夏 慶，孫兆斌，劉思琦

（中國人民解放軍軍事經(jīng)濟學院 a.基礎(chǔ)部；b.國防經(jīng)濟系，湖北 武漢 430035）

一、引 言

近十幾年來，中國國防費開支保持了連年增長的勢頭：從1998年到2012年，中國國防費開支分別為934.7億元、1 076.4億元、1 207.54億元、1 442.04億元、1 707.78億元、1 907.87億元、2 200.01億元、2 474.96億元、2 979.38億元、3 554.91億元、4 178.76億元、4 951.1億元、5 333.37億元、6 027.91億元、6 691.92億元人民幣。也就是說，從1998年到2012年（除2010年外），中國國防費開支逐年遞增10%以上（以上數(shù)據(jù)來自《統(tǒng)計年鑒》）。某些外國媒體拿中國國防費增長做文章，大事渲染“中國軍事威脅論”，有意離間中國與周邊國家的關(guān)系。他們聲稱，隨著中國國防費的快速增長，中國會對周邊國家構(gòu)成嚴重的威脅，甚至給周邊地區(qū)帶來動蕩與紛爭。對此，中國政府積極回應，強調(diào)中國奉行防御性的國防政策，國防費增長是適度的，是對過去歷史欠賬的補償性增長，是與經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調(diào)的增長。盡管中國政府一再表示要走和平發(fā)展的道路，無意對任何國家構(gòu)成軍事威脅，可某些國家還是心存疑慮。那么，中國國防費在最近十幾年中保持兩位數(shù)增長的真實原因是什么？隨著中國國防費的快速增長，中國真的會對周邊國家構(gòu)成嚴重威脅嗎？為了正本清源，我們運用計量經(jīng)濟學的科學方法，公正解讀中國國防費開支，基于實證數(shù)據(jù)對“中國軍事威脅論”進行駁斥。

國防費，是指一個國家為了確保其安全的需要，由其政府投入國防建設的經(jīng)濟資源的價值反映。國防費是一個國家國防政策的經(jīng)濟表現(xiàn)，是數(shù)字化的國防政策。中國走和平發(fā)展之路，奉行防御性的國防政策，國防費的發(fā)展變化反映出國防政策的防御性。關(guān)于這方面的研究，國外學者幾乎不涉及，國內(nèi)學者的研究文獻主要體現(xiàn)在如下兩個方面：第一，就國防費自身出發(fā)，說明國防費增長的合理性，體現(xiàn)國防政策的防御性本質(zhì)。王偉宏（2007）[1]定性闡述了中國國防費增長具有補償性、有限性、防御性和協(xié)調(diào)性特點，“中國軍事威脅論”的論調(diào)是荒謬的。劉忠生等（2008）[2]引入國家安全威脅度概念，運用國防支出決定模型，發(fā)現(xiàn)中國當前的國防政策并沒有發(fā)生實質(zhì)性改變，實際國防支出沒有超出基本的防御性國防安全需求。第二，圍繞國防費和經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系，說明國防費增長的合理性。姜魯鳴等（2007）[3]通過模型分析，說明現(xiàn)階段中國國防支出并沒有超出社會經(jīng)濟發(fā)展的合理限度，關(guān)于中國“軍備擴張”的觀點是錯誤的。黃瑞新等（2008）[4]指出中國國防費的大幅增長并沒有帶來國防活動的大幅擴張，其中有相當一部分是為了應對國防人力和裝備價格的上漲。中國國防戰(zhàn)略逐漸擺脫以往的“忍耐觀”，形成與經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調(diào)的積極防御的國防戰(zhàn)略，提高國防支出，增加國防安全是理所當然的。牛曉健等（2009）[5]通過對國防支出和經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析，說明中國國防支出隨著經(jīng)濟快速增長而適當增加，但都處于國民經(jīng)濟可以承受的范圍之內(nèi)。

