会贴现率。实际应用中,美国政府经常采用政府的借款利率来对社会贴现率替代估值。

2.社会贴现率的调整。基于社会贴现率的成本收益分析仅仅从财务角度对公共项目的可行性做出决断,并不能将现实生活中其他重要的公共项目考量因素同时考虑在内。Sáez和Requena(2007)[28]从可持续发展角度出发,指出实际运用中可对环境保护类项目适当降低社会贴现率；而周立和葛耀君 (2007)[29]出于对代际公平因素的考量,提出对寿命在25年以上的大型基础建设项目,应调整现有社会贴现率取值,使其拥有随时期递减的期限结构。在此指导思想下,邵颖红和黄渝祥 (2010)[30]以我国 《建设项目经济评价方法与参数》第三版中规定的社会贴现率水平为均值,采纳Weitzman问卷调查中σ/μ=3/4的折现率离散系数比率,计算出了我国0～100年分时期递减的社会贴现率建议取值。

综上,关于社会贴现率的确定与调整已有丰富的讨论,但对于社会贴现率影响因素的探讨除郝前进和邹晓元 (2009)[31]从理论上指出资本的稀缺程度、经济增长速度的快慢以及通货膨胀率的高低是影响“金砖四国”社会贴现率的主要因素外,并无更多实证研究,社会贴现率的区际差异分析也需要完善。从数据表现与影响因素角度入手的区际差异分析为我国分地区采用差别社会贴现率提供了理论依据及数值参考,并为针对性调控我国社会贴现率提供了新的思路。

三、社会贴现率的测算

（一）测算方法及数据来源

上述几种社会贴现率的测算方法中:融资利率替代法忽略了现实中不完全市场存在的诸如扭曲性税收、外部性等问题,导致市场利率往往高于实际社会贴现率,且难以实现代际间转移。

SRTP、SOC法基于不同角度,假设政府公共项目资金分别来源于财政税收及银行贷款。两种设定下,公共投资的增加会分别导致私人消费以及私人投资的减少。但无论SRTP法还是SOC法,都只关注消费、投资的其中一方,二者均无法将公共项目融资对私人消费、私人投资的影响同时考虑在内。

SRTP-SOC法则通过对两部分赋予权重的方式弥补了SRTP、SOC法 “角度单一性”的缺陷。它考虑了公共项目融资对私人消费及私人投资的双重影响,在此设定下,政府公共项目资金既可来源于私人消费的减少,也可来源于对私人投资的 “挤出”,这最大限度地还原了真实的经济情形。

相比之下,政府融资利率替代法无法反映政府融资过程中的复杂情况,对贴现率的认识也不符合其本质 (尚卫平和黄耀军,2002[1](P66))。因此,该方法虽然简单快捷,但在可供选择的范围内却并不是最佳选择。本文不考虑此方法,而采用SRTP、SOC以及SRTP-SOC法分别测算我国各地区2001—2015年消费、投资及综合视角下的社会贴现率,并分析其数据表现的区际差异。

1.SRTP法。

(1)模型方法。文章使用Ramsey基于消费者跨期约束中实现一生效用最大化框架所得欧拉公式进行测算:

其中,ss表示地区社会贴现率,ρ表示纯时间偏好率,θ表示消费者的消费边际效用弹性,表示消费增长率,使用该公式进行测算的关键即为确定ρ、θ的取值。借鉴谭运嘉等 (2009)[16]、汪海洲等(2013)[14]研究,用测算期居民年平均死亡率作为纯时间偏好率的替代估值；θ则借鉴 Evans和 Sezer(2002)[32]、Evans(2004)[33]中弹性公式 (Frisch,1959[34])计算求解:

其中,b表示食品需求的收入弹性；e表示食品需求的价格弹性；w表示食品消费占总消费的比例,即恩格尔系数。

文章采用扩展线性支出系统 (ELES)模型测算消费者食品需求的收入弹性及价格弹性。该模型由Lluch(1973)[35]对线性支出系统模型 (Stone,1954[36])改进而得,模型将理论分析和经验研究较好地结合在一起,并把居民的各项消费支出看作是相互联系、相互制约的行为,便于考察收入水平与价格因素对居民消费结构的影响 (杨家栋,2008[37]),同时在边际消费倾向、需求弹性、基本消费支出分析等方面也具有优越性。使用ELES模型计算居民食品需求弹性是一个比较好的选择,同时也易于获取居民总消费边际倾向,为下文SRTP-SOC法提供数据支持。模型具体形式为:

