中国对外援助对外需影响的实证研究

吕连菊， 阚大学

(南昌工程学院 经济贸易学院，江西 南昌 330099)

中国对外援助对外需影响的实证研究

吕连菊， 阚大学

(南昌工程学院 经济贸易学院，江西 南昌 330099)

利用中国1985～2013年度间的时间序列数据，对变量进行了平稳性检验和协整检验后发现，变量均是一阶平稳变量，变量间存在协整关系。运用OLS法对中国对外援助对外需的影响进行回归分析的结果发现，中国对外援助与外需是正相关关系，但没有通过显著性检验；实际汇率、技术创新能力与外需是正相关关系，也没有通过显著性检验；FDI、OFDI、出口退税和GDP对外需是正面影响，且在不同显著性水平上通过了检验。根据上述结论，提出了相应对策建议，并展望了今后的研究方向。

对外援助；外需；实证研究

2008年全球性金融危机爆发后，世界经济进入衰退，虽然目前全球经济有企稳回升迹象，但全球国际贸易环境恶化，某些国家贸易保护主义抬头，加剧了国际贸易摩擦。作为世界第一出口大国，中国更是面临着日益严峻的国际贸易环境，在与发达国家贸易摩擦持续的同时，与发展中国家的贸易摩擦也不断升级。由于出口是中国经济增长的三驾马车之一，扩大内需在短期内受到多方面因素的制约，效果不太明显，那么后金融危机时代应对国际贸易保护主义，如何扩大中国的外需是摆在我们面前的一个重要课题。

一、文献综述

国内学者关于如何扩大外需的文献颇为丰富。但大都停留在定性分析和经验判断上，缺乏从某一角度进行系统的研究，大多是零散提出一些关于扩大外需的政策。虽然在定量研究方面也做了不少工作，如汇率与出口增长、外商直接投资与出口增长、本地市场效应与出口增长、对外直接投资与出口增长、出口退税与出口增长等，但对影响扩大外需因素的实证分析还显得较为薄弱。本文则从对外援助政策优化调整这一新视角出发，研究如何利用中国的对外援助来应对国际贸易保护主义，扩大中国外需。

国外学者关于对外援助对外需影响的相关文献主要是利用贸易引力模型作为计量模型，实证结果多是对外援助扩大了外需。这些文献可分为两方面：一是以面板数据为样本。Nilsson利用1975～1992年度间欧盟与108个受援国的面板数据进行实证，发现对外援助的出口弹性为0.23，对外援助增加1美元，欧盟出口增加2.6美元[1]；Wagner利用1970～1990年度间20个援助国与109个受援国的面板数据进行实证，发现用固定效应模型估计和用混合OLS估计的对外援助的贸易弹性分别为0.062和0.195，对外援助增加1美元，基于固定效应模型估计和混合OLS估计的贸易分别增加0.73和2.29美元，他还进一步用非线性模型将对外援助对贸易的影响分解为直接影响和间接影响，发现后者大于前者[2]；Nelson and Silva建立了南北不对称贸易引力模型，以发达国家(援助国)和不发达国家(受援国)为样本实证研究对外援助对出口的影响，发现如果援助国GDP大于受援国GDP，则援助国的对外援助会增加其出口[3]；Martinez-Zarzoso et al基于静态和动态贸易引力模型，以1962～2005年度间德国与138个受援国为样本估计了德国对外援助对其出口的影响，发现长期对外援助是出口的Granger原因，出口不是对外援助的Granger原因，短期对外援助不是出口的Granger原因，出口是对外援助的Granger原因；长期对外援助促进了出口，并且这种促进作用随时间变化发生了波动，在90年代是递减的，而在2001～2005年是稳定增加的，同时发现一般援助对出口的影响高于战略性援助[4]；Johansson and Pettersson则以1990～2005年度间184个国家为样本，基于拓展的贸易引力模型实证，发现对外援助中的技术援助和贸易援助显著地促进了出口，同时发现在援助国对外援助的撒哈拉以南非洲、亚洲和拉丁美洲地区，援助国对外援助促进其向撒哈拉以南非洲地区的出口程度最大。[5]与上述支持对外援助扩大外需的结论相反，Lioyd et al以1969～1995年度间4个欧洲援助国与26个非洲受援国为样本进行检验发现，对外贸易是对外援助的Granger原因，对外援助不是对外贸易的Granger原因[6]；Osei et al则利用跨国面板数据实证,发现没有证据表明对外援助扩大了对外贸易，原因在于援助国更关注的是相对援助与相对贸易利得分享，而不是绝对量。[7]二是以时间序列数据为样本。Arvin et al利用德国1973～1995年的时间序列数据对德国不附条件的对外援助与出口进行了Granger因果检验，发现前者是后者的Granger原因，同时发现短期内不附条件的对外援助对出口是负面影响，长期则是正面影响[8]；Martinez-Zarzoso et al以德国及其受援国为样本，利用时间序列数据进行实证，发现德国对外援助增加1美元，其出口增加1.04～1.50美元，该实证结果是稳健的[9]；Lu以美国及其受援国为样本，建立了8个跨国时间序列模型，实证了美国对外经济援助和军事援助分别对其出口和贸易依存度的影响，发现对外经济援助促进了出口以及提高了贸易依存度。[10]

