基于系統(tǒng)GMM的國防支出與政府債務(wù)關(guān)系研究

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，從單個國家的時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個中東國家為研究對象，通過面板單位根、協(xié)整檢驗，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)用時間序列分析法研究單個國家政府債務(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)計檢驗方法的缺乏，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，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)估計不精確。因此，本文采用有限樣本下的兩步系統(tǒng)GMM估計對1991—2013年15個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)面板模型估計法相比，偏差更小，估計結(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)。誤差項由兩部分構(gòu)成:ηi反映未被觀察到的各個國家所特有的個體影響;vit為隨機(jī)誤差項，反映個體和時期中省略變量的影響，獨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)?；诖耍疚臅r間數(shù)列選取從1991年到2013年，冷戰(zhàn)結(jié)束后的和平時期，以避免冷戰(zhàn)時期各國國防開支的不穩(wěn)定性對實證結(jié)果的影響。目前OECD共有34個成員國，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個國家(美國、日本、德國、法國、英國、意大利、加拿大、奧地利、比利時、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)誤差項不獨立，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，本文使用GMM進(jìn)行動態(tài)面板估計。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)差分項的工具變量進(jìn)行模型估計，從而較好地解決了內(nèi)生性問題，而且估計結(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間序列具有持續(xù)性或分布接近隨機(jī)游走時，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，影響估計的漸進(jìn)有效性。同時，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，使得估計量不精確。這都將導(dǎo)致差分GMM欠佳。

為此，系統(tǒng)GMM估計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，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，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)誤差項存在一階自相關(guān)，但均假定隨機(jī)誤差項不存在二階及高階自相關(guān)。同時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，確?？傮w矩條件是正確的。針對系統(tǒng)GMM估計法，還應(yīng)對其額外矩條件的有效性進(jìn)行差分Hansen’s J檢驗。此外，GMM又可進(jìn)一步分為一步GMM估計和兩步GMM估計，當(dāng)面板數(shù)據(jù)模型中存在異方差和自相關(guān)時，一步GMM估計傾向于拒絕工具變量有效的假定，因此兩步GMM估計所得到的估計結(jié)果更加穩(wěn)健。本文所采用的經(jīng)濟(jì)計量學(xué)軟件有eviews6.0和stata12.0。

三、實證分析

1．描述性分析

本文以1991—2013年間具有完整數(shù)據(jù)的15個OECD國家為樣本進(jìn)行實證分析，表1揭示了橫截面維度、時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)致意大利和比利時兩國的債務(wù)危機(jī)愈演愈烈，債務(wù)比率接近100%，風(fēng)險較大。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%。從時間維度上看，15個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，財政收入的不足，其大量公共項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，數(shù)據(jù)集具有很強(qiáng)的代表性，適宜進(jìn)行實證研究。

2．單位根檢驗

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，因此本文分別采用基于橫截面相互獨立假定的第一代面板單位根檢驗和基于橫截面相互依存假定的第二代面板單位根檢驗(Pesaran的CADF檢驗)。其中，第一代單位根檢驗又可分為相同根情形下的單位根檢驗(Levin等的LLC檢驗)和不同根情形下的單位根檢驗(Im等的IPS檢驗)兩種。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。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情況。由于篇幅有限，表2僅給出了含有截距和趨勢項的stata面板模型單位根檢驗的結(jié)果。實際操作中，還檢驗了只含有截距項和兩者都不含的情形，結(jié)果與表2類似。可知，不同單位根檢驗方法所得出的結(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)，時間序列具有平穩(wěn)性。

3．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)論可靠還需檢驗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，包括Pedroni檢驗和Kao檢驗，它只能對變量間的單一協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗;一是在Johansen基礎(chǔ)上基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，它可以檢驗?zāi)Ｐ椭卸嘧兞块g的若干個協(xié)整關(guān)系。因此對于多變量模型協(xié)整關(guān)系的檢驗，Johansen檢驗較優(yōu)。選擇序列具有確定性趨勢且協(xié)整方程僅含截距項的模型，利用Eviews得到三組變量組合的Johansen面板協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示。可知兩個統(tǒng)計量均顯示在1%的顯著性水平下存在3個協(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，不會出現(xiàn)虛假回歸問題。

表1 變量的描述統(tǒng)計

表2 面板單位根檢驗

表3 Johansen面板協(xié)整檢驗

4．模型估計

在實證過程中，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)合一步估計法和兩步估計法對政府債務(wù)的動態(tài)面板模型進(jìn)行回歸分析。估計過程中，由于估計值的標(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)的估計值標(biāo)準(zhǔn)差。選取的樣本區(qū)間是從1991—2013年，時期數(shù)T=23較大，充分考慮模型的整體檢驗情況，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(Wald)、自相關(guān)檢驗(AR)、過度識別矩條件檢驗(Sargan)以及針對系統(tǒng)GMM的額外矩條件有效性檢驗(差分Hansen’s J)的計算結(jié)果，確保實證結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

5．結(jié)果分析

表4中Wald檢驗的原假設(shè)為自變量的系數(shù)均為0，其檢驗值除兩步法差分GMM通過10%的顯著性檢驗外，其余均可通過1%的顯著性檢驗，說明線性模型整體顯著。AR檢驗的原假設(shè)是誤差項不存在序列自相關(guān)，其檢驗值均通過二階及高階相關(guān)性檢驗，說明四個模型所得結(jié)果均為無偏一致估計。Sargan檢驗的原假設(shè)為總體矩條件是正確的，差分GMM和系統(tǒng)GMM的一步估計法均沒有通過檢驗，說明其估計結(jié)果不可靠。差分Hansen’s J檢驗是針對系統(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所得到的估計量具有更好的一致性和有效性，進(jìn)行實證分析最為合理。

表4 國防支出與政府債務(wù)實證結(jié)果(GMM估計法)

由表4可知，政府債務(wù)的一階滯后項在1%的水平下顯著且系數(shù)為正，其數(shù)值為0.95。表明現(xiàn)實中政府債務(wù)的變化是個動態(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)實力外，更直接的影響是政府稅收和財政收入的增加，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)理論與實證研究的基礎(chǔ)之上，本文以冷戰(zhàn)結(jié)束為起始點，選取1991—2013年15個數(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，在財政收入一定的前提下，要優(yōu)先保障社會福利政策的實施，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，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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