現(xiàn)有研究文獻存在如下局限性：第一，隨著國內(nèi)外環(huán)境的不斷發(fā)展變化，國防政策尤其是國防發(fā)展戰(zhàn)略會相應做出調(diào)整。作為國防資源價值最集中體現(xiàn)的國防費數(shù)據(jù)很有可能蘊含著這種調(diào)整信息。整個國防費增長路徑，可以劃分為不同的階段。每一個階段，對應著不同國防發(fā)展戰(zhàn)略以及不同階段特征的國防費數(shù)據(jù)。通過這種更精細地考慮，可以得到更為準確、更有意義的結(jié)論。顯然，現(xiàn)有研究文獻對此并未給予足夠重視。第二，不斷調(diào)整的國防發(fā)展戰(zhàn)略是難以直接觀測到的潛在變量?，F(xiàn)有文獻的研究工具基本上以線性模型為主，而線性模型難以捕捉到潛在變量的變化。MS-VAR模型在涉及潛在變量的宏觀經(jīng)濟研究中得到了廣泛應用。例如，Laurent Ferrara（2003）[6]運用該模型獲得了三個區(qū)制的時間劃分表，這個時間劃分表和NBER劃分經(jīng)濟周期的時間表非常接近，說明選取的宏觀經(jīng)濟時間序列受到了經(jīng)濟周期轉(zhuǎn)換的影響。

本文受Laurent Ferrara（2003）啟發(fā)，選用1978-2012年實際國防費增長率時間序列作為實證數(shù)據(jù)，運用MS-AR模型對該時間序列進行結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換分析，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，受國防發(fā)展戰(zhàn)略影響，中國國防費增長大致經(jīng)歷了4個階段。1980-1988年，國防費處于負增長期，平均增長率約為-3.17%；1989-1996年，國防費處于低增長期，平均增長率約為4.69%；1989-2009年，國防費處于補償性增長期，平均增長率約為11.99%；2010-2012年，經(jīng)濟增速放緩，國防建設與之協(xié)調(diào)，其增長率明顯減緩。利用MS-VAR模型得到的時間劃分表和實際國情十分吻合，說明該時間序列受到了國防發(fā)展戰(zhàn)略（這一潛在變量）的影響。實證結(jié)果表明，中國國防費增長具有補償性、協(xié)調(diào)性以及防御性特征。2010年以來中國國防費的增長趨勢有所變化，在經(jīng)歷持續(xù)多年的補償性增長后，中國國防費正從補償性增長向協(xié)調(diào)性增長轉(zhuǎn)變。

全文余下部分安排為：第二部分為實證模型說明，第三部分為變量選擇與數(shù)據(jù)描述，第四部分為實證分析，第五部分是結(jié)論及政策意義。

二、實證模型說明

馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（MS-VAR）的特殊情形就是馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移單變量自回歸模型（MS-AR）。運用MS-VAR模型作為實證模型時，如果樣本是單一時間序列（例如，實際國防費增長率）序列數(shù)據(jù)時，MS-VAR模型就退化為MS-AR模型。

滯后P階的K維VAR模型有兩種表達形式：一種是截距式：y0、y1、…、yt-p為固定值，yt=v+A1yt-1+…+Apyt-p+ut，t=1,…,T，ut～i.i.d.N( )0,∑；另一種是均值調(diào)整式：yt-μ=A1(yt-1-μ)+…+Ap(yt-p-μ)+ut，是yt的K×1維均值。如果時間序列向量yt受某潛在變量st的控制，那么，其數(shù)據(jù)生成過程受潛在變量st支配。在本文中，如果實際國防費增長率序列受某潛在變量（例如國防發(fā)展戰(zhàn)略）影響，那么，其數(shù)據(jù)生成過程會受國防發(fā)展戰(zhàn)略支配，呈現(xiàn)出區(qū)制階段性特征。如果國防發(fā)展戰(zhàn)略有三種狀態(tài)，即st={ }1,2,3（1表示“國防建設

要服從經(jīng)濟建設”的國防發(fā)展戰(zhàn)略；2表示“國防建設為經(jīng)濟建設讓路”的國防發(fā)展戰(zhàn)略；3表示以“經(jīng)濟建設為中心，經(jīng)濟建設與國防現(xiàn)代化建設協(xié)調(diào)發(fā)展”的國防發(fā)展戰(zhàn)略），且滿足狀態(tài)概率轉(zhuǎn)移矩陣P=(Pij)3×3，P11+P12+P13=P21+P22+P23=P31+P32+P33=1。在每一個不同區(qū)制，實際國防費增長率均值都應該顯著不同。時間序列向量yt均值依賴st、3區(qū)制、滯后2階的MSM（3）-VAR（2）模型可寫成：

