孫健慧，羅欣偉

(1.天津商業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，天津 300134； 2.中國電子科技集團(tuán) 發(fā)展戰(zhàn)略研究中心， 北京 100041)

國防支出、經(jīng)濟(jì)增長與收入差異研究

孫健慧1，羅欣偉2

(1.天津商業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，天津 300134； 2.中國電子科技集團(tuán) 發(fā)展戰(zhàn)略研究中心， 北京 100041)

綜合考慮當(dāng)期國防支出和前期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響，基于索洛增長理論，引入國防支出的一階滯后，重點研究國防支出及其一階滯后與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性。并以此為框架，以1988—2014年G20為樣本，為解決收入差異造成的異質(zhì)性問題，利用兩步法系統(tǒng)GMM分別對全部G20及高收入國家、低收入國家進(jìn)行面板估計，從而得到比之前研究更全面、更穩(wěn)健的估計量。結(jié)果表明，高收入國家國防支出對其經(jīng)濟(jì)增長有短期和長期的顯著的消極影響，而低收入國家短期內(nèi)有消極影響，長期中又有積極作用，但兩種情形下國防支出與經(jīng)濟(jì)增長均不存在顯著的相關(guān)性?；诖耍瑸榱舜龠M(jìn)國防建設(shè)與經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)調(diào)發(fā)展，高收入國家可適當(dāng)削減軍費(fèi)開支，而低收入國家應(yīng)適度提高國防經(jīng)費(fèi)。

國防支出；經(jīng)濟(jì)增長；系統(tǒng)GMM估計；索洛增長模型；異質(zhì)性

一、文獻(xiàn)綜述

自Benoit(1978)*Benoit E.，“Growth and Defence in LDCs”，Economic Development and Cultural Change，Vol.26，No.4，1978，pp.271-280.對國防支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行開創(chuàng)性研究后，有關(guān)國防開支如何影響經(jīng)濟(jì)增長的文獻(xiàn)大量涌現(xiàn)。國防建設(shè)作為維護(hù)國家主權(quán)、保障經(jīng)濟(jì)建設(shè)的必要條件，如何闡釋其與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，引起國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，但由于樣本、時期、理論模型及實證方法的差異，所得實證結(jié)論一直存在著較大分歧。

基于理論模型對實證研究的重要性，按照建模依據(jù)的不同可將研究成果歸納為以下幾類：需求模型；供給與需求模型；Feder-Ram模型；內(nèi)生增長模型；索洛增長模型。其中，需求模型是依據(jù)凱恩斯總需求理論發(fā)展而來，關(guān)注國防支出對社會總需求的影響，但它忽視供給方面問題，只能間接解釋國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響，難以反映兩者間的必然聯(lián)系；供需模型是以后凱恩斯增長理論為依據(jù)、既考慮需求又考慮供給的增長模型，但由于其特定的理論規(guī)范及模型形式常被批評。目前較流行的是Feder-Ram模型、內(nèi)生增長模型和索洛增長模型。Feder-Ram模型由最初的兩部門框架(軍事部門和民用部門)不斷擴(kuò)展，發(fā)展為之后的三部門、四部門模型，但其只在國防經(jīng)濟(jì)學(xué)中得到應(yīng)用，并未受到主流經(jīng)濟(jì)增長理論的認(rèn)可，且Dunne等(2005)*Dunne J.P.，Smith R.，Willenbockel D.，“Models of Military Expenditure and Growth: A Critical Review”，Defence and Peace Economics，Vol.16，No.6，2005，pp.449-461.通過數(shù)學(xué)推導(dǎo)指出該模型存在嚴(yán)重的理論與計量問題，不應(yīng)用其考察國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響。內(nèi)生增長模型是將包括國防支出在內(nèi)的政府各類支出均納入總體分析框架中，根據(jù)公共產(chǎn)品機(jī)會成本與收益的權(quán)衡分析國防支出與經(jīng)濟(jì)增長、社會福利間的關(guān)系，但由于成本和收益的難以計量，且該理論自身的復(fù)雜性，使得無法準(zhǔn)確估計方程及參數(shù)形式，不利于實證分析。

