趙黎明，孫健慧，陳炳福

(1．天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津300072;2．海軍工程大學(xué)勤務(wù)學(xué)院，天津300450)

2007年美國次貸危機(jī)引發(fā)世界金融危機(jī)，繼而在2010年爆發(fā)歐洲主權(quán)債務(wù)危機(jī)。發(fā)達(dá)國家政府債務(wù)危機(jī)的頻繁發(fā)生，使一些學(xué)者開始重新審視政府債務(wù)與國防支出之間的關(guān)系，研究國防支出對政府債務(wù)的傳導(dǎo)機(jī)制，但尚未形成一致的結(jié)論。Brzoska［1］較早開始關(guān)注國防支出與政府債務(wù)間的關(guān)系，開辟了這一領(lǐng)域的研究。他認(rèn)為欠發(fā)達(dá)國家的國防支出會導(dǎo)致該國債務(wù)的增加，不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Brzoska的研究明確了國防支出對于解釋外債增加的重要性。之后，Looney和Frederiksen［2］將外債作為經(jīng)濟(jì)增長的解釋變量進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明國防開支對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著的負(fù)面效應(yīng)。進(jìn)而，Looney［3］利用兩階段最小二乘法分析61個(gè)發(fā)展中國家國防支出、外債與武器進(jìn)口間的關(guān)系，較好地闡述了發(fā)展中國家的國防支出是如何通過影響政府債務(wù)和國際收支平衡，進(jìn)而影響長期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。近期的研究在研究內(nèi)容和方法上有諸多創(chuàng)新，從單個(gè)國家的時(shí)間序列分析向多國面板數(shù)據(jù)分析拓展，相關(guān)文獻(xiàn)可歸納為以下兩類。

有大量文獻(xiàn)應(yīng)用時(shí)間序列分析法研究國防支出對發(fā)展中國家政府債務(wù)的影響。Looney［4］通過對巴基斯坦個(gè)案的研究發(fā)現(xiàn)，較高的國防負(fù)擔(dān)影響一國在國際金融市場上的融資能力。Alami［5］發(fā)現(xiàn)阿拉伯地區(qū)政府有極高的軍事舉債，1990年軍事債務(wù)高達(dá)該地區(qū)總債務(wù)的40%以上，對政府外債起決定性作用。Kollias等［6］通過研究希臘國防支出對政府債務(wù)及其構(gòu)成(內(nèi)債和外債)的影響，揭示了希臘的中央政府債務(wù)，特別是外債受國防支出的影響嚴(yán)重。Dunne等［7］以三個(gè)南美國家——阿根廷、巴西、智利為研究對象，逐一構(gòu)建各國的國防支出－政府債務(wù)自回歸分布滯后模型(ARDL)，結(jié)果表明只有智利的國防支出對外債有正向作用。Narayan等［8］以斐濟(jì)為研究對象，利用協(xié)整和向量誤差修正模型研究其債務(wù)與國防開支的關(guān)系，結(jié)果表明國防開支對斐濟(jì)的外債和內(nèi)債均有顯著的積極影響。Wolde-Rufael［9］利用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)考察埃塞俄比亞國防開支對其外債的影響，研究表明增加國防開支導(dǎo)致埃塞俄比亞的外債增加。Sezgin(2004)［10］考察了土耳其1989—2000年外債分別與國防支出、武器進(jìn)口、國防裝備支出間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，從長期來看外債和國防支出之間存在負(fù)向效應(yīng)，而短期只有武器進(jìn)口的增加會導(dǎo)致外債的增加。Karagol［11］通過研究土耳其 1960—2002年外債、國防支出和GDP間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)國防支出的增加對外債的擴(kuò)大有積極作用。

