FDI與中國經(jīng)常項(xiàng)目的實(shí)證分析①

劉 偉,張貴先

(1.重慶工商大學(xué) 管理學(xué)院,重慶 400067;2.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,重慶 400716)

FDI與中國經(jīng)常項(xiàng)目的實(shí)證分析①

劉 偉1,張貴先2

(1.重慶工商大學(xué) 管理學(xué)院,重慶 400067;2.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,重慶 400716)

本文基于儲蓄—投資的視角,采用時(shí)間序列計(jì)量技術(shù),在 5個(gè)變量系統(tǒng)內(nèi)檢驗(yàn)了外國直接投資對中國經(jīng)常項(xiàng)目的影響。結(jié)果顯示:經(jīng)常項(xiàng)目、外國直接投資、名義匯率、名義利率以及GDP等 5個(gè)變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系;利率、匯率不是經(jīng)常項(xiàng)目的Granger原因,外國直接投資和GDP是經(jīng)常項(xiàng)目的Granger原因,外國直接投資的增加導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差增加,GDP增加導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差減少。其政策含義在于,通過對包括外國直接投資和國內(nèi)需求在內(nèi)的有關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的調(diào)整可以有效調(diào)節(jié)中國的經(jīng)常項(xiàng)目收支。

經(jīng)常項(xiàng)目;外國直接投資;儲蓄—投資;協(xié)整分析

在過去的近 30年中,流入中國的外資規(guī)模逐年擴(kuò)大,特別是 20世紀(jì) 90年代以來,以外國直接投資形式為主的外資流入增長尤為迅速。根據(jù)國家商務(wù)部統(tǒng)計(jì),截止 2007年,我國實(shí)際使用外國直接投資金額已達(dá)9 545.65億美元。與此同時(shí),中國國際收支經(jīng)常項(xiàng)目自 1990年以來一直以順差為主,尤其最近幾年,經(jīng)常項(xiàng)目順差額一直處于快速擴(kuò)張趨勢,由 2000年的 205.18億美元增長到 2007年的 3 718.33億美元,占 GDP的比重由1.712%增長到 11.331%。外國直接投資大量進(jìn)入與經(jīng)常項(xiàng)目盈余并存的現(xiàn)象受到了學(xué)術(shù)界和相關(guān)政府部門極大關(guān)注。但兩者之間是否有必然的聯(lián)系?外國直接投資流入是否是導(dǎo)致我國經(jīng)常項(xiàng)目大額順差的主要原因之一?如果是,其背后的影響機(jī)制又是如何?學(xué)術(shù)界對這一問題的研究存在極大的爭論,而對這一問題的不同研究結(jié)論將形成不同的對外開放政策主張。本文的研究目的旨在找出上述問題的答案。

一、文獻(xiàn)回顧

從國外現(xiàn)有的關(guān)于外國直接投資流入對東道國經(jīng)常項(xiàng)目或國際收支平衡影響的文獻(xiàn)來看,一種觀點(diǎn)認(rèn)為 FDI流入有利于實(shí)現(xiàn)東道國國際收支平衡。H.Chenery和 A.M.Strout所建立的“雙缺口”模型是早期關(guān)于外資流入國際收支效應(yīng)分析的經(jīng)典理論,該模型認(rèn)為,外資流入可以彌補(bǔ)發(fā)展中國家國內(nèi)儲蓄約束和外匯約束的“雙缺口”,從而可以實(shí)現(xiàn)國際收支平衡[1]。雖然“雙缺口”模型沒有考慮外資投資收益匯出對當(dāng)期國際收支的影響,但隨后 May和 Arena的研究卻認(rèn)為外國直接投資的進(jìn)口替代效應(yīng)可以抵消投資收益的匯出,總體上FDI有利于東道國實(shí)現(xiàn)國際收支平衡[2]。Lipsey則從出口促進(jìn)角度來分析 FDI的國際收支效應(yīng),認(rèn)為面向出口而不是面向東道國市場生產(chǎn)的 FDI流入對國際收支均衡有積極的作用[3]。另一種觀點(diǎn)則持相反的態(tài)度,Dooley等人和 Woodward從外資投資收益匯出的角度分析 FDI流入對東道國國際收支的不利影響[4-5]。Reis從東道國經(jīng)濟(jì)福利角度認(rèn)為 FDI流入會削弱東道國現(xiàn)有投資的盈利能力和擠出未來投資,使利潤由東道國流向母國,從而損害東道國的國際收支平衡[6]。