由上可知，国外学者研究的是发达国家对发展中国家的援助对母国外需的影响，其研究结论对中国是否适用尚不清楚。就国内学者关于对外援助对外需影响研究，更多的是从理论上加以分析，如黄梅波和刘爱兰[11]等人的研究，目前尚未见到实证研究。因此，笔者利用中国1985～2013年度间的时间序列数据，在对变量进行平稳性检验和协整检验基础上，实证研究中国对外援助对外需的影响，最后根据实证结果提出相应的对策建议，并指出今后研究方向。

二、实证研究

(一)实证模型设定、变量测度与数据说明

1.实证模型设定

根据以往国内外学者研究各种影响外需因素的实证文献和国外学者关于对外援助对外需影响的实证文献，结合本文需要，笔者设定如下检验模型：

LnWX=β0+β1LnAID+β2LnE+β3LnFDI+β4LnOFDI+β5LnCK+β6LnGDP+β7LnJS+ε,

其中，WX、AID、E、FDI、OFDI、CK、GDP、JS分别表示外需、对外援助、汇率、外商直接投资、对外直接投资、出口退税、国内生产总值和技术创新能力。

2. 变量测度与数据说明

(1)外需WX用出口额来测度。由于1985年1月1日至1994年1月1日，人民币汇率取消内部结算价，实施官方汇率与调剂汇率并存的双重汇率制度，1994年1月1日至2005年7月21日，人民币汇率实行并轨，改过去双重汇率制度为单一汇率制度，2005年7月21日起，中国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，这几次汇率制度改革导致了人民币对美元汇率大幅变动，因此，笔者将各年出口总额按当年时间加权平均汇率调整，分别得到了各年度的真实增加值。出口额的原始数据来源于《中国统计年鉴》。

(2)对外援助AID用对外援助支出额来测度。对外援助支出额的原始数据来源于《中国对外经济贸易年鉴》和《中国统计年鉴》。关于对外援助与外需之间的关系，笔者在认真研究国外文献的基础上，认为对外援助促进外需增加的机理主要有以下几点：一是援助国可以通过对外援助从受援国以优惠的价格获取稳定的能源和原料供应，降低产品生产成本，提高产品国际竞争力，扩大外需；二是援助国企业可以利用本国政府对外援助的机会扩大自己产品的销售市场，将自己的产品推广到国际市场，这是因为受援国人们倾向于消费他们熟悉的商品，如果援助国企业生产的援助物品适合当地人们的消费偏好，他们就会对援助国生产援助物品的企业下定单，从援助国进行采购，从而扩大援助国外需；三是对外援助可以促进受援国经济发展，提高受援国人们的收入，受援国的购买力就会增强，一方面会增加消费品的进口需求，另一方面会增加受援国对于经济进一步发展中所需的资源、技术和设备的进口需求，这都会扩大援助国外需；四是对外援助可以减少援助国的外汇储备，缓解援助国货币升值压力，扩大外需；五是对外援助也有利于援助国货币的国际化进程，提高援助国的经济影响力，从而扩大外需；六是援助国通过对外援助将本国的夕阳产业转移到受援国，一方面可以利用受援国所拥有的比较优势，更重要的是可以淘汰援助国落后产能，促进援助国产业结构升级，这有助于减少援助国与其他国家的贸易摩擦，从而扩大外需。因此，根据上述六点机理分析，笔者预期对外援助促进了中国外需增加，当然对外援助究竟是否促进了中国外需增加还需进行实证检验。

