中國對南部非洲經濟援助推動中非雙邊貿易的實證分析

韓彩珍 王煜皓

摘 要：基于中國與南部非洲13個國家2001—2012年的相關經濟數據對此進行了實證分析。分析結果顯示，無論是官方經濟援助還是非官方經濟援助都具有顯著的貿易效應。因此，對非經濟合作政策取向進行了討論，對官方經濟援助、非官方經濟援助和直接投資的貿易效應進行比較，并給出可能的解釋。

關鍵詞：中非合作；南部非洲；國際經濟援助；貿易效應

中圖分類號：F74 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2018）23-0137-03

一、概念界定

新世紀以來，我國一直與非洲國家保持著緊密的政治與經濟聯系。中國商務部對外援助司下設辦理非洲事務的事務處多達四處，另有亞洲兩處、拉美一處、南太一處，足見對非援助事務在我國對外援助事務中占有的重要地位。那么，在經濟上的互利共贏將如何體現呢？本文從雙邊貿易的角度進行研究，探析中國對非援助的貿易效應。為此需要先清晰地界定所研究的主體和對象。

（一）國際經濟援助

國際經濟援助是國際經濟關系的重要組成部分，也是一種較為特殊的國際經濟關系形式。學術界對國際經濟援助普遍采用的定義是高收入國家及其所屬機構和組織對發展中國家提供資金、物資、技術、設備等方面的支持，幫助其發展經濟和提高社會福利的具體活動。

我國將對外經濟援助的主要方式分為成套項目建設和物資援助、技術合作和人力資源開發合作、直接資金援助三種方式。資金援助則具體分為無償援助、無息貸款和優惠貸款三種方式。本文研究的國際經濟援助是可計算價值的物資援助和資金援助，無償援助、無息貸款和優惠貸款都包含在其中。按援助的提供主體不同分為官方經濟援助和非官方經濟援助兩種。官方經濟援助是國際經濟援助的主要形式，它的實施主體是政府及其附屬機構，其形式包括ODA（官方開發援助，即援助國國家官方機構提供的贈款或貸款）、OOF（其他官方資金，即援助國指定的銀行或基金會提供的贈款或貸款）、VOF（非明確官方資金）等。而非官方經濟援助來自民間經濟組織，主要為非官方的出口信貸保險機構、非營利的國際組織、盒子公司和個人基金會。

（二）南部非洲

南部非洲國家是指非洲南部的十三個國家，同時也都是次區域組織南部非洲發展共同體（SADC）的成員國。

本文選擇南部非洲作為研究的對象和樣本數據的來源，原因有二，其一是在非洲五個次區域地區中，南部非洲有較好的經濟發展水平，例如，2016年的人均GDP中，東非、中部非洲、北非和西非分別為906、1 479、3 143、1 627美元，而南部非洲人均GDP達到5 028美元；其二是南部非洲也是中國投資和援助的重點區域，中國與南部非洲國家，例如，南非、津巴布韋等國都保持著緊密的政治經濟聯系。

二、變量選取測度與統計描述

根據上述理論，選取以下變量進行實證分析。

（一）被解釋變量：雙邊貿易額

雙邊貿易額可用中國海關總署2001—2012年中國于南部非洲國家雙邊進出口總量測度。得到如下描述性統計結果（表1）。

表1 雙邊貿易額描述性統計（單位：萬美元）

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（二）解釋變量：中國對南部非洲地區國家官方與非官方援助額

解釋變量有二：中國對南部非洲地區國家的官方援助額Oaid和非官方援助額Uaid。由于我國政府不對外公開援助額數據，本文采用國外Aiddata數據庫ChinaAid數據集的最新數據。該數據庫對2000—2012年中國對54個非洲國家每年每個援助項目都進行了統計，并將官方援助額和非官方援助額數據分別進行匯總。

表2 援助額描述性統計（單位：萬美元）

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（三）控制變量

根據擴展的貿易引力模型，影響雙邊貿易的因素包括兩國國內生產總值、兩國人口總量、兩國間地理距離、政治穩定性、投資規模、要素稟賦差距等。由于地理距離變量D不隨時間改變，在面板數據的固定效應模型和廣義矩估計模型中都會被差分而無效，因此，不考慮此變量對解釋變量的影響。

一是國內生產總值變量，分為中國國內生產總值CnGDP和受援國國內生產總值ReGDP兩個變量，衡量貿易所需要的經濟基礎。

二是人口變量，同樣分為中國總人口Cnpop和受援國總人口Repop，衡量貿易所需要的需求規模。

CnGDP中國國內生產總值（美元）和Cnpop中國總人口數據來自中國國家統計局，ReGDP受援國國內生產總值（美元）和Repop受援國總人口數據來自聯合國統計司（UNSD）。兩組GDP數據均以2012年為基年，為去除了通貨膨脹的實際值。本文預期國內生產總值和總人口對雙邊貿易均呈正相關關系。

