促贸援助有效性再检验及作用机制的异质性分析——来自“一带一路”沿线受援国的经验证据

刘恩专 路璐

(天津财经大学 经济学院，天津 300222)

一、引言

“促贸援助”(Aid for Trade)作为OECD的全球发展重要议题，旨在帮助发展中国家克服国内供给侧和贸易相关基础设施建设所带来的发展瓶颈，提高其在双边、区域和多边谈判中的话语权，进而达到建立基本贸易能力、获得有效贸易利得的最终目的[1]。2005年世界贸易组织香港部长级会议明确要求扩大促贸援助范围，帮助发展中国家特别是最不发达国家从双边及多边贸易体制中受益，促贸援助自此成为WTO与OECD共同关注的重要发展议题[2]。促贸援助是OECD“官方发展援助”(Official Development Aid，ODA)的重要组成部分[3]，更是援助体制改革的必然选择[4]。

现有研究已分别从援助动机[5-6]、援助模式[7-9]、援助资金分配[10-11]和援助效果[12-14]四方面于对外援助宏观层面进行了系统性研究。文献针对前三方面的研究结论高度一致，但针对援助效果的争论不仅存在于对外援助整体层面，在促贸援助领域也未达成共识。黄梅波和朱丹丹(2014)[15]利用贸易成本函数分析了援助、制度、基础设施对受援国贸易成本的影响,选取63个受援国2005-2011年的面板数据检验促贸援助对受援国贸易成本的影响。研究表明促贸援助可以显著降低受援国出口成本；Gnangnon(2019)[16]利用2002-2015年104个受援国数据采用系统GMM估计方法证明了促贸援助能有效促进受援国出口多样性，且这一结论在最不发达受援国同样成立，说明促贸援助有效帮助广大发展中国家更大程度地融入全球贸易体系；但也有文献对促贸援助有效持反对观点：Turner(2013)[17]的研究表明促贸援助是否有效取决于受援国就业结构。如果受援国低收入人口多从事农耕行业，促贸援助就无法对受援国减贫起到积极作用。Cirera和Winters(2015)[18]指出在帮助撒哈拉以南非洲受援国实现经济转型的过程中，促贸援助是无效的。尽管现有文献对促贸援助有效性的研究较为全面，但针对不同援助参与方、援助细分以及援助影响机制的异质性分析明显不足。另外，文献多以受援国出口结构及成本作为观测变量进行实证，从而忽略了由于受援国多以发展中国家为主，对追求出口总量增加这一本质问题的探讨。

促贸援助是由援助双方合作的一系列复杂项目组成。WTO将促贸援助按内容分为六类(1)(1)对贸易政策和制度的援助；(2)对贸易发展的援助；(3)对与贸易相关的基础设施建设的援助；(4)对生产能力构建的援助；(5)对与贸易相关调整的援助；(6)其他。，OECD在上述六类援助内容基础上进行合并，结合OECD-CRS数据库五位编码记录形式，将促贸援助分为三类(1.贸易政策调整；2.经济基础设施援建；3.生产能力构建)共计104项援助内容(2)(1)贸易政策及规则的调整(编码前三位为331)，具体可细分6项；(2)与贸易相关的经济基础设施建设(编码前三位为210、220、231、232、233、234、235、236)，具体可细分为运输与仓储(7项)、通讯(4项)、能源生产和供应(23项)三个子领域共计34项；(3)生产能力构建(编码前三位为240、250、311、312、313、321、322)，具体可细分为银行和金融服务(5项)、商业和其他服务(2项)、农业(18项)、林业(6项)、渔业(5项)、工业(17项)、矿产资源与开采业(10项)和旅游业(1项)八个子领域共计64项。。经济全球化加速各国贸易自由化进程，而贸易自由化会引起关税减少进而各国政府财政收入缩减，这种变化对发展中国家的冲击尤为明显[19]。从援助国角度来看，“发展援助委员会”(Development Assistance Committee，DAC)不仅是OECD的重要机构，更是发达国家向发展中国家提供援助的核心机构。“有效发展合作的全球伙伴关系”(Global Partnership for Effectiveness Development Cooperation，GPEDC)就是由DAC和联合国开发计划署共同管理，目的是成为行为主体讨论发展有效性相关议题的平台[20]。从受援国角度来看，“一带一路”沿线国家面临开放程度各异、贸易发展严重失衡等困境；众多贸易小国与内陆国家仍饱受基础设施及互联通讯条件的局限性未跨越发展瓶颈，新建及巩固贸易伙伴均面临巨大挑战。遗憾的是，着眼于DAC成员及其对“一带一路”沿线国家促贸援助的研究是现有文献的空白。