根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)恒等式,儲蓄—投資缺口的變動反映了經(jīng)常項(xiàng)目差額的變動,可從儲蓄—投資差額視角分析來掌握經(jīng)常項(xiàng)目的變動情況。Calvo等、Bosworth和 Collins從儲蓄—投資角度分析認(rèn)為對發(fā)展中國家而言,外國直接投資進(jìn)入往往伴隨著先進(jìn)技術(shù)、管理方法的轉(zhuǎn)移,與國內(nèi)投資有互補(bǔ)的作用,促進(jìn)國內(nèi)的投資;同時(shí),資本流入可以化解發(fā)展中國家的流動性約束(liquidity constraint),從而增加消費(fèi),最終導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目朝逆差方向發(fā)展[7-8]。

國內(nèi)部分學(xué)者也對此問題進(jìn)行了研究。毛中根和段軍山認(rèn)為,由于投資收益的匯出,外國直接投資將導(dǎo)致東道國經(jīng)常項(xiàng)目逆差,進(jìn)而可能誘發(fā)國際收支危機(jī)[9]。姚枝仲和何帆認(rèn)為隨著越來越多的外資企業(yè)緣于中國巨大的潛在市場而投資中國,FDI對中國國際收支的凈效應(yīng)完全有可能由順差變?yōu)槟娌頪10]。但上述文獻(xiàn)只是對外國直接投資流入和我國國際收支的關(guān)系進(jìn)行定性討論。劉偉等人實(shí)證分析了中國資本項(xiàng)目變動對經(jīng)常項(xiàng)目的影響,結(jié)果顯示資本項(xiàng)目順差的擴(kuò)大導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目盈余增加。但作者并未將外國直接投資對經(jīng)常項(xiàng)目影響單獨(dú)列出和進(jìn)行定量分析[11]。另外,也有學(xué)者如戴金平和馮蕾、劉偉等人對外國直接投資與中國出口之間的關(guān)系進(jìn)行了定量分析,認(rèn)為外國直接投資促進(jìn)了中國的出口[11-12]。但是,上述研究的重點(diǎn)都只集中在外國直接投資出口效應(yīng)上,很少涉及外國直接投資通過國內(nèi)儲蓄—投資對經(jīng)常項(xiàng)目影響的實(shí)證分析。①根據(jù)國民收入恒等式的推導(dǎo),經(jīng)常項(xiàng)目差額可以表示為國民儲蓄與投資的差額,即 CA=S-I,該等式直觀地反映了決定國民儲蓄—投資行為的相關(guān)因素都會對經(jīng)常項(xiàng)目的變動起著重要的作用。因此,本文擬對FDI流入影響我國經(jīng)常項(xiàng)目的機(jī)制進(jìn)行探討的基礎(chǔ)上,實(shí)證檢驗(yàn) FDI和經(jīng)常項(xiàng)目之間的關(guān)系,為我國對外政策的制訂提供可靠依據(jù)。

二、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)與檢驗(yàn)方法

1.數(shù)據(jù)描述

根據(jù)圖 1,②經(jīng)常項(xiàng)目 =經(jīng)常項(xiàng)目占GDP比重,外國直接投資 =外國直接投資占 GDP比重,經(jīng)常項(xiàng)目數(shù)據(jù)來自國家外匯局網(wǎng)站,外國直接投資數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。中國的經(jīng)常項(xiàng)目與 FDI的關(guān)系大致可以分為兩個(gè)階段:第一階段為 1983—1990年。在該階段中 FDI的流入呈平緩增長的趨勢,總體規(guī)模不大;而經(jīng)常項(xiàng)目的波動趨勢相對較大,以逆差為主。第二階段為 1991—2007年,FDI經(jīng)過 1991—1994年的大幅度增長后,增長趨勢趨于平緩并略有所下降;經(jīng)常項(xiàng)目除 1993年出現(xiàn)逆差外其余年份均為順差,且在 2000年后有顯著擴(kuò)大的趨勢。綜合來看,20世紀(jì) 90年代以前,進(jìn)入我國的外國直接投資規(guī)模較小,而經(jīng)常項(xiàng)目則以逆差為主;而 90年代以后,以大規(guī)模的 FDI流入與經(jīng)常項(xiàng)目持續(xù)順差為主。

