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我国军事实力的周期波动研究
我国军事实力的周期波动研究
摘要:
本文通过分析我国军事实力的周期波动,揭示了军事实力与经济实力之间的深层联系。
本文利用象征军事实力的军事资本数据和象征经济实力的GDP,采用CF滤波分解法,分解得到它们的周期性成分,并计算这些周期性成分的标准差、自相关系数以及它们之间的时差相关系数。
在此基础上,分析了中国军事实力周期波动的经验特征,总结出中国军事实力周期波动的典型事实。
研究发现,1954以来我国经济实力和军事实力的周期均为7次,并均表现出非对称性,军事实力相对于经济实力的周期波动而言是顺周期的,并且二者是同步的。
关键词:
经济实力;军事实力;周期波动;CF滤波
中图分类号:
F293.3文献标识码:
A
一、周期波动的滤波分解方法
为了分析我国军事实力的发展规律,探究军事实力与经济实力周期波动之间的关系,本文运用序列分解的方法,对我国军事实力的周期性和GDP周期性进行比较分析。
一个序列一般由长期时间趋势T、季节波动S、周期波动C以及不规则波动I组成,将T、S和I从序列中分离出来就得到了序列的周期成分,其中主要是剔除长期趋势。
滤波分解法借助了物理学中滤波器原理,序列中的趋势、周期和不规则成分分别对应谱中的低频、中频和高频成分,在滤去不规则波动部分和长期趋势部分后,剩余部分就是周期波动成分。
最基本的滤波设计有低通滤波、高通滤波和带通滤波三种。
其中,理想的低通滤波只允许低频波或信息通过,而消除高频信息;理想的高通滤波只允许高频波通过,而消除低频波;理想的带通滤波是将低频信息和高频信息过滤掉,只保留中间频率的信息。
从计算关系看,带通滤波可以表示为两个低通滤波或两个高通滤波之差。
在研究周期性中广泛使用的滤波技术主要有三种:
HP滤波、BK滤波和CF滤波
Hodrick-Prescott(HP)滤波是分析长期趋势的一种常用方法。
HP滤波的实质是过滤掉低频的趋势成分,保留高频的周期成分,是一种近似的理想低通滤波。
设{Yt}是一个只包含趋势和波动成分的时间序列,令{YtT}表示其中的趋势成分,{YtC}表示波动成分,那么,
Yt=YtT+YtC,t=1,2,……,T
(1)
HP滤波主要是将{YtT}从{Yt}中分离出来。
一般地,时间序列{Yt}中的{YtT}是不可观测的,常被定义为下面最小化问题的解:
HP滤波的潜在假定序列的周期波动具有对称性,即扩张期和收缩期的长度相等,这可能和现实中周期波动的非对称性相矛盾。
同时肯(King,1993)等人指出,HP分解的准确性会随序列时序特性的变化而变化。
①
BK滤波由巴克斯特(Baxter)和肯(King,1999)提出,是理想带通滤波的一种线性近似。
它过滤掉低频的趋势成分和高频的不规则成分而保留了中间频率的周期成分。
该方法实际上是一种对称的固定加权移动平均:
其中,权数ξ通过密度反应函数的逆傅里叶交换约束条件得到,K表示截断长度,对于年度数据,K一般取3,对于季度数据,K取12。
BK滤波对所有序列都采取固定周期区间的成分分离方法,假设滤波平稳并且对称。
假设但现实中,序列的周期长度并不一定完全集中在BK滤波所设计的区间内,灵活性不够强,仍然没有完全克服HP滤波的缺点。
克里斯提诺(Christiano)和菲茨杰拉德(Fitzgerald,2003)提出了一种新的滤波―Christiano-Fitzgerald(CF)滤波。
在过滤时,CF滤波考虑目标序列的平稳性特征,有选择地使用滤波分解方式。
若序列表现为一阶单整过程时,滤波计算采用下列公式:
为移动平均因子的线性组合。
若序列为平稳序列,需要预先确定时间序列的趋势形式,然后再作剔除分解。
若实际序列为年度数据,样本期的最大值和最小值分别为8和2,若实际序列为季度数据,样本期的最大和最小值分别为32和6。
同HP滤波和BK滤波相比,CF滤波考虑了数据的时序特征,而放弃了滤波的平稳性和对称性假设,因而分解出的周期性成分更为客观、准确。
二、基于CF滤波分解的军事实力周期波动
在采用CF滤波分解之前,需要对各变量进行单位根检验,以明确各变量是否包含长期趋势。
本文采用ADF检验对各序列进行了单位根分析,结果见表1(军事实力采用军事资本数据,用MI表示②,经济实力采用《新中国五十五年统计资料汇编》GDP数据,并利用GDP平减指数将1952-2005年的GDP调整为1952年不变价)。
表1各序列的单位根检验
变量名检验类型ADF检验是否平稳
数值概率