應(yīng)用面板數(shù)據(jù)分析法研究國防支出對政府債務(wù)影響的文獻(xiàn)相對較少。Dunne等［12］以包括非洲、南非、南亞、北亞在內(nèi)的11個(gè)工業(yè)化國家為研究對象，以外債為因變量，自變量選取了GDP、武器進(jìn)口、防務(wù)負(fù)擔(dān)、稅收等，分別采用固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)(差分GMM)估計(jì)模型參數(shù)，結(jié)果顯示國防支出對外債有正向作用。Smyth和Narayan［13］以阿曼、敘利亞、也門、巴林島、伊朗和約旦6個(gè)中東國家為研究對象，通過面板單位根、協(xié)整檢驗(yàn)，采用動態(tài)最小二乘法(DOLS)、完全修正最小二乘法(FMOLS)和動態(tài)固定效應(yīng)(DFE)研究外債與國防支出、收入間的長期關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)國防支出對政府債務(wù)有顯著的積極效應(yīng)。Alexander［14］采用差分GMM研究北約高收入國家國防負(fù)擔(dān)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展對政府債務(wù)的影響，結(jié)果表明國防支出的增加導(dǎo)致外債規(guī)模的擴(kuò)大。Paleologou［15］基于近年來嚴(yán)重的歐債危機(jī)，以25個(gè)歐盟成員為研究對象，運(yùn)用差分GMM分析國防支出對政府債務(wù)的影響，研究發(fā)現(xiàn)兩者間有顯著的正相關(guān)關(guān)系。目前，國內(nèi)尚沒有相關(guān)文獻(xiàn)對政府債務(wù)與國防支出的關(guān)系進(jìn)行研究。

綜上，應(yīng)用時(shí)間序列分析法研究單個(gè)國家政府債務(wù)與國防支出間的關(guān)系，大多基于協(xié)整及其相關(guān)變形，鑒于單一國家觀測值的有限性及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法的缺乏，這類研究并不能很好地反映國防支出對政府債務(wù)的影響。而在應(yīng)用面板數(shù)據(jù)分析法的相關(guān)文獻(xiàn)中，Dunne等［12］沒有進(jìn)行面板單位根和協(xié)整檢驗(yàn)，不能保證變量的平穩(wěn)性;Smyth和Narayan［13］的研究未考慮政府債務(wù)的動態(tài)持續(xù)性，模型設(shè)定有缺陷;Dunne等［12］、Alexander［14］和 Paleologou［15］的差分 GMM 估計(jì)有可能出現(xiàn)弱工具變量和有限樣本偏差問題，參數(shù)估計(jì)不精確。因此，本文采用有限樣本下的兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)對1991—2013年15個(gè)OECD國家國防支出與政府債務(wù)間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行研究，以探尋兩者的互動機(jī)理。與其他動態(tài)面板模型估計(jì)法相比，偏差更小，估計(jì)結(jié)果具有一致性和有效性。

一、理論模型

式中，i(i=1，…，N)和 t(t=2，…，T)分別代表第 i個(gè)國家和第t年，因變量代表政府債務(wù)(debt)，即一般政府凈金融債務(wù)占GDP的比重。在此，選擇政府債務(wù)(或稱“公共債務(wù)”)作為因變量，而不是大多數(shù)文獻(xiàn)中涉及的外債，是基于以下兩點(diǎn)考慮:一是外債既包括公共債務(wù)，又包括私人債務(wù)，但只有公共部分才涉及到國防支出;二是如果單以外債作為被解釋變量，則忽視了內(nèi)債對國防支出的資金支持作用。自變量包括實(shí)際GDP增長率(growth)、防務(wù)負(fù)擔(dān)(國防支出占GDP的比重，defence)以及因變量政府債務(wù)的一階滯后(debt)。誤差項(xiàng)由兩部分構(gòu)成:ηi反映未被觀察到的各個(gè)國家所特有的個(gè)體影響;vit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，反映個(gè)體和時(shí)期中省略變量的影響，獨(dú)立同分布滿足均值為零、同方差的假定。

1991年蘇聯(lián)解體，結(jié)束了全球?qū)沟睦鋺?zhàn)狀態(tài)，世界主要國家大幅削減國防支出，享受和平紅利，逐漸復(fù)蘇經(jīng)濟(jì)。基于此，本文時(shí)間數(shù)列選取從1991年到2013年，冷戰(zhàn)結(jié)束后的和平時(shí)期，以避免冷戰(zhàn)時(shí)期各國國防開支的不穩(wěn)定性對實(shí)證結(jié)果的影響。目前OECD共有34個(gè)成員國，均為市場經(jīng)濟(jì)體制發(fā)達(dá)國家，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平類似，為全球提供近2/3的產(chǎn)品和服務(wù)，因而選取OECD為樣本具有較好的代表性。但基于數(shù)據(jù)的可獲得性原則，僅選取其中15個(gè)國家(美國、日本、德國、法國、英國、意大利、加拿大、奧地利、比利時(shí)、丹麥、匈牙利、荷蘭、西班牙、瑞典、澳大利亞)作為研究對象，構(gòu)建平衡面板模型。

