國防支出與經濟增長關系非對稱性的研究

張五六

(華僑大學數量經濟研究院，福建廈門361021)

一、引言

國防支出是特殊而重要的國家財政支出部分，這種國家財政支出會涉及到國家的國防安全、國防戰略及經濟增長，而如何認識和處理國防支出和經濟增長之間的關系，使得國防支出與經濟建設協調發展，成為國家政策決策者及經濟理論研究者特別關注的問題。對于國防支出與經濟增長關系的早期實證分析當屬 Benoit(1973，1978)［1-2］，Benoit采用 1950-1965 年 44 個欠發達國家的截面數據，發現國防支出與人均產出之間存在顯著的正相關關系，即國防支出促進了經濟的發展。Benoit的發現及研究方法引起了后續相關研究的爭論，如 Lim(1983)［3］認為國防支出損害了經濟的發展，而 Biswa和 Ram(1986)［4］認為國防支出既不損害也無益于經濟的發展。國防支出是否促進了經濟的發展，除了合理的樣本選擇外，合適的理論模型及科學的計量分析方法會起到重要作用。

甄選合適的理論模型是揭示國防支出與經濟增長關系的基礎。在現有理論模型中，典型的有凱恩斯理論模型、公共產品理論模型、外部性理論模型，這三個典型理論模型各有優劣，側重點不同:凱恩斯理論模型基于聯立方程，一般對于多個國家進行分類研究時比較合適，但對于不同國家逐一進行研究還有待于發展;公共產品理論模型基于機會成本與收益的權衡，但其中一些相關成本和收益是難以確定的，造成了實證分析的困惑;相反Biswas和Ram(1986)［4］的兩部門模型應用比較方便，且具有深刻的理論意義，不僅能反映出國防支出對經濟增長的作用，還能夠體現出國防部門對民用部門的外部性、規模性，在實證分析方面取得了喜人的收獲，現在已經拓展到三部門及四部門模型結構。

采用科學的計量分析方法是揭示國防支出與經濟增長關系的保證。隨著計量分析技術的發展，對理論模型的數據信息挖掘越來越豐富。在研究國防支出與經濟增長關系的開始階段是簡單的截面數據、時間序列的回歸，如 Benoit(1973，1978)［1-2］及 Lim(1983)［3］采用了截面數據，而 Joerding(1986)［5］則采用時間序列，首次研究了國防支出與經濟增長的Granger因果關系;隨后出現了面板類的回歸方法，如Macnair等(1995)［6］采用了三部門模型，結合北約國家1951-1988年間的混合數據進行了混合回歸分析;Stroup和Heckelman(2001)［7］則采用非洲及拉丁美洲44個國家的1975-1989年的數據構建了面板數據模型;最新的進展是非線性門檻回歸方法的出現，如J C Cuaresma(2006)［8］、Reitschuler(2005)［9］、JC Cuaresmar(2004)［10］等，采用門檻兩部門模型分別研究了美國、危地馬拉、108個國家的國防支出與經濟增長的非線性關系。

Feder-Ram理論模型最近幾年來也逐漸受到國內學者的關注，他們做了一些非常有意義的探索，但在理論模型應用或計量分析方法上還不夠嚴謹，存在一定的問題。如李雙杰和陳渤(2002)［11］采用 Feder-Ram 模型，運用 1980-2000年數據進行分析，認為國防支出對經濟增長有一定的促進作用，但該研究的理論模型與實證模型不一致，不是嚴格意義上的Feder-Ram模型應用;而劉濤雄、胡鞍鋼(2005)［12］則對 Feder-Ram模型進行了簡化，分析了1961-2000年之間國防支出對經濟增長的關系，發現國防部門具有負外部性及正規模效應;孫開利(2006)［13］及孟斌斌、周建設(2011)［14］則沿用了劉濤雄、胡鞍鋼(2005)［12］的簡化 Feder-Ram 模型，結果前者發現在1989-2005年之間國防部門具有負外部性及正規模效應，后者則相反;從劉濤雄、胡鞍鋼，孫開利及孟斌斌、周建設的簡化Feder-Ram模型實證結果來看，由于未給出簡化Feder-Ram模型參數估計的顯著性檢驗t值(只給出了置信區間)，因此難以觀察出國防支出對經濟增長及國防部門的外部性、規模性的顯著性結果如何。