圖1 經(jīng)常項(xiàng)目與外國直接投資

圖2③儲蓄率為國民儲蓄占 GDP的比重,投資率為總投資占 GDP的比重,數(shù)據(jù)來源:根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)加工整理而得。顯示了國民儲蓄率和投資率的變動情況。儲蓄率與投資率的關(guān)系依據(jù)兩者差額的正負(fù)可以分為三個(gè)階段:第一階段為 1983—1984年,儲蓄率高于投資率,為經(jīng)常項(xiàng)目的順差階段。第二階段為 1985—1989年,除了 1987年外,其余年份皆為投資率高于儲蓄率,經(jīng)常項(xiàng)目以逆差為主。第三階段為 1990—2005年,除 1993年外,其余年份都是儲蓄率高于投資率,經(jīng)常項(xiàng)目以持續(xù)順差為主的階段。可見,在整個(gè)樣本期間共出現(xiàn)了 5個(gè)年份的儲蓄率小于投資率,其余年份的儲蓄率均大于投資率,表現(xiàn)為經(jīng)常項(xiàng)目以順差為主。如何通過儲蓄—投資的變動理解 FDI與經(jīng)常項(xiàng)目之間的關(guān)系?但是,根據(jù)上述簡單的描述性統(tǒng)計(jì)分析,我們很難確切把握二者之間的關(guān)系和內(nèi)在規(guī)律,因此,需要進(jìn)行比較精確的計(jì)量分析研究才能做出回答。

圖2 儲蓄率和投資率

2.模型設(shè)定與計(jì)量方法說明

本文的目的主要在于從儲蓄—投資視角實(shí)證檢驗(yàn)外國直接投資對經(jīng)常項(xiàng)目的影響。考慮到FDI可能通過對匯率、利率以及國內(nèi)需求等宏觀經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生影響進(jìn)而影響一國的儲蓄—投資決策而影響經(jīng)常項(xiàng)目,因此,為防止忽略重要的相關(guān)變量對實(shí)證結(jié)果的影響,我們使用包括名義匯率、名義利率和國內(nèi)需求(以 GDP表示)在內(nèi)的 5個(gè)變量系統(tǒng)來建立計(jì)量模型。令 Xt=[CAt,FDIt,NERt,NIRt,Yt]′。其中,CAt表示經(jīng)常項(xiàng)目變量,為經(jīng)常項(xiàng)目凈值占 GDP的比重,正值表示經(jīng)常項(xiàng)目順差;FDIt表示外國直接投資,為外國直接投資占 GDP的比重;NERt表示人民幣名義匯率,NIRt表示一年期存款名義利率;Yt表示 GDP的自然對數(shù)值。經(jīng)常項(xiàng)目的數(shù)據(jù)來自中國外匯管理局歷年國際收支平衡表,外國直接投資、名義匯率、名義利率以及 GDP的數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文樣本期間為 1983—2007年,所有檢驗(yàn)均使用 Eviews6.0計(jì)量分析軟件。

本文主要采用 Granger因果檢驗(yàn)方法和脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。首先運(yùn)用 ADF方法檢驗(yàn)各變量的單整性,若各變量均為 I(1)過程,則運(yùn)用Johansonn協(xié)整檢驗(yàn)來考察其協(xié)整關(guān)系;其次,若存在協(xié)整關(guān)系,則建立誤差修正模型以考察變量間的短期因果關(guān)系和短期動態(tài)調(diào)整機(jī)制,并根據(jù)誤差修正模型得出脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線以識別變量系統(tǒng)對沖擊或新生擾動的短期動態(tài)反應(yīng)。因此,我們將短期動態(tài)反應(yīng)和長期均衡關(guān)系結(jié)合起來以考察外國直接投資對經(jīng)常項(xiàng)目的影響。

三、實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)根據(jù)施瓦茨(SC)準(zhǔn)則來確定檢驗(yàn)方程的最優(yōu)滯后階數(shù),SC值越小,表明滯后階數(shù)越佳。從表 1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,CAt、FDIt、NERt、NIRt和 Yt經(jīng)過一階差分平穩(wěn),均為 I(1)過程。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型的確定

Johansonn協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于向量自回歸(VAR)模型的檢驗(yàn)方法,因此在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前,必須先確定 VAR模型的最佳滯后階數(shù)。一般的方法是從較大的滯后階數(shù)開始,通過對應(yīng)的 LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等確定。考慮到樣本區(qū)間的限制,我們從最大滯后階數(shù) k=2開始,并根據(jù)表 2選擇最佳滯后階數(shù)為 2。

表2 水平VAR模型的最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏箅A數(shù) k-1是 VAR(k)轉(zhuǎn)化而來的[13],由于 VAR模型的最優(yōu)滯后期為2,因此協(xié)整檢驗(yàn)的 VAR模型滯后階數(shù)確定為 1。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn),確定協(xié)整方程含截距項(xiàng)以及不含時(shí)間趨勢項(xiàng),對 Xt=(CAt,FDIt,NERt,NIRt,Yt)′進(jìn)行 Johansonn的特征根協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)表 3的檢驗(yàn)結(jié)果,擬檢驗(yàn)的 5個(gè)變量之間在 1%顯著性水平上存在 2個(gè)協(xié)整關(guān)系,即 r=2。