促贸援助是国家主权、国家制度和战略间如何协调的复杂问题。由于WTO多哈回合谈判成果对发达国家极为有利，因此促贸援助可看作是对发展中国家的一种补偿。但这种补偿有导致促贸援助非有效的可能。许多发展中国家认为，提供援助与其说反映了加速发展的强烈愿望，不如说是提供了最起码的条件，使它们能够维持下去，这样它们就不会离开这个体系。本文首先对促贸援助有效性文献进行梳理，然后利用开放经济一般均衡模型对促贸援助有效性进行机理分析并提出假说，再利用扩展引力模型及中介效应模型对假说进行检验，最终得出本文结论并据此提出政策建议。本文的边际贡献有以下两点：(1)依托开放经济一般均衡模型并对其进行拓展，结合促贸援助分类，对援助异质性作用机制进行了经济学分析。这不仅丰富了促贸援助有效性的经济学理论基础，也为三类援助效果提供了理性依据；(2)在上述理论模型的基础上，利用中介效应模型对不同类别促贸援助发挥作用的异质性机制进行了检验，揭开了援助有效的黑箱。

二、文献综述

促贸援助是发达国家用来帮助发展中国家跨越贸易发展瓶颈，促进经济和体制发展的重要政策工具之一，其是否有效在过往研究中未得出统一结论，并由此衍生诸多争议。因此促贸援助有效性应成为研究重点[21]。与促贸援助有效性密切相关的文献可分为有效性测度和影响机制检验两个分支。

(一)促贸援助有效性

促贸援助有效性测度文献研究结论共有三种：有效、条件有效和无效。对促贸援助是否有效存在研究分歧的一个客观解释是“微观-宏观悖论”(micro-macro paradox)的存在[22]，即援助有效结论依赖样本选择与援助内容。Younas(2008)[23]以援助动机作为出发点，分析了援助国多以利己动机为出发点提供资金，这种与援助利他性质形成的矛盾是对外援助无效的主要原因。还有文献认为援助无效的原因与受援国公共支出有关，接受援助是对政府资金不足的一种补充，会有扩大公共开支的可能，而这部分开支对受援国经济增长、贸易扩大和减贫并无积极作用[24-26]。Hühne等(2014)[27]发现促贸援助的积极影响取决于受援国经济发展水平、地理位置和援助动机。

基于受援国单边视角探究促贸援助有效性的文献多得出积极结论：Helble等(2012)[28]以贸易总量作为援助有效性测度指标，发现第一类援助每增加1%(相当于增加约1 170万美元)，可使全球贸易增加约8.18亿美元。具体地，此类援助在贸易创造中产生约697美元的回报。Ghimire等(2016)[29]采用系统广义矩估计、似不相关回归、最小角回归三种估计方法分别考察了促贸援助对受援国出口总量、出口总量增长率和出口总量占比GDP的影响。结果显示促贸援助对上述三类指标均具有积极作用但存在“门槛效应”。Busse等(2012)[30]关注促贸援助中“贸易便利化援助”(Aid for Trade Facilitation)，以贸易成本作为援助有效性测度指标，选取99个发展中国家2004—2009年数据发现对贸易便利化的援助与受援国贸易成本负相关。

基于援助国和受援国双边视角探究促贸援助有效性的文献结论存在分歧：黄梅波和朱丹丹(2015)[31]以出口多样性作为受援国贸易结构的代理指标，使用66个受援国2002—2011年间的面板数据实证分析了促贸援助与受援国出口多样性之间的关系。研究表明：促贸援助能否促进受援国出口多样性取决于促贸援助类别：整体援助和第三类援助能够提高受援国的出口多样性水平,其余两类援助对受援国的出口多样性没有显著影响.Ferro等(2011)[32]重点关注促贸援助中与服务业相关的援助(包括交通运输、信息通信技术、能源、银行/金融服务和商业服务五个子类别的援助)是否对受援国下游制造业产生积极影响。通过基于世界投入产出表的计算发现二者呈显著正相关关系，在控制了受援国行业间收入水平差异后上述结论依然成立。

