中国对南部非洲经济援助推动中非双边贸易的实证分析

韩彩珍 王煜皓

摘 要：基于中国与南部非洲13个国家2001—2012年的相关经济数据对此进行了实证分析。分析结果显示，无论是官方经济援助还是非官方经济援助都具有显著的贸易效应。因此，对非經济合作政策取向进行了讨论，对官方经济援助、非官方经济援助和直接投资的贸易效应进行比较，并给出可能的解释。

关键词：中非合作；南部非洲；国际经济援助；贸易效应

中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2018）23-0137-03

一、概念界定

新世纪以来，我国一直与非洲国家保持着紧密的政治与经济联系。中国商务部对外援助司下设办理非洲事务的事务处多达四处，另有亚洲两处、拉美一处、南太一处，足见对非援助事务在我国对外援助事务中占有的重要地位。那么，在经济上的互利共赢将如何体现呢？本文从双边贸易的角度进行研究，探析中国对非援助的贸易效应。为此需要先清晰地界定所研究的主体和对象。

（一）国际经济援助

国际经济援助是国际经济关系的重要组成部分，也是一种较为特殊的国际经济关系形式。学术界对国际经济援助普遍采用的定义是高收入国家及其所属机构和组织对发展中国家提供资金、物资、技术、设备等方面的支持，帮助其发展经济和提高社会福利的具体活动。

我国将对外经济援助的主要方式分为成套项目建设和物资援助、技术合作和人力资源开发合作、直接资金援助三种方式。资金援助则具体分为无偿援助、无息贷款和优惠贷款三种方式。本文研究的国际经济援助是可计算价值的物资援助和资金援助，无偿援助、无息贷款和优惠贷款都包含在其中。按援助的提供主体不同分为官方经济援助和非官方经济援助两种。官方经济援助是国际经济援助的主要形式，它的实施主体是政府及其附属机构，其形式包括ODA（官方开发援助，即援助国国家官方机构提供的赠款或贷款）、OOF（其他官方资金，即援助国指定的银行或基金会提供的赠款或贷款）、VOF（非明确官方资金）等。而非官方经济援助来自民间经济组织，主要为非官方的出口信贷保险机构、非营利的国际组织、盒子公司和个人基金会。

（二）南部非洲

南部非洲国家是指非洲南部的十三个国家，同时也都是次区域组织南部非洲发展共同体（SADC）的成员国。

本文选择南部非洲作为研究的对象和样本数据的来源，原因有二，其一是在非洲五个次区域地区中，南部非洲有较好的经济发展水平，例如，2016年的人均GDP中，东非、中部非洲、北非和西非分别为906、1 479、3 143、1 627美元，而南部非洲人均GDP达到5 028美元；其二是南部非洲也是中国投资和援助的重点区域，中国与南部非洲国家，例如，南非、津巴布韦等国都保持着紧密的政治经济联系。

二、变量选取测度与统计描述

根据上述理论，选取以下变量进行实证分析。

（一）被解释变量：双边贸易额

双边贸易额可用中国海关总署2001—2012年中国于南部非洲国家双边进出口总量测度。得到如下描述性统计结果（表1）。

表1 双边贸易额描述性统计（单位：万美元）

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（二）解释变量：中国对南部非洲地区国家官方与非官方援助额

解释变量有二：中国对南部非洲地区国家的官方援助额Oaid和非官方援助额Uaid。由于我国政府不对外公开援助额数据，本文采用国外Aiddata数据库ChinaAid数据集的最新数据。该数据库对2000—2012年中国对54个非洲国家每年每个援助项目都进行了统计，并将官方援助额和非官方援助额数据分别进行汇总。

表2 援助额描述性统计（单位：万美元）

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（三）控制变量

根据扩展的贸易引力模型，影响双边贸易的因素包括两国国内生产总值、两国人口总量、两国间地理距离、政治稳定性、投资规模、要素禀赋差距等。由于地理距离变量D不随时间改变，在面板数据的固定效应模型和广义矩估计模型中都会被差分而无效，因此，不考虑此变量对解释变量的影响。

