国防支出与私人部门经济增长的动态关系分析——基于扩展的Feder—Ram模型

杨育林，席建国

（1.福州大学军事教研室，福建福州，350108；2.漳州师范学院经济学系，福建漳州，363000）

自Benoit揭示国防支出对经济增长有积极影响后［1，2］，国防支出与经济增长关系的研究一直是国防经济学研究的焦点问题之一。国内外学者围绕着国防支出与经济增长之间是否存在直接的关联性，以及国防开支如何影响经济增长的问题展开了较广泛的理论分析和实证检验。

国内外学者已有成果可概况为四种：第一，国防支出促进经济增长。如Stroup&Heckelman（2001）、Cuaresma等（2003）的研究认为，一国的国防支出应有“度”的问题，国防支出最初对经济增长有正向效应。龚六堂和邹恒甫（2003）用内生随机模型证明了国防支出对经济增长有较强的正向效应。陈炳福（2006）通过实证分析指出国防支出对中国经济的长期增长有积极作用，国防支出的增加促进了经济增长的提高。韩景倜和罗春香研究发现，对发展中国家而言，国防开支对国民经济增长具有显著的正向促进作用［3］。第二，国防支出阻碍了经济增长。如Faini、Annez和Taylor（1984），Lebovic（1987），Rasker&Thompson（1988），Dunne（2000），Scheetz（1991），Smith（1980）等均发现国防支出对经济增长存在消极影响。王万珺与陈晓和基于门槛回归模型的研究发现：国防支出与经济增长之间存在门槛效应［4］。第三，国防支出与经济增长无联系。如Adams&Behrman（1991），Mintz&Stenvenson（1995），Nikolaidou（1998）的研究均表明国防支出与经济增长并不存在联系。国内学者韩景倜和罗春香分析发现，对发达国家而言，国防开支与国民经济增长之间没有显著的关系［3］。第四，国防支出对经济增长既有促进作用，也有阻碍作用。持此观点的如Deger（1986），Atesoglu（1990），Ward&Davis（1992）等。

在理论模型的选择上，不少学者以Biswas&Ram（1986）的两部门框架为基础，根据特定的目标，不断的对Feder-Ram模型扩展。如三部门模型（国防部门、非国防公共部门和私人部门），以及把进出口贸易部门考虑进来而建立起来的四部门模型。不管是采用那个模型，少有学者把其他国家（或地区）的国防支出作为本国国防支出的影响因素，进而分析本国的国防支出与经济增长的关系。

鉴于此，本文尝试把其他国家（或地区）的国防支出作为解释变量引入到我国国防支出的影响因素中，进而分析了我国国防支出与经济增长的关系。

一、Feder-Ram模型的简介及扩展

本文依托两部门的Feder-Ram模型，把非国防部门进一步分解为非国防公共部门和私人部门，从而构建了三部门的Feder-Ram模型。具体如下：

上述各式中，N、D、C和Y分别表示一国（或地区）的非国防公共部门产出、国防产出、私人部门产出和国内生产总值（或地区生产总值）。L代表该部门的劳动人口，K代表该部门的资本存量。需要特别指出，在（2）式中Threat表示潜在“敌对”国（或地区）的国防支出，它的增加会引起本国国防支出相应增加。为正确反映中国国防部门生产的影响因素，对Threat变量，使用Rose（1988）提出的“安全网”（security web）概念进行测算，即本国国防生产对外部潜在“敌对国”国防支出的反映，它包括邻国（陆界、海界）和区域性大国以及其他影响到本国安全的国家的国防支出。Jiont变量表示“友好”国（或地区）的国防支出，它的增加可能会降低本国国防产出。

对（1）式，∂N∂LN>0表示非国防公共部门的从业人员增加将促使本部门的产出增加，∂N∂KN>0表示非国防公共部门资本存量的增加将推动本部门产出的同方向变化。

表1 各变量的单位根检验

注：C、T、L分别表示检验形式中的截距项、趋势项和滞后阶数。对（2）式，和的含义与上类同，说明潜在“敌对”国（或地区）的国防支出增加将引起本国国防产出上升，∂D∂Jiont<0说明“友好”国（或地区）的国防支出增加将使得本国国防产出减少。从纯经济理论的角度分析，（3）式中各变量的偏导数均应大于0。潜在“敌对”国（或地区）的国防支出对本国私人部门经济的影响可以通过表现出来，同样“友好”国（或地区）的国防支出对本国私人部门经济的影响可以通过进行测算。

在（1）—（3）式的基础上，假定国防部门和私人部门的生产函数如下：

这里α、β、γ和θ分别表示非国防公共部门产出、国防部门产出、私人部门的从业人员和私人部门的资本存量对私人部门产出的弹性。下文通过（5）和（6）式研究本国国防支出和外国国防支出对本国私人经济的影响。

二、中国国防支出与经济增长的关系

（一）相关变量的数据处理

数据主要来源于历年《中国统计年鉴》和斯德哥尔摩国际和平研究所公布的各国历年军费支出，样本区间为1988—2010年。

私人部门产出的测算，用国内生产总值减去财政支出得到。国防部门产出用财政支出中的国防支出做替代。非国防公共部门产出采用财政支出减去国防支出的剩余做替代。将上述三个指标均换算为2009年不变价。私人部门的就业人数用全国城乡就业人员数减去国有单位就业人员数。私人部门资本存量的测算，借鉴李双杰和陈渤（2002）的方法，采用全社会固定资产投资总额减去国有投资，取折旧率为9.6%，并运用永续盘存法得到各期资本存量。