从样本选择来看，现有促贸援助有效性测度在研究对象上多针对非洲受援国或广大发展中国家，未见有针对“一带一路”沿线受援国的研究；从研究深度来看，基于援助国和受援国双边视角，结合援助双方个体差异，深入研究援助内容异质性及其政策组合与援助有效性的关系是现有文献的研究空白。在我国推进“一带一路”国际合作机制、探索贸易畅通具体路径中，加强对外援助领域国际合作和能力建设是重要内容。这势必要同长期存在的OECD尤其是DAC成员对外援助在“一带一路”沿线国家的促贸援助体系发生联系。为此，进行基于DAC成员对“一带一路”沿线国家促贸援助的有效性及其路径的研究，对于我国积极推进“一带一路”贸易畅通的政策选择有着十分重要的意义。

(二)促贸援助传导机制

贸易能力提升是被文献证实的促贸援助传导机制之一。一国基础设施质量不仅是出口增长的决定因素之一[33-34]，也是一国贸易能力的体现[35]。Vijil和Wagner(2012)[36]利用出口绩效模型解释了促贸援助与受援国出口增长的理论机制。模型显示一国出口总量由主要出口行业相对成本、基础设施水平、经济发展水平、进口国市场开放程度和人均受援助金额共同决定；实证研究证明了促贸援助特别是针对受援国边境内的措施对出口拉动作用最为明显；具体地，对发展中国家人均基础设施承诺的援助每增加10%，其出口总量与GDP之比平均增加2.34%，相当于关税和非关税壁垒减少了2.71%。朱丹丹和黄梅波(2018)[13]认为促贸援助提升了受援国开展国际贸易的能力，增加其对外贸易规模，进而通过贸易的先导作用促进受援国的生产和经济增长。

贸易成本也被证实为促贸援助有效传导机制[37]。Cali和Velde(2008、2011)[38-39]在验证了促贸援助条件有效的基础上通过跨境运输效率作为贸易成本的代理变量，验证了促贸援助显著降低受援国贸易成本从而促进出口增长。

现有文献对促贸援助机制的探讨存在两方面缺陷：第一，机制探讨基于促贸援助整体。正如上文指出，促贸援助涵盖范围广，涉及内容多。以总援助为基准的单一传导机制检验缺乏实践指导意义；第二，贸易成本代理变量选取过于简单，单纯使用跨境运输效率单一指标不利于全面衡量受援国贸易成本。为弥补上述缺陷，本文首先以总援助为基准，为促贸援助有效性找到了一条全新的传导机制；然后借助双边出口数据精确贸易成本核算，结合促贸援助分类，厘清了不同细分援助对受援国出口影响机制的异质性。在丰富现有理论研究的同时，更有利于指导我国在推进“一带一路”倡议实施中主导并参与同沿线国家的各类经贸合作项目。

三、理论模型与研究假说

为探究DAC成员促贸援助对“一带一路”沿线受援国出口的影响及其作用机制，本文借鉴Redding等(2003、2004)[40-41]开放经济一般均衡模型进行机理分析。

假设世界上有C个国家，每个国家生产差异化产品用于国际贸易，生产同质化产品国内消费。所有国家国内生产成本为内生给定。各国消费者偏好服从CES形式

(1)

其中，σ为产品间替代弹性(σ>1)；Ni为i国生产产品种类；cij为j国消费i国产品数量，即i国对j国的出口。消费者在如下预算约束条件下追求最大化效用

(2)

其中，pij是在i国生产、j国消费的产品价格。pij=piTij，其中，pi为产品在i国市场销售的产品价格，Tij为双边贸易产品冰山损耗系数[42]。联立式(1)(2)可得产品需求函数和价格函数

cij=(pij/pj)-σ(Yj/pj)

(3)

