張五六

(華僑大學數(shù)量經(jīng)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(zhàn)略及經(jīng)濟增長，而如何認識和處理國防支出和經(jīng)濟增長之間的關系，使得國防支出與經(jīng)濟建設協(xié)調(diào)發(fā)展，成為國家政策決策者及經(jīng)濟理論研究者特別關注的問題。對于國防支出與經(jīng)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(fā)達國家的截面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)國防支出與人均產(chǎn)出之間存在顯著的正相關關系，即國防支出促進了經(jīng)濟的發(fā)展。Benoit的發(fā)現(xiàn)及研究方法引起了后續(xù)相關研究的爭論，如 Lim(1983)［3］認為國防支出損害了經(jīng)濟的發(fā)展，而 Biswa和 Ram(1986)［4］認為國防支出既不損害也無益于經(jīng)濟的發(fā)展。國防支出是否促進了經(jīng)濟的發(fā)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(jīng)濟增長關系的基礎。在現(xiàn)有理論模型中，典型的有凱恩斯理論模型、公共產(chǎn)品理論模型、外部性理論模型，這三個典型理論模型各有優(yōu)劣，側(cè)重點不同:凱恩斯理論模型基于聯(lián)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(fā)展;公共產(chǎn)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(jīng)濟增長的作用，還能夠體現(xiàn)出國防部門對民用部門的外部性、規(guī)模性，在實證分析方面取得了喜人的收獲，現(xiàn)在已經(jīng)拓展到三部門及四部門模型結(jié)構(gòu)。

采用科學的計量分析方法是揭示國防支出與經(jīng)濟增長關系的保證。隨著計量分析技術的發(fā)展，對理論模型的數(shù)據(jù)信息挖掘越來越豐富。在研究國防支出與經(jīng)濟增長關系的開始階段是簡單的截面數(shù)據(jù)、時間序列的回歸，如 Benoit(1973，1978)［1-2］及 Lim(1983)［3］采用了截面數(shù)據(jù)，而 Joerding(1986)［5］則采用時間序列，首次研究了國防支出與經(jīng)濟增長的Granger因果關系;隨后出現(xiàn)了面板類的回歸方法，如Macnair等(1995)［6］采用了三部門模型，結(jié)合北約國家1951-1988年間的混合數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型;最新的進展是非線性門檻回歸方法的出現(xiàn)，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(jīng)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(nèi)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(shù)據(jù)進行分析，認為國防支出對經(jīng)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(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)國防部門具有負外部性及正規(guī)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(jié)果前者發(fā)現(xiàn)在1989-2005年之間國防部門具有負外部性及正規(guī)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(jié)果來看，由于未給出簡化Feder-Ram模型參數(shù)估計的顯著性檢驗t值(只給出了置信區(qū)間)，因此難以觀察出國防支出對經(jīng)濟增長及國防部門的外部性、規(guī)模性的顯著性結(jié)果如何。

我國國防支出與經(jīng)濟增長從建國后到現(xiàn)階段，大致經(jīng)歷了改革開放前政治及經(jīng)濟雙重體制頻繁沖擊的波動階段，改革開放后的穩(wěn)定發(fā)展，逐漸邁入現(xiàn)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(xiàn)了穩(wěn)定增長，但隨著我國經(jīng)濟總量基數(shù)的逐漸擴張，通貨膨脹的逐年攀升，實際“國防負擔”①國內(nèi)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(chǎn)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(xiàn)象可能會導致國防支出對經(jīng)濟的增長的結(jié)構(gòu)突變。在這種可能的結(jié)構(gòu)突變下，為了進一步研究我國國防支出與經(jīng)濟增長之間的非線性特征，在國內(nèi)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(qū)域門檻回歸方法，對我國國防支出與經(jīng)濟增長的非線性關系進一步進行研究。