當st=1時，μ(st)=μ1；當st=2時，μ(st)=μ2；當st=3時，μ(st)=μ3。當K=1時，MSM（3）-VAR（2）模型退化為MSM（3）-AR（2）模型。本文采用MSM（3）-AR（2）模型作為實證模型。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)描述

（一）選取樣本數(shù)據(jù)

選擇1978-2012年實際國防費和實際GDP數(shù)值作為樣本數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《統(tǒng)計年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。為了獲得1978-2012年的實際國防費增長率數(shù)值，先計算以1952年為基期的GDP平減指數(shù)，再將1952-2012年的名義國防費數(shù)值通過該指數(shù)平減，從而獲得實際國防費數(shù)值。然后，對實際國防費數(shù)值取對數(shù)，再取差分，獲得實際國防費增長率數(shù)值，最后截取1978-2012年數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。圖1給出了1979-2012年實際國防費增長率序列的散點圖。

圖1 1979-2012年實際國防費增長率序列

從圖1看出，1979年實際國防費增長率為24.7%，遠遠高于其余年份增長率，原因在于這一年爆發(fā)了中越局部戰(zhàn)爭。因此，在后續(xù)實證中，將1979年實際國防費增長率作為異常點除去。這樣，全部數(shù)據(jù)從1980年開始起算。

（二）平穩(wěn)性檢驗

使用ADF方法對1980-2012年實際國防費增長率序列（ΔlnDEFt）進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗

可見，實際國防費增長率序列（ΔlnDEFt）是平穩(wěn)的。

四、實證分析

利用MS-AR模型，捕捉國防發(fā)展戰(zhàn)略對實際國防費增長率的影響效果。按Krolzig（1997）[10]的觀點，當區(qū)制發(fā)生轉(zhuǎn)換后，如果均值演變路徑是突變的，建議使用MSM模型系列。國防發(fā)展戰(zhàn)略隨著國內(nèi)外形勢變化而變化，當國防發(fā)展戰(zhàn)略變化時，實際國防費增長率序列的演變路徑有可能迅速做出反應，發(fā)生結(jié)構(gòu)性突變。所以，使用MSM系列模型作為分析模型。

圖2是實際國防費增長率和實際GDP增長率的時間序列圖。觀察圖2，不難看出國防費增長率序列大致可以劃分為3個區(qū)制：第一個區(qū)制的數(shù)值幾乎都在x軸下方，是負數(shù)；第二個區(qū)制的數(shù)值基本上都在0和0.1之間；第三個區(qū)制的數(shù)值幾乎都在0.1上方。

（一）MS-AR解釋模型的選擇

Krolzig（1997）認為應該遵循從下至上的策略（bottom-up Strategy）而不是從上至下的策略來確定最合適的MS-AR模型。所謂從上至下的策略，就是從估計較多約束的MSMAH（M）-AR（P）出發(fā)，尋找最合適的解釋模型。所謂從下而上的策略，就是從估計較少約束的MSM（M）-AR（P）模型出發(fā)，尋找最適合的解釋模型。如果遵循從上而下的策略，會承擔似然函數(shù)值收斂于局部最大的風險。按照從下而上的策略，對MSM（3）-AR（P）模型進行估計，選擇最合適的P值。計算結(jié)果見表2。

表2 MSM（3）-AR（P）中P的確定

MSM（3）-AR（2）模型的logL值為 54.717 7，MSM（3）-AR（3）模型的logL值為55.801 5。LR=2×（55.801 5-54.717 7）=2.167 6， 而 LR 漸 進 服 從χ2(1)，因為(1)=3.841 5，在顯著性水平為5%的條件下，難以拒絕原假設，認為P=2更合適。

在確定滯后階數(shù)后，會在MSM（3）-AR（2），MSMA（3）-AR（2），MSMH（3）-AR（2），MSMAH（3）-AR（2）中選擇最適合的解釋模型。計算結(jié)果見表3。