我國國防支出與經濟增長從建國后到現階段，大致經歷了改革開放前政治及經濟雙重體制頻繁沖擊的波動階段，改革開放后的穩定發展，逐漸邁入現代化國防建設的階段。改革開放后近30年來，雖然國防支出實現了穩定增長，但隨著我國經濟總量基數的逐漸擴張，通貨膨脹的逐年攀升，實際“國防負擔”①國內外相關研究文獻的習慣稱呼，另外《1998年中國的國防》白皮書也明確給出了這種提法。(實際國防支出在實際產出中所占的比重)卻是逐漸下降的(第四部分會進行詳細討論)，這種現象可能會導致國防支出對經濟的增長的結構突變。在這種可能的結構突變下，為了進一步研究我國國防支出與經濟增長之間的非線性特征，在國內相關學者研究的基礎上，本文在Biswas和 Ram(1986)［4］，Ram R(1995)［15］標準Feder-Ram 模型中引進 Hansen(2000)［16］的兩區域門檻回歸方法，對我國國防支出與經濟增長的非線性關系進一步進行研究。

本文結構如下:第二部分給出Feder-Ram理論模型及理論預測;第三部分給出計量分析方法:門檻Feder-Ram模型;第四部分進行實證分析;第五部分得出結論并給出相應的政策建議。

二、Feder-Ram理論模型及理論預測

在國防支出與經濟增長關系的研究中，Feder-Ram模型是相關研究的基準模型，該模型是由Biswas和 Ram(1986)［4］在 Feder(1983)［17］為研究出口貿易對經濟增長的作用所提出的兩部門模型基礎上而發展的。在Feder-Ram模型中，國防支出對經濟增長的作用機理在具備C-D生產函數特征的基礎上，其重要性還體現在兩個方面:一是國防支出對民用部門的外部性(也稱溢出效應);二是國防支出對整體經濟增長的規模效應，這些內涵為深刻研究國防支出對經濟增長的功能提供了非常好的理論基礎。

Feder-Ram模型將國民經濟部門分為國防和民用(非國防)兩個部門，假設國防部門產出為M，民用部門產出為Q，則民用部門的產出Q不僅取決于該部門的生產要素投入，還會受到國防部門M的外部性作用。可用于實證分析的Feder-Ram兩部門模型可以寫成下式(具體數理推導過程見Ram R(1995)［15］，Reitschuler等 (2005)［9］，張五六(2010)［18］):

在Feder-Ram模型中，其模型參數具有一些特殊含義，結合我國國防支出與經濟發展的實際變遷情況，其理論含義預測如下:

(1)α、β分別表示投資、勞動力對經濟增長的貢獻，在我國工業化的進程中，物質資本投入是推動我國經濟增長最重要的生產要素，特別是近些年來投資熱潮風起云涌，極大的推進了我國經濟增長，因此α系數應該為正數;從建國初期到九十年代的改革開放，我國一直實行的是勞動密集型的粗放經濟，甚至到現階段以貿易出口推動總體經濟方式的背景下，勞動力一直是我國商品具有成本優勢的根本原因之一，因此β系數也應該為正數。