為了保證樣本數(shù)據(jù)的完整性與可靠性，數(shù)據(jù)均取自獨(dú)立、可信賴的國際機(jī)構(gòu)，其中:國防支出占GDP的比重取自SIPRI數(shù)據(jù)庫;GDP增長率取自世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)(WDI);一般政府凈金融債務(wù)占GDP的比率取自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫。

二、計(jì)量方法

模型變量設(shè)定中含有因變量政府債務(wù)的一階滯后，它與隨機(jī)誤差項(xiàng)不獨(dú)立，從而使得無論采取固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型都會導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的有偏性和非一致性。為了解決內(nèi)生性問題、獲得動態(tài)面板模型的無偏估計(jì)量，本文使用GMM進(jìn)行動態(tài)面板估計(jì)。首先對方程(1)進(jìn)行一階差分，可得方程(2)，即

可以看到，通過一階差分不僅可消除未觀測到的個(gè)體效應(yīng)，降低省略變量造成的偏差，還保證了變量的平穩(wěn)性，而方程(1)中各解釋變量的系數(shù)均可在方程(2)中獲得。差分GMM是利用內(nèi)生變量的適當(dāng)滯后期作為相應(yīng)差分項(xiàng)的工具變量進(jìn)行模型估計(jì)，從而較好地解決了內(nèi)生性問題，而且估計(jì)結(jié)果通過方程(1)進(jìn)行分析更加清晰和直觀。但是差分GMM也存在一定的問題，當(dāng)內(nèi)生變量具有顯著地單位根特性或其時(shí)間序列具有持續(xù)性或分布接近隨機(jī)游走時(shí)，則可能導(dǎo)致工具變量與內(nèi)生解釋變量間僅存在弱相關(guān)性，從而出現(xiàn)弱工具變量問題，影響估計(jì)的漸進(jìn)有效性。同時(shí)，差分GMM存在一定的有限樣本偏差，除非可獲得的樣本非常大，否則這種有偏性難以消除;并且通過一階差分會造成部分樣本信息的損失，使得估計(jì)量不精確。這都將導(dǎo)致差分GMM欠佳。

為此，系統(tǒng)GMM估計(jì)法通過一階差分方程和水平方程構(gòu)成的方程組進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，水平方程的加入不僅解決了弱工具變量和有限樣本偏差問題，還可得到參數(shù)的無偏、一致估計(jì)，比差分 GMM更加有效［15-25］。

值得注意的是，在上述回歸中，允許隨機(jī)誤差項(xiàng)存在一階自相關(guān)，但均假定隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在二階及高階自相關(guān)。同時(shí)為了保證工具變量的有效性，需要進(jìn)行過度識別條件(矩條件)檢驗(yàn)，確?？傮w矩條件是正確的。針對系統(tǒng)GMM估計(jì)法，還應(yīng)對其額外矩條件的有效性進(jìn)行差分Hansen’s J檢驗(yàn)。此外，GMM又可進(jìn)一步分為一步GMM估計(jì)和兩步GMM估計(jì)，當(dāng)面板數(shù)據(jù)模型中存在異方差和自相關(guān)時(shí)，一步GMM估計(jì)傾向于拒絕工具變量有效的假定，因此兩步GMM估計(jì)所得到的估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健。本文所采用的經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)軟件有eviews6.0和stata12.0。