GDP(c,t,7)2.231不平稳
MI(c,t,1)-1.340.867不平稳
注:
滞后阶数根据SIC原则选择。
(c,t,p)分别代表常数项、时间趋势项和滞后。
从以上分析结果看,各个序列存在单位根,很可能存在长期趋势,为此本文主要采用CF滤波对我国GDP和军事实力(MI)进行分解,进而得到各序列的周期成分,分解结果见表2和图1。
表2CF滤波分解结果(周期长度2-8)单位:
亿元
年份GDPMI
趋势成分周期成分趋势成分周期成分
1953628.5084.3087.744.93
1954740.56-27.70109.20-10.40
1955772.28-63.55118.27-11.32
1956741.34-47.22117.17-3.73
1957687.91-1.53112.306.13
1958654.5438.46110.6210.92 续表
年份GDPMI
趋势成分周期成分趋势成分周期成分
1959666.0934.83115.959.51
1960719.61-7.48127.142.00
1961788.8831.57139.21-8.54
1962840.58-21.99146.65-13.68
1963852.87-55.65147.02-10.22
1964826.51-31.54142.72-0.39
1965782.7218.83140.0011.73
1966749.7938.06145.5119.18
1967746.3447.00162.569.06
1968770.9432.75189.15-7.18
1969803.91-30.61218.90-14.06
1970820.00-67.34244.51-16.60
1971804.28-46.98261.64-6.01
1972761.89-4.34271.166.36
1973715.6343.34278.3215.19
1974692.7167.89289.4615.26
1975708.4443.33308.089.17
1976756.40-5.84332.65-6.41
1977811.52-52.96357.53-19.33
1978844.52-75.73376.39-21.94
1979839.73-43.40386.18-2.32
1980805.7120.52389.1511.96
1981771.9072.64391.6116.85
1982772.5472.24399.9716.61
1983826.6429.56416.436.83
1984925.78-26.40437.06-8.38
19851037.56-48.88453.58-20.21
19861123.97-93.22458.26-21.06
19871164.89-82.34449.12-8.56
19881173.2841.00432.227.90
19891192.41130.53419.2523.32
19901274.65125.94421.2827.93
19911452.3441.84442.0615.82
19921716.38-107.26474.72-9.10
19932015.22-176.89504.62-37.27
19942276.64-72.94517.31-40.29
19952442.4514.07507.98-18.39
19962498.09108.26486.9119.46
19972480.80139.21477.0751.81
19982460.0697.16503.9161.57
19992498.800.02581.4526.85
20002614.40-80.33701.38-44.01
20012760.23-203.32831.32-101.27
20022839.25-275.85924.24-107.44
20032745.54-116.12936.16-24.45
20042415.19394.26844.47167.40
20051862.421374.21658.97464.86
图1显示,我国GDP分别在1989年和1997年出现了两次较大的谷峰,而在1993年和2002年出现两次较大的谷底。
军事实力在1998年出现一次较大的谷峰,在2002年出现一次较大的谷底。
根据图1,本文采用谷―谷法对各序列进行了周期划分,结果见表3。
表3各变量的周期划分和特征分析
变量起止时间持续期上升
持续期回落
持续期上升期-
回落期均值标准差波幅