(4)

i国对j国总出口由式(5)决定

Xij=Nipijcij

(5)

将式(3)代入式(5)整理后得

(6)

(7)

将式(7)代入式(6)整理，最终得到一国出口决定方程

(8)

式(8)借助开放经济一般均衡分析框架分析了出口决定因素。具体地，促贸援助主要通过改变式(8)中pi及Tij影响受援国出口。贸易成本具有复杂、分散且难以精确计算的特点，根据贸易pi成本涵盖边界差异可将贸易成本分为广义贸易成本(pi)与狭义贸易成本(Tij)[44]，其中广义贸易成本(pi)又可进一步分为关境内成本(piI)和关境上成本(piO)。通过对贸易成本的细分可以看出，第一类促贸援助A1(贸易政策及规则的调整)通过改善受援国规制环境影响关境内成本(piI)；第二类促贸援助A2(与贸易相关的经济基础设施建设)通过提高受援国跨境运输及通关效率影响关境上成本(piO)；第三类促贸援助A3(生产能力构建)通过提高受援国生产速率及产品质量影响狭义贸易成本(Tij)。由此，促贸援助受援国的出口决定方程可在式(8)的基础上改写为

(9)

式(9)分别对A1、A2、A3求一阶偏导得

(10)

(11)

(12)

其中，

H1促贸援助对受援国出口增长具有积极作用。

H2三类促贸援助发挥作用的有效途径各异。第一类援助通过降低受援国关境内贸易成本促进出口；第二类援助通过降低受援国关境上贸易成本促进出口；第三类援助通过降低狭义贸易成本促进出口。

四、计量模型设定与回归结果分析

(一)模型设定

为了检验DAC成员对“一带一路”沿线受援国促贸援助有效性，选取2008-2017年数据，结合前述开放经济一般均衡模型分析设定如下扩展引力模型验证上文提出的假说1

lnexpijt=α0+α1lnaidijt+α2lnGDPit+α3lnGDPjt+α4lnpopit+α5lnpopjt+α6lndistanceij+α7controlsij+λijt

(13)

其中，i,j分别表示促贸援助受援国与援助国，t表示年份，exp表示出口额，aid表示接受促贸援助金额，GDP表示国内生产总值，pop表示人口总数，distance表示双边地理距离，controls为控制变量集，λ为随机扰动项。具体地，控制变量集包括：(1)受援国是否为内陆国家(landlock)；(2)受援国与援助国是否接壤(border)；(3)受援国与援助国官方用语是否一致(comlanguage)。

(二)样本选取与变量统计性描述

通过匹配“一带一路”沿线国家、OECD-CRS数据库与联合国商品贸易统计数据库，获得本文样本国家(3)援助国：澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、冰岛、爱尔兰、意大利、日本、韩国、卢森堡、荷兰、新西兰、挪威、波兰、葡萄牙、斯洛伐克、斯洛文尼亚、西班牙、瑞典、瑞士、英国、美国；受援国：阿富汗、阿尔巴尼亚、亚美尼亚、阿塞拜疆、巴林、波黑、白俄罗斯、文莱、中国、埃及、格鲁吉亚、克罗地亚、印度尼西亚、印度、以色列、约旦、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、黎巴嫩、摩尔多瓦、马尔代夫、马其顿、缅甸、黑山、蒙古、马来西亚、巴基斯坦、菲律宾、巴勒斯坦、塞尔维亚、泰国、土耳其、乌克兰、乌兹别克斯坦。。为减少模型内生性同时避免组间异方差对回归结果的影响，计量方程连续变量均取对数形式。采用面板混合效应模型进行回归。基准回归变量数据来源与统计性描述见表1。需要说明的是，对于当年未接受促贸援助及双边出口额为零的情况，参考Cali和Velole(2008)[38]采用原值加1后取对数的方法解决。