一是国内生产总值变量，分为中国国内生产总值CnGDP和受援国国内生产总值ReGDP两个变量，衡量贸易所需要的经济基础。

二是人口变量，同样分为中国总人口Cnpop和受援国总人口Repop，衡量贸易所需要的需求规模。

CnGDP中国国内生产总值（美元）和Cnpop中国总人口数据来自中国国家统计局，ReGDP受援国国内生产总值（美元）和Repop受援国总人口数据来自联合国统计司（UNSD）。两组GDP数据均以2012年为基年，为去除了通货膨胀的实际值。本文预期国内生产总值和总人口对双边贸易均呈正相关关系。

三是中国对该国直接投资。直接投资的数据来源于各年《中国对外直接投资统计年鉴》。

其中，Kct表示中国在t期的资本存量，Lct表示中国在t期内的总就业人数。Kit表示i国在t期的资本存量，Lit表示i国在t期内的总就业人数。资本总量和劳动力总量数据均来源于PWT（Penn World Table，version 9.0）数据库。

所有数据均为2001—2012年13个国家的面板数据。

表3 控制变量描述性统计

■表4 变量说明

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三、模型设定与分析结果

根据上述理论，我们希望找到对非援助与双边贸易之间的相关关系，因此首先建立静态面板模型：

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

其中，

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

为控制变量集。除各变量外，ai及bt分别表示截面数据和时间序列固定效应，？着it为随机误差项。

对静态面板模型进行自相关性检验，原假设为不存在一期自相关。经检驗，F值等于13.814，p值等于0.004，拒绝不存在一期自相关性的原假设，即模型存在自相关，即上一期的双边贸易水平对下一期产生影响，对此的解释是贸易水平具有黏性而非弹性。因此，在模型中引入被解释变量的滞后项得到动态面板数据：

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

此时如果用静态面板数据模型的方法计算会产生较大的误差，因此应当使用GMM（广义矩估计）的方法对其进行估计。并且，使用广义矩估计允许随机误差项存在异方差和序列相关，因此得到的参数估计量比其他参数估计的方法更有效。

在回归分析时固定效应模型和广义矩估计都对面板数据进行了一阶差分，即

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

差分GMM直接采用方程（3）作为估计的模型，而系统GMM联立了方程（2）和（3），能得到更有效的结论。广义矩估计模型使用滞后两期的被解释变量即lnTri（t-2）作为工具变量。本文使用stata软件得出如下计量回归结果。

OLS、FE、差分GMM模型均为参照组，本文以系统GMM模型回归结果为标准结果进行分析。模型通过了AR检验和sargan检验，因此可以被使用。回归结果显示，滞后一期项lnTri（t-1）系数在1%的显著性水平下显著，与自相关检验结果相符合，被解释变量双边贸易量的滞后效应显著。贸易存在滞后效应一方面是由于企业政策具有黏性，双边贸易的合作企业订单往往是多年的，意味着第一年的贸易订单会持续到下一年并对下一年的贸易量产生影响；另一方面是因为贸易政策具有黏性，政府部门制定的贸易政策同样不会随时改变，并且这些政策往往是为了推动双边贸易而实施的。

两个需要重点关注的解释变量中国对非官方援助lnOAidit和中国对非非官方援助lnUAidit也都在5%的显著性水平下显著。且在其他条件不变的情况下，每增加1%的官方援助额，双边贸易总额将增长0.10928%。同样，在其他条件不变时每增加1%的非官方援助额，双边贸易总额则增长0.06404%。这样的结果表明中国对非经济援助无论是官方援助还是非官方援助的贸易效应都是显著的，符合我们的预期。

在控制变量中，中国国内生产总值CnGDP系数在5%的显著性水平下显著，受援国国内生产总值ReGDP系数在1%的显著性水平下显著。其他条件不变时，中国国内生产总值每提高1%，双边贸易量增长1.484 18%；受援国国内生产总值每提高1%，双边贸易量增长0.581 84%。国内生产总值可以衡量一国的经济规模和经济发展水平，在基础贸易引力模型中就被引入其中，在此模型中也得到了实证支持。

而人口变量特别是中国人口的变化在模型中并不显著，受援国人口的影响也只有在10%的显著性水平下显著。尽管扩展的贸易引力模型中添加人口变量的原因是试图用人口变量衡量需求规模，但并非所有人口都需要中非的贸易产品，因此，贸易引力模型中关于需求规模的衡量还需要更加精细化。

值得一提的是中国对非直接投资lnDFI在系统广义矩估计模型中是一个非常显著的变量，且系数为正。其他条件不变的前提下，每增加1%的中国对非直接投资，能扩大双边贸易0.16296%。在直接投资究竟是具有贸易替代效应还是贸易创造效应的争论中，本文的实证分析支持直接投资的贸易创造效应大于其贸易替代效应的观点。