在綜合評估現(xiàn)有理論模型的基礎(chǔ)之上，索洛增長模型更加嚴(yán)格，系數(shù)估計更精準(zhǔn)，變量和參數(shù)更易區(qū)分，因而用其考察國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系更為合理。下面重點介紹應(yīng)用索洛增長模型的相關(guān)文獻(xiàn)。

Knight等(1996)*Knight M.，Loayza N.，Villanueva D.，“The Peace Dividend: Military Spending Cuts and Economic Growth”，IMF Staff Papers，Vol.43，No.3，1996，pp.1-44.首次將國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響引入索洛增長模型，利用固定效應(yīng)方法研究1971—1985年79個國家國防支出與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)聯(lián)性，實證結(jié)果表明國防支出對經(jīng)濟(jì)增長有消極影響。Murdoch等(2002)*Murdoch J.C.，Sandler T.，“Civil Wars and Economic Growth: A Regional Comparison”，Defence and Peace Economics，Vol.13，No.6，2002，pp.451-464.利用固定效應(yīng)估計考察內(nèi)戰(zhàn)對東道國及其領(lǐng)國的影響，研究發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)爭不利于該國及其周邊國家的經(jīng)濟(jì)增長。Yakovle(2007)*Yakovlev P.，“Arms Trade, Military Spending and Economic Growth”，Defence and Peace Economics，Vol.18，No.4，2007，pp.317-338.通過GMM估計調(diào)查1965—2000年28個國家國防支出、武器出口及其相互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)果顯示國防支出和武器出口對一國經(jīng)濟(jì)有消極作用，但它們的相互作用促進(jìn)該國經(jīng)濟(jì)增長。Hou等(2013)*Hou N.，Chen B.，“Military Expenditure and Economic Growth in Developing Countries: Evidence From System GMM Estimates”，Defence and Peace Economics，Vol.24，No.3，2013，pp.183-193.同樣利用GMM估計考察1975—2009年35個發(fā)展中國家國防支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究表明國防支出對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)面效應(yīng)。王萬珺等(2011)*王萬珺，陳曉和：《國防支出與經(jīng)濟(jì)增長均衡關(guān)系的理論和實證研究——基于門檻回歸模型的檢驗分析》，《財經(jīng)研究》2011年第1期，第16-26頁。利用非線性門檻回歸研究1952—2008年中國國防支出與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系，結(jié)果表明兩者之間確實存在門檻效應(yīng)，國防支出能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長取決于防務(wù)負(fù)擔(dān)與門檻值的對應(yīng)關(guān)系。Dunne等(2012)*Dunne J.P.，Nikolaidou E.，“Defence Spending and Economic Growth in the EU15”，Defence and Peace Economics，Vol.23，No.6，2012，pp.537-548.分別利用固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)估計對1961—2007年EU15國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行研究，研究認(rèn)為國防支出并不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Dunne等(2013)*Dunne J.P.，Tian N.，“Military Expenditure, Economic Growth and Heterogeneity”，Defence and Peace Economics，Vol.26，No.1，2015，pp.15-31.通過固定效應(yīng)方法分組考察1988—2010年106個國家國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，結(jié)果指出國防支出不利于一國經(jīng)濟(jì)增長。

綜上，以索洛增長模型為理論基礎(chǔ)進(jìn)行的實證研究均以考察當(dāng)期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響為目標(biāo)，大多數(shù)均未對前期國防支出與當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，未考慮面板的異質(zhì)性，且計量方法過于陳舊。因而，本文以Dunne等(2005)提出的基于哈羅德中性的擴(kuò)展的索洛增長模型為理論依據(jù)，將國防支出及其一階滯后引入回歸模型，分別對1988—2014年全部G20國、高收入國家、低收入國家進(jìn)行面板估計，拓寬了研究范圍；同時為確保實證結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性，采用兩步系統(tǒng)GMM方法，與其他估計法相比，偏差更小。