其中,qi表示消费者对第i种商品的实际需求量,hi表示消费者为维持基本生活水平而对该种商品的基本需求量,pi表示第i种商品的价格,βi表示消费者对第i种商品的边际消费倾向,I代表收入。

模型认为消费者对第i种商品的实际消费支出由“对该种商品的基本消费支出”与 “收入中扣除各类基本消费支出及储蓄、投资后对第i种商品的后续消费支出”组成,即在一定收入和价格水平下,消费者首先满足其对某种商品或服务的基本需求pihi,在余下的收入中,按照βi的比例在继续消费第i种商品和储蓄或投资间进行分配。对上式进行变形得到:

对时间序列数据采用某一年不变价格消除价格影响后,都是不变的常数,从而可令模型写为:

其中,αi和βi都是待估参数,σi为随机扰动项,考虑到本文研究目标仅为获取我国居民食品需求的收入弹性及价格弹性,而非进行具体的消费结构分析,因此仅将居民消费品划分为食品及非食品两大类 (i=1,2)。对于第i类商品,需求收入弹性为:需求价格弹性为:ei=(1-βi)其中,

(2)数据来源。各指标数据来源及处理方式为:居民人均可支配收入、居民人均 (食品)消费支出由当年各省市城镇、农村居民人均可支配收入及居民人均 (食品)消费支出数据加权求得 (权重为当年各省市城镇居民与农村居民年末常住人口比例),并使用居民消费价格指数、居民食品消费价格指数进行不变价调整；居民不变价人均消费性支出与不变价食品消费支出的差额即为居民不变价人均非食品消费支出。以上所有数据均来源于各省份2000—2015年《统计年鉴》。

2.SOC法。

文章借鉴焦鹏 (2008)[38]理论意义上的计算方法对资本收益率,即SOC法下社会贴现率进行测算:

其中,ΔGDP、ΔI、ΔK分别表示人均GDP增量、人均收入增量及人均资本增量。当年资本增量取当年资本形成总额与上一年固定资产折旧的差额。全部数据来源于各省份2000—2015年 《统计年鉴》,并用2000年生产总值指数、消费价格指数及固定资产投资价格指数进行调平 (西藏地区固定资产投资价格指数数据缺失,本文采用全国指标近似替代；不包含港澳台地区数据)。

3.SRTP-SOC法。

该方法下社会贴现率取值为社会时间偏好率与资本社会机会成本加权水平,即:

本文取权重λ为SRTP法ELES模型中消费者总边际消费倾向

（二）测算结果及分析

1.ELES模型回归结果。回归结果显示,居民食品及非食品类消费支出模型各回归参数均通过t检验,且在1%～5%水平下显著,方程显著性理想,模型拟合良好,各项参数估计值符合经济学基本规律。

其中,我国各地区各年食品消费边际倾向主要在0.14～0.05之间,非食品消费边际倾向主要在0.8～0.4之间,食品消费边际倾向绝对数值虽较非食品消费边际倾向小一些,但考虑到文章并没有将各类消费及服务进行类别细化,因此非食品类商品及服务中涵盖了如衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、教育文化娱乐服务、杂项商品与服务等至少七种类别消费品,由此,食品消费与非食品类别中任意一种消费相比仍占主导地位。可见食品在居民日常消费中占较大份额,这符合经济学规律,也侧面表明我国居民生活水平有可进一步提升的空间；同时,不低的非食品消费边际倾向也表明,随着收入的增加,居民愿意对交通通讯、教育文化娱乐服务等非食品类商品及服务投入更多支出,这也符合经济发展的实际情况。随着生活水平的逐步提高,居民消费结构及消费观念也在转变,逐步从满足基本的生活需要转向关注生活质量的改善。

由此计算所得的食品需求收入弹性及价格弹性则显示:各地区居民食品需求收入弹性均为正值,食品需求价格弹性除个别省份某一年为正值外,其余均为负值。食品需求弹性为正,说明随着居民收入的增加,食品需求也在增加,而负的食品需求价格弹性则表明随着食品价格的上升,食品需求量存在一定程度的下降,符合经济学含义。此外,食品需求收入弹性及价格弹性绝对值均小于1,总体缺乏弹性,这表明食品是居民生活的必需品,消费过程中存在一定的刚性特征。同时,相比之下同一地区同期居民食品消费收入弹性均略大于价格弹性绝对值,这表明居民食品消费对于收入的变化敏感度略高于对食品价格变化的敏感度。价格变动对食物需求量的影响作用不强,一方面是由于食物消费的刚性特征,另一方面,当消费者食物消费量达到一定水平且收入的增长幅度大于价格上涨的幅度时,消费者便不再像低收入、低消费时那样过多地关注食物价格的高低,依据价格的涨落增减食物的消费量,这就相对减弱了价格变动对食物需求量的影响。