表3 選擇合適的解釋模型

按照logL盡可能大，AIC準則、HQ準則、SC準則盡可能小的原則，在 MSM（3）-AR（2）和MSMH（3）-AR（2）之間進行做選擇，MSM（3）-AR（2）的logL為 54.717 7，MSMH（3）-AR（2）的logL為 54.826 2。LR=2×（54.826 2-54.717 7）=0.217。由 Krolzig（1997）知LR漸進服從χ2(1)，因為(1)=3.841 5，在顯著性水平為5%的條件下，難以拒絕原假設，認為MSM（3）-AR（2）模型更合適。

MSM（3）-AR（2）模型的LR檢驗結(jié)果顯示，LR線性檢驗量為35.524 9，當自由度是2和8時，都以1%的水平顯著，說明對實際國防費增長率序列使用非線性模型回歸要優(yōu)于線性模型。

（二）MSM（3）-AR（2）模型的光滑概率圖以及區(qū)制轉(zhuǎn)換時間

圖3-5分別對應區(qū)制1、2、3的光滑概率圖以及區(qū)制轉(zhuǎn)換時間。從圖3可以看出，1980-1988年屬于區(qū)制1；從圖4可以看出，1989-1996年以及2010-2012年屬于區(qū)制2；從圖5可以看出，1997-2009年屬于區(qū)制3。

圖3 區(qū)制1的光滑概率圖以及區(qū)制轉(zhuǎn)換時間

圖4 區(qū)制2的光滑概率圖以及區(qū)制轉(zhuǎn)換時間

圖5 區(qū)制3的光滑概率圖以及區(qū)制轉(zhuǎn)換時間

（三）MSM（3）-AR（2）模型的估計系數(shù)

表4是國防費實際增長率MSM（3）-AR（2）模型的估計系數(shù)。該表表明，所有估計系數(shù)在1%的水平下都是顯著的。

表4 MSM（3）-AR（2）模型估計系數(shù)

1980-1988年（區(qū)制1），區(qū)制1的國防費平均增長率是-3.17%，屬于負增長期，這一階段的國防發(fā)展戰(zhàn)略是“國防建設要服從經(jīng)濟建設”。從圖2可以看出，在區(qū)制1內(nèi)，除1982年國防費增長率為正值外，其余年份的國防費增長率都是負值。中國開始全面改革開放，將主要財政收入用于經(jīng)濟建設，用于改善人民生活的民生建設。為支援經(jīng)濟建設，國防經(jīng)費明顯下滑，國防費絕對值從1980年的158億元減至1988年的120億元。

1989-1996年（區(qū)制2），區(qū)制2的國防費平均增長率是4.69%，屬于低增長期，這一階段的國防發(fā)展戰(zhàn)略是“國防建設為經(jīng)濟建設讓路”。從圖2可以看出，除1989年和1990年外，其余年份國防費增長率都低于GDP增長率。在這一階段，軍隊為支持經(jīng)濟增長做出了巨大貢獻。國防費保持低幅度的增長，軍費存在較大缺口。

1997-2009年（區(qū)制3），區(qū)制3的國防費平均增長率是11.99%，屬于補償性增長期。這一階段的國防發(fā)展戰(zhàn)略是“以經(jīng)濟建設為中心，經(jīng)濟建設與國防現(xiàn)代化建設協(xié)調(diào)發(fā)展”。中國國防費在經(jīng)歷了負增長期和低增長期后，國防建設嚴重滯后于經(jīng)濟建設。中國政府在經(jīng)濟持續(xù)平穩(wěn)較快發(fā)展和財政收入快速增長的基礎(chǔ)上，適度增加了國防費，但這種增長屬于彌補國防基礎(chǔ)薄弱的補償性增長。從圖2可以看出，即使在補償性增長期，也不是所有年份的國防費增長率都超過了GDP增長率。這一時期，GDP增長率超過國防費增長率的時間為5年，占全部時間的38%；國防費增長率超過GDP增長率的時間為8年，占全部時間的62%。這充分說明：中國奉行防御性國防政策，國防建設服從于經(jīng)濟建設。中國不會與任何國家進行軍備競賽，國防費開支都是最低限度地滿足國防現(xiàn)代化和國家防御的需要，只要不出現(xiàn)嚴重威脅國家主權(quán)和安全的情況，國防費就不會有大幅度實質(zhì)性的增加。