本文結(jié)構(gòu)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(jié)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(jīng)濟增長關系的研究中，F(xiàn)eder-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(mào)易對經(jīng)濟增長的作用所提出的兩部門模型基礎上而發(fā)展的。在Feder-Ram模型中，國防支出對經(jīng)濟增長的作用機理在具備C-D生產(chǎn)函數(shù)特征的基礎上，其重要性還體現(xiàn)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(jīng)濟增長的規(guī)模效應，這些內(nèi)涵為深刻研究國防支出對經(jīng)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(jīng)濟部門分為國防和民用(非國防)兩個部門，假設國防部門產(chǎn)出為M，民用部門產(chǎn)出為Q，則民用部門的產(chǎn)出Q不僅取決于該部門的生產(chǎn)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(shù)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(shù)具有一些特殊含義，結(jié)合我國國防支出與經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟增長的貢獻，在我國工業(yè)化的進程中，物質(zhì)資本投入是推動我國經(jīng)濟增長最重要的生產(chǎn)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(jīng)濟增長，因此α系數(shù)應該為正數(shù);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(jīng)濟，甚至到現(xiàn)階段以貿(mào)易出口推動總體經(jīng)濟方式的背景下，勞動力一直是我國商品具有成本優(yōu)勢的根本原因之一，因此β系數(shù)也應該為正數(shù)。

(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(jīng)濟總產(chǎn)出有規(guī)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(jīng)濟主體(生產(chǎn)者或消費者)的經(jīng)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(yī)療衛(wèi)生等投入的“擠出效應”，從而對民用部門產(chǎn)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(chuàng)新等可能存在溢出效應，從而對民用部門產(chǎn)生正外部性;?zsoy Onur(2000)［19］在研究土耳其國防支出與經(jīng)濟增長關系時指出:當一個國家有且只有具備大規(guī)模的國防企業(yè)，其企業(yè)的研發(fā)在民用部門得到應用，形成溢出效應時才會有正的規(guī)模性。顯然中國國防企業(yè)不具備這種條件，因此我國國防支出對經(jīng)濟增長的規(guī)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(chǎn)力之差δ:當δ=0時，說明兩部門的邊際生產(chǎn)力相等;當δ＞0時，說明國防部門的邊際生產(chǎn)力大于民用部門;反之，當δ＜0時，說明國防部門的邊際生產(chǎn)力小于民用部門。我國的國防建設從一窮二白到現(xiàn)階段的現(xiàn)代化國防建設，其邊際生產(chǎn)力經(jīng)歷了重大變革，因此我國國防部門的邊際生產(chǎn)力有可能從低于民用部門邊際生產(chǎn)力過渡到了大于民用部門邊際生產(chǎn)力。

三、計量分析方法:門檻Feder-Ram模型

根據(jù)Hansen(2000)［16］的門檻回歸方法，構(gòu)造門檻Feder-Ram模型，其結(jié)構(gòu)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(qū)域，ε1t、ε2t為在兩個不同區(qū)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(qū)域中的Feder-Ram模型參數(shù)可以采用OLS估計方法獲得。

在兩個不同區(qū)域中，國防支出對經(jīng)濟增長特征是否有明顯的不同，其本質(zhì)就是研究在兩個不同區(qū)域中的Feder-Ram模型結(jié)構(gòu)是否有顯著的不同，這就需要進行嚴格的統(tǒng)計檢驗。為了論述方便，記為兩區(qū)域中的對應參數(shù)空間，即φ'i= (μi，αi，βi，θi，ωi)，i=1，2，一般采用 LM 統(tǒng)計量方法檢驗參數(shù)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(shù)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(qū)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(qū)域殘差項平方和加總為殘差的方差估計值，則LM統(tǒng)計量為:

由于擾動參數(shù)的存在，會使?jié)u進分布呈現(xiàn)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(shù)的存在，會使其漸進分布呈現(xiàn)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(tǒng)計量為:

LR統(tǒng)計量也是非標準正態(tài)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(shù)據(jù)選擇及平穩(wěn)性檢驗