表1 基准回归变量数据来源与统计性描述

(三)基准回归结果与分析

表2列(1)为基准回归结果。结果显示核心解释变量系数在1%显著性水平下为正，即DAC成员促贸援助对“一带一路”沿线受援国有效，促贸援助有效促进了受援国对援助国的出口增长。促贸援助金额每增长1%，对受援国出口增长的积极作用约为0.04。列(2)是在基准回归的基础上，进一步控制了援助双方个体差异及年份差异后的回归结果。结果显示，核心解释变量Inaid系数虽然仍在1%显著性水平下为正，但有所减小。这说明援助国、受援国及接受援助年份三方面差异会对促贸援助效果产生不同作用。后文异质性检验中将针对上述问题进行详尽论述。受援国与援助国GDP与出口显著正相关，符合经济常理。一国人口总数通常用于代表国内市场规模。受援国人口总数与出口显著负相关，一个合理的解释为沿线受援国发展水平普遍较低，受援国生产能力存在不同程度不足，满足一国国内居民消费需求是商品进入流通市场后的主要目的，因此受援国人口总数会抑制出口。援助国人口系数在控制了双边国家及时间差异后显著为负，说明“一带一路”沿线受援国倾向于向拥有较小国内市场的DAC成员出口本国产品。双边地理距离distance不显著，可能的原因是援助双方国家均集中于亚欧大陆，双边地理距离差异不大。控制变量集中共同语言及共同边界在表2列(2)显著为正，与经典贸易引力模型中“语言效应”及“边界效应”一致。可见，上述检验结果较好地验证了前文提出的假说1。

(四)内生性处理

促贸援助与出口增长间可能存在不可忽视的内生性问题：虽然促贸援助资金理应青睐存在严重贸易发展障碍的受援国，但资金自身“逐利”的特质有致使援助资金倾向流入出口能力较强受援国的可能。为解决援助金额与受援国出口可能存在的反向因果关系导致模型设定存在内生性问题，本文利用工具变量法对基准模型进行再次进行估计。参考Clemens等(2004)[45]和Boone(2016)[26]，采用援助金额滞后一期和滞后二期共同作为促贸援助的工具变量，回归结果见表2列(3)。结果显示，不可识别检验LM统计值较大，拒绝了工具变量不可识别的假说；Cragg-Donald Wald F统计值较大，拒绝了弱工具变量的假说；Sargan统计量为1.352，接受了工具变量不存在过度识别的假设。上述三个检验共同说明本文选取的工具变量是有效的。同时，核心解释变量lnaid系数仍在1%显著性水平下为正，与前述基准回归结论类似，说明在处理了模型设定可能存在的内生性问题后，DAC成员对“一带一路”受援国的促贸援助依旧有效。

(五)稳健性检验

2008年全球金融危机重创发达国家资本市场。促贸援助资金主要以援助国自有资金为主，国际金融市场融资为辅。其中自有资金主要有以下几类：(1)国家财政预算资金；(2)援助贷款的本息偿还；(3)政府彩票收入；(4)地方财政预算资金。根据OECD-CRS数据库的统计，以固定美元分配额计算的DAC成员促贸援助金额自2008年起明显下降，由2007年的139.73亿美元逐年下降到2010年的98.23亿美元；随后逐年攀升，2013年恢复至117.97亿美元。为检验计量方程设定的稳健性，剔除2008年全球金融危机引起的DAC成员促贸援助资金波动对本文实证结果的影响，将样本时间缩短至2011-2017年，回归结果见表2列(4)。结果显示，lnaid系数仍在1%显著性水平下为正，其余解释变量系数及显著性较基准回归相比并未发生较大改变，证明模型设定稳健。

表2 基准回归结果

已有文献证明对外援助资金额与援助有效并非呈正相关关系。Dalgaard等(2004)[12]利用跨期内生增长模型说明援助资金不宜密集投放。Hermes和Lensink(2003)[46]使用截面数据利用OLS回归证明了援助是否有效取决于是否接受援助而非援助资金金额。因此，为避免援助金额对促贸援助有效性估计的偏差影响并再次检验模型设定稳健性，采用虚拟变量ifaid替换式(13)中核心解释变量按式(14)进一步回归。具体地，若当年接受DAC成员援助取1，否则取0。回归结果见表2第(5)。与基准回归相比，ifaid较基准回归中lnaid估计系数虽有所增大，但其符号及显著性并未发生变化。其余解释变量符号及系数均未发生较大变化，再次证明模型设定稳健。

lnexpijt=χ0+χ1ifaidijt+χ2lnGDPit+χ3lnGDPjt+χ4lnpopit+χ5lnpopjt+χ6lndistanceij+χ7controlsij+γijt