此外，陈炳福（2006）指出，“国防支出”和“军费支出”为同一概念。故用美国、韩国、日本、东盟十国、中国台湾地区和俄罗斯的历年军费支出作为各自的国防支出。根据当前的国际形势，把俄罗斯的军费支出单列为变量Jiont，将其他各国（或地区）的军费加总成一个变量Threat。其中，俄罗斯1988-1991年的数据采用插值方法进行补齐。鉴于东盟十国中，印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国的历年国防支出占十国的90%左右，故用其替代东盟十国的国防支出。最后，把变量Jiont和Threat换算为2009年的人民币不变价。

（二）变量的单位根检验

本文的变量均为时序数据，防止出现“伪回归”现象，需要对各变量进行单位根检验。检验结果见表1。

（三）变量间的协整关系检验

在各变量单位根检验的基础上，假设没有截距项和确定性趋势，即检验表明在5%的显著水平上，变量D、N、Threat和Jiont之间存在一个协整方程。进而以变量D为被解释变量，普通最小二乘法估计的结果中，残差的LM检验表明残差中存在二阶自相关现象，White检验表明残差中存在异方差现象。同样，在无截距项和无趋势项的情形下，lnC、lnN、lnD、lnLC和lnKC之间的迹检验也表明在5%的显著水平上存在一个协整方程。以lnC为被解释变量，OLS回归结果的残差检验表明存在一阶序列相关和异方差现象。为消除OLS方法估计结果中的异方差和序列相关现象，采用序列相关稳健标准误法对普通最小二乘法估计的参数进行修正。两个方程的具体估计结果见表2。

通过表2的估计结果，可以计算得到各期Threat变量对本国私人部门的影响。它说明来自国际上的潜在威胁使得本国的私人产出通过国防部门支出增加的“挤出”效应而减少。另一方面，也可计算得到各期Jiont变量对本国私人部门的影响它说明“友好”国家（或地区）的国防支出增加使得本国用于国防支出的压力减小。

（四）误差修正模型

尽管变量lnC、lnN、lnD、lnLC、lnKC之间存在长期均衡关系，但在短期内，这些变量之间的关系可能是非均衡的，需要利用误差修正模型来描述它们之间的短期非均衡关系。

对误差修正模型进行普通最小二乘估计的结果进行检验，White检验显示无异方差现象，但LM检验说明残差中存在序列相关现象。为得出参数的一致估计量，采用科克伦—奥科特迭代法进行参数估计。估计结果见表3。

对表3回归结果的残差进行检验表明不存在异方差和序列相关现象。进而以表3为基础，lnD对lnC的短期弹性约为-0.035，它表示短期内我国的国防支出增长1%，私人部门的产出将平均减少约0.035%。这表明我国的国防支出存在对私人部门的“挤出”效应。这一结论与连玮佳和李健的估计结果一致［5］；与王万珺和陈晓和的结论基本一致［4］。它说明国防支出的增加挤占了私人部门经济发展的一部分资源，从而使得国防部门对私人部门产生了“挤出”效应。但这并不能无视国防部门通过提供国家安全提升消费者的消费信心，优化投资者的投资环境和促进军用技术的民用化，间接或直接地促进私人部门的产出增加。误差修正项的估计参数为负（-0.387），它说明上一年度的非均衡误差以38.7%的比率对本年度的ΔlnC做出修正，使得因变量和自变量的关系向着长期均衡方向发展。

表2 序列相关稳健标准误法估计结果

表3 误差修正模型的估计结果

三、结论

已有的国防支出与经济增长关系文献中，很少把国外的国防支出纳入到分析国内两者之间关系的先例。本文正是循着这一思路，把国外（或地区）的国防支出作为影响本国国防支出的影响因素，对Feder-Ram模型进行扩展，并分析了相关国家（或地区）的国防支出通过对我国国防支出作用于我国私人部门经济增长。主要结论包括：

一是国际上“敌对”国（或地区）的国防支出增加会抑制我国私人部门的产出。国际上“友好”国（或地区）的国防支出增加会促进我国私人部门的产出。

二是我国国防支出的增加会“挤出”私人部门的资源，进而阻碍了私人部门的经济增长。

那么，既然我国的国防支出挤占了私人部门经济发展的资源，是否应该限制国防部门的支出呢？王万珺和陈晓和的研究表明，国防支出与经济增长之间存在明显的门槛效应，当国防支出占GDP的比例低于3.434%时，国防支出的增加不利于经济增长；当国防支出占GDP的比例高于3.434%时，国防支出的增长将促进经济增长［4］。在本文的样本区间内，我国国防支出占GDP比例最高的年份为1990年的1.555%，最低的为1996年的1.012%，均值为1.306%（美国2010年国防支出占2009年GDP的4.7%）。这说明我国的国防支出不仅相对低于西方发达国，而且远远的低于门槛值，这一现象可能造成国防经费的短缺（目前中国军人的人均军费只占美军的1/10），影响国防科技、国防工业、国防信息化工程、武器装备的发展及军队现代化建设，同时也不利于促进经济增长。因此，应适时适当地提高我国国防支出占GDP的比例，使得我国国防支出与私人经济实现双向互助式发展。此外，与国际上“友好”的国家（或地区）应保持和加强这种关系，对国际上“敌对”国家（或地区）的国防支出，应尽量控制其对国内私人经济影响的传导作用，使私人经济和国防建设健康和谐发展。

［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］ 韩景倜，罗春香.国防开支与经济增长关系分析［J］.经济管理，2010（3）：13-18.

［4］ 王万珺，陈晓和.国防支出与经济增长均衡关系的理论和实证研究［J］.财经研究，2011（1）：16-26.

［5］ 连玮佳，李健.中国国防支出对经济增长影响评价［J］.军事经济研究，2008（5）：11-13.