GDP1954-19631046-2-12.0337.88102.01
1964-197074311.0243.86114.34
1971-19788440-3.9152.16143.62
1979-1986835-2-2.1260.25165.86
1987-1993734-1-3.88119.58307.42
1994-2002945-1-30.41142.14415.06
2003-至今
MI1954-1962936-3-2.129.4924.60 1963-19708440-1.0613.1435.78
1971-19788440-0.9614.7037.20
1979-1986835-20.0315.4837.90
1987-19948440-2.5326.0668.21
1995-20028440-13.9365.57169.01
2003-至今
从表3可以得出以下几点信息:
(1)采用CF滤波分解法,得到1954-2005年间我国GDP、军事实力的周期均为7次,平均周期为8.2年。
(2)GDP和军事实力的回落期均大于上升期,从而表现出非对称性。
(3)GDP和军事实力周期成分的标准差在不同周期,其值也不同,并且会随着周期的推进而递增。
GDP周期成分的标准差由1954-1963年的37.88上升到1994-2002年的142.14,几何平均增长速度为30.27%;军事实力周期成分的标准差由1954-1962年的9.49上升到1995-2002年的65.57,几何平均增长速度为47.18%。
(4)从各序列周期成分的均值看,由于均值多数为负值,说明各序列向下的平均偏移量大于向上的偏移量,可以认为各序列在发展深度方面均表现出非对称性。
表4进一步分析了各序列周期波动间的关系。
表4显示,采用CF滤波分解法得到的GDP和MI的周期成分的变异系数(不包括最初两年和最后两年的数据),数值分别为-7.13和-7.61,说明各序列的周期波动程度大体相当。
时差相关系数显示,在k=0处,军事实力的周期成分与GDP周期成分为正相关,说明我国军事实力相对于GDP周期波动而言为顺周期的,而且顺周期关系相当显著。
同时显示,绝对值最大的军事实力周期成分的时差相关系数均出现在k=0处,从而说明我国军事实力和GDP是同步的。
表4GDP和MI周期成分的相关统计量
变量均值标准差变异
系数标准差比率时差相关系数Corr(xt,yt+k)
-2-1012
GDP周期成分-11.5782.46-7.131.000.040.691.000.46-0.26
MI周期成分-3.8229.10-7.610.350.130.650.890.47-0.19
注:
(1)xt代表t期MI的周期波动,yt+k代表t+k期GDP的周期波动,k是时差期数。
(2)舍去了最初两年和最后两年的数据。
三、结论和政策建议
本文利用象征军事实力的军事资本和代表经济实力的GDP,采用CF滤波分解法,深入分析了军事实力的周期波动情况,并探讨了经济实力的周期波动和军事实力周期波动的关系。
得到1954-2005年间我国GDP和军事实力的周期均为7次,平均周期为8.2年。
GDP和军事实力的回落期均大于上升期,从而表现出非对称性。
我国军事实力的周期波动相对于GDP周期波动而言为顺周期的,而且顺周期关系相当显著,进而表明我国军事实力和GDP是同步的。
我国军事实力是随着经济实力的变化和我国的安全环境而呈现出周期波动,今后我们要遵循军事实力和经济实力的这种关系,在充分考虑我国经济承受力的情况下,逐步增强我国的军事实力,而不能盲目单目标地追求军事实力。
注释:
①King,R.G.andRebelo,S.T.TransitionalDynamicsandEconomicGrowthintheNeoclassicalModel[J].AmericanEconomicReview,1993,83(4):
908-31.
②军事资本的数据测度参考闫仲勇、陈波:
《基于永续盘存法的国防实力测度与国际比较》,世界经济与政治论坛,2011
(2):
102-112。
参考文献:
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基金项目:
国家社会科学基金青年项目“军事实力的测度、国际比较与经济增长研究”(11CGJ027)。
作者简介:
闫仲勇(1980-),男,山东肥城人,讲师、博士,美国科罗拉多大学访问学者,研究方向为国防经济、计量经济。
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