我国国防费收支与国民经济关系的实证研究

我国国防费收支与国民经济关系的实证研究

近年来，一些西方国家强烈夸大了“中国军事威胁论”。美国国防部每年出台的中国军力报告、日本各年的防卫白皮书,以及《华盛顿时报》和《产经新闻》等报刊都刊登了一些中国迅速扩大军事开支、投入庞大的力量研制航空母舰等“秘密武器”的文章,在国际上引起关注。然而,由于带有一定的政治意图,这些文章所阐述的内容与我国国防发展的实际情况有较大出入,总体来说可以归纳为以下几点:(1)在军费开支的增长规模上,有关“中国军事威胁论”的观点多是错误地估计和夸大了中国每年军费的开支,如美国国防部2005年度出台的《中国军力报告》认为中国当年的实际军费开支可能高达900亿美元,但实际上2005年我国的军费开支按当年的人民币对美元汇率折算后刚超过300亿美元,被西方国家夸大了整整三倍;(2)在军费开支的增长速度上,鼓吹中国军费非正常增长的观点往往将计算的参照点提前,从而在概念上偷梁换柱,进行肆意的放大,如日本《2005年度防卫白皮书》将中国2005年的国防费与2000年以前对比,由此来计算其增长速度,得出了我国国防开支短期内迅速扩张的结论;(3)在关于我国军费开支增长的判断标准上,所有“中国军事威胁论”的观点都撇开了近年来我国经济增长水平的实际,单纯从数量上进行强调。但事实上,如果将近年来我国国防开支的增长放在我国经济增长的大背景下考察并进行国际比较,我国军费开支的相对水平远远不及西方主要国家甚至是近邻的发展中国家——印度(详见表1)。另外,从一国人均数量上考虑,2007年我国国防开支的平均数额是美国的4.49%、日本的11.3%和英国的5.31%。一、军事开支规模的预测由上文可见,西方国家所谓的“中国军事威胁论”无论是在其论点、论据以及论证中都存在诸多疑问,存在明显夸大事实的情况。从理论上分析,经济增长是否应当领先于军事武装力量的提升?节省军费开支是否可以提高经济增长的水平?在综合国力不断提高的情况下是否应当提高国防开支的预算水平或国防开支占财政支出的比例?这些问题常常引起宏观经济管理者的浓厚兴趣。但令人遗憾的是,尽管国防军费开支是一个国家资源配置的一个重要方面,是中央财政支出的重要部分,在不同年度大约占到一国GDP的1%—10%和中央财政支出的10%—20%,然而,目前主流的发展经济学尚未将军事开支列入影响发展中国家经济增长的要素,很少关注国防开支对一国经济发展的影响。目前有关经济增长和军事开支、国家安全的研究大多数还是以一些学者的论文、专著的形式出现,国内外不同学者对于这一问题的研究存在很大的分歧,这些研究主要集中在以下方面:(1)军费支出的相对比例(占国内生产总值的比例或者占中央财政开支的比例)对国民经济增长的速度有何影响?这种影响通过什么机制来传导?(2)军事开支对于其他更为广泛的经济社会发展有何影响?这种影响的传导机制是什么?能否进行改进?(3)军事支出对宏观经济可持续增长在总体上的作用是正面的还是负面的?(4)传统安全因素和非传统安全因素的变化如何影响军事开支的绝对规模和相对规模?这些因素的变化能否用于预测未来的军事开支?(5)经济发展程度和政治体制形式如何影响军事开支的规模?军事开支的规模对于这些变量的反作用是如何体现的?以下我们将对这一领域部分学者的研究进行一个简要的回顾,然后在此基础上研究我国的具体情况。经济学家们曾经长期致力于探索军费开支对经济增长的影响,这方面的文献,尤其是针对发展中国家的文献目前还没有得出一致的结论。例如,Deger(1986)1、Faini等(1984)2认为军费支出是一种消费性商品,对经济增长是不利的(具有负面效应)。具体来说,由于国民收入中军费开支的份额挤占了生产性资源,从而降低了经济效率、降低投资和研发开支水平,并且可能会导致通货膨胀。另一方面,Beniot等人(1973,1978)3则认为军费开支可以通过创造有效需求、提高人力资本素质、改善基础设施、促进技术进步、提高生产率(通过一个技术过程),刺激经济增长。Deger,S.和Sen(1983)4采用传统的联立三元方程对50个发展中国家进行横向研究,选取这些国家1965—1973年时间序列的平均值作为样本,结果发现军费开支对经济增长的直接影响是积极的,但是其间接影响和总体影响是负面的,国防开支会对国内储蓄产生负面影响,军事负担会降低储蓄倾向,同时军费开支的贸易效应也为负。Faini、Annez和Taylor(1984)5采用传统的需求模型来分析军费开支对于经济增长的影响。他们采用合并的时间序列和横截面数据对1952—1970年间的69个发展中国家的一个大样本进行研究,结果从总体上看,军费开支对于经济增长的作用是消极的,军费开支对于农业所产生的负面效应会阻碍经济的发展。