(3)对于汇率E的测度，学者们一般采用名义汇率和实际汇率来衡量。和名义汇率相比而言，实际汇率更能影响一国产品在国际上的竞争力，因此，笔者采用人民币对美元的实际汇率来衡量，根据公式RE=NE*P美/P中可以计算出实际汇率，其中RE为中美实际汇率，NE为中美名义汇率，P美和P中分别为美国和中国的价格水平，用两国消费者物价指数来衡量，基期为1985年，取值为100，中美名义汇率的数据来源于《中国统计年鉴》，两国消费者物价指数的原始数据来源于国务院发展研究中心信息网的经济合作与发展组织数据库。对于汇率与外需之间的关系，传统国际经济学认为，汇率上升导致本币贬值，出口商品的外币价格下降，外需增加。但实证研究却不完全支持这一观点。因此，对于中国而言，汇率与外需之间关系的预期尚不能确定。

(4)FDI采用当年的实际利用外资金额来测度，原始数据来源于历年的《中国统计年鉴》。对于FDI与外需之间的关系，国外学者认为主要存在两种关系:一种是认为两者是相互替代关系；一种是认为两者是互补关系。后来学者们从不同角度进行了研究，认为两者是替代还是互补关系会因FDI的类型、投资动机、产业和企业不同而不同。但绝大多数国外学者的实证结果表明，对于一国而言，两者是互补关系。国内学者也对中国FDI与外需之间的关系进行了很多实证研究，只有少数学者的实证结果表明中国FDI与外需之间是相互替代关系，多数学者的实证结果表明FDI对中国外需起着促进作用。故笔者预期FDI与中国外需是正相关关系。

(5)OFDI采用当年的对外直接投资流量来衡量，其中1985～2001年的数据来源于《联合国贸发会议世界投资报告》，2002～2013年数据来源于中国商务部历年的《对外直接投资统计公报》。对于OFDI与外需之间的关系，国外学者也认为主要存在替代和互补两种关系：一方面，母国在海外子公司的产品在当地销售并被出口到第三国，会引起母国的出口减少；另一方面，在海外投资建厂所需要的资本品(机器、设备)以及生产所需要的中间产品(零部件、原材料等)从投资母国采购，又会增加母国的出口，因此，对于不同国家，OFDI与外需之间的关系更多的是一个实证问题。国外学者的实证结果多是支持互补关系。而国内学者的实证结果往往较为复杂，但也基本上支持中国OFDI促进了外需增加的结论，故笔者预期中国OFDI促进了外需增加。

(6)出口退税CK用历年加权平均出口退税率来测度，原始数据来源于《中国税务年鉴》。对于出口退税和外需之间的关系，一般认为一国政府对出口产品退还其已经缴纳的增值税或消费税等流转间接税，使出口产品以不含税的价格进入国际市场，会提高产品的国际竞争力，促进本国出口。国内外学者对此加以实证研究的结果也基本上支持该观点，因此，笔者预期中国出口退税和外需之间是正相关关系。

(7)对于GDP的测度，为了消除数据中价格因素的影响，笔者运用GDP指数(以1985年为100)对GDP的原始数据进行了折算，原始数据来源于历年的《中国统计年鉴》。对于GDP和外需之间的关系，克鲁格曼曾指出，在一个存在规模报酬递增和贸易成本的世界中，那些拥有相对较大国内市场需求的国家将成为净出口国，即本地市场效应。这已被国内外众多学者加以证实。因此，笔者预期中国GDP和外需之间是正相关关系。