三、實(shí)證分析

1．描述性分析

本文以1991—2013年間具有完整數(shù)據(jù)的15個(gè)OECD國家為樣本進(jìn)行實(shí)證分析，表1揭示了橫截面維度、時(shí)間維度及整體上政府債務(wù)、國防支出及經(jīng)濟(jì)增長三變量的描述性統(tǒng)計(jì)量。從橫截面維度上看，絕大多數(shù)國家的債務(wù)水平在30% ～65%之間，經(jīng)濟(jì)增長放緩、高福利政策及過度消費(fèi)等，使得OECD各國債務(wù)水平普遍較高，但還在可控制的范圍內(nèi)。因經(jīng)濟(jì)低速增長、國家內(nèi)部經(jīng)濟(jì)失衡及歐元區(qū)體制問題，導(dǎo)致意大利和比利時(shí)兩國的債務(wù)危機(jī)愈演愈烈，債務(wù)比率接近100%，風(fēng)險(xiǎn)較大。而瑞典和澳大利亞的債務(wù)水平最低，均在10%以下，丹麥和匈牙利次之，在10% ～30%之間，這些國家政府通過靈活的財(cái)政、貨幣政策調(diào)控將債務(wù)水平均控制在安全的范圍內(nèi)，債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較小。從防務(wù)負(fù)擔(dān)來看，OECD大部分國家國防支出占GDP的比重在1% ～2%之間，表明冷戰(zhàn)結(jié)束后，“和平與發(fā)展”成為當(dāng)今世界的主題，國家國防規(guī)模主要考慮國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。但從幾個(gè)大國的防務(wù)負(fù)擔(dān)來看，美國、英國、法國的防務(wù)負(fù)擔(dān)較重，如美國，作為世界上唯一的超級大國，基于全球戰(zhàn)略的考慮，需要承擔(dān)更多的防務(wù)負(fù)擔(dān)，其國防支出占GDP的比重最高，接近4%;而英國、法國作為聯(lián)合國常任理事國，因其全球利益和戰(zhàn)略部署，緊隨其后，承擔(dān)了較高的防務(wù)負(fù)擔(dān)，分別達(dá)到2.72%和2.70%。相反，日本憲法規(guī)定國防支出只允許占國民生產(chǎn)總值1%之內(nèi)，而奧地利長期奉行中立政策，積極參與歐盟共同防務(wù)建設(shè)，使得兩國防務(wù)負(fù)擔(dān)較輕，均不足1%。從時(shí)間維度上看，15個(gè)OECD國家的平均債務(wù)水平從1991年的27.08%激增至2013年的56.92%，增長了一倍多;而國防支出占GDP的比重基本呈下降趨勢，表明冷戰(zhàn)結(jié)束后，盡管OECD國家大量減少國防支出，但因多數(shù)國家的經(jīng)濟(jì)低速增長，財(cái)政收入的不足，其大量公共項(xiàng)目的支出仍需通過政府負(fù)債加以解決;尤其是在2007年由次級房屋信貸危機(jī)引發(fā)全球流動性危機(jī)后，政府債務(wù)占GDP的比重節(jié)節(jié)攀升，經(jīng)濟(jì)衰退使得GDP增長率在2008、2009年驟降，之后雖然有所回轉(zhuǎn)，但發(fā)展乏力。從整體上看，政府債務(wù)占GDP比率的平均值為42.34%，表明OECD國家存在較大但可控的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，數(shù)據(jù)集具有很強(qiáng)的代表性，適宜進(jìn)行實(shí)證研究。

2．單位根檢驗(yàn)

為保證之后的動態(tài)面板模型估計(jì)不出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在回歸前應(yīng)先進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)以檢測時(shí)間序列的平穩(wěn)性。由于檢驗(yàn)方法獨(dú)特多樣，且不同方法得到的結(jié)論并不完全一致，因此本文分別采用基于橫截面相互獨(dú)立假定的第一代面板單位根檢驗(yàn)和基于橫截面相互依存假定的第二代面板單位根檢驗(yàn)(Pesaran的CADF檢驗(yàn))。其中，第一代單位根檢驗(yàn)又可分為相同根情形下的單位根檢驗(yàn)(Levin等的LLC檢驗(yàn))和不同根情形下的單位根檢驗(yàn)(Im等的IPS檢驗(yàn))兩種。通過不同檢驗(yàn)方法的相互印證確保計(jì)算結(jié)果的穩(wěn)健性。滯后階數(shù)的確定是基于AIC準(zhǔn)則并考慮到模型整體的檢驗(yàn)情況。由于篇幅有限，表2僅給出了含有截距和趨勢項(xiàng)的stata面板模型單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。實(shí)際操作中，還檢驗(yàn)了只含有截距項(xiàng)和兩者都不含的情形，結(jié)果與表2類似?？芍?，不同單位根檢驗(yàn)方法所得出的結(jié)論基本一致，政府債務(wù)、國防支出的水平值無法拒絕單位根假設(shè)，即其為非平穩(wěn)序列，而進(jìn)行一階差分序列變換后政府債務(wù)、國防支出和經(jīng)濟(jì)增長三個(gè)變量在1%顯著性水平下均拒絕有單根，即模型中所有變量均為I(1)，時(shí)間序列具有平穩(wěn)性。