二、理論模型

Dunne等(2005)提出的擴(kuò)展的索洛增長模型是以Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，通過一系列假定與推導(dǎo)，最終得到如下公式：

θlnm(t)-ezθlnm(t-1)+[t-(t-1)ez]g，

(1)

lnYi,t=β0+β1lnYi,t-1+β2lnMi,t+β3lnMi,t-1+β4lnSi,t+β5lnNi,t+ηi+μt+νi,t，

(2)

其中，i=1，2，…，N，t=1，2，…，T，下標(biāo)i、t分別代表第i個國家和第t年；Yi,t為人均GDP；Yi,t-1為人均GDP的一階滯后；Mi,t為當(dāng)期國防支出占GDP的比重(第t年)；Mi,t-1為前期國防支出占GDP的比重(第t-1年，即國防支出占GDP比重的一階滯后，防務(wù)負(fù)擔(dān)的滯后一期)；Si,t為儲蓄率，以固定資產(chǎn)投資總額占GDP的比重計算；Ni,t=(ni,t+g+δ)，ni,t為人口自然增長率，(g+δ)為外生變量，依據(jù)Mankiw等(1992)被假定為常數(shù)0.05；誤差項由三部分構(gòu)成：ηi反映不同國家所特有的個體效應(yīng)；μt反映不同時期所特有的時間效應(yīng)；νi,t為隨機(jī)誤差項，反映個體和時期中省略變量的影響。

G20作為國際上非常重要的經(jīng)濟(jì)合作論壇，由8國集團(tuán)和11個重要新興工業(yè)國家以及一個實體歐盟構(gòu)成，GDP占全球90%，貿(mào)易量占全球80%，成員覆蓋面廣，極具代表性，因而選取G20為研究對象。此外，Dunne(2012)*Dunne J.P.，“Military Spending, Growth, Development and Conflict”，Defence and Peace Economics，Vol.23，No.,6，2012，pp.549-557.認(rèn)為：不同國家收入水平的差異使得國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的作用方向及影響方式也大不相同。為了更加細(xì)致、精確地考察國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)性，提高研究結(jié)論的政策指導(dǎo)意義，按照收入水平的不同，將全部G20國分為高收入國家和低收入國家兩組。分類按照WDI進(jìn)行，同時為了平均不同收入組的樣本規(guī)模，將WDI中的低收入、中低收入、中高收入國家合并成低收入國家組，而高收入國家組保持不變。

三、實證分析

(一)描述性分析

表1 變量的描述統(tǒng)計

本文以1988—2014年G20為樣本進(jìn)行實證分析，表1揭示了全部G20國家(43個)、高收入國家(32個)和低收入國家(11個)人均GDP(Y)、國防支出/GDP(M)、固定資產(chǎn)形成總額/GDP(S)、人口自然增長率(n)四個變量的描述統(tǒng)計量。為保證樣本數(shù)據(jù)的完整性與可靠性，一般均取自獨立、可信賴的國際機(jī)構(gòu)，其中，國防支出/GDP(M)取自SIPRI數(shù)據(jù)庫；人均GDP(Y)、固定資產(chǎn)形成總額/GDP(S)、人口自然增長率(n)取自WDI數(shù)據(jù)庫。由表1可知，1988—2014年間，高收入國家人均GDP的平均值要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過低收入國家，說明高收入國家的經(jīng)濟(jì)狀況良好；高收入國家國防支出/GDP的平均值略高于低收入國家，說明由于歷史變遷和國家安全的考慮，高收入國家的防務(wù)負(fù)擔(dān)較重；高收入國家固定資產(chǎn)形成總額/GDP的平均值略低于低收入國家，說明近年來低收入國家處于資本快速積累期，因而固定資產(chǎn)投資比例較高；高收入國家人口自然增長率的平均值約是低收入國家的一半，標(biāo)準(zhǔn)差也較小，說明高收入國家的人口較穩(wěn)定，人口增長較慢。