2.社会贴现率数据表现。依照上述方法测算所得的各地区社会时间偏好率及资本社会机会成本由于数据繁多篇幅所限,无法在文中进行展示,仅列出各地区2005—2015年加权社会贴现率测算数值 (见表1),并加以图表分析。

表1 各地区2005—2015年SRTP-SOC

续前表

图1显示:除2001、2002年外,我国SRTP地区均值水平呈基本波动维稳状态,大部分年份处于7%～8.5%的范围内,此外,分别于2008年、2014年达到一个短期的极小值5.8%和极大值11.1%。SRTP这种相对平稳的走势反映出我国居民相对稳定的消费偏好及消费习惯。

图1 全国地区历年社会贴现率均值

除2001、2002年外,我国SOC地区均值水平大致呈波动下降的态势,表明资本收益率随时间逐渐减小。一方面,资本边际收益递减规律及技术限制下投资、生产效率低是其中一个可能的因素；另一方面,许多产业产能过剩,收益率相对低下。

此外,SOC水平总体高于SRTP水平,但二者随时间呈互相收敛、靠拢状态。2001年开始,我国SOC地区均值水平远高于SRTP水平,但这种差异随时间逐渐减小,二者关系在2014年SRTP水平超过SOC水平后呈现出新的局面。SRTP、SOC这种相对地位的逆转也显示了消费在我国经济增长的过程中扮演着越来越重要的角色。

3.社会贴现率区际差异分析。

(1)SRTP

图2显示:各地区社会时间偏好率 (SRTP)历年均值水平存在差异。东部省份除辽宁高达13.96%外,其余省份主要集中在6.38%～11.08%之间；中部省份则主要集中在7.8%～10.3%之间；西部省份除陕西 (高至15.79%)及青海 (低至4.23%)两个极端值外,主要集中在7.18%～10.71%的范围内。总体来看,中部省份社会时间偏好率水平居中,东、西部区域无明显按地域递增或递减等分布特征。各地区经济发展水平、消费边际效用弹性的差异及这种差异的空间不一致性共同导致了社会时间偏好率这种无特定规律的地区分布特征。

图2 地区SRTP（2001—2015年均值）

图3显示:与东、西部相比,中部省份社会时间偏好率基本维持在一个中间水平；此外,2001—2015年期间,我国东、西部社会时间偏好率呈不断赶超态势。其中,西部地区社会时间偏好率水平于2009年赶超东部区域,并在2014年达到峰值水平12.05%,但在之后的2015年东部区域社会时间偏好率水平重新超越西部地区。这说明西部地区经济总量虽相对落后于东部区域,但消费增长率方面却后劲十足,社会时间偏好率有赶超东部区域的潜力。

图3 分区域历年SRTP均值

(2)SOC

图4显示:各地区资本社会机会成本历年均值水平同样存在差异,且数值上虽存在重叠交汇的区间,但总体大致按东、中、西部区域递减分布,这一点从图5也可以得到验证。东部省份除北京 (6.08%)之外,主要集中在10.44%～24.09%之间；中部省份除黑龙江高达21.68%外,主要集中在9.62%～16.95%之间；西部省份除四川 (17.38%)、甘肃(14.8%)外,大部分地区尤其是西北地区省份则主要分布在5.12% ～9.55%这样一个较低的范围内。资本社会机会成本水平相对较低反映着该地区资本收益率相对低下,这可能是由技术限制下的低投资、生产效率所致。

图4 地区SOC （2001—2015年均值）

图5 分区域历年SOC均值

(3)SRTP-SOC

图6显示:同时考虑了消费及投资因素的各地区加权社会贴现率历年均值水平也存在客观差异,按地域分布主要呈东、中、西部区域递减的特征,且这种数值上的地域分布特征较SOC更为明显,这一点在图7中可以更为直观地体现出来。东部省份除河北(9.39%)、天津 (8.8.%)等部分华北地区外,其余主要集中在10.84%～15.4%之间；中部省份则主要集中在9.6%～12.04%之间；西部省份除陕西高达14.55%外,其余均分布在4.64%～10.07%的范围内。