(2)θ表示國防支出對民用部門有外部性作用，ω表示國防支出對經濟總產出有規模效用:外部性概念是由馬歇爾和庇古在20世紀初提出的，是指經濟主體(生產者或消費者)的經濟活動對他人和社會造成的非市場化影響，分正負外部性之分，如增加國防支出可能造成教育、醫療衛生等投入的“擠出效應”，從而對民用部門產生負外部性，而國防部門提供的基礎設施建設、管理科技人才的培訓、技術的創新等可能存在溢出效應，從而對民用部門產生正外部性;?zsoy Onur(2000)［19］在研究土耳其國防支出與經濟增長關系時指出:當一個國家有且只有具備大規模的國防企業，其企業的研發在民用部門得到應用，形成溢出效應時才會有正的規模性。顯然中國國防企業不具備這種條件，因此我國國防支出對經濟增長的規模效應可能為負值。

(3)由Feder-Ram理論模型中的ω表達式，即ω=δ/(1+δ)-θ，可以得到國防、民用兩部門勞動力和資本投入的邊際生產力之差δ:當δ=0時，說明兩部門的邊際生產力相等;當δ＞0時，說明國防部門的邊際生產力大于民用部門;反之，當δ＜0時，說明國防部門的邊際生產力小于民用部門。我國的國防建設從一窮二白到現階段的現代化國防建設，其邊際生產力經歷了重大變革，因此我國國防部門的邊際生產力有可能從低于民用部門邊際生產力過渡到了大于民用部門邊際生產力。

三、計量分析方法:門檻Feder-Ram模型

根據Hansen(2000)［16］的門檻回歸方法，構造門檻Feder-Ram模型，其結構如下:

上式中qt為門檻代理變量;γ為門檻值，門檻值將所有樣本觀察值分割成兩個區域，ε1t、ε2t為在兩個不同區域中的殘差項。門檻估計值γ∧就是使得(2)式殘差平方和s(γ)值達到最小時的γ值，獲得門檻值γ∧之后，則每個區域中的Feder-Ram模型參數可以采用OLS估計方法獲得。

在兩個不同區域中，國防支出對經濟增長特征是否有明顯的不同，其本質就是研究在兩個不同區域中的Feder-Ram模型結構是否有顯著的不同，這就需要進行嚴格的統計檢驗。為了論述方便，記為兩區域中的對應參數空間，即φ'i= (μi，αi，βi，θi，ωi)，i=1，2，一般采用 LM 統計量方法檢驗參數空間是否顯著不同，原假設為:H0:φ1=φ2，在原假設H0成立下，此時系數空間φ1=φ2，門檻回歸可退化成線性模型(1)式，表示不存在門檻效應;反之，則表示φ1與φ2在兩區間顯著不同，存在門檻效應。令s0為在原假設下(即無門檻值下)的殘差項平方和，s1為存在門檻效應下的兩區域殘差項平方和加總為殘差的方差估計值，則LM統計量為:

由于擾動參數的存在，會使漸進分布呈現高度非標準分布，因此采用Bootstrap抽樣方法獲得F模擬值及在給定顯著水平下的臨界值。Hansen(2000)［16］指出當門檻效應存在時，門檻估計值 γ∧會與實際門檻值γ具有一致性。但由于擾動參數的存在，會使其漸進分布呈現高度非標準分布。Hansen以似然比法檢驗實際門檻值γ，實際門檻值γ的檢驗原假設為:H0:γ =，似然比統計量為:

LR統計量也是非標準正態分布，Hansen(2000)［16］計算出在其接受域，即在顯著水平 α下，當 LR(γ)≤c(α)(c(α)=-2log(1-，不能拒絕原假設。

四、實證分析

(一)樣本數據選擇及平穩性檢驗

為了盡可能全面反映我國國防支出與經濟增長的特征，本文選擇了1953-2010年的年度數據。樣本數據來源于《新中國55年統計資料匯編》、《中國統計摘要2011》。具體變量選取及數據處理為:首先獲得物價指數，選擇居民消費價格指數CPI，并且以1978年CPI=100為基期，對原始CPI數據進行了調整;將總產出(選擇名義GDP)、投資(選擇名義全社會固定資產投資額)、國防支出總額這三個經濟總量通過定基居民消費價格指數對其進行平減以消除物價波動的影響，獲得相應的實際總量值，然后按照Feder-Ram模型中變量含義，分別獲得實際的經濟增長率、投資規模、國防支出增長率及“國防負擔”數值;另外勞動力增長率選擇了全國城鄉就業人員年底總數的年度增長率代表勞動力要素的增長率。