(二)單位根檢驗

表2 面板單位根檢驗

注：表中列出各檢驗方法的統(tǒng)計量，()內(nèi)代表相應(yīng)檢驗量的P值，Δ代表一階差分。若P值小于10%，代表該檢驗在10%的水平下顯著；若P值小于5%，代表該檢驗在5%的水平下顯著；若P值小于1%，代表該檢驗在1%的水平下顯著。

為保證之后的動態(tài)面板模型估計不出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在回歸前應(yīng)先進(jìn)行面板單位根檢驗以檢測時間序列的平穩(wěn)性。由于檢驗方法獨特多樣，且不同方法得到的結(jié)論并不完全一致，因此本文分別采用同質(zhì)單位根檢驗(LLC)和異質(zhì)單位根檢驗(IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP)兩種方法，通過不同檢驗方法的相互印證確保計算結(jié)果的穩(wěn)健性。由于篇幅有限，表2僅給出了含有截距項和趨勢項的面板模型單位根檢驗結(jié)果，實際操作中，還檢驗了只含有截距項和兩者均不含的情形，結(jié)果與表2類似。可以看出，不同單位根檢驗方法所得出的結(jié)論基本一致，無論是全部G20國家，還是其中的高收入國家組或低收入國家組，lnY，lnS，lnN的水平值無法拒絕有單根，而其一階差分序列均在1%的水平下拒絕，即模型中所有變量全部是I(1)序列，面板數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。

(三)協(xié)整檢驗

雖然上述變量的一階差分都是平穩(wěn)的，但為了保證結(jié)論的可靠性還需檢驗自變量與因變量之間是否具有線性均衡關(guān)系。Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示?？梢钥闯?，無論是全部G20國家，還是其中的高收入國家或低收入國家，均接受原假設(shè)，即模型不存在協(xié)整關(guān)系。因此，在利用系統(tǒng)GMM進(jìn)行國防支出與經(jīng)濟(jì)增長的宏觀經(jīng)濟(jì)分析時，應(yīng)采用一階差分形式。

表3 面板協(xié)整檢驗

注：若P值小于10%，代表該檢驗在10%的水平下顯著；若P值小于5%，代表該檢驗在5%的水平下顯著；若P值小于1%，代表該檢驗在1%的水平下顯著。

(四)模型估計

基于上述分析，式(2)可寫為：

ΔlnYi,t=β1ΔlnYi,t-1+β2ΔlnMi,t+β3ΔlnMi,t-1+β4ΔlnSi,t+β5ΔlnNi,t+Δμt+Δνi,t。

(3)

式(3)不僅消除了未觀測的個體效應(yīng)，降低省略變量造成的偏差，還保證了變量的平穩(wěn)性。但由于ΔlnY的一階滯后與Δν不獨立，從而導(dǎo)致無論是采取固定效應(yīng)方法還是隨機(jī)效應(yīng)方法都會造成參數(shù)估計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量，本文采用廣義距方法(GMM)進(jìn)行動態(tài)面板估計。

GMM分為差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種，當(dāng)內(nèi)生變量具有顯著的單位根特性或其時間序列具有持續(xù)性或分布接近隨機(jī)游走時，差分GMM很有可能導(dǎo)致工具變量與內(nèi)生解釋變量之間僅存在弱相關(guān)性，出現(xiàn)弱工具變量問題，影響估計結(jié)果的精確度*劉海云，聶飛：《中國制造業(yè)對外直接投資的空心化效應(yīng)研究》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2015年第4期，第83-96頁。。并且除非可獲得的樣本非常大，否則差分GMM還存在一定的有限樣本偏差問題，造成估計結(jié)果欠佳。相比較而言，系統(tǒng)GMM估計通過一階差分方程和水平方程構(gòu)成的方程組，利用兩個方程中的信息進(jìn)行參數(shù)估計，可有效改善有限樣本下的估計結(jié)果，不僅解決了弱工具變量問題，還可得到參數(shù)的無偏、一致估計，通常狀況下比差分GMM估計更加有效*陳克兢，李延喜，孫文章等：《制度約束還是制度誘導(dǎo)?——中國上市公司盈余管理策略演變的經(jīng)驗證據(jù)》，《管理評論》2016年第5期，第122-136頁。。