(14)

(六)异质性分析

(1)基于援助内容异质性

为考察DAC促贸援助对“一带一路”受援国出口影响的异质性，依据前文OECD对促贸援助内容的分类，按式(15)进行回归。具体地，u代表促贸援助分类，u=1、2、3分别为第一类(贸易政策及规则的调整)、第二类(与贸易相关的经济基础设施建设)和第三类(生产能力构建)促贸援助。三类促贸援助数据根据OECD-CRS数据库五位编码形式进行合并加总，其他变量的含义和设定方法同前。回归结果见表3。列(1)为将三类援助同时对受援国出口回归的结果，列(2)至列(4)为三类援助分别对受援国出口回归的结果，列(5)至列(7)为三类援助两两组合对受援国出口回归的结果。第一类援助在列(1)(2)显著为正，结合第一类援助非资金依赖型特质，这种“以小博大”的促贸援助在为“一带一路”受援国贸易发展带来长期利好的同时，也节约了DAC成员稀缺的援助资金。第二类援助只在列(3)显著为正，说明只有单独投放第二类援助资金才会对受援国出口增长产生积极作用。第三类援助在列(1)(4)(6)均显著为正，且在列(4)(6)系数增大，说明第三类援助与其他两类援助资金共同投放、单独投放或与第一类援助资金组合投放均对受援国出口增长具有促进作用，促进作用明显高于第一、二类援助，找出了为前文得出的DAC成员在“一带一路”沿线国促贸援助有效结论的主要原因。上述结论不仅揭示了三类促贸援助政策组合效果的异质性，还为过往”援助无效论”找到了一个解释。

表3 基于援助内容异质性的实证结果

(15)

(2)基于援助双方地理位置的异质性检验

亚洲不仅是“一带一路”沿线国家分布最为集中的地区，也是OECD促贸援助资金重点投放的地区。根据OECD 2019年促贸援助报告的统计，自促贸援助倡议提出以来累计投放41亿美元，其中15.5亿美元投放于亚洲；共设立超过17万个援助项目，其中亚洲超过5万余个。针对亚洲受援国进行促贸援助有效性再检验，不仅有利于探究地理位置对援助有效性的影响，还为我国在亚洲践行“一带一路”倡议具体举措提供新思路，回归结果见表4。列(1)(2)为总援助及三类援助对亚洲受援国出口的影响。总体来看，DAC成员对亚洲受援国的促贸援助是有效的；对比表2列(1)，估计系数明显下降，说明DAC成员在亚洲地区援助效果不及整体地区。其可能的原因是DAC成员以欧美发达国家为主，鉴于殖民历史与国家安全战略选择，非洲及欧洲“一带一路”沿线受援国是其重点关注区域。进一步地，为探究援助国地理位置对亚洲受援国促贸援助有效性的异质性影响，本文将DAC成员分为北美洲援助国、亚洲援助国、欧洲援助国及大洋洲援助国四组分别进行回归，结果见表4列(3)至列(10)。总体来看，除亚洲援助国外，其余大洲援助国对亚洲受援国总体促贸援助有效，其中大洋洲援助效果最佳，北美洲次之。具体来看，第一类援助只有北美洲援助国有效；第二类援助只有亚洲援助国有效；北美洲、欧洲及大洋洲援助国第三类援助均有效，但有效性程度不同：大洋洲第三类援助对亚洲受援国出口拉动作用最大，北美洲其次，欧洲作用最小。上述结论与林毅夫和王燕(2016)[47]研究结论一致。新结构经济学认为，能够快速推动一个低收入国家经济发展最有效、最持久的方法就是重点发展具有潜在相对优势的产业，而援助国同时需要输出自身存在比较优势的产业。二者匹配程度与援助效率高度相关。

表4 基于地理位置异质性的实证结果

五、中介机制检验

(16)

(17)