本文中國國防費支出統計口徑為國務院新聞辦公室近年來發表的中國國防白皮書所描述，即由人員生活費、訓練維持費和裝備費三部分組成。采用該統計口徑原因有二:一是，國防費支出統計口徑一直是軍事研究機構及學者爭論的焦點，雖然國際上，如著名的北大西洋公約組織(簡稱北約，NATO)、聯合國、國際貨幣基金組織(IMF)、斯德哥爾摩國際和平研究所(SIPRI)等提出的國防費支出定義被國際社會廣泛接受和使用，但對中國國防支出數據偏高(陳炳福，2006)［20］;二是，采用其它統計口徑，由于資料的缺乏，難以核算出建國后到現階段近六十年完整的國防支出數據鏈。

為保證后面的線性回歸及門檻回歸不是“偽回歸”，需要對相應變量進行平穩性檢驗，即ADF、PP檢驗，以判斷其是否服從單位根過程。單位根檢驗結果如表1所示。從表1可知，這些變量分別在5%的顯著水平上拒絕單位根假設，表示這些變量的時間序列都是平穩的，可以進行下面的進一步實證分析。

(二)“國防負擔”門檻結構檢驗

使用門檻Feder-Ram模型時，首先要確定門檻代理變量，J C Cuaresmar(2004)［10］、Reitschuler(2005)［9］等采用了國防發展速度作為門檻代理變量，J C Cuaresma 等(2006)［8］采用了“國防負擔”作為門檻代理變量，王萬、陳曉和(2011)［21］在構建具有國防支出變量的門檻Solow增長模型時，也是采用了“國防負擔”作為門檻代理變量。基于此本文研究也采用“國防負擔”作為門檻代理變量，進行門檻效應檢驗①實際上以國防支出增長率作為門檻代理變量時不存在門檻效應，這里為了行文方便，不再贅述。，以考察在門檻值上下兩個區域內國防支出對經濟增長的特征是否存在顯著性不同。

表1 單位根檢驗(ADF、PP檢驗)結果

圖1“國防負擔”時序圖

門檻代理變量“國防負擔”如圖1所示:觀察圖1可知在建國后到1978年的改革開放“國防負擔”波動變化較大，這主要是由于在這期間我國經歷了政治、經濟、軍事等重要事件，如“大躍進”、“三年自然災害”、“文化大革命”、“抗美援朝”、“對越自衛反擊戰”等事件的影響，再加上實行高度的計劃經濟使得其波動頻繁而劇烈;1978年以后，隨著我國經濟改革序幕的拉開，我國國防也進入現代化建設時期，但“國防負擔”卻在逐年下降，這主要受兩個方面的影響，一是國防支出水平相對于總體經濟發展水平來說是遠遠落后的，從1978-2010年，名義總產出增加了大約108倍，而名義國防支出才大約增加了30倍。二是通貨膨脹的不斷攀升，使得實際國防支出大大縮水，從1978-2010年實際國防支出才大約增加了5倍。

圖2“國防負擔”門檻檢驗

“國防負擔”是否可以作為門檻代理變量，還需要進一步采用Hansen(2000)［16］的門檻效應檢驗方法，采用Bootstrap抽樣方法進行1000次抽樣，獲得LM統計量檢驗F值為39.6645，Bootstrap P值為0.001，在1%的顯著性水平上拒絕不存在門檻的原假設。同時，為了直觀地反映這一過程，圖2給出了“國防負擔”為門檻代理變量時的LR統計量檢驗圖(LR統計量超出95%的臨界值線時，將拒絕模型的線性假設)，觀察圖2，發現圖2的LR統計量值超過95%的臨界值線，說明以“國防負擔”為門檻代理變量時，拒絕模型存在線性關系的原假設，即存在門檻效應，且“國防負擔”的門檻值為 3.31，這個門檻值與王萬、陳曉和(2011)［21］采用門檻Solow模型所得到的“國防負擔”門檻值3.434非常接近。