2010-2012年，實際國防費增長率分別為1.00%、4.72%和8.62%，MS-AR模型將這三年劃歸到國防費的低增長期。僅憑三年的數(shù)據(jù)，尚不能斷定國防費增長重新進入低增長期，但最近三年增長速度放緩是不爭的事實。“經(jīng)濟建設與國防現(xiàn)代化建設協(xié)調(diào)發(fā)展”的國防發(fā)展戰(zhàn)略依然是影響國防費增長突變的主要原因：2010年，國際金融危機深層次影響尚未消除，國內(nèi)物價出現(xiàn)波動，國家財政重點保障民生和社會亟須項目的支出，國防建設與經(jīng)濟建設協(xié)調(diào)發(fā)展，國防費增長顯著下降。2011-2012年，GDP增速逐年下降，經(jīng)濟發(fā)展減速，國防建設與之相適應，這兩年的國防費增長率明顯低于補償性增長期。

利用MSM（3）-AR（2）模型得到的區(qū)制劃分時間表和我國國防事業(yè)發(fā)展的實際國情十分吻合，說明實際國防費增長率序列的確受到了國防發(fā)展戰(zhàn)略這一潛在變量的影響。

（四）MSM（3）-AR（2）模型的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣以及狀態(tài)持續(xù)期

表5反映了MSM（3）-AR（2）模型區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣以及狀態(tài)持續(xù)期。該表數(shù)據(jù)表明，三個區(qū)制的穩(wěn)定性都很高。當中國處于國防費的負增長期時，區(qū)制1自身的持續(xù)概率為0.899 9，平均持續(xù)期約為9.99年。當中國處在國防費的低增長期時，區(qū)制2自身的持續(xù)概率為0.873 0，平均持續(xù)期約為7.87年。當中國處在國防費的補償性增長期時，區(qū)制3自身的持續(xù)概率為0.906 2，平均持續(xù)期約為10.66年。

表5 區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣以及狀態(tài)持續(xù)期

五、結(jié)論及政策意義

（一）結(jié)論

中國國防費在最近十幾年中保持兩位數(shù)增長的真實原因是什么？隨著中國國防費的快速增長，中國真的會對周邊國家構(gòu)成嚴重威脅嗎？本文選用1978-2012年實際國防費增長率時間序列作為實證數(shù)據(jù)，借鑒Laurent Ferrara（2003）的分析方法，對以上兩個問題進行了實證分析。本文的主要研究結(jié)論如下：

（1）利用MSM（3）-AR（2）模型得到的區(qū)制劃分時間表和中國國防事業(yè)發(fā)展的實際國情十分吻合。這一實證結(jié)果有力說明了實際國防費增長率序列的確受到了國防發(fā)展戰(zhàn)略這一潛在變量的影響。

（2）改革開放后，中國國防費增長大致經(jīng)歷了4個階段：1980-1988年，實際國防費處于負增長期，平均增長率約為-3.17%，當時的國防發(fā)展戰(zhàn)略是“國防建設要服從經(jīng)濟建設”；1989-1996年，實際國防費處于低增長期，平均增長率約為4.69%，當時的國防發(fā)展戰(zhàn)略是“國防建設為經(jīng)濟建設讓路”；1989-2009年，實際國防費處于補償性增長期，平均增長率約為11.99%；2010-2012年，經(jīng)濟發(fā)展減速，國防建設與之相適應，其增長率明顯減緩。1989-2012年期間的國防發(fā)展戰(zhàn)略是“以經(jīng)濟建設為中心，經(jīng)濟建設與國防現(xiàn)代化建設協(xié)調(diào)發(fā)展”。

（3）國防發(fā)展戰(zhàn)略從“國防建設為經(jīng)濟建設讓路”過渡到“以經(jīng)濟建設為中心，經(jīng)濟建設與國防現(xiàn)代化建設協(xié)調(diào)發(fā)展”，導致國防費增長路徑與之相適應，體現(xiàn)出補償性、協(xié)調(diào)性以及防御性特征。具體來說：1989-2009年，在經(jīng)濟不斷增長的基礎(chǔ)上，政府逐步加大國防投入，實際國防費增長較快，但就其屬性而言，這種增長是對歷史欠賬的補償性增長。同時，這種增長是國防現(xiàn)代化建設和經(jīng)濟持續(xù)增長相協(xié)調(diào)的增長，具有協(xié)調(diào)性特征。在這一時期中，GDP增長率超過國防費增長率的時間為5年，占全部時間的38%。國防費增長率超過GDP增長率的時間為8年，占全部時間的62%。可見，即使在國防費增長較快時期，國防建設依然服從于經(jīng)濟建設，體現(xiàn)出中國國防費增長的防御性特征。1989-2009年，中國國防費增長具有明顯的補償性、協(xié)調(diào)性以及防御性特征。2010-2012年，中國經(jīng)濟增速放緩，國防建設與經(jīng)濟建設相協(xié)調(diào)，其增長率明顯放緩。這三年的國防費增長具有明顯的協(xié)調(diào)性特征。