為了盡可能全面反映我國國防支出與經(jīng)濟增長的特征，本文選擇了1953-2010年的年度數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)來源于《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計摘要2011》。具體變量選取及數(shù)據(jù)處理為:首先獲得物價指數(shù)，選擇居民消費價格指數(shù)CPI，并且以1978年CPI=100為基期，對原始CPI數(shù)據(jù)進行了調(diào)整;將總產(chǎn)出(選擇名義GDP)、投資(選擇名義全社會固定資產(chǎn)投資額)、國防支出總額這三個經(jīng)濟總量通過定基居民消費價格指數(shù)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(jīng)濟增長率、投資規(guī)模、國防支出增長率及“國防負擔”數(shù)值;另外勞動力增長率選擇了全國城鄉(xiāng)就業(yè)人員年底總數(shù)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(tǒng)計口徑為國務院新聞辦公室近年來發(fā)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(tǒng)計口徑原因有二:一是，國防費支出統(tǒng)計口徑一直是軍事研究機構(gòu)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(lián)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(shù)據(jù)偏高(陳炳福，2006)［20］;二是，采用其它統(tǒng)計口徑，由于資料的缺乏，難以核算出建國后到現(xiàn)階段近六十年完整的國防支出數(shù)據(jù)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(wěn)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(jié)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(wěn)的，可以進行下面的進一步實證分析。

(二)“國防負擔”門檻結(jié)構(gòu)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(fā)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(gòu)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?；诖吮疚难芯恳膊捎谩皣镭摀弊鳛殚T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(qū)域內(nèi)國防支出對經(jīng)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(jié)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(jīng)歷了政治、經(jīng)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(wèi)反擊戰(zhàn)”等事件的影響，再加上實行高度的計劃經(jīng)濟使得其波動頻繁而劇烈;1978年以后，隨著我國經(jīng)濟改革序幕的拉開，我國國防也進入現(xiàn)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(jīng)濟發(fā)展水平來說是遠遠落后的，從1978-2010年，名義總產(chǎn)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(tǒng)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(tǒng)計量檢驗圖(LR統(tǒng)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(fā)現(xiàn)圖2的LR統(tǒng)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(qū)域中時間序列的長度又減少約為一半，出于統(tǒng)計勢的考慮，不再進行兩個門檻及以上的統(tǒng)計檢驗。

(三)門檻Feder-Ram模型回歸結(jié)果分析

以“國防負擔”為門檻代理變量時，國防支出對經(jīng)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(qū)域內(nèi)的樣本，對這兩個樣本進行OLS估計，得到如表2所示的兩區(qū)域國防支出與經(jīng)濟增長的門檻Feder-Ram模型參數(shù)估計結(jié)果。

在兩區(qū)域門檻Feder-Ram模型中，根據(jù)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(qū)域一其實反映的是1954-1981年這28年間的國防支出與經(jīng)濟增長的線性關系;而區(qū)域二是是反映1982-2010年這29年間的國防支出與經(jīng)濟增長的線性關系，因此區(qū)域一與區(qū)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(jīng)濟增長的關系。從門檻效應發(fā)生的時點，也可以說從1981年后，我國國防支出與經(jīng)濟增長關系發(fā)生了結(jié)構(gòu)上的突變①對此推斷，也可以以1981年為結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)沒有突變的原假設。。

在“國防負擔”較重和較輕兩個區(qū)域中，觀察兩個線性Feder-Ram模型的OLS估計結(jié)果，可以得到下面一些有意義的探究發(fā)現(xiàn):

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

表2 線性及門檻Feder-Ram模型估計結(jié)果

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

(3)國防支出外部性參數(shù)、規(guī)模性參數(shù)估計值，在“國防負擔”較重區(qū)域中都是顯著的，而在“國防負擔”較輕區(qū)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(guī)模性在逐漸地弱化;另外從外部性、規(guī)模性系數(shù)總體效果來看，國防支出對經(jīng)濟增長體現(xiàn)的都是正的促進作用，雖然在“國防負擔”較輕的區(qū)域中變得不顯著。