考慮到本文所選擇的樣本容量較小，時間跨度只有57年，在確定了一個門檻之后，每個區域中時間序列的長度又減少約為一半，出于統計勢的考慮，不再進行兩個門檻及以上的統計檢驗。

(三)門檻Feder-Ram模型回歸結果分析

以“國防負擔”為門檻代理變量時，國防支出對經濟增長存在明顯的門檻效應，在門檻值確定后，就可以得到門檻值之上下兩個區域內的樣本，對這兩個樣本進行OLS估計，得到如表2所示的兩區域國防支出與經濟增長的門檻Feder-Ram模型參數估計結果。

在兩區域門檻Feder-Ram模型中，根據門檻代理變量的門檻值和圖1“國防負擔”的曲線圖可以觀察出區域一其實反映的是1954-1981年這28年間的國防支出與經濟增長的線性關系;而區域二是是反映1982-2010年這29年間的國防支出與經濟增長的線性關系，因此區域一與區域二分別代表了“國防負擔”較重和較輕兩種狀況下的國防支出與經濟增長的關系。從門檻效應發生的時點，也可以說從1981年后，我國國防支出與經濟增長關系發生了結構上的突變①對此推斷，也可以以1981年為結構突變點，再進行CHOW檢驗，其檢驗的F值為6.4870，對應尾部概率P=0.0001，拒絕結構沒有突變的原假設。。

在“國防負擔”較重和較輕兩個區域中，觀察兩個線性Feder-Ram模型的OLS估計結果，可以得到下面一些有意義的探究發現:

(1)在“國防負擔”較重區域中:模型其擬合優度較高，所有參數都是顯著的;而在“國防負擔”較輕區域中，模型其擬合優度很低，國防支出相關變量的參數都是不顯著的;說明在“國防負擔”較重區域，國防支出對經濟增長的關系相對于在“國防負擔”較輕區域中其對經濟增長的關系密切。

表2 線性及門檻Feder-Ram模型估計結果

(2)從線性及兩區域門檻Feder-Ram模型中的勞動力投入要素與投資規模系數結果來看，不論“國防負擔”高或低時，其估計參數都是顯著的，說明從建國到現階段勞動力及投資一直是我國經濟增長的重要源泉。另外勞動力要素大于投資要素對經濟增長的貢獻，說明建國以來直至現階段我國經濟仍然沒有脫離勞動密集型性質的過程。

(3)國防支出外部性參數、規模性參數估計值，在“國防負擔”較重區域中都是顯著的，而在“國防負擔”較輕區域中，是不顯著的，說明隨著我國“國防負擔”的降低，其外部性及規模性在逐漸地弱化;另外從外部性、規模性系數總體效果來看，國防支出對經濟增長體現的都是正的促進作用，雖然在“國防負擔”較輕的區域中變得不顯著。

(4)從線性及兩區域門檻Feder-Ram模型中的外部性、規模性的參數符號都是相同的，外部性符號為正，規模性符號為負，但在“國防負擔”較重區域中參數估計是顯著的、在“國防負擔”較輕區域中，參數估計是不顯著的。可見我國國防支出對經濟增長并未形成“擠出效應”，相反國防的發展使得民用部門獲得非市場化的收益，但由于我國國防企業改革開放后才得到長足的發展，離形成大的規模還有較長的距離，導致其規模性為負。

