呂連菊， 闞大學(xué)

(南昌工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西 南昌 330099)

中國(guó)對(duì)外援助對(duì)外需影響的實(shí)證研究

呂連菊， 闞大學(xué)

(南昌工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西 南昌 330099)

利用中國(guó)1985～2013年度間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)變量進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，變量均是一階平穩(wěn)變量，變量間存在協(xié)整關(guān)系。運(yùn)用OLS法對(duì)中國(guó)對(duì)外援助對(duì)外需的影響進(jìn)行回歸分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國(guó)對(duì)外援助與外需是正相關(guān)關(guān)系，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)；實(shí)際匯率、技術(shù)創(chuàng)新能力與外需是正相關(guān)關(guān)系，也沒有通過顯著性檢驗(yàn)；FDI、OFDI、出口退稅和GDP對(duì)外需是正面影響，且在不同顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。根據(jù)上述結(jié)論，提出了相應(yīng)對(duì)策建議，并展望了今后的研究方向。

對(duì)外援助；外需；實(shí)證研究

2008年全球性金融危機(jī)爆發(fā)后，世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入衰退，雖然目前全球經(jīng)濟(jì)有企穩(wěn)回升跡象，但全球國(guó)際貿(mào)易環(huán)境惡化，某些國(guó)家貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，加劇了國(guó)際貿(mào)易摩擦。作為世界第一出口大國(guó)，中國(guó)更是面臨著日益嚴(yán)峻的國(guó)際貿(mào)易環(huán)境，在與發(fā)達(dá)國(guó)家貿(mào)易摩擦持續(xù)的同時(shí)，與發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易摩擦也不斷升級(jí)。由于出口是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一，擴(kuò)大內(nèi)需在短期內(nèi)受到多方面因素的制約，效果不太明顯，那么后金融危機(jī)時(shí)代應(yīng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易保護(hù)主義，如何擴(kuò)大中國(guó)的外需是擺在我們面前的一個(gè)重要課題。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于如何擴(kuò)大外需的文獻(xiàn)頗為豐富。但大都停留在定性分析和經(jīng)驗(yàn)判斷上，缺乏從某一角度進(jìn)行系統(tǒng)的研究，大多是零散提出一些關(guān)于擴(kuò)大外需的政策。雖然在定量研究方面也做了不少工作，如匯率與出口增長(zhǎng)、外商直接投資與出口增長(zhǎng)、本地市場(chǎng)效應(yīng)與出口增長(zhǎng)、對(duì)外直接投資與出口增長(zhǎng)、出口退稅與出口增長(zhǎng)等，但對(duì)影響擴(kuò)大外需因素的實(shí)證分析還顯得較為薄弱。本文則從對(duì)外援助政策優(yōu)化調(diào)整這一新視角出發(fā)，研究如何利用中國(guó)的對(duì)外援助來應(yīng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易保護(hù)主義，擴(kuò)大中國(guó)外需。