图6 地区SRTP-SOC （2001—2015年均值）

图7 分区域历年SRTP-SOC均值

四、社会贴现率影响因素的实证分析

（一）变量选取与模型设定

1.变量选取及数据来源。

从理论上来说,根据Ramsey公式:从社会时间偏好率角度入手的社会贴现率受 “纯时间偏好效应”及 “财富效应”两个方面的影响 (分别代表公式右边的两项)。纯时间偏好效应主要包含行为个体对时间的不耐及对生命的不确定性,且任何特定的个人在任何特定的时间对时间的不耐都确切地取决于其收入水平及收入的时间形态 (Fisher,1930[39]),而从 “财富效应”角度考虑,消费边际效用弹性、消费增长率也是影响社会贴现率的重要因素；从资本社会机会成本角度入手,社会贴现率则主要受地区资本市场发达程度及资本稀缺性的影响,这种影响可通过该地区的市场利率来体现。

综上,文章选取我国2001—2015年31个省份居民收入 (I)、死亡率 (d)、居民消费边际效用弹性(θ)、消费增长率 (g)、市场利率 (r)等变量建立面板误差修正模型,以分析上述变量对地区社会贴现率 (ss)长期均衡水平及短期波动的影响。其中,居民收入、死亡率、居民消费边际效用弹性、消费增长率数据来源及处理方式同SRTP法,市场利率数据来源于wind数据库,地区社会贴现率数据来源于SRTP-SOC法测算结果。

2.社会贴现率影响因素的面板误差修正模型。

(1)长期均衡方程

其中:N=31,为省份个数；T为时期个数；k0为常数项；vi为个体效应项；εit为随机误差项；k1、k2、k3、k4、k5为待估参数。由此可以得到模型的滞后期随机误差项,记为ecmit-1。

(2)面板误差修正模型 (PVEC)

其中,m0为常数项,m1、m2、m3、m4、m5为相应解释变量对被解释变量短期波动的影响,π表示短期波动偏离长期均衡时系统的偏差调整系数,μit为随机扰动项。

（二）模型估计及结果分析

1.面板单位根与协整检验。

采用 LLC、 Breitung、 IPS、 Fisher-ADF、 Fisher-PP方法对数据进行面板单位根检验,结果如表2所示。结果显示除 lnss、lnθ的 Breitung检验及 lnr的Fisher-PP检验接受原假设外,其余检验均在1%的显著性水平上拒绝 “变量存在单位根”的原假设,即全部解释变量与被解释变量均为平稳序列。

表2 面板单位根检验

采用Pedroni和Kao检验对面板数据间协整关系做出检验,结果显示Panel PP、Panel ADF及Group PP、Group ADF检验均在1%的显著性水平上拒绝“不存在协整关系”的原假设。综合考虑,认为上述各面板变量间存在长期协整关系。

2.面板误差修正模型估计。

(1)长期均衡方程

从模型估计结果看,收入增长率对地区社会贴现率的长期弹性显著为负。长期来看,居民收入增长率每增加1个百分点,地区社会贴现率下降0.104个百分点,这意味着收入增长率的增加将会在长期内引起社会贴现率的反方向变化；而年平均死亡率、消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率对地区社会贴现率的长期弹性则显著为正,上述变量每增加1个百分点分别会使地区社会贴现率增加 0.328、0.678、0.491和0.378个百分点,即年平均死亡率、消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率的波动会在长期内引起社会贴现率的同方向变化。上述变量中,消费边际效用弹性、消费增长率的变化对社会贴现率的影响最大,市场利率及死亡率次之,收入增长率的变动对社会贴现率的长期均衡水平影响最小。

一个人收入越少,则当期收入优于未来收入的偏好就越大,即希望尽早获取收入、用于生活消费的欲望就越强烈。而收入的逐渐增加则有助于缓减行为个体当期的这种不耐,减少他对现在收入的欲望,增加对未来收入的渴望。收入增长率的增加代表着一个快速增长的收入川流,这可以有效减小行为个体的时间偏好,从而使社会贴现率也在一定程度上有所降低。

相反,生命的不确定性则会增加行为个体的时间偏好。逐渐减小的寿命预期及逐渐增加的死亡率都会导致行为个体认为将来与现在相比存在更多的风险及不确定性,从而 “活在当下”,提高社会贴现率。