(5)從規模參數ω=δ/(1+δ)-θ的表達式中可以解出相應的邊際生產力之差參數δ，在較重“國防負擔”區域中δ為負，較輕“國防負擔”區域中δ為正，說明隨著我國進入國防現代化建設時期，國防部門邊際生產力已經從原來的小于民用部門邊際生產力，過渡到了大于民用部門邊際生產力，這與最近30年來，國防科技飛速發展相一致。

五、結論及政策建議

從本文門檻Feder-Ram模型回歸結果及相關文獻的結論可知，由于樣本期間、理論模型設置及計量分析方法的不同，可能會得到不一致的結論。本文在使用盡可能長的樣本期間情況下，采用了現階段比較經典的Feder-Ram兩部門模型，又考慮到我國國防支出在樣本期間內可能存在的非線性特征，構建了以“國防負擔”為門檻代理變量的門檻Feder-Ram模型，該模型對國國防支出與經濟增長非對稱關系的劃分是基于數據機理的推動，克服了人為劃分樣本區間的隨意性、主觀性。以1954-2010年的長期時間序列為樣本，在“國防負擔”門檻效應下，將樣本期間劃分為“國防負擔”較重、較輕兩個區域，即在1981年前后兩個樣本中，國防支出對經濟增長發生了結構突變，獲得了一些頗具啟示意義的分析結論。

在“國防負擔”門檻結構下，無論是“國防負擔”較重區域(1954-1981年)還是“國防負擔”較輕區域(1982-2010年)，勞動力、投資要素是經濟增長的主要源泉，這兩個生產要素對經濟的增長都是顯著的，但勞動力要素大于投資要素對經濟增長的貢獻，說明建國以來直至現階段我國經濟仍然沒有脫離勞動密集型性質的過程。國防支出對經濟增長的關系存在顯著的“國防負擔”門檻效應，“國防負擔”門檻值為3.31，“國防負擔”值高于3.31時，國防支出對經濟的增長是顯著的;“國防負擔”值低于3.31時，國防支出對經濟的增長是不顯著的，由此可見在以“國防負擔”門檻值劃分的兩區域中，國防支出對經濟增長是非對稱的。

在“國防負擔”門檻結構下，存在正的外部性、負規模性，正的外部性說明我國國防部門對民用部門存在溢出效應，即國防部門在自身發展的同時，使得國家安定，人民安居樂業，社會受益，體現了建國以來我國國防部門的重要意義;負規模性說明我國國防支出沒有達到隨國防規模擴大而使得經濟增長處于提高的階段，這與我國“國防負擔”的發展情況相吻合，由于我國經濟總量增長相對于國防支出的增長要快得多，再加上建國以來不斷攀升的通貨膨脹影響，實際“國防負擔”成逐年下降趨勢，從而使得國防部門的規模性影響在經濟總量的擴張及通貨膨脹的攀升中逐漸被稀釋了，而且由于我國“國防負擔”較重區域轉換到“國防負擔”較輕區域時，國防部門所體現出的外部性及規模性不對稱特征，使得國防部門的外部性、規模性隨著我國經濟的發展越發不明顯。

在現階段，要扭轉國防支出對經濟增長的這種不對稱發展特征，需要做到下面兩點:

一是適當提高我國的“國防負擔”，使得國防支出與經濟增長呈現協調發展。過高的“國防負擔”會使國防部門產生“擠出效應”，減少教育、醫療、衛生等方面的財政支出，而適當提高“國防負擔”一方面促進了國防健康發展，有效捍衛國家安全，另一方面通過國防部門外部性、規模性作用，一定程度上促進經濟的發展。

二是建設軍民融合科技創新體系，實現“軍民結合、寓軍于民”。科技創新體系，是國防建設、經濟增長的共同追求。現階段的我國國防支出還是處于十分克制的狀態(劉濤雄、胡鞍鋼，2005)［12］，基本上還是“一保生活，二保裝備”的結構模式。實現軍民融合科技創新體系，就會實現軍民企業的資源組合優化，降低研發、培訓等費用，促進人才交流，實現共同發展。

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