國(guó)外學(xué)者關(guān)于對(duì)外援助對(duì)外需影響的相關(guān)文獻(xiàn)主要是利用貿(mào)易引力模型作為計(jì)量模型，實(shí)證結(jié)果多是對(duì)外援助擴(kuò)大了外需。這些文獻(xiàn)可分為兩方面：一是以面板數(shù)據(jù)為樣本。Nilsson利用1975～1992年度間歐盟與108個(gè)受援國(guó)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，發(fā)現(xiàn)對(duì)外援助的出口彈性為0.23，對(duì)外援助增加1美元，歐盟出口增加2.6美元[1]；Wagner利用1970～1990年度間20個(gè)援助國(guó)與109個(gè)受援國(guó)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，發(fā)現(xiàn)用固定效應(yīng)模型估計(jì)和用混合OLS估計(jì)的對(duì)外援助的貿(mào)易彈性分別為0.062和0.195，對(duì)外援助增加1美元，基于固定效應(yīng)模型估計(jì)和混合OLS估計(jì)的貿(mào)易分別增加0.73和2.29美元，他還進(jìn)一步用非線性模型將對(duì)外援助對(duì)貿(mào)易的影響分解為直接影響和間接影響，發(fā)現(xiàn)后者大于前者[2]；Nelson and Silva建立了南北不對(duì)稱貿(mào)易引力模型，以發(fā)達(dá)國(guó)家(援助國(guó))和不發(fā)達(dá)國(guó)家(受援國(guó))為樣本實(shí)證研究對(duì)外援助對(duì)出口的影響，發(fā)現(xiàn)如果援助國(guó)GDP大于受援國(guó)GDP，則援助國(guó)的對(duì)外援助會(huì)增加其出口[3]；Martinez-Zarzoso et al基于靜態(tài)和動(dòng)態(tài)貿(mào)易引力模型，以1962～2005年度間德國(guó)與138個(gè)受援國(guó)為樣本估計(jì)了德國(guó)對(duì)外援助對(duì)其出口的影響，發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期對(duì)外援助是出口的Granger原因，出口不是對(duì)外援助的Granger原因，短期對(duì)外援助不是出口的Granger原因，出口是對(duì)外援助的Granger原因；長(zhǎng)期對(duì)外援助促進(jìn)了出口，并且這種促進(jìn)作用隨時(shí)間變化發(fā)生了波動(dòng)，在90年代是遞減的，而在2001～2005年是穩(wěn)定增加的，同時(shí)發(fā)現(xiàn)一般援助對(duì)出口的影響高于戰(zhàn)略性援助[4]；Johansson and Pettersson則以1990～2005年度間184個(gè)國(guó)家為樣本，基于拓展的貿(mào)易引力模型實(shí)證，發(fā)現(xiàn)對(duì)外援助中的技術(shù)援助和貿(mào)易援助顯著地促進(jìn)了出口，同時(shí)發(fā)現(xiàn)在援助國(guó)對(duì)外援助的撒哈拉以南非洲、亞洲和拉丁美洲地區(qū)，援助國(guó)對(duì)外援助促進(jìn)其向撒哈拉以南非洲地區(qū)的出口程度最大。[5]與上述支持對(duì)外援助擴(kuò)大外需的結(jié)論相反，Lioyd et al以1969～1995年度間4個(gè)歐洲援助國(guó)與26個(gè)非洲受援國(guó)為樣本進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)外貿(mào)易是對(duì)外援助的Granger原因，對(duì)外援助不是對(duì)外貿(mào)易的Granger原因[6]；Osei et al則利用跨國(guó)面板數(shù)據(jù)實(shí)證,發(fā)現(xiàn)沒有證據(jù)表明對(duì)外援助擴(kuò)大了對(duì)外貿(mào)易，原因在于援助國(guó)更關(guān)注的是相對(duì)援助與相對(duì)貿(mào)易利得分享，而不是絕對(duì)量。[7]二是以時(shí)間序列數(shù)據(jù)為樣本。Arvin et al利用德國(guó)1973～1995年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)德國(guó)不附條件的對(duì)外援助與出口進(jìn)行了Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)前者是后者的Granger原因，同時(shí)發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)不附條件的對(duì)外援助對(duì)出口是負(fù)面影響，長(zhǎng)期則是正面影響[8]；Martinez-Zarzoso et al以德國(guó)及其受援國(guó)為樣本，利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，發(fā)現(xiàn)德國(guó)對(duì)外援助增加1美元，其出口增加1.04～1.50美元，該實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的[9]；Lu以美國(guó)及其受援國(guó)為樣本，建立了8個(gè)跨國(guó)時(shí)間序列模型，實(shí)證了美國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)援助和軍事援助分別對(duì)其出口和貿(mào)易依存度的影響，發(fā)現(xiàn)對(duì)外經(jīng)濟(jì)援助促進(jìn)了出口以及提高了貿(mào)易依存度。[10]

由上可知，國(guó)外學(xué)者研究的是發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)發(fā)展中國(guó)家的援助對(duì)母國(guó)外需的影響，其研究結(jié)論對(duì)中國(guó)是否適用尚不清楚。就國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于對(duì)外援助對(duì)外需影響研究，更多的是從理論上加以分析，如黃梅波和劉愛蘭[11]等人的研究，目前尚未見到實(shí)證研究。因此，筆者利用中國(guó)1985～2013年度間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，實(shí)證研究中國(guó)對(duì)外援助對(duì)外需的影響，最后根據(jù)實(shí)證結(jié)果提出相應(yīng)的對(duì)策建議，并指出今后研究方向。

二、實(shí)證研究

(一)實(shí)證模型設(shè)定、變量測(cè)度與數(shù)據(jù)說明

1.實(shí)證模型設(shè)定

根據(jù)以往國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究各種影響外需因素的實(shí)證文獻(xiàn)和國(guó)外學(xué)者關(guān)于對(duì)外援助對(duì)外需影響的實(shí)證文獻(xiàn)，結(jié)合本文需要，筆者設(shè)定如下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

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

其中，WX、AID、E、FDI、OFDI、CK、GDP、JS分別表示外需、對(duì)外援助、匯率、外商直接投資、對(duì)外直接投資、出口退稅、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和技術(shù)創(chuàng)新能力。