四、结论与政策建议

上述研究结果表明，实证分析支持援助所带来的贸易效应有效性。中国对南部非洲地区的国家实行的经济援助能推动中国与这些国家双边贸易的发展。但是中国的官方经济援助、非官方经济援助和直接投资在推动双边贸易发展的过程中有着明显不同的作用。本文依据在贸易效应方面的实证分析结果对未来中国对非经济政策提出相关政策建议。

（一）对非经济援助政策取向——官方援助与非官方援助比较分析

上述回归结果中，在其他条件不变的情况下，每增加1%的官方援助额，双边贸易总额将增长0.109 28%。同样条件下每增加1%的非官方援助额，双边贸易总额则增长0.064 04%，小于官方援助额所能带来的双边贸易额增长量。并且在描述性统计结果中显示出，非官方援助的基量一般多于官方援助额，例如，2001—2012年中国对南部非洲地区的官方援助额均值为41 837万美元，而非官方援助额为61 305万美元。非官方援助额最大值来自2010年中国对南非的非官方援助，达到了2 391 042万美元。能以较少的金额带来更大的贸易效应，这表明官方援助较非官方援助在贸易效应上更有效。

在放大和倍增的贸易效应中，一方面，官方援助的受众广泛，因此带来受援国民众对援助国的认同更多，能更有效地增强两国之间的政治亲密度，为扩大市场带来机遇，同时官方援助的中国产品在受援国的知名度也会高于非官方援助产品的知名度；另一方面，官方援助为保障社会公众福利而兴建的社会基础设施较非官方援助多，这些基础设施的兴建也大大减少了贸易成本，因此官方援助在削减贸易成本方面也更具优势。

因此，在考虑援助的贸易推动效应时，涉及更广泛的社会公众福利的官方援助是更有效的选择。

（二）对非经济合作政策取向——经济援助与直接投资比较分析

直接投资和非官方援助的主体尽管有相互重叠的区域，都来自民间且都有合资企业等跨国公司的参与，但其目的存在显著差别。直接投资的目的是为获取商业利润，扩大产业规模，其追求经济利益的目的性更强，而援助（下转142页）（上接139页）则不带有此种目的。因此，存在投资更有效的原因来自可以归纳为以下几个方面。

首先，经济援助和直接投资的贸易效应根本差别来自于援助放大和倍增的贸易效应和投资的贸易创造效应的差别。投资的贸易创造效应强调投资和贸易的互补关系，可以通过以下几个方面创造贸易：一是使被投资国因为缺少资本、技术和管理技能而没有被充分挖掘的潜在比较优势凸显出来，扩大两国之间的比较优势差别，由此促进双边贸易；二是投资促进被投资国经济规模的扩大和民众物质生活的改善，扩大双边贸易；三是跨国公司的存在加强了两国之间的联系和往来。

其次，管理方式上的不同也带来二者有效性的差别。由于直接投资的商业目的明显，其企业管理和投资运作模式都在企业严格的经营管理之下；而对于不追求商业利润的经济援助来说，对它的运行和管理不如直接投资严格。因管理方式带来运行效率的高低影响了贸易效应的实现。

再次，受援国政府的行为在援助和直接投资中存在差别。受援国政府在接受无条件或低条件援助的过程中可能产生腐败，即援助并没有真正落到实处或者只有部分投入到真正的运作中。而对于直接投资来说，其盈利的目标会激励其尽力避免这种资源的浪费，从而更有效地推动双边贸易的发展。

在2016年在重庆举办的第二届中非政党理论研讨会中，中国就提出了中非合作将从以政府援助为主向企业投资和融资合作为主转型，而这种转型将会拉动更多的双边贸易。尽管援助的贸易效应在一定程度上是有效的，但未来的中非经济合作将呈现直接投资逐步取代经济援助的主流趋势。

参考文献：

[1] 中华人民共和国商务部对外援助司.中国的对外援助（2014）[2014-12-05]. http：//yws.mofcom.gov.cn/article/m/policies/201412/20141200822172.shtml

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[3] 王新影.欧盟与中国对非援助政策比较研究[J].亚非纵横，2011，（1）：50-54.

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[责任编辑 张宇霞]