(8)对于技术创新能力JS的测度，笔者采用实证文献中常用的专利授权量来测度。虽然用专利授权量来测度技术创新能力有一定的局限性，如一些技术发明人可能不会为其发明申请专利；专利授权量不能反映技术创新的质量和创新产生的价值等，但在没有更好的测度技术创新能力指标情况下，采用专利授权量来测度是个次优选择。专利授权量的数据来源于《中国科技统计年鉴》和国家知识产权局网站。对于技术创新能力和外需之间的关系，一般认为一国技术创新一方面能提高劳动生产率，降低成本，提升产品的价格竞争力，促进出口；另外一方面能促进产品差异化，更好地满足国外消费者多样化的需求，增加出口。因此，笔者预期中国技术创新能力和外需之间是正相关关系。

文章选择的样本区间是1985～2013年，并且由于数据的自然对数变换不改变原变量之间的关系，能使其趋势线性化，消除序列中存在的异方差，所以已经在设定上述模型时进行了自然对数变换。表1给出了各变量的描述统计量。

表1 变量的描述性统计结果

(二)实证分析

1.平稳性检验

在现代计量经济学中，对时间序列平稳性检验可以以自相关函数为依据来判断，但广为采用的是单位根检验，单位根检验方法常用的有20世纪70年代迪克(Dickey)和富勒(Fuller)提出的DF检验和1979年两人提出的ADF检验。由于实际的时间序列往往不是一个简单的AR(1)过程，而是AR(n)过程，且ADF检验对数据要求更为简单，本文运用Eviews6.0软件对LnWX、LnAID、LnE、LnFDI、LnOFDI、LnCK、LnGDP、LnJS使用ADF来检验平稳性，滞后期根据赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择，表2给出了平稳性检验形式、ADF统计量、临界值和结论。

从表2可以得知，变量LnWX的ADF统计量为-0.333 4，而显著性水平10%临界值为-2.635 5，显然LnWX的ADF统计量大于临界值，故LnWX不能拒绝单位根假设，是非平稳的，进一步对LnWX一阶差分变量DLnWX进行ADF检验，变量DLnWX的ADF统计量为-3.065 4，而显著性水平5%临界值为-2.998 1，显然DLnWX的ADF统计量小于临界值，故DLnWX拒绝单位根假设，是平稳的，即变量为一阶平稳变量。同理，LnAID、LnE、LnFDI、LnOFDI、LnCK、LnGDP、LnJS均不能拒绝单位根假设(ADF值大于临界值)是非平稳的，而它们的一阶差分变量均拒绝单位根假设(ADF值小于临界值)是平稳的，均为一阶平稳变量。

表2 ADF平稳性检验结果

注：检验形式(CTK)分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数，N表示不包括，加入滞后项是为了使残差项为白噪声；*、**、***分别表示1%、5%和10%的临界值。

2．协整检验

由ADF检验可知，上述变量是同阶单整的，则变量之间的某种线性组合可能是平稳的，变量之间可能存在着长期稳定的均衡关系，即协整关系。由于本文是检验多个变量的协整关系，因此，采用Johansen极大似然估计法进行协整检验。检验结果见表3。具体而言，当原假设为不存在协整关系时，迹统计量为281.621 5，而显著性水平5%临界值为125．615 4，显然迹统计量大于临界值，故拒绝不存在协整关系的原假设，说明变量间存在协整关系，继续下面的检验，可以判断出变量间存在至多四个协整关系。

表3 Johansen协整关系检验结果

3．实证结果

由于变量间存在协整关系，因此，可以利用Eviews6.0软件就对外援助对外需的影响作LOS估计，得到如下协整回归方程：

LnWX= -7.5671+0.0793LnAID+0.1491LnE+0.3615LnFDI+0.1284LnOFDI+0.0921LnCK+

(-2.950 3) (0.165 4) (-0.026 3) (3.559 2) (2.584 6) (2.437 0)

1.4225LnGDP+0.0605LnJS+ε，

(4.862 3) (0.010 8)

其中，AdjR2=0.993 6，拟合度较好，F=283.987 9表明协整回归方程通过了F整体检验， D.W=2.074 2说明变量间不存在自相关关系。回归结果表明：

