楊育林，席建國

（1.福州大學軍事教研室，福建福州，350108；2.漳州師范學院經濟學系，福建漳州，363000）

自Benoit揭示國防支出對經濟增長有積極影響后［1，2］，國防支出與經濟增長關系的研究一直是國防經濟學研究的焦點問題之一。國內外學者圍繞著國防支出與經濟增長之間是否存在直接的關聯(lián)性，以及國防開支如何影響經濟增長的問題展開了較廣泛的理論分析和實證檢驗。

國內外學者已有成果可概況為四種：第一，國防支出促進經濟增長。如Stroup&Heckelman（2001）、Cuaresma等（2003）的研究認為，一國的國防支出應有“度”的問題，國防支出最初對經濟增長有正向效應。龔六堂和鄒恒甫（2003）用內生隨機模型證明了國防支出對經濟增長有較強的正向效應。陳炳福（2006）通過實證分析指出國防支出對中國經濟的長期增長有積極作用，國防支出的增加促進了經濟增長的提高。韓景倜和羅春香研究發(fā)現(xiàn)，對發(fā)展中國家而言，國防開支對國民經濟增長具有顯著的正向促進作用［3］。第二，國防支出阻礙了經濟增長。如Faini、Annez和Taylor（1984），Lebovic（1987），Rasker&Thompson（1988），Dunne（2000），Scheetz（1991），Smith（1980）等均發(fā)現(xiàn)國防支出對經濟增長存在消極影響。王萬珺與陳曉和基于門檻回歸模型的研究發(fā)現(xiàn)：國防支出與經濟增長之間存在門檻效應［4］。第三，國防支出與經濟增長無聯(lián)系。如Adams&Behrman（1991），Mintz&Stenvenson（1995），Nikolaidou（1998）的研究均表明國防支出與經濟增長并不存在聯(lián)系。國內學者韓景倜和羅春香分析發(fā)現(xiàn)，對發(fā)達國家而言，國防開支與國民經濟增長之間沒有顯著的關系［3］。第四，國防支出對經濟增長既有促進作用，也有阻礙作用。持此觀點的如Deger（1986），Atesoglu（1990），Ward&Davis（1992）等。

在理論模型的選擇上，不少學者以Biswas&Ram（1986）的兩部門框架為基礎，根據特定的目標，不斷的對Feder-Ram模型擴展。如三部門模型（國防部門、非國防公共部門和私人部門），以及把進出口貿易部門考慮進來而建立起來的四部門模型。不管是采用那個模型，少有學者把其他國家（或地區(qū)）的國防支出作為本國國防支出的影響因素，進而分析本國的國防支出與經濟增長的關系。

鑒于此，本文嘗試把其他國家（或地區(qū)）的國防支出作為解釋變量引入到我國國防支出的影響因素中，進而分析了我國國防支出與經濟增長的關系。

一、Feder-Ram模型的簡介及擴展

本文依托兩部門的Feder-Ram模型，把非國防部門進一步分解為非國防公共部門和私人部門，從而構建了三部門的Feder-Ram模型。具體如下：

上述各式中，N、D、C和Y分別表示一國（或地區(qū)）的非國防公共部門產出、國防產出、私人部門產出和國內生產總值（或地區(qū)生產總值）。L代表該部門的勞動人口，K代表該部門的資本存量。需要特別指出，在（2）式中Threat表示潛在“敵對”國（或地區(qū)）的國防支出，它的增加會引起本國國防支出相應增加。為正確反映中國國防部門生產的影響因素，對Threat變量，使用Rose（1988）提出的“安全網”（security web）概念進行測算，即本國國防生產對外部潛在“敵對國”國防支出的反映，它包括鄰國（陸界、海界）和區(qū)域性大國以及其他影響到本國安全的國家的國防支出。Jiont變量表示“友好”國（或地區(qū)）的國防支出，它的增加可能會降低本國國防產出。

對（1）式，?N?LN>0表示非國防公共部門的從業(yè)人員增加將促使本部門的產出增加，?N?KN>0表示非國防公共部門資本存量的增加將推動本部門產出的同方向變化。