表3 協(xié)整向量個(gè)數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果

本文選取第一個(gè)協(xié)整關(guān)系,所對應(yīng)的協(xié)整方程(括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差)如下:

根據(jù)協(xié)整方程(1),5個(gè)變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系,FDI、名義利率以及 GDP與經(jīng)常項(xiàng)目呈正相關(guān)關(guān)系,名義匯率與經(jīng)常項(xiàng)目呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此從長期趨勢來看,外國直接投資的增加,名義匯率的貶值、利率水平的提升和 GDP的增加會導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差增加。

令 ECt為協(xié)整方程(1)誤差項(xiàng),由于本文主要分析外國直接投資對經(jīng)常項(xiàng)目的影響,因此我們僅給出以經(jīng)常項(xiàng)目變量為內(nèi)生變量,外國直接投資、名義匯率、名義利率和 GDP為外生變量以及 EC為誤差修正項(xiàng)的單一方程誤差修正模型。估計(jì)結(jié)果如下(注:△表示一階差分,括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差):

關(guān)于△CAt的誤差修正模型的誤差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù) -1＜-0.5366＜0且顯著為負(fù),調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制,可以保持并自動地調(diào)節(jié)經(jīng)常項(xiàng)目、外國直接投資、名義匯率、名義利率以及 GDP等 5個(gè)變量之間的長期均衡關(guān)系。

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)函數(shù)

在 VEC模型的基礎(chǔ)上對經(jīng)常項(xiàng)目與外國直接投資、名義匯率、名義利率之間的短期關(guān)系進(jìn)行Granger原因果檢驗(yàn),結(jié)果見表 4所示。在 1%顯著性水平上,FDI和 GDP是經(jīng)常項(xiàng)目的單向Granger因;而名義利率、名義匯率與經(jīng)常項(xiàng)目之間不存在 Granger因果關(guān)系。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

圖3顯示了經(jīng)常項(xiàng)目受到外國直接投資和GDP等因素?cái)_動時(shí)的沖擊反應(yīng)。可以看出,FDI沖擊在滯后 1—3期內(nèi)惡化經(jīng)常項(xiàng)目,之后大部分時(shí)期內(nèi)則改善經(jīng)常項(xiàng)目,而 GDP的沖擊則會改善經(jīng)常項(xiàng)目。由于名義利率和名義匯率不是經(jīng)常項(xiàng)目的 Granger原因,并不需要給出經(jīng)常項(xiàng)目受名義利率和名義匯率沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

經(jīng)常項(xiàng)目受 FDI和GDP沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果

4.對實(shí)證結(jié)果的解釋——儲蓄—投資的視角

FDI是經(jīng)常項(xiàng)目的 Granger原因,脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示,FDI對經(jīng)常項(xiàng)目的影響在不同時(shí)期是不同的,1—3期的時(shí)間內(nèi)會惡化經(jīng)常項(xiàng)目收支狀況,而之后的時(shí)期內(nèi)則改善經(jīng)常項(xiàng)目收支。從投資—儲蓄角度來解釋 FDI對經(jīng)常項(xiàng)目的影響:在FDI流入的初期,與國內(nèi)的資本更多是合作,一定程度上對國內(nèi)資本產(chǎn)生“擠入”效應(yīng)[14],投資率提高而儲蓄率不變的情況下,導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目狀況惡化。