促贸援助是以帮助发展中国家，特别是最不发达国家，从世贸组织协定中受益，并在更广泛的范围内扩大贸易为目的的全球发展倡议。扩大贸易本质上是通过一国开放水平提高实现的。因此，本文选取世界银行一国开放程度指标open作为整体促贸援助的中介变量，检验开放水平对DAC成员促贸援助的中介作用，结果见表5列(1)-(3)。可以发现，列(2)中核心解释变量lnaid的系数显著为正，说明DAC促贸援助对受援国开放程度产生了正向的促进作用；列(3)给出了受援国出口对促贸援助和受援国开放程度的回归结果，发现核心解释变量lnaid和中介变量open的系数都显著为正。同时，相对于列(1)来说，列(3)中核心解释变量lnaid的系数明显下降，说明一国开放程度在整体促贸援助促进受援国出口方面起到了部分中介效应。

世界银行“营商环境指标”(Doing Business Index)是目前针对一国规制水平较为全面的代理指标。该指标由开办企业、办理施工许可、获得电力、登记财产、获得信贷、保护少数投资者、纳税、跨国贸易、执行合同、办理破产10个分指标构成。考虑到受援国数据的可获得性结合促贸援助具体分类内容，选取10个分指标中开办企业作为本文广义贸易成本中关境内成本的代理变量，与第一类援助进行中介机制检验，结果见表5列(4)-(6)。可以发现，列(5)中核心变量的系数显著为正，说明第一类援助对受援国营商环境产生了正向的促进作用；列(6)给出了受援国出口对第一类援助和受援国营商环境的回归结果，发现核心解释变量lnaidu=1和中介变量lndb的系数都显著为正。同时，相对于列(5)来说，列(6)中核心解释变量lnaidu=1的系数明显下降，说明受援国营商环境在第一类援助促进受援国出口方面起到了部分中介效应，证明了上文提出的假说2。

表5 中介机制检验回归结果(1)

对于资金依赖型并主要由官方机构承接和管理的第二类援助项目来说，受援国自身基础设施水平在其援助修建及运营过程中发挥着重大作用，良好的基础设施水平能够缓解市场资源配置作用较小的困境，保障项目实施的效果，对受援国出口增长做出巨大贡献。本文选取世界银行每百人移动电话保有数量指标lnmobile作为广义贸易成本中关境上成本的代理变量，与第二类援助进行中介机制检验，结果见表6列(1)-(3)。可以发现，列(2)中核心变量lnaidu=2的系数显著为正，说明第二类援助对受援国基础设施水平lnmobile产生了正向的促进作用；列(3)给出了受援国出口对第二类援助和受援国基础设施水平的回归结果，发现中介变量lnmobile系数显著为正，同时，相对于列(2)来说，列(3)中核心解释变量lnaidu=2的系数由显著变为不显著，说明受援国基础设施水平在第二类援助促进受援国出口方面起到了完全中介效应，同时再次证明了上文提出的假说2。

早期引力模型认定双边贸易成本具有冰山成本性质且具有对称性，即Tij=Tji。该假设缺乏理论依据，与真实情况存在严重偏差。Novy(2006、2013)[49-50]对其进行改进，在垄断竞争框架下引入非对称双边贸易成本，提高了贸易成本测算精准度。本文参考上述方法首先对“一带一路”沿线国家与DAC成员双边贸易成本进行计算作为狭义贸易成本的代理变量，再与第三类援助进行中介机制检验。双边贸易成本具体计算模型如下

(18)

Xii=SjYi-Xij

(19)

Xjj=SjYj-Xji

(20)