(1)中国对外援助每增加1个百分点，外需增加0.079 3个百分点，中国对外援助与外需是正相关关系，但没有通过显著性检验。这是因为中国的对外援助规模有限。改革开放以来，中国对外援助总和约为1 307.84亿元，年均40.87亿元，对外援助主要采取无偿援助、无息贷款、优惠贷款等方式，与外需相关的混合贷款与项目合资合作方式所占比重虽然在增加，但比重依然不高，因此，对外援助对外需的正面影响并不显著。

(2)中国实际汇率上升1个百分点，外需增加0.149 1个百分点，中国实际汇率与外需是正相关关系，但也没有通过显著性检验。这是因为中国出口的产品大多是劳动密集型产品，缺乏需求弹性，实际汇率上升对这些产品的市场需求的影响是很有限的。

(3)中国FDI流入增加1个百分点，外需增加0.361 5个百分点，并且中国FDI对外需的这种正面影响在5%上水平上通过了显著性检验。原因主要有以下几点：一是在改革开放后，中国对外资企业实施的政策是出口导向政策，其一部分产品不得在中国国内市场销售，必须出口到国外市场；二是中国为了吸引外资，实施了很优惠的政策，外资企业把中国作为其生产加工基地，在中国利用廉价的劳动力和原材料生产产品，降低其生产成本，使其在国际市场上的竞争力增加，然后把生产的产品返销母国或销往第三国家地区，扩大了中国外需；三是外资企业通过示范竞争机制、学习模仿机制、教育培训机制以及劳动力流动等多种渠道产生的技术外溢效应和人力资本溢出效应提高了中国技术水平和管理水平，从而提高了中国企业在国际市场上的竞争力，一些国内出口企业还可能因为外资的流入实现规模经济，降低生产成本，提高国际竞争力，这些都促进了中国出口的增加。

(4)中国OFDI增加1个百分点，外需增加0.128 4个百分点，并且中国OFDI对外需的这种正面影响在10%上水平上通过了显著性检验。这是由于中国目前对外直接投资的行业比较集中在制造业、批发零售业和采矿业等劳动密集型行业，中国对外直接投资主要是垂直型的对外直接投资，在垂直型对外直接投资条件下，带动了中国资本品和中间产品的出口。

(5)中国出口退税率增加1个百分点，外需增加0.092 1个百分点，并且中国出口退税对外需的这种正面影响在10%上水平上通过了显著性检验，这证实了笔者的预期。

(6)中国GDP增加1个百分点，外需增加1.422 5个百分点，并且中国GDP对外需的这种正面影响在1%上水平上通过了显著性检验，这证实了中国存在本地市场效应，说明中国国内市场较大，在产品生产上存在规模经济，降低了产品生产的平均成本，增加了产品在国际上的竞争力，带动了出口增加。

(7)中国技术创新能力提高1个百分点，外需增加0.060 5个百分点，中国技术创新能力与外需是正相关关系，但没有通过显著性检验。这是因为中国技术创新能力薄弱，对于产品的价格竞争力的提升有限，从专利授权量可以看出，中国与国外在最能体现一国技术创新能力的发明专利授权量占专利授权总量的比重上差距较大，在个别年份(如2001、2002和2003年)这一比重甚至不到国外的一半，并且中国的发明专利多集中在传统行业和劳动密集型行业，因此，技术创新能力对外需的正面影响不显著。