表1 各變量的單位根檢驗

注：C、T、L分別表示檢驗形式中的截距項、趨勢項和滯后階數。對（2）式，和的含義與上類同，說明潛在“敵對”國（或地區(qū)）的國防支出增加將引起本國國防產出上升，?D?Jiont<0說明“友好”國（或地區(qū)）的國防支出增加將使得本國國防產出減少。從純經濟理論的角度分析，（3）式中各變量的偏導數均應大于0。潛在“敵對”國（或地區(qū)）的國防支出對本國私人部門經濟的影響可以通過表現(xiàn)出來，同樣“友好”國（或地區(qū)）的國防支出對本國私人部門經濟的影響可以通過進行測算。

在（1）—（3）式的基礎上，假定國防部門和私人部門的生產函數如下：

這里α、β、γ和θ分別表示非國防公共部門產出、國防部門產出、私人部門的從業(yè)人員和私人部門的資本存量對私人部門產出的彈性。下文通過（5）和（6）式研究本國國防支出和外國國防支出對本國私人經濟的影響。

二、中國國防支出與經濟增長的關系

（一）相關變量的數據處理

數據主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和斯德哥爾摩國際和平研究所公布的各國歷年軍費支出，樣本區(qū)間為1988—2010年。

私人部門產出的測算，用國內生產總值減去財政支出得到。國防部門產出用財政支出中的國防支出做替代。非國防公共部門產出采用財政支出減去國防支出的剩余做替代。將上述三個指標均換算為2009年不變價。私人部門的就業(yè)人數用全國城鄉(xiāng)就業(yè)人員數減去國有單位就業(yè)人員數。私人部門資本存量的測算，借鑒李雙杰和陳渤（2002）的方法，采用全社會固定資產投資總額減去國有投資，取折舊率為9.6%，并運用永續(xù)盤存法得到各期資本存量。

此外，陳炳福（2006）指出，“國防支出”和“軍費支出”為同一概念。故用美國、韓國、日本、東盟十國、中國臺灣地區(qū)和俄羅斯的歷年軍費支出作為各自的國防支出。根據當前的國際形勢，把俄羅斯的軍費支出單列為變量Jiont，將其他各國（或地區(qū)）的軍費加總成一個變量Threat。其中，俄羅斯1988-1991年的數據采用插值方法進行補齊。鑒于東盟十國中，印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡和泰國的歷年國防支出占十國的90%左右，故用其替代東盟十國的國防支出。最后，把變量Jiont和Threat換算為2009年的人民幣不變價。

（二）變量的單位根檢驗

本文的變量均為時序數據，防止出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，需要對各變量進行單位根檢驗。檢驗結果見表1。

（三）變量間的協(xié)整關系檢驗

在各變量單位根檢驗的基礎上，假設沒有截距項和確定性趨勢，即檢驗表明在5%的顯著水平上，變量D、N、Threat和Jiont之間存在一個協(xié)整方程。進而以變量D為被解釋變量，普通最小二乘法估計的結果中，殘差的LM檢驗表明殘差中存在二階自相關現(xiàn)象，White檢驗表明殘差中存在異方差現(xiàn)象。同樣，在無截距項和無趨勢項的情形下，lnC、lnN、lnD、lnLC和lnKC之間的跡檢驗也表明在5%的顯著水平上存在一個協(xié)整方程。以lnC為被解釋變量，OLS回歸結果的殘差檢驗表明存在一階序列相關和異方差現(xiàn)象。為消除OLS方法估計結果中的異方差和序列相關現(xiàn)象，采用序列相關穩(wěn)健標準誤法對普通最小二乘法估計的參數進行修正。兩個方程的具體估計結果見表2。

通過表2的估計結果，可以計算得到各期Threat變量對本國私人部門的影響。它說明來自國際上的潛在威脅使得本國的私人產出通過國防部門支出增加的“擠出”效應而減少。另一方面，也可計算得到各期Jiont變量對本國私人部門的影響它說明“友好”國家（或地區(qū)）的國防支出增加使得本國用于國防支出的壓力減小。

（四）誤差修正模型

盡管變量lnC、lnN、lnD、lnLC、lnKC之間存在長期均衡關系，但在短期內，這些變量之間的關系可能是非均衡的，需要利用誤差修正模型來描述它們之間的短期非均衡關系。