但隨著國內(nèi)一些地方政府對外資的過度偏好,致使大量外資進(jìn)入中國的競爭性行業(yè)或者是已經(jīng)市場化了的產(chǎn)業(yè)①郭克莎認(rèn)為,外商在我國工業(yè)的投資中,大約有 60%分布在產(chǎn)品過剩,生產(chǎn)能力閑置比重工業(yè)更為突出的消費(fèi)品工業(yè),在重工業(yè)的投資比重只有 40%多一些[17]。,在激烈的競爭中,享受超國民待遇的外國直接投資通過成本優(yōu)勢和本身的技術(shù)管理優(yōu)勢直接減少或者替代了國內(nèi)企業(yè)的投資,說明大量的外資流入不但對國內(nèi)投資產(chǎn)生了一定的“擠出效應(yīng)”,并且有相當(dāng)部分的外資并沒有轉(zhuǎn)化成國內(nèi)投資而是轉(zhuǎn)化為國內(nèi)儲蓄,和國內(nèi)原有儲蓄形成合力,加劇了國內(nèi)資金的剩余與沉淀,從而加深了國內(nèi)儲蓄過剩[15-16]。另外,雖然FDI的進(jìn)入通過對中國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極作用而提高了居民的收入水平,但是,外國直接投資的進(jìn)入加快了中國國內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐,出現(xiàn)了大量下崗失業(yè)人員,從而降低了居民的收入增長預(yù)期,在目前各種社會保障制度不健全下預(yù)期支出增加促使居民消費(fèi)動機(jī)減弱、增加預(yù)防性儲蓄動機(jī)。因此,外國直接投資在促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)并未改變我國居民低消費(fèi)、高儲蓄的傾向,國內(nèi)儲蓄居高不下,國內(nèi)消費(fèi)不足,從而導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差擴(kuò)大。

GDP是經(jīng)常項(xiàng)目的 Granger原因,GDP的增加導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差增加。自改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)保持了強(qiáng)勁的增長勢頭,GDP年平均增長速度達(dá)到 9.8%左右,與此同時(shí)國民可支配收入穩(wěn)步提高,從而引發(fā)了儲蓄的大幅攀升,導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差擴(kuò)大。

四、結(jié)論與政策建議

由上述實(shí)證分析可得到本文的基本結(jié)論:經(jīng)常項(xiàng)目、外國直接投資、名義匯率、名義利率以及GDP之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系;名義匯率、名義利率是經(jīng)常項(xiàng)目的非 Granger原因,外國直接投資和 GDP是經(jīng)常項(xiàng)目的 Granger原因;脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示,長期而言,FDI和 GDP的增加導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差增加。其政策含義在于:

首先,外國直接投資流入增加是我國經(jīng)常項(xiàng)目順差擴(kuò)大的重要原因之一。但是,隨著我國經(jīng)濟(jì)體制改革的深化和對外開放程度的加大,超國民待遇的引資政策導(dǎo)致了引資成本不斷提高和大量的資本外逃,長期來看勢必會影響到國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定、健康發(fā)展。因此,在已經(jīng)積累了大量外匯儲備和經(jīng)常項(xiàng)目持續(xù)順差的情況下,是否繼續(xù)通過超國民待遇優(yōu)惠政策來吸引外資是值得關(guān)注的問題。同時(shí),由于我國經(jīng)常項(xiàng)目順差的累積是以外國直接投資增加及與之相關(guān)的高儲蓄、低消費(fèi)為基礎(chǔ)的。因此,應(yīng)根據(jù)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和區(qū)域發(fā)展的需要對我國目前的引資優(yōu)惠政策進(jìn)行合理調(diào)整,切實(shí)轉(zhuǎn)變利用外資觀念,提高利用外資質(zhì)量,優(yōu)化利用外資結(jié)構(gòu)。將利用外資與促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化相結(jié)合,重點(diǎn)鼓勵(lì)外商投資高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè),發(fā)揮外資并購對國內(nèi)企業(yè)改組改造、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用。

其次,GDP的增加因提升國民可支配收入從而引發(fā)了儲蓄的大幅攀升,導(dǎo)致經(jīng)常項(xiàng)目順差擴(kuò)大。因此,若要適當(dāng)減少我國持續(xù)的經(jīng)常項(xiàng)目順差,充分利用國外資源,緩和由于我國經(jīng)常項(xiàng)目持續(xù)大額順差而與貿(mào)易伙伴國發(fā)生的貿(mào)易摩擦,可以通過加大公共財(cái)政支出來加快失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療保障和教育體系改革,增加基礎(chǔ)性的社會保障制度建設(shè)和強(qiáng)化居民收入預(yù)期來釋放居民的消費(fèi)能力,從而擴(kuò)大國內(nèi)需求特別是國內(nèi)最終消費(fèi)需求,是有效調(diào)節(jié)我國經(jīng)常項(xiàng)目收支的必要政策選擇。

[1]Chenery H.,A.M.Strout.Foreign Assistance and Economic Development[J].American Economic Review,1966,(71):679-733.

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(責(zé)任編輯:孟 耀)

F831.6

A

1000-176X(2010)02-0068-06①

2009-11-03

教育部人文社會科學(xué)青年基金項(xiàng)目 (08JC790111)

劉 偉 (1973-),男,廣西北流人,副教授,博士,主要從事世界經(jīng)濟(jì)方面研究。E-mail:liumeilzy@yahoo.com.cn