進(jìn)一步可將GMM分為一步法和兩步法，當(dāng)面板模型中存在異方差和自相關(guān)時，一步法傾向于拒絕工具變量有效的假定，而兩步法所得到的結(jié)果更加穩(wěn)健*任志成：《全球性人口轉(zhuǎn)型對國際分工的影響——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2014年第5期，第3-9頁。。綜上，利用兩步系統(tǒng)GMM估計法進(jìn)行實證分析更為合理。在實際估計時，ΔlnY的一階滯后被視為內(nèi)生變量；ΔlnM同時以其當(dāng)期及一階滯后的形式出現(xiàn)在模型中，被視為前定變量；其余變量(ΔlnS、ΔlnN)被視為嚴(yán)格外生變量。因而，兩步系統(tǒng)GMM估計全部G20國家、高收入國家、低收入國家的stata計算結(jié)果如表4所示。

表4 國防支出與經(jīng)濟(jì)增長實證結(jié)果

注：***代表1%的水平下顯著；**代表5%的水平下顯著；*代表10%的水平下顯著；( )內(nèi)代表回歸結(jié)果P值；[ ]代表檢驗假設(shè)成立的概率。

(五)結(jié)果分析

表4中，Wald檢驗顯示三個模型均整體顯著；AR檢驗說明三個模型的誤差項均不存在二階及高階序列自相關(guān)，所得結(jié)果為無偏一致估計；Sargan檢驗表明三個模型的總體矩條件均正確，工具變量設(shè)定合理。

基于全部G20國家層面分析，ΔlnYt-1的系數(shù)為正但不顯著，表明經(jīng)濟(jì)增長并不具有動態(tài)持續(xù)性，即其與上期經(jīng)濟(jì)增長并不存在顯著的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)波動較大。ΔlnM的系數(shù)為負(fù)且在10%的水平下顯著，數(shù)值為-0.04，表明防務(wù)負(fù)擔(dān)增長率每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長率將降低0.04%，即當(dāng)期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)面效應(yīng)，不利于一國的經(jīng)濟(jì)增長；ΔlnMt-1的系數(shù)為負(fù)但不顯著，表明前期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)面效應(yīng)但兩者的相關(guān)性不強(qiáng)。ΔlnN的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平下顯著，表明勞動力對于經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)面效應(yīng)，全球人口膨脹使得勞動力早已過剩，如果無法提高勞動者素質(zhì)只是單純增加數(shù)量，無疑會阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。ΔlnS的系數(shù)為正且在1%的水平下顯著，數(shù)值為0.267，表明投資增長率每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長率將增加0.27%，投資對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正面效應(yīng)，且其系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他變量，可見物質(zhì)資本投入依然是各國經(jīng)濟(jì)增長最主要的因素和動力。

對于高收入國家而言，ΔlnM和ΔlnMt-1的系數(shù)均為負(fù)且均在1%的水平下顯著，數(shù)值分別為-0.06和-0.025。表明當(dāng)期防務(wù)負(fù)擔(dān)增長率每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長率將降低0.06%，前期防務(wù)負(fù)擔(dān)增長率每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長率將降低0.025%。即當(dāng)期國防支出比前期國防支出更能影響一國的經(jīng)濟(jì)增長，且均對該國的經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)面效應(yīng)。這是由于高收入國家市場經(jīng)濟(jì)體制較完善，國防支出作為政府財政支出的一部分，其外部性作用較弱，通過宏觀調(diào)控影響經(jīng)濟(jì)增長的程度也有限。國防支出的增加會擠占稀缺的經(jīng)濟(jì)資源，對社會其他部門產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，引起投資、儲蓄和私人消費(fèi)的減少，降低社會福利水平、資源利用效率和研發(fā)開支水平，從而阻礙一國經(jīng)濟(jì)增長。此外，高收入國家ΔlnS的系數(shù)略高于低收入國家，表明與低收入國家相比，由于高收入國家資源配置效率較高，使得投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度更大。其余變量的系數(shù)除ΔlnYt-1外均為統(tǒng)計上顯著，符號也與全部樣本估計一致。由此可見，國防支出、人口自然增長率和投資均為高收入國家經(jīng)濟(jì)增長的重要決定因素，政府可通過控制人口增長率、擴(kuò)大投資、適當(dāng)削減國防開支等措施來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