其中Xii、Xjj为i国与j国国内贸易份额，其由一国国内生产总值Yi、Yj、出口额Xij、Xji及可贸易商品份额Si、Sj决定，σ为产品间替代弹性。式(18)为非对称双边贸易成本关税等价形式。由于各国国内贸易额数据较难获得，本文参考WEI(1996)[51]根据国民收入恒等式加市场出清条件估算国内贸易额。商品间替代弹性σ的取值，参考Anderson等(2003)[52]经验数据，取值为中等水平8。同时，基于WEI(1996)[51]对于国内贸易的估算公式，需要从GDP中剔除不可贸易品。Anderson和Wincoop(2004)[44]及钱学锋(2008)[53]的研究显示，可贸易品份额S随一国工业化水平提高而扩大，欠发达国家一般为0.3，发达国家一般为0.8。由于“一带一路”沿线国家多为发展中国家，将可贸易品份额S定为0.6较为合适。第三类援助中介机制检验回归结果见表6列(4)-(6)。可以发现，列(5)中核心变量的lnaidu=3系数显著为负，说明第三类援助对受援国贸易成本产生了负向影响，即促贸援助降低了狭义贸易成本；列(6)给出了受援国出口对第三类援助和受援国贸易成本的回归结果，发现核心解释变量lnaidu=3的系数显著为正，中介变量cost的系数显著为负。同时，相对于列(4)来说，列(6)中核心解释变量lnaidu=3的系数有所上升，说明狭义贸易成本在第三类援助促进受援国出口方面起到了部分中介效应，同时再次证明了上文提出的假说2。

表6 中介机制检验回归结果(2)

六、结论与政策建议

(一)研究结果小结与讨论

本文首先利用开放经济一般均衡模型，厘清了DAC成员促贸援助对“一带一路”沿线受援国出口的影响及其作用机制并据此提出假设，然后构建2008-2017年双边出口面板模型对假设进行实证检验，得出以下结论：(1)DAC成员对沿线受援国的促贸援助是有效的，促贸援助能显著促进受援国出口增长；在控制了援助双方个体差异和年份影响后，上述结论依然成立；(2)三类细分促贸援助各类政策组合效果对受援国出口的积极作用不同，其中第一、第三类援助对出口的促进作用较大，第二类援助只有单独使用才会对受援国出口增长产生积极作用；(3)针对“一带一路”亚洲受援国的进一步检验发现，北美洲及欧洲援助国第一、三类援助、亚洲援助国第二类援助、大洋洲援助国第三类援助效果明显；(4)选取不同代理变量的中介效应模型对上述影响机制的分析表明，整体援助主要通过提升受援国开放水平扩大出口；三类细分援助对受援国出口增长的具体作用机制不尽相同。其中第一类援助通过影响受援国广义贸易成本中的关境内成本促进出口，第二类援助通过影响受援国广义贸易成本中的关境上成本促进出口，第三类援助通过影响受援国狭义贸易成本促进出口。

促贸援助内容的丰富性、援助资金的不确定性及援助参与双方的多样性共同导致了援助有效性不确定这一结论。虽然基于开放经济一般均衡模型理论推导可得出促贸援助能显著促进受援国出口，但其作用机制也需要通过贸易成本这一中介变量得以显现。如果促贸援助不能显著降低受援国贸易成本，其对出口的影响将大幅减弱。因此，针对促贸援助资金分配与贸易成本间更为精确的定量研究应当成为今后的研究重点。

(二)政策建议

依据上述结论得出如下政策建议：第一，在逆全球化和民粹主义的冲击下，利他和道义导向的对外援助理念已受到利己主义理念的侵蚀，但DAC成员作为传统双边援助主要资金提供方，仍应适度加大对促贸援助的资金投放力度，践行对发展中国家不附带政治条件的对外援助承诺；第二，援助效果并不等同于援助有效性，前者侧重援助过程产生作用的机理，后者则将援助作为项目关注事后的结果。从促贸援助的长远性、战略性出发，援助评价体系应逐步由援助有效性向发展有效性过渡；第三，本文的研究从一个侧面给“一带一路”倡议的实施提供了重要启示。本文虽然印证了DAC成员促贸援助整体有效，但在基础设施建设方面的援助效果并不尽如人意。这给我国在“一带一路”倡议下开展全方位经贸合作留下巨大空间。“一带一路”倡议是当今世界上最受欢迎、前景最好的国际公共产品。我国应充分利用各国、各区域资源,与“一带一路”沿线国家着力开拓贸易新领域[55]。作为全球发展合作的新平台，“一带一路”应兼顾推动我国走向世界与向沿线发展中国家共享发展经验的双重使命。我国应有效依托亚洲基础设施银行、丝路基金、自由贸易区、自由港等多种合作机制，致力于构建区域内特有的促贸援助体系，为“一带一路”倡议取得丰硕成果提供一种新型路径。