但是同时,他们对印度的研究表明,军费开支会对工业生产部门产生积极影响。Stewart(1991)6运用凯恩斯需求效应模型对非洲和拉丁美洲进行数据模拟的研究表明,通过长期乘数效应,军费开支对经济增长和发展的净效应为正,军费开支在一定程度上能够促进经济增长。然而,如果能将军事开支转化为非军费开支,如其他公共开支,其乘数效应的扩大则更加有利于经济增长。Scheetz(1991)7对1969—1987年间的阿根廷、秘鲁、智利和巴拉圭的同类问题进行了研究,结果表明,如果综合考虑国防开支的直接效应和间接效应,军费开支对经济增长、投资率、经常项目下的贸易差额的总体影响都是负面的。Joerding(1986)8采用传统的多变量模型,对于1962—1977年间65个不发达国家的军费开支和经济增长的数据进行了格兰杰因果检验,结果发现经济增长决定(在格兰杰意义上)军费开支,相反则不成立。Chowdhury(1991)9考察了52个发展中国家的军费开支、国内生产总值和经济增长速度的时间序列数据的格兰杰因果关系,发现了一个很宽泛的结论:30个国家没有关系;在15个国家中,军费开支对经济增长具有负作用;在其余的7个国家中,经济增长对军费支出有正的影响。没有发现一个国家的军费支出会促进经济增长。把军费开支纳入一般的公共产品模型进行研究,虽然有一些牵强,但是已有的研究却也给出了不少有益的启示。Barro(1991)10认为政府在教育和国防上的财政支出对经济增长都是有积极影响的。Alexander(1990)11采用费德尔四部门模型对9个不发达国家1974—1985年的研究表明,军事支出对经济增长基本没有影响。Macnair(1995)12采用扩展的费德尔模型对10个北大西洋公约组织成员国1951—1988年的数据进行研究检验,结果发现在人均收入较高的发达国家,尤其是可以从国防工业基础获得较多外部效应的国家,国防开支对经济增长有积极的效应。而Landau(1993)13采用传统的增长模型,以人口在200万以上的71个非共产主义的发展中国家在1969—1989年间数据为样本,研究结果表明,最初军费支出的增加对经济增长有积极效应,但是当军费负担较高时变为负面效应,在41个国家的子样本中没有发现显著的影响。Chang(2001)14等运用协整分析和向量自回归的方法对中国大陆和台湾地区的军费开支和经济增长进行了检验,发现中国大陆国防开支与经济增长并没有直接的Granger因果关系。胡鞍钢(2002)15的观点明显不同于西方的国防经济学理论,他认为军费开支本身就是一种生产性开支,而不是消费性支出,国防费对国民经济的积极效应源于部分国防费开支具有生产性。正的外部性具体体现在国防费投资乘数、国防费地区乘数、国防费就业乘数等方面;除此之外,军事开支对经济增长还具有其他方面重要的衍生影响,比如科技进步和人力资本素质的提高。学术界对于这一问题的研究结果的严重分歧导致了实践上的无所适从。我们认为,这些研究结果产生差异的原因有以下方面:(1)采取的经济模型不同,研究者在相关研究中选取的经济变量具有较强烈的主观意识,没有一种较好的界定标准;(2)回归变量的外生性和联立方程可能的偏差,如上所述,许多研究者采用了军费开支和投资数量作为解释变量,但是从某种意义上看,这些变量并不是“外生的”;(3)近期学者们大量的研究采用包含多个国家的面板数据,但是在实际计量检验的过程中,存在一些难以克服的问题,例如很多模型对于不同样本国家采取了同样的参数限定,这显然不完全符合事实。从总体上看,尽管这些研究都或多或少有一些不足之处,但是这些研究也为以后的研究提供了一个很好的参照系。今后的研究如果能够在模型的设置、参数的假定、计量经济学方法和数据的质量方面有较好的改进,应该可以取得更加一致的、符合事实的研究结果。中国的国防支出是否超出了国民经济的承受能力?是否对别的国家构成了军事威胁?军事现代化是否会阻碍或者促进经济增长?国家经济实力的提高对于国防费开支有何影响?中国的国民收入和国防费开支之间是否存在某种程度的因果关系?哪一个是原因,哪一个是结果,还是这两者互为因果关系?为了准确地回答以上问题,我们对中国的经济发展和国防费开支之间的关系进行了实证研究。二、中国国防支出与经济增长关系的实证研究1.年代次因素的同化作用我们根据新中国建立以来(主要指1950—2007年)我国国民收入和国防费开支的实际值来寻找两者之间的关系。首先,我们从直观上考察国民收入的变动。由于在这58年中可能存在一定的周期性因素,因而我们采用H-P滤波方法(HodrickandPrescott,1980)脱离时间序列中的趋势成分。