對于低收入國家而言，ΔlnM的系數(shù)為負(fù)、ΔlnMt-1的系數(shù)為正且統(tǒng)計上均不顯著。表明當(dāng)期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)面效應(yīng)，前期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長有正面效應(yīng)，但相關(guān)性均不顯著。這是由于低收入國家普遍存在市場經(jīng)濟(jì)體制不完善、資源利用效率偏低、社會需求不足等狀況，導(dǎo)致國防支出的機(jī)會成本較低，因而其在人力資本、公共設(shè)施、科學(xué)技術(shù)等方面的外部性影響較大。一方面，由于國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在滯后性問題，如國防R&D研發(fā)、技術(shù)溢出、人力資本溢出等與國防資金投入均有一定的時間差，造成當(dāng)期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的“擠出效應(yīng)”占上風(fēng)；另一方面，從長遠(yuǎn)來看，國防支出不僅能保障國家安全和政局穩(wěn)定、優(yōu)化投資環(huán)境，還可在消費(fèi)過程中通過引致需求和外溢效應(yīng)等提高經(jīng)濟(jì)增長，充分彌補(bǔ)了國防支出對一國經(jīng)濟(jì)可能存在的負(fù)面效應(yīng)，從而對該國國民經(jīng)濟(jì)起到一定的牽引功能。因此低收入國家可適度提高國防經(jīng)費(fèi)，促進(jìn)新時期國防建設(shè)，注重軍民融合，擴(kuò)大溢出效應(yīng)，縮短作用時間，從而在一定程度上刺激經(jīng)濟(jì)增長。其他變量的系數(shù)除ΔlnS外均為統(tǒng)計上不顯著，但符號與全部樣本估計一致，在此就不再贅述。

四、結(jié) 論

國防支出是保衛(wèi)國家安全、維護(hù)社會經(jīng)濟(jì)秩序的必然選擇，其除了能直接產(chǎn)生國防效益外，還對一國經(jīng)濟(jì)增長有一定的影響。因此，如何解釋國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，引起國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，雖然目前尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論，但合適回歸模型和先進(jìn)計量方法的應(yīng)用可提高實證分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。

本文在回顧和比較國防支出-經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)有理論模型的基礎(chǔ)之上，以索洛增長模型為理論依據(jù)，引入國防支出的一階滯后，在考察當(dāng)期國防支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的同時，重點研究了前期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響。并選取1988—2014年G20(共43個國家)為樣本，通過兩步法系統(tǒng)GMM進(jìn)行面板估計，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，從而獲得更穩(wěn)健的估計量。回歸結(jié)果表明：短期內(nèi)國防支出對一國經(jīng)濟(jì)增長有顯著的消極效應(yīng)，長期中雖然也對經(jīng)濟(jì)增長有消極影響，但并不顯著。

考慮到樣本的異質(zhì)性特點，為深入探討收入差異對兩者作用方式的影響，將G20細(xì)分為高收入國家和低收入國家兩組進(jìn)行進(jìn)一步研究。實證結(jié)果顯示：高收入國家無論是在短期還是長期，國防支出均對該國經(jīng)濟(jì)增長有顯著的消極影響，因而應(yīng)適度削減國防開支以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。低收入國家國防支出對其經(jīng)濟(jì)增長短期內(nèi)有消極影響，長期中又有積極作用，因而從長遠(yuǎn)來看，低收入國家應(yīng)適當(dāng)提高國防經(jīng)費(fèi)以推動經(jīng)濟(jì)增長。出現(xiàn)這一結(jié)果主要是由于高收入國家市場經(jīng)濟(jì)體制較完善，國防支出的外部性較弱，對投資、儲蓄和私人消費(fèi)的擠出效應(yīng)顯著，不利于一國經(jīng)濟(jì)增長。與之相反，低收入國家普遍存在市場經(jīng)濟(jì)體制不完善、社會需求不足等狀況，使其國防支出的機(jī)會成本較低、外部性作用較大。一方面，由于國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在時滯性，當(dāng)期國防支出對經(jīng)濟(jì)增長會產(chǎn)生一定的擠出作用；另一方面，從長遠(yuǎn)來看，國防支出可通過提升國家安全、創(chuàng)造有效需求和正向溢出效應(yīng)等促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)增長。