（4）1989-2009年，中國國防費增長屬于彌補國防基礎(chǔ)薄弱的補償性增長，其補償性特征顯著。在經(jīng)歷持續(xù)多年的補償性增長之后，中國國防費增長的補償性特征逐漸減弱，協(xié)調(diào)性特征愈發(fā)愈強。2010年以來，中國國防費的增長趨勢有所變化，中國國防費正從補償性增長向協(xié)調(diào)性增長轉(zhuǎn)變。

（二）政策意義

本文的研究結(jié)果具有如下啟示：首先，本文的實證結(jié)果為駁斥“中國軍事威脅論”提供了新的證據(jù)支持。研究結(jié)果表明，中國國防費在最近十幾年中保持兩位數(shù)增長的真正原因是對過去歷史欠賬的補償性增長。其增長過程帶有明顯的“補償性”、“協(xié)調(diào)性”和“防御性”特征；其次，中國國防費增長的發(fā)展趨勢正發(fā)生微妙變化。在經(jīng)歷持續(xù)多年的補償性增長后，2010年以來國防費增長正邁入?yún)f(xié)調(diào)性增長階段。這充分說明，中國奉行防御性國防政策，國防建設服從于經(jīng)濟建設，中國不會對任何國家構(gòu)成軍事威脅。作為世界和平的正能量，中國國防費的增加，給世界帶來的不是威脅而是福音；最后，為了更有效地實現(xiàn)經(jīng)濟建設與國防建設的協(xié)調(diào)發(fā)展，作者建議，中國應該大力推動工業(yè)和信息化領(lǐng)域軍民融合深度發(fā)展，形成較為健全的軍民融合機制和政策法規(guī)體系，努力實現(xiàn)軍工和民口資源的互動共享，加快提升軍民結(jié)合高科技產(chǎn)業(yè)規(guī)模。

[1]王偉宏.解析中國軍費開支的增長——駁“中國軍事威脅論”[J].思想理論教育導刊，2007（4）：60-69.

[2]劉忠生，李東.中國國防支出的實證分析[J].軍事經(jīng)濟研究，2008（2）：13-16.

[3]姜魯鳴，王碧波.國防建設與經(jīng)濟建設協(xié)調(diào)發(fā)展的資源均衡配置——均衡狀態(tài)下的國防支出增長機制研究[J].財經(jīng)研究，2007（3）：87-100.

[4]黃瑞新，周亮.國防支出增長的決定因素及綜合模型分析[J].軍事經(jīng)濟研究，2008（8）：19-22.

[5]牛曉健，陶川，錢科.中國的國防開支會構(gòu)成軍事威脅嗎？[J].復旦學報：社會科學版，2009（6）：28-34.

[6]Laurent Ferrara.A three-regime real-time indicator for the US economy[J].Economics Letters，2003，81：373-378.

[7]夏慶，陳春.國家戰(zhàn)略調(diào)整：國防建設為主還是經(jīng)濟建設為主——基于MS-AR模型的實證分析[J].北京理工大學學報：社會科學版，2013（3）：89-94.

[8]潘敏，夏慶，張華華.貨幣政策周期與國債利率期限結(jié)構(gòu)[J].財貿(mào)研究，2012（1）：1-7.

[9]夏慶，陳春，萬文應.我國國防開支增長率和國內(nèi)產(chǎn)出增長率間關(guān)系分析——基于MS-VECM模型的實證檢驗[J].科技進步與對策，2014（3）：113-118.

[10]Krolzig H M.Markov Switching Vector Autoregressions Modeling，Statistical Inference，and Application to Business Cycle Analysis[M].Berlin：Springer，1997.