消费增长率越高,社会对未来消费水平的期望就越高,现在减少的消费量就需要更多的未来消费量予以补偿；此外,消费增长率越高,侧面反映出社会经济增长速度也越快,货币增值的速度也越快,因而当期节省的消费所要求的资本投资回报率也越高。

较高的消费边际效用弹性则表明随着未来消费量的增加,消费边际效用水平会较现期消费边际效用水平出现大幅下降,因而因现期消费减少而损失的效用需要更多的未来消费量来弥补。因此,高的消费增长率和较大的消费边际效用弹性都会导致一个高水平的社会贴现率。

而市场利率较低时,资本市场资金往往较为充裕,由于融资渠道广、市场开放程度较高等原因,公共项目融资较为容易,因而面临一个较低水平的社会贴现率；市场利率较高时,资本市场资金则往往较为短缺,公共项目往往面临较高的社会贴现率。

(2)面板误差修正模型 (PVEC)

从式 (11)估计结果来看,ecm项系数显著为负(-0.308),说明社会贴现率存在着误差修正机制,当本期的社会贴现率偏离长期均衡时,系统将会以0.308的速率将其向均衡水平拉回。因此,当社会贴现率水平出现短期波动时,政府可以采取适当的调控措施,使之调整后回到均衡水平。

此外,收入增长率对地区社会贴现率的短期弹性显著为负,消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率对地区社会贴现率的短期弹性则显著为正,死亡率对地区社会贴现率的短期弹性并不显著。这表明,短期内收入增长率的波动将抑制社会贴现率的波动,而消费边际效用弹性、消费增长率以及市场利率的波动将会加剧社会贴现率的波动,死亡率的变化则不会在短期内给社会贴现率的波动带来影响。上述变量中,市场利率对社会贴现率的短期波动影响最大,消费边际效用弹性、消费增长率次之,收入增长率的变化对社会贴现率的短期波动影响最小。

短期内,行为个体并不能及时捕捉死亡率的变化讯息,且从接收信息开始到下期行为决策发生变化也需要时间来完成,这种时间上的滞后反应导致短期内死亡率的变化对社会贴现率的波动影响较为微弱。

五、社会贴现率影响因素的区域差异性分析

（一）东、中、西部区域面板误差修正模型

以我国东、中、西部区域为研究对象,分别建立面板数据误差修正模型,进一步探讨居民收入增长率、死亡率、居民消费边际效用弹性、消费增长率以及市场利率对地区社会贴现率长、短期影响的区域差异,结果见表4、表5。

表4 东、中、西部区域长期均衡模型结果

续前表

表5 东、中、西部区域面板误差修正模型结果

（二）差异性分析

1.与东、中部地区相比,西部地区社会贴现率对居民消费特征及资本市场的变化反应更为敏感。

从东、中、西部面板长期均衡模型及面板误差修正模型结果可知,西部省份居民消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率对社会贴现率的长期弹性分别为0.759、0.538、0.491,短期弹性分别为0.622、0.537、0.612,均高于东、中部水平,这表明居民消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率对西部地区社会贴现率的影响力度较大。与东、中部地区相比,西部地区社会贴现率对居民消费特征及资本市场的变化反应更为敏感。

居民消费偏好及资本市场的变化对社会贴现率的影响强度与地区发展状况相关,东、中部地区经济较为发达,资本市场资金较为充裕,居民消费边际效用弹性、消费增长率以及市场利率对社会贴现率的长、短期弹性都小于经济发展相对不发达、资本市场相对不完善的西部区域。西部地区经济发展水平有限,资本市场融资渠道较少,资金相对短缺,这使得居民消费偏好及资本市场任何微小的变化都足以使西部地区社会贴现率数值发生大幅的上升或下降。居民消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率的增加对西部地区社会贴现率有较大的拉动作用,然而当居民消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率下降时,西部地区社会贴现率所受到的冲击也大于东、中部地区。

2.东部地区社会贴现率长期均衡水平不受居民收入增长率及市场利率的影响。

上述模型结果表明,中、西部地区收入增长率对地区社会贴现率长期均衡水平有显著负向影响,其对社会贴现率的长期弹性分别为 -0.145、 -0.199；中、西部地区市场利率对地区社会贴现率长期均衡水平有显著正向影响,其对社会贴现率的长期弹性分别为0.354、0.491；而东部地区收入增长率和市场利率的变化对地区社会贴现率长期均衡水平并无显著影响。这表明,长期来看,东部地区社会贴现率水平不受居民收入增长率及市场利率的影响,而主要通过居民消费边际效用弹性、消费增长率的波动影响发生改变。