由此可以看出，將樣本國分組回歸所得結(jié)論確有不同，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的異質(zhì)性使得各國國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不能一概而論，每個國家都應(yīng)根據(jù)自身的實際狀況完善其軍事政策，促進(jìn)國家國防建設(shè)與經(jīng)濟(jì)建設(shè)的穩(wěn)定發(fā)展。

上述研究結(jié)論對我國有重要的啟示作用。我國屬于低收入國家組，目前防務(wù)負(fù)擔(dān)較低。為保護(hù)國家安全、拉動經(jīng)濟(jì)增長，我國應(yīng)適度擴(kuò)大國防支出規(guī)模。一方面深化國防體制改革，調(diào)整國防支出結(jié)構(gòu)，推動國防信息化、裝備智能化、軍隊現(xiàn)代化建設(shè)，通過經(jīng)濟(jì)外部性、乘數(shù)效應(yīng)、派生需求等刺激經(jīng)濟(jì)增長，充分發(fā)揮國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用。另一方面，加快國防科技成果轉(zhuǎn)化，促進(jìn)軍民融合產(chǎn)業(yè)發(fā)展及技術(shù)創(chuàng)新，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，縮短國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的作用時間，實現(xiàn)國防建設(shè)和經(jīng)濟(jì)建設(shè)的有機(jī)融合。

本文僅考慮不同收入水平下，國防支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。世界上的國家因意識形態(tài)、經(jīng)濟(jì)增長水平、政治經(jīng)濟(jì)制度等方面的差異，其國防支出對經(jīng)濟(jì)增長的作用路徑與影響模式也各不相同，因而，各國國防支出的適度規(guī)模問題，仍有待繼續(xù)深入研究。此外，不同國防支出的統(tǒng)計口徑對研究結(jié)論的影響，也是值得研究的方向。

[責(zé)任編輯：靳香玲]

Research of Defense Spending, Economic Growth and Income Difference

SUN Jian-hui1, LUO Xin-wei2，

(1. School of Business, Tianjin University of Commerce, Tianjin 300134, China;2. Development Strategy Research Center, China Electronics Technology Group Corporation, Beijing 100041, China)

Considering the influence of current and previous defense spending on economic growth, this paper, based on the Solow growth model, introduces the first-order lag of defense spending to mainly examine the correlation between economic growth and defense spending with its first-order lag. This framework is further used to solve the problem of heterogeneity caused by income difference. With G20 from 1988 to 2014 as the sample, the two-step system GMM is adopted to carry out a panel-data estimation of the entire G20 as well as high-income and low-income countries respectively so as to obtain more comprehensive and robust estimators. The results show that a negative significance exists between defense spending in the high-income countries and its economic growth in both the short and long run. However, for the low-income countries the influence is negative only in the short run and positive in the long run while there is no significant correlation between defense spending and economic growth under two circumstances. Accordingly, it is suggested that high-income countries appropriately cut military expenditure while low-income countries moderately improve defense spending, in order to promote the harmonious development of defense construction and economic construction.

military spending; economic growth; system GMM estimation; Solow growth model; heterogeneity

2017-01-18

國家社會科學(xué)基金重大項目(13&ZD162)；天津商業(yè)大學(xué)新進(jìn)人員科研啟動項目(R161106)

孫健慧(1989-)，女，山東泰安人，天津商業(yè)大學(xué)商學(xué)院講師，博士，主要從事國防經(jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究。

F 063.3

A

1004-1710(2017)04-0052-08