显然,经过滤波以后的国民收入和国防费开支的曲线更加平滑(如图1和图2所示),两者增长的路径也有很强的一致性,这说明我国的国民收入和国防费开支之间可能存在某种形式的稳定的函数关系。假设这种函数关系可用下式表达:f(Dfs‚x)=f(Ni‚y)(1)f(Dfs‚x)=f(Νi‚y)(1)Dfs和Ni分别表示国防费开支和国民收入的变化,向量x表示所有与国防无关的影响国民收入的变量,向量y表示决定国防费开支的其他因素。2.adf法检验我们首先对这两个时间序列取对数,分别得到LNNI和LNDFS,然后运用Eviews软件对其分别进行平稳性检验,结果两者的ADF检验值都通过了1%的显著性水平,其检验结果如表1所示。结论:建国以来取对数后的国民收入和国防费开支的两个时间序列都是AR(1)的一阶单整过程,也就是说,国民收入和国防开支的增长率是平稳过程,由此可以分析两者的相互关系。3.迹统计值与特征值协整由于这两个时间序列都是一阶单整的,也就是同阶单整的,因此两者之间应该存在着协整关系,以下我们来判断其协整向量。通过对滞后阶数的反复调整,我们得到了最优的协整结果,如表2所示:由于迹统计值(似然比统计量,LikehoodRatio)的值为25.36,大于5%显著水平下的标准值(15.49);而特征值为25.31,大于5%显著水平下的标准值(14.46),迹统计值和特征值均大于临界值,拒绝零假设,即存在协整关系。“最多有一个协整关系”项(Atmost1)、迹统计值(TraceStatistic)和特征值(Max-EigenvalueStatistic)均小于临界值,接受原假设,即最多只有一个协整关系。4.模型2:养老期间的关系检验为了检验国民收入和国防费开支之间的因果关系,我们采用了格兰杰因果检验方法(Granger,1987)。16从国防费开支到国民收入的格兰杰原因需要国民收入滞后的信息(LNNIt-i)和滞后的国防费开支的信息(LNDfst-j)。这一过程可以用以下的方程来代表:LNNIt=α0+∑i=1nαiLNNIt−i(Ln)+∑j=1mβjLNDfst−j(Lm)+ε1t(2)LΝΝΙt=α0+∑i=1nαiLΝΝΙt-i(Ln)+∑j=1mβjLΝDfst-j(Lm)+ε1t(2)在这里,Ln和Lm分别表示国民收入和国防费开支滞后的算子,n和m分别表示两者滞后的期数,ε1t是一个随机误差项。同样,从国民收入到国防费开支的格兰杰原因需要滞后的国防费开支的信息(Dfst-r)和国民收入滞后的信息(NIt-i)。这一过程可以用以下的方程来代表:LNDfst=p0+∑i=1rpiLNDfst−i(Lr)+∑j=1sqiLNNIt−j(Ls)+ε2t(3)LΝDfst=p0+∑i=1rpiLΝDfst-i(Lr)+∑j=1sqiLΝΝΙt-j(Ls)+ε2t(3)在这里,Lr和Ls分别表示国民收入和国防费开支滞后的算子,r和s分别表示两者滞后的期数,ε2t是一个随机误差项。通过两者的协整关系的检验,我们发现滞后3期的关系比较稳定,且有较高的相关系数。因此,m、n、r、s的值我们取3,来检验方程2和方程3。在滞后3阶的情况下,得到如表3的检验结果。结果表明:国民收入增长率是国防费开支增长率的格兰杰原因,而国防费开支增长率是国民收入增长率的格兰杰原因不能被模型接受。这说明我国国民收入增长的快慢决定了国防费开支增长的快慢,而国防费的开支变动率对国民收入的变动率没有显著的影响。5.当期国防费开支为了考察国民收入增长对国防费开支的动态影响,我们根据上文已有的经过对数处理的国防费开支和国民收入的两组时间序列数据,利用脉冲响应函数模拟了当期一单位国民收入冲击对国防费开支的持续影响。由图3可以看出,当期一单位国民收入的正的冲击对当期和此后各期的国防费开支都产生了持续的正的影响。由于两组序列均取了对数形式,因此纵坐标的数据表明的是这一国民收入正向冲击对国防费开支的弹性。综合来看,当期国民收入增长1%会引起当期国防费开支增长0.4%,这一增长效应在以后各期得以增强;长期来看,当期国民收入1%的正向冲击对国防费开支的正向效应稳定为1%。由此可见,国民收入对国防费开支的动态效应在长期表现为持续的单位弹性,这与前面的协整检验和格兰杰因果检验得到的结果是一致的。6.国民冲击与国防费开支总变动的积极量定,应根据其第一、六为进一步解析国民收入变化对国防费开支变动的影响程度,表4的方差分解显示了国民收入冲击在国防费开支以后各期预测的均方差中所占的比例,即国民收入冲击变动对国防费开支总变动的贡献度。可以看出,随着预测期的延长,国民收入冲击这一贡献度一直处于持续上升的趋势;而国防