三是中國對該國直接投資。直接投資的數據來源于各年《中國對外直接投資統計年鑒》。

其中，Kct表示中國在t期的資本存量，Lct表示中國在t期內的總就業人數。Kit表示i國在t期的資本存量，Lit表示i國在t期內的總就業人數。資本總量和勞動力總量數據均來源于PWT（Penn World Table，version 9.0）數據庫。

所有數據均為2001—2012年13個國家的面板數據。

表3 控制變量描述性統計

■表4 變量說明

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三、模型設定與分析結果

根據上述理論，我們希望找到對非援助與雙邊貿易之間的相關關系，因此首先建立靜態面板模型：

lnTrit=？茁1lnOAidit+？茁2lnUAidit+■■■？酌jXijt+ai+bt+？著it（1）

其中，

■■■？酌jXijt=？酌1lnCnGDPt+？酌2lnREGDPit+？酌3lnCnpopt+？酌4lnREpopit+？酌5lnFDIit+？酌6lnFDIit+？酌7ENDOit

為控制變量集。除各變量外，ai及bt分別表示截面數據和時間序列固定效應，？著it為隨機誤差項。

對靜態面板模型進行自相關性檢驗，原假設為不存在一期自相關。經檢驗，F值等于13.814，p值等于0.004，拒絕不存在一期自相關性的原假設，即模型存在自相關，即上一期的雙邊貿易水平對下一期產生影響，對此的解釋是貿易水平具有黏性而非彈性。因此，在模型中引入被解釋變量的滯后項得到動態面板數據：

lnTrit=？茁0lnTri（t-1）+？茁1lnOAidit+？茁2lnUAidit+■■■？酌jXijt+？著it（2）

此時如果用靜態面板數據模型的方法計算會產生較大的誤差，因此應當使用GMM（廣義矩估計）的方法對其進行估計。并且，使用廣義矩估計允許隨機誤差項存在異方差和序列相關，因此得到的參數估計量比其他參數估計的方法更有效。

在回歸分析時固定效應模型和廣義矩估計都對面板數據進行了一階差分，即

？駐lnTrit=？茁0lnTri（t-1）+？茁1？駐lnOAidit+？茁2？駐lnUAidit+■■■？酌j？駐Xijt+？駐？著it（3）

差分GMM直接采用方程（3）作為估計的模型，而系統GMM聯立了方程（2）和（3），能得到更有效的結論。廣義矩估計模型使用滯后兩期的被解釋變量即lnTri（t-2）作為工具變量。本文使用stata軟件得出如下計量回歸結果。

OLS、FE、差分GMM模型均為參照組，本文以系統GMM模型回歸結果為標準結果進行分析。模型通過了AR檢驗和sargan檢驗，因此可以被使用。回歸結果顯示，滯后一期項lnTri（t-1）系數在1%的顯著性水平下顯著，與自相關檢驗結果相符合，被解釋變量雙邊貿易量的滯后效應顯著。貿易存在滯后效應一方面是由于企業政策具有黏性，雙邊貿易的合作企業訂單往往是多年的，意味著第一年的貿易訂單會持續到下一年并對下一年的貿易量產生影響；另一方面是因為貿易政策具有黏性，政府部門制定的貿易政策同樣不會隨時改變，并且這些政策往往是為了推動雙邊貿易而實施的。

兩個需要重點關注的解釋變量中國對非官方援助lnOAidit和中國對非非官方援助lnUAidit也都在5%的顯著性水平下顯著。且在其他條件不變的情況下，每增加1%的官方援助額，雙邊貿易總額將增長0.10928%。同樣，在其他條件不變時每增加1%的非官方援助額，雙邊貿易總額則增長0.06404%。這樣的結果表明中國對非經濟援助無論是官方援助還是非官方援助的貿易效應都是顯著的，符合我們的預期。

在控制變量中，中國國內生產總值CnGDP系數在5%的顯著性水平下顯著，受援國國內生產總值ReGDP系數在1%的顯著性水平下顯著。其他條件不變時，中國國內生產總值每提高1%，雙邊貿易量增長1.484 18%；受援國國內生產總值每提高1%，雙邊貿易量增長0.581 84%。國內生產總值可以衡量一國的經濟規模和經濟發展水平，在基礎貿易引力模型中就被引入其中，在此模型中也得到了實證支持。

而人口變量特別是中國人口的變化在模型中并不顯著，受援國人口的影響也只有在10%的顯著性水平下顯著。盡管擴展的貿易引力模型中添加人口變量的原因是試圖用人口變量衡量需求規模，但并非所有人口都需要中非的貿易產品，因此，貿易引力模型中關于需求規模的衡量還需要更加精細化。

值得一提的是中國對非直接投資lnDFI在系統廣義矩估計模型中是一個非常顯著的變量，且系數為正。其他條件不變的前提下，每增加1%的中國對非直接投資，能擴大雙邊貿易0.16296%。在直接投資究竟是具有貿易替代效應還是貿易創造效應的爭論中，本文的實證分析支持直接投資的貿易創造效應大于其貿易替代效應的觀點。