(4)從線性及兩區(qū)域門檻Feder-Ram模型中的外部性、規(guī)模性的參數(shù)符號都是相同的，外部性符號為正，規(guī)模性符號為負，但在“國防負擔”較重區(qū)域中參數(shù)估計是顯著的、在“國防負擔”較輕區(qū)域中，參數(shù)估計是不顯著的。可見我國國防支出對經(jīng)濟增長并未形成“擠出效應”，相反國防的發(fā)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(yè)改革開放后才得到長足的發(fā)展，離形成大的規(guī)模還有較長的距離，導致其規(guī)模性為負。

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

五、結(jié)論及政策建議

從本文門檻Feder-Ram模型回歸結(jié)果及相關文獻的結(jié)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(jié)論。本文在使用盡可能長的樣本期間情況下，采用了現(xiàn)階段比較經(jīng)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(nèi)可能存在的非線性特征，構(gòu)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(jīng)濟增長非對稱關系的劃分是基于數(shù)據(jù)機理的推動，克服了人為劃分樣本區(qū)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(qū)域，即在1981年前后兩個樣本中，國防支出對經(jīng)濟增長發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變，獲得了一些頗具啟示意義的分析結(jié)論。

在“國防負擔”門檻結(jié)構(gòu)下，無論是“國防負擔”較重區(qū)域(1954-1981年)還是“國防負擔”較輕區(qū)域(1982-2010年)，勞動力、投資要素是經(jīng)濟增長的主要源泉，這兩個生產(chǎn)要素對經(jīng)濟的增長都是顯著的，但勞動力要素大于投資要素對經(jīng)濟增長的貢獻，說明建國以來直至現(xiàn)階段我國經(jīng)濟仍然沒有脫離勞動密集型性質(zhì)的過程。國防支出對經(jīng)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(jīng)濟的增長是顯著的;“國防負擔”值低于3.31時，國防支出對經(jīng)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(qū)域中，國防支出對經(jīng)濟增長是非對稱的。

在“國防負擔”門檻結(jié)構(gòu)下，存在正的外部性、負規(guī)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(fā)展的同時，使得國家安定，人民安居樂業(yè)，社會受益，體現(xiàn)了建國以來我國國防部門的重要意義;負規(guī)模性說明我國國防支出沒有達到隨國防規(guī)模擴大而使得經(jīng)濟增長處于提高的階段，這與我國“國防負擔”的發(fā)展情況相吻合，由于我國經(jīng)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(guī)模性影響在經(jīng)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(qū)域轉(zhuǎn)換到“國防負擔”較輕區(qū)域時，國防部門所體現(xiàn)出的外部性及規(guī)模性不對稱特征，使得國防部門的外部性、規(guī)模性隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展越發(fā)不明顯。

在現(xiàn)階段，要扭轉(zhuǎn)國防支出對經(jīng)濟增長的這種不對稱發(fā)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(jīng)濟增長呈現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展。過高的“國防負擔”會使國防部門產(chǎn)生“擠出效應”，減少教育、醫(yī)療、衛(wèi)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(fā)展，有效捍衛(wèi)國家安全，另一方面通過國防部門外部性、規(guī)模性作用，一定程度上促進經(jīng)濟的發(fā)展。

二是建設軍民融合科技創(chuàng)新體系，實現(xiàn)“軍民結(jié)合、寓軍于民”?？萍紕?chuàng)新體系，是國防建設、經(jīng)濟增長的共同追求?，F(xiàn)階段的我國國防支出還是處于十分克制的狀態(tài)(劉濤雄、胡鞍鋼，2005)［12］，基本上還是“一保生活，二保裝備”的結(jié)構(gòu)模式。實現(xiàn)軍民融合科技創(chuàng)新體系，就會實現(xiàn)軍民企業(yè)的資源組合優(yōu)化，降低研發(fā)、培訓等費用，促進人才交流，實現(xiàn)共同發(fā)展。

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