3．協(xié)整檢驗(yàn)

雖然上述變量的一階差分都是平穩(wěn)的，但為了保證結(jié)論可靠還需檢驗(yàn)自變量與因變量間是否具有線性均衡關(guān)系。面板協(xié)整檢驗(yàn)分為兩類，一是在E-G基礎(chǔ)上基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，包括Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)，它只能對變量間的單一協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn);一是在Johansen基礎(chǔ)上基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，它可以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭卸嘧兞块g的若干個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此對于多變量模型協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，Johansen檢驗(yàn)較優(yōu)。選擇序列具有確定性趨勢且協(xié)整方程僅含截距項(xiàng)的模型，利用Eviews得到三組變量組合的Johansen面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。可知兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量均顯示在1%的顯著性水平下存在3個(gè)協(xié)整向量，表明debt、defence、growth間具有共同的隨機(jī)趨勢。即政府債務(wù)與國防支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的確存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，水平方程符合建模要求，模型(1)顯著成立。因而在利用系統(tǒng)GMM進(jìn)行國防支出與政府債務(wù)的宏觀經(jīng)濟(jì)分析時(shí)，不會出現(xiàn)虛假回歸問題。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)

表2 面板單位根檢驗(yàn)

表3 Johansen面板協(xié)整檢驗(yàn)

4．模型估計(jì)

在實(shí)證過程中，本文僅將因變量政府債務(wù)的一階滯后作為內(nèi)生變量，將其余變量(國防支出、經(jīng)濟(jì)增長)視為嚴(yán)格外生變量，分別采用差分GMM和系統(tǒng)GMM結(jié)合一步估計(jì)法和兩步估計(jì)法對政府債務(wù)的動態(tài)面板模型進(jìn)行回歸分析。估計(jì)過程中，由于估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差在有限樣本下是有偏的，可利用vce(robust)命令得到更優(yōu)的估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)差。選取的樣本區(qū)間是從1991—2013年，時(shí)期數(shù)T=23較大，充分考慮模型的整體檢驗(yàn)情況，可使用maxldep(3)限制所采用的工具變量的數(shù)量。綜上所述，stata軟件的計(jì)算結(jié)果如表4所示。表4還列出了系數(shù)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)(Wald)、自相關(guān)檢驗(yàn)(AR)、過度識別矩條件檢驗(yàn)(Sargan)以及針對系統(tǒng)GMM的額外矩條件有效性檢驗(yàn)(差分Hansen’s J)的計(jì)算結(jié)果，確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

5．結(jié)果分析

表4中Wald檢驗(yàn)的原假設(shè)為自變量的系數(shù)均為0，其檢驗(yàn)值除兩步法差分GMM通過10%的顯著性檢驗(yàn)外，其余均可通過1%的顯著性檢驗(yàn)，說明線性模型整體顯著。AR檢驗(yàn)的原假設(shè)是誤差項(xiàng)不存在序列自相關(guān)，其檢驗(yàn)值均通過二階及高階相關(guān)性檢驗(yàn)，說明四個(gè)模型所得結(jié)果均為無偏一致估計(jì)。Sargan檢驗(yàn)的原假設(shè)為總體矩條件是正確的，差分GMM和系統(tǒng)GMM的一步估計(jì)法均沒有通過檢驗(yàn)，說明其估計(jì)結(jié)果不可靠。差分Hansen’s J檢驗(yàn)是針對系統(tǒng)GMM而言的，其原假設(shè)為額外的矩條件是有效的;從結(jié)果上看原假設(shè)不能被拒絕，說明相較于差分GMM，系統(tǒng)GMM額外工具變量的設(shè)定也是有效的。通過系數(shù)對比可以看出，差分GMM模型整體表現(xiàn)欠佳，利用兩步法系統(tǒng)GMM所得到的估計(jì)量具有更好的一致性和有效性，進(jìn)行實(shí)證分析最為合理。