對誤差修正模型進行普通最小二乘估計的結果進行檢驗，White檢驗顯示無異方差現(xiàn)象，但LM檢驗說明殘差中存在序列相關現(xiàn)象。為得出參數的一致估計量，采用科克倫—奧科特迭代法進行參數估計。估計結果見表3。

對表3回歸結果的殘差進行檢驗表明不存在異方差和序列相關現(xiàn)象。進而以表3為基礎，lnD對lnC的短期彈性約為-0.035，它表示短期內我國的國防支出增長1%，私人部門的產出將平均減少約0.035%。這表明我國的國防支出存在對私人部門的“擠出”效應。這一結論與連瑋佳和李健的估計結果一致［5］；與王萬珺和陳曉和的結論基本一致［4］。它說明國防支出的增加擠占了私人部門經濟發(fā)展的一部分資源，從而使得國防部門對私人部門產生了“擠出”效應。但這并不能無視國防部門通過提供國家安全提升消費者的消費信心，優(yōu)化投資者的投資環(huán)境和促進軍用技術的民用化，間接或直接地促進私人部門的產出增加。誤差修正項的估計參數為負（-0.387），它說明上一年度的非均衡誤差以38.7%的比率對本年度的ΔlnC做出修正，使得因變量和自變量的關系向著長期均衡方向發(fā)展。

表2 序列相關穩(wěn)健標準誤法估計結果

表3 誤差修正模型的估計結果

三、結論

已有的國防支出與經濟增長關系文獻中，很少把國外的國防支出納入到分析國內兩者之間關系的先例。本文正是循著這一思路，把國外（或地區(qū)）的國防支出作為影響本國國防支出的影響因素，對Feder-Ram模型進行擴展，并分析了相關國家（或地區(qū)）的國防支出通過對我國國防支出作用于我國私人部門經濟增長。主要結論包括：

一是國際上“敵對”國（或地區(qū)）的國防支出增加會抑制我國私人部門的產出。國際上“友好”國（或地區(qū)）的國防支出增加會促進我國私人部門的產出。

二是我國國防支出的增加會“擠出”私人部門的資源，進而阻礙了私人部門的經濟增長。

那么，既然我國的國防支出擠占了私人部門經濟發(fā)展的資源，是否應該限制國防部門的支出呢？王萬珺和陳曉和的研究表明，國防支出與經濟增長之間存在明顯的門檻效應，當國防支出占GDP的比例低于3.434%時，國防支出的增加不利于經濟增長；當國防支出占GDP的比例高于3.434%時，國防支出的增長將促進經濟增長［4］。在本文的樣本區(qū)間內，我國國防支出占GDP比例最高的年份為1990年的1.555%，最低的為1996年的1.012%，均值為1.306%（美國2010年國防支出占2009年GDP的4.7%）。這說明我國的國防支出不僅相對低于西方發(fā)達國，而且遠遠的低于門檻值，這一現(xiàn)象可能造成國防經費的短缺（目前中國軍人的人均軍費只占美軍的1/10），影響國防科技、國防工業(yè)、國防信息化工程、武器裝備的發(fā)展及軍隊現(xiàn)代化建設，同時也不利于促進經濟增長。因此，應適時適當地提高我國國防支出占GDP的比例，使得我國國防支出與私人經濟實現(xiàn)雙向互助式發(fā)展。此外，與國際上“友好”的國家（或地區(qū)）應保持和加強這種關系，對國際上“敵對”國家（或地區(qū)）的國防支出，應盡量控制其對國內私人經濟影響的傳導作用，使私人經濟和國防建設健康和諧發(fā)展。

［1］ Benoit E.Defense and economic growth in developing countries［M］.Baston：Lexington Books，1973.

［2］ Benoit E.Growth and defense in developing countries［J］.Eco?nomic Development and Cultural Change，1978，26（2）：271-280.

［3］ 韓景倜，羅春香.國防開支與經濟增長關系分析［J］.經濟管理，2010（3）：13-18.

［4］ 王萬珺，陳曉和.國防支出與經濟增長均衡關系的理論和實證研究［J］.財經研究，2011（1）：16-26.

［5］ 連瑋佳，李健.中國國防支出對經濟增長影響評價［J］.軍事經濟研究，2008（5）：11-13.