三、结论与今后的研究方向

根据上述实证结果可知，为了更好地扩大中国外需，应采取如下措施：一是伴随中国经济的平稳增长，逐步扩大对外援助规模，更重要的是优化中国对外援助的结构，在适当增加无偿援助、无息贷款和优惠贷款规模的同时，提高与外需相关的混合贷款与项目合资合作方式所占比重，这有助于中国通过对外援助从受援国以优惠的价格获取稳定的能源和原料供应，降低产品生产成本；有助于中国通过对外援助扩大产品的销售市场，将产品推广到国际市场；有助于中国通过对外援助减少外汇储备，缓解人民币升值压力，扩大外需；有助于中国通过对外援助加速人民币的国际化进程，提高中国在国际市场上的影响力，扩大外需；有助于中国通过对外援助促进产业结构升级，从而减少中国的贸易摩擦，扩大外需。二是继续鼓励引进FDI，但在注意扩大引进FDI数量的同时，要加强FDI的区域投资导向，鼓励FDI以中外合资经营和中外合作经营的方式流入，鼓励外资企业对本地员工进行教育培训，鼓励外资企业与国内企业、大学和科研院所合作，提高FDI的技术外溢效应和人力资本溢出效应，从而提高中国技术水平和管理水平，提高中国企业在国际市场上的竞争力，扩大外需；继续鼓励中国企业进行对外直接投资，在增加垂直型对外直接投资规模的同时，要加大对那些技术先进国家和技术含量高的行业的水平型对外直接投资，这样不仅可以通过垂直型对外直接投资带动中国资本品和中间产品的出口，长期还可以通过水平型对外直接投资促进中国技术升级，提高劳动生产率，降低产品成本，增强国际竞争力，扩大外需；此外，中国还可以通过出口退税、增加人们收入，扩大国内市场，发挥本地市场效应以及增加研发投入，提高技术创新能力等方法扩大外需。

对外援助对外需的影响是较为复杂的问题，涉及国际贸易和发展经济学等多个领域，文章仅是利用时间序列数据考察了中国对外援助总量对外需的影响，今后将利用1998～2013年跨国动态面板数据对中国对外援助对外需的影响进行各种计量检验，并将对外援助对外需的影响纳入贸易引力模型中，同时考虑到对外援助对外需的影响程度可能受到国内外一些因素(汇率、外商直接投资、对外直接投资、收入水平、两国距离、共同语言、优惠贸易协定)的制约，将这些因素作为控制变量纳入贸易引力模型中，建立起一个拓展的贸易引力模型，并运用系统广义矩估计方法消除解释变量的内生性问题，对中国的对外援助对外需的影响进行实证研究，并将中国对外援助按方式和内容进行分类，实证研究不同类型的对外援助对外需的影响。此外，用非线性模型将中国对外援助对外需的影响分解为直接影响和间接影响进行进一步实证研究；最后根据上述实证结果，借鉴发达国家、新兴市场经济体和其他发展中国家的对外援助政策，从对外援助政策和贸易政策的互补性角度提出扩大中国外需的政策建议。

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[2]Wagner,D. Aid and Trade: An Empirical Study[J].Journal of the Japanese and International Economies,2003，(17):153～173.

[3]Nowak-Nelson, D， S.Juhasz Silva. Does Aid Cause Trade? Evidence from an Asymmetric Gravity Model[R]. Working Paper,Murphy Institute,Tulane University, New Orleans,2007.

[4]Inma Martinez-Zarzoso,Felicitas Nowak-Lehmann D.,Stephan Klasen, Mario Larch. Does German Development Aid Promote German Exports[J]. German Economic Review,2009，(10):1～22.

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[11]黄梅波,刘爱兰.中国对外援助中的经济动机和经济利益[J].国际经济合作,2013，(4):62～67.

An Empirical Study on Influence of Foreign Aid on External Demand

LV Lian-ju, KAN Da-xue

(School of Economics and Trade, Nanchang Institute of Technology, Nanchang 330099, China)

By using time series data from 1985 to 2013 of China, the authors tested variables for the stationarity and cointegration and found that variables are first-order stationary variables, and there are cointegration relationships between the variables. By using OLS method to make regression analysis of the influence of foreign aid on external demand, the results show that the relationship between foreign aid and foreign demand is positively correlated, but it does not pass the significance test. The real exchange rate, technological innovation and the external demand are positive correlations, but also do not pass the significance test. The influences of FDI,OFDI,export tax rebates and GDP on external demand are positive, and pass the test in different significant levels. According to the above conclusions, the authors put forward corresponding suggestions, and point out future research directions.

foreign aid; external demand; empirical study

1671-1653(2016)04-0001-06

2016-07-23

吕连菊(1982-)，女，湖北武穴人，南昌工程学院经济贸易学院讲师，硕士，主要从事区域经济与国际贸易研究。

F752

A DOI 10.3969/j.issn.1671-1653.2016.04.001