这主要缘于:(1)东部地区经济较为发达,居民收入水平基数大。当居民收入已经处于一个较高的水平时,收入增长率的变动不再会显著地影响居民的时间偏好,因而也就不会像低收入时那样对社会贴现率产生长期、显著的影响。 (2)东部地区资本市场发达程度较高,融资渠道丰富,资金较为充裕,公共项目融资相对较为容易,因而资本市场的微小波动不足以影响地区社会贴现率的长期均衡水平。这种社会贴现率影响机制的区域差异特点对于我国政府分区域采取不同调控措施具有重要参考价值。

六、结论与启示

（一）结论

1.SRTP、SOC及SRTP-SOC法测算结果显示:(1)总体来看,除2001、2002年外,我国SRTP地区均值水平呈基本波动维稳的状态；SOC地区均值水平大致呈波动下降的态势；SOC水平总体高于SRTP水平,但二者随时间呈互相收敛、靠拢状态。(2)分区域来看,中部省份SRTP水平居中,东、西部区域无明显按地域递增或递减的分布特征；SOC水平大致按东、中、西部省份递减分布,西部省份尤其部分西北地区省份则主要分布在5.12%～9.55%一个较低的范围内；SRTP-SOC水平按东、中、西部省份递减分布,且这种数值上的地域分布特征比SOC更为明显。

2.对社会贴现率影响因素的实证分析结果则表明:(1)长期来看,收入增长率增加会抑制社会贴现率增长,死亡率、消费边际效用弹性、消费增长率及市场利率增加则会促进社会贴现率增长,其中消费边际效用弹性、消费增长率的变化对社会贴现率的影响力度最大,市场利率及死亡率次之,收入增长率的变动对社会贴现率的长期均衡水平影响最小。短期来看,收入增长率的波动会抑制社会贴现率的波动,消费边际效用弹性、消费增长率以及市场利率的波动会加剧社会贴现率的波动,死亡率的变化则不会在短期内给社会贴现率的波动带来影响,其中市场利率对社会贴现率的短期波动影响最大,消费边际效用弹性、消费增长率次之,收入增长率的变化对社会贴现率的短期波动影响最小。(2)区域差异分析结果表明:东部地区社会贴现率长期均衡水平不受居民收入增长率及市场利率的影响；与东、中部地区相比,西部地区社会贴现率对居民消费特征及资本市场的变化反应更为敏感。

3.各地实际社会贴现率数值偏高。我国各地区SRTP测算值主要集中在6%～8%的范围内,而SOC测算值则较多地位于10%的水平之上,综合来看,我国各地近七年的SRTP-SOC水平大致处于8%～9%的区间,高于我国 《建设项目经济评价方法与参数》第三版中给出的建议取值 (6% ～8%)。

（二）政策启示

1.在社会贴现率取值的实际选定方面做出适当的处理与修正:(1)按项目性质采用差别社会贴现率。社会贴现率本质上是一种机会成本,是投资者要求的资金回报率。大部分时候人们为了满足自身对环境等隐性产品的非经济需求而愿意在一定程度上降低对经济报酬的要求,从这个角度出发,传统的社会贴现率显然被高估了。因此,应依据项目性质的不同采用差别社会贴现率,如对于有形资产项目采用一个较高的社会贴现率,而对于资源环境项目的考核则采用一个较低的社会贴现率。 (2)按项目时期长短采用差别社会贴现率。足够长久的远期效益对当前的决策影响甚微,但高的社会贴现率显然有悖可持续发展理念、有损代际公平原则,由此,可对为期较长或涉及代际问题的公共项目使用分段递减的社会贴现率。如此既在短期内充分考虑了当代人的利益,同时也在长期内兼顾到后代人的发展。 (3)分区域采用差别社会贴现率。根据本文测算结果,我国SRTP-SOC水平存在区域差异,且各区域经济发展的目标及侧重点不同,采取统一数值的社会贴现率不利于各区域协调发展,因此宜对区域性项目采取差别社会贴现率。

2.完善社会保障体系,加强就业协作机制,提升居民收入水平,从根本上抑制社会贴现率的过快增长。

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