表4 國防支出與政府債務(wù)實(shí)證結(jié)果(GMM估計(jì)法)

由表4可知，政府債務(wù)的一階滯后項(xiàng)在1%的水平下顯著且系數(shù)為正，其數(shù)值為0.95。表明現(xiàn)實(shí)中政府債務(wù)的變化是個(gè)動態(tài)過程，存在一定的路徑依賴，政府當(dāng)期債務(wù)規(guī)模與上期債務(wù)水平間有顯著的相關(guān)性，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況相符。債務(wù)危機(jī)爆發(fā)后，雖然各國積極應(yīng)對，經(jīng)濟(jì)也在逐漸恢復(fù)，但由于前期債務(wù)基數(shù)較大，使得危機(jī)很難在短期內(nèi)得到有效緩解。從經(jīng)濟(jì)增長來看，在1%的顯著水平下，GDP增長率與政府債務(wù)顯著負(fù)相關(guān)，其數(shù)值為－1.233。表明經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展可縮小政府債務(wù)規(guī)模，實(shí)際GDP增長率每增加1%，政府債務(wù)占GDP的比重就會減少1.233%。一國GDP的增長，除增強(qiáng)一國經(jīng)濟(jì)實(shí)力外，更直接的影響是政府稅收和財(cái)政收入的增加，從而減少債券的發(fā)行，并對已發(fā)行債務(wù)的本金和利息進(jìn)行償付，降低債務(wù)負(fù)擔(dān)。從防務(wù)負(fù)擔(dān)來看，在10%的顯著水平下，防務(wù)負(fù)擔(dān)與政府債務(wù)為顯著正相關(guān)，數(shù)值為5.425。表明國防支出的下降將有效降低債務(wù)水平，國防支出占GDP的比重每增加1%，政府債務(wù)占GDP的比率將擴(kuò)大5.425%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其一階滯后項(xiàng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展對政府債務(wù)的影響程度。出現(xiàn)這一結(jié)果的可能原因是，本文所選的樣本國多數(shù)為福利國家，政府教育、健康、社會保障支出等均為剛性支出，需要優(yōu)先安排保障，在政府財(cái)政收入有限的情況下，其國防支出就可能需要通過發(fā)行債券給予保障。因而在15個(gè)OECD樣本國中，債務(wù)危機(jī)可通過減少國防開支得到較大程度的緩解。

以防務(wù)負(fù)擔(dān)最高的美國為例，其每年將GDP的3.94%用于軍事活動，而加拿大國防支出占GDP比重的平均值僅為1.36%，如果美國將其比率降到與加拿大一致，則其債務(wù)水平將比現(xiàn)在大幅下降12.4%。以平均債務(wù)水平最高的意大利為例，其每年實(shí)際GDP增長率僅為0.815%，而西班牙的GDP則以平均每年2.15%的速度增長，如果意大利將實(shí)際GDP增長率提升到與西班牙一致，則其債務(wù)水平將比現(xiàn)在下降1.69%。與國防支出的作用力度相比，經(jīng)濟(jì)增長對于緩解債務(wù)危機(jī)的收效甚微，且作為發(fā)達(dá)國家其原本的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平已達(dá)到較高層次，因而很難實(shí)現(xiàn)GDP增長率的大幅度提升。