四、結論與政策建議

上述研究結果表明，實證分析支持援助所帶來的貿易效應有效性。中國對南部非洲地區的國家實行的經濟援助能推動中國與這些國家雙邊貿易的發展。但是中國的官方經濟援助、非官方經濟援助和直接投資在推動雙邊貿易發展的過程中有著明顯不同的作用。本文依據在貿易效應方面的實證分析結果對未來中國對非經濟政策提出相關政策建議。

（一）對非經濟援助政策取向——官方援助與非官方援助比較分析

上述回歸結果中，在其他條件不變的情況下，每增加1%的官方援助額，雙邊貿易總額將增長0.109 28%。同樣條件下每增加1%的非官方援助額，雙邊貿易總額則增長0.064 04%，小于官方援助額所能帶來的雙邊貿易額增長量。并且在描述性統計結果中顯示出，非官方援助的基量一般多于官方援助額，例如，2001—2012年中國對南部非洲地區的官方援助額均值為41 837萬美元，而非官方援助額為61 305萬美元。非官方援助額最大值來自2010年中國對南非的非官方援助，達到了2 391 042萬美元。能以較少的金額帶來更大的貿易效應，這表明官方援助較非官方援助在貿易效應上更有效。

在放大和倍增的貿易效應中，一方面，官方援助的受眾廣泛，因此帶來受援國民眾對援助國的認同更多，能更有效地增強兩國之間的政治親密度，為擴大市場帶來機遇，同時官方援助的中國產品在受援國的知名度也會高于非官方援助產品的知名度；另一方面，官方援助為保障社會公眾福利而興建的社會基礎設施較非官方援助多，這些基礎設施的興建也大大減少了貿易成本，因此官方援助在削減貿易成本方面也更具優勢。

因此，在考慮援助的貿易推動效應時，涉及更廣泛的社會公眾福利的官方援助是更有效的選擇。

（二）對非經濟合作政策取向——經濟援助與直接投資比較分析

直接投資和非官方援助的主體盡管有相互重疊的區域，都來自民間且都有合資企業等跨國公司的參與，但其目的存在顯著差別。直接投資的目的是為獲取商業利潤，擴大產業規模，其追求經濟利益的目的性更強，而援助（下轉142頁）（上接139頁）則不帶有此種目的。因此，存在投資更有效的原因來自可以歸納為以下幾個方面。

首先，經濟援助和直接投資的貿易效應根本差別來自于援助放大和倍增的貿易效應和投資的貿易創造效應的差別。投資的貿易創造效應強調投資和貿易的互補關系，可以通過以下幾個方面創造貿易：一是使被投資國因為缺少資本、技術和管理技能而沒有被充分挖掘的潛在比較優勢凸顯出來，擴大兩國之間的比較優勢差別，由此促進雙邊貿易；二是投資促進被投資國經濟規模的擴大和民眾物質生活的改善，擴大雙邊貿易；三是跨國公司的存在加強了兩國之間的聯系和往來。

其次，管理方式上的不同也帶來二者有效性的差別。由于直接投資的商業目的明顯，其企業管理和投資運作模式都在企業嚴格的經營管理之下；而對于不追求商業利潤的經濟援助來說，對它的運行和管理不如直接投資嚴格。因管理方式帶來運行效率的高低影響了貿易效應的實現。

再次，受援國政府的行為在援助和直接投資中存在差別。受援國政府在接受無條件或低條件援助的過程中可能產生腐敗，即援助并沒有真正落到實處或者只有部分投入到真正的運作中。而對于直接投資來說，其盈利的目標會激勵其盡力避免這種資源的浪費，從而更有效地推動雙邊貿易的發展。

在2016年在重慶舉辦的第二屆中非政黨理論研討會中，中國就提出了中非合作將從以政府援助為主向企業投資和融資合作為主轉型，而這種轉型將會拉動更多的雙邊貿易。盡管援助的貿易效應在一定程度上是有效的，但未來的中非經濟合作將呈現直接投資逐步取代經濟援助的主流趨勢。

參考文獻：

[1] 中華人民共和國商務部對外援助司.中國的對外援助（2014）[2014-12-05]. http：//yws.mofcom.gov.cn/article/m/policies/201412/20141200822172.shtml

[2] 武曉芳.中國對非援助及其貿易效應研究[D].天津：天津財經大學，2011.

[3] 王新影.歐盟與中國對非援助政策比較研究[J].亞非縱橫，2011，（1）：50-54.

[4] 余炳文.中國對外援助對經濟增長影響的實證研究[J].江西社會科學，2017，（10）.

[5] 朱丹丹，黃梅波.中國對外援助的貿易成本削減效應研究[J].世界經濟研究，2015，（7）：100-107.

[責任編輯 張宇霞]