總之，OECD國家要想解決債務(wù)危機(jī)決不能忽視國防支出對其的影響，一國國防支出占GDP比重的降低，可大幅減少其政府債務(wù)，對于緩解債務(wù)危機(jī)非常有效。當(dāng)然，提高實(shí)際GDP增長率也有利于債務(wù)水平的降低，但與國防支出相比邊際影響較小。因此，縮減國防開支應(yīng)成為OECD國家降低其債務(wù)水平的主要工具之一。然而，一國債務(wù)水平的降低單靠這兩個(gè)變量是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，還應(yīng)輔之以經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、制度改革等措施。

四、結(jié) 語

在國外相關(guān)理論與實(shí)證研究的基礎(chǔ)之上，本文以冷戰(zhàn)結(jié)束為起始點(diǎn)，選取1991—2013年15個(gè)數(shù)據(jù)完整的OECD國家為樣本，通過兩步法系統(tǒng)GMM對國防支出與政府債務(wù)之間的關(guān)鍵進(jìn)行了實(shí)證研究。研究方法不僅處理了因變量一階滯后的內(nèi)生性問題，還解決了差分GMM的弱工具變量和有限樣本偏差問題，對已有研究所用計(jì)量方法進(jìn)行了優(yōu)化。

回歸結(jié)果表明，國防支出對一國政府債務(wù)有顯著的正向作用及重要的經(jīng)濟(jì)影響，國防支出的增加，會大幅增加一國的政府債務(wù)。從回歸系數(shù)的數(shù)值來看，國防支出對政府債務(wù)規(guī)模的影響程度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過政府前期債務(wù)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。出現(xiàn)這一結(jié)果可能主要是由于OECD國家大多數(shù)為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的福利國家，在財(cái)政收入一定的前提下，要優(yōu)先保障社會福利政策的實(shí)施，因而投入軍事的政府資源越多，就越有可能需要通過發(fā)行債券來獲得資金。這一結(jié)論與之前的一些研究一致(如:Dunne 等［12］、Smyth 和 Narayan［13］、Alexander［14］、Paleologou［15］)。相反，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對政府債務(wù)有顯著的負(fù)向作用，經(jīng)濟(jì)增長能夠增加政府收入，從而為減輕債務(wù)負(fù)擔(dān)提供資金支持。同時(shí)，債務(wù)比率具有很強(qiáng)的路徑依賴，一國債務(wù)規(guī)模的大小很大程度上取決于其前期債務(wù)水平的高低，債務(wù)一旦產(chǎn)生，不會很快消失。

基于以上結(jié)論，研究認(rèn)為:如果OECD國家旨在縮小政府債務(wù)規(guī)模，可將政策向減少國防支出和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面傾斜。尤其是當(dāng)前的歐美債務(wù)危機(jī)，多數(shù)國家債務(wù)負(fù)擔(dān)較重，經(jīng)濟(jì)發(fā)展低迷，削減國防支出成為降低債務(wù)水平的重要工具。雖然這一政策工具的使用可能導(dǎo)致一定的政治危險(xiǎn)性及不安全因素，但這是不可避免的，如2012年美國總統(tǒng)奧巴馬就迫于經(jīng)濟(jì)壓力，宣布通過削減軍隊(duì)數(shù)量來減少預(yù)算赤字。

研究結(jié)論對我國有重要啟示。首先，雖然我國目前防務(wù)負(fù)擔(dān)相對滯后，債務(wù)水平較低，但隨著國防支出規(guī)模的不斷擴(kuò)大，如何預(yù)防和應(yīng)對類似發(fā)達(dá)國家這種國防支出擠占社會資源導(dǎo)致債務(wù)危機(jī)的現(xiàn)象，需要進(jìn)行密切關(guān)注和深入研究。其次，發(fā)達(dá)國家為解決債務(wù)問題削減國防支出，將對世界國防力量對比產(chǎn)生重要影響，我國應(yīng)積極做好應(yīng)對準(zhǔn)備，擔(dān)負(fù)大國責(zé)任，承擔(dān)起必要的防務(wù)負(fù)擔(dān)。此外，債務(wù)危機(jī)迫使發(fā)達(dá)國家不得不更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題，這為我國對外投資和經(jīng)濟(jì)合作提供了機(jī)遇，我國應(yīng)順勢而為，大力實(shí)施“引進(jìn)來”與“走出去”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，提升我國的全球經(jīng)濟(jì)地位。

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