2. 變量測(cè)度與數(shù)據(jù)說明

(1)外需WX用出口額來測(cè)度。由于1985年1月1日至1994年1月1日，人民幣匯率取消內(nèi)部結(jié)算價(jià)，實(shí)施官方匯率與調(diào)劑匯率并存的雙重匯率制度，1994年1月1日至2005年7月21日，人民幣匯率實(shí)行并軌，改過去雙重匯率制度為單一匯率制度，2005年7月21日起，中國(guó)開始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，這幾次匯率制度改革導(dǎo)致了人民幣對(duì)美元匯率大幅變動(dòng)，因此，筆者將各年出口總額按當(dāng)年時(shí)間加權(quán)平均匯率調(diào)整，分別得到了各年度的真實(shí)增加值。出口額的原始數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(2)對(duì)外援助AID用對(duì)外援助支出額來測(cè)度。對(duì)外援助支出額的原始數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。關(guān)于對(duì)外援助與外需之間的關(guān)系，筆者在認(rèn)真研究國(guó)外文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，認(rèn)為對(duì)外援助促進(jìn)外需增加的機(jī)理主要有以下幾點(diǎn)：一是援助國(guó)可以通過對(duì)外援助從受援國(guó)以優(yōu)惠的價(jià)格獲取穩(wěn)定的能源和原料供應(yīng)，降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大外需；二是援助國(guó)企業(yè)可以利用本國(guó)政府對(duì)外援助的機(jī)會(huì)擴(kuò)大自己產(chǎn)品的銷售市場(chǎng)，將自己的產(chǎn)品推廣到國(guó)際市場(chǎng)，這是因?yàn)槭茉畤?guó)人們傾向于消費(fèi)他們熟悉的商品，如果援助國(guó)企業(yè)生產(chǎn)的援助物品適合當(dāng)?shù)厝藗兊南M(fèi)偏好，他們就會(huì)對(duì)援助國(guó)生產(chǎn)援助物品的企業(yè)下定單，從援助國(guó)進(jìn)行采購(gòu)，從而擴(kuò)大援助國(guó)外需；三是對(duì)外援助可以促進(jìn)受援國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高受援國(guó)人們的收入，受援國(guó)的購(gòu)買力就會(huì)增強(qiáng)，一方面會(huì)增加消費(fèi)品的進(jìn)口需求，另一方面會(huì)增加受援國(guó)對(duì)于經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展中所需的資源、技術(shù)和設(shè)備的進(jìn)口需求，這都會(huì)擴(kuò)大援助國(guó)外需；四是對(duì)外援助可以減少援助國(guó)的外匯儲(chǔ)備，緩解援助國(guó)貨幣升值壓力，擴(kuò)大外需；五是對(duì)外援助也有利于援助國(guó)貨幣的國(guó)際化進(jìn)程，提高援助國(guó)的經(jīng)濟(jì)影響力，從而擴(kuò)大外需；六是援助國(guó)通過對(duì)外援助將本國(guó)的夕陽產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到受援國(guó)，一方面可以利用受援國(guó)所擁有的比較優(yōu)勢(shì)，更重要的是可以淘汰援助國(guó)落后產(chǎn)能，促進(jìn)援助國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，這有助于減少援助國(guó)與其他國(guó)家的貿(mào)易摩擦，從而擴(kuò)大外需。因此，根據(jù)上述六點(diǎn)機(jī)理分析，筆者預(yù)期對(duì)外援助促進(jìn)了中國(guó)外需增加，當(dāng)然對(duì)外援助究竟是否促進(jìn)了中國(guó)外需增加還需進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(3)對(duì)于匯率E的測(cè)度，學(xué)者們一般采用名義匯率和實(shí)際匯率來衡量。和名義匯率相比而言，實(shí)際匯率更能影響一國(guó)產(chǎn)品在國(guó)際上的競(jìng)爭(zhēng)力，因此，筆者采用人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率來衡量，根據(jù)公式RE=NE*P美/P中可以計(jì)算出實(shí)際匯率，其中RE為中美實(shí)際匯率，NE為中美名義匯率，P美和P中分別為美國(guó)和中國(guó)的價(jià)格水平，用兩國(guó)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)來衡量，基期為1985年，取值為100，中美名義匯率的數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，兩國(guó)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的原始數(shù)據(jù)來源于國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)的經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)于匯率與外需之間的關(guān)系，傳統(tǒng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，匯率上升導(dǎo)致本幣貶值，出口商品的外幣價(jià)格下降，外需增加。但實(shí)證研究卻不完全支持這一觀點(diǎn)。因此，對(duì)于中國(guó)而言，匯率與外需之間關(guān)系的預(yù)期尚不能確定。

(4)FDI采用當(dāng)年的實(shí)際利用外資金額來測(cè)度，原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于FDI與外需之間的關(guān)系，國(guó)外學(xué)者認(rèn)為主要存在兩種關(guān)系:一種是認(rèn)為兩者是相互替代關(guān)系；一種是認(rèn)為兩者是互補(bǔ)關(guān)系。后來學(xué)者們從不同角度進(jìn)行了研究，認(rèn)為兩者是替代還是互補(bǔ)關(guān)系會(huì)因FDI的類型、投資動(dòng)機(jī)、產(chǎn)業(yè)和企業(yè)不同而不同。但絕大多數(shù)國(guó)外學(xué)者的實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)于一國(guó)而言，兩者是互補(bǔ)關(guān)系。國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)中國(guó)FDI與外需之間的關(guān)系進(jìn)行了很多實(shí)證研究，只有少數(shù)學(xué)者的實(shí)證結(jié)果表明中國(guó)FDI與外需之間是相互替代關(guān)系，多數(shù)學(xué)者的實(shí)證結(jié)果表明FDI對(duì)中國(guó)外需起著促進(jìn)作用。故筆者預(yù)期FDI與中國(guó)外需是正相關(guān)關(guān)系。

(5)OFDI采用當(dāng)年的對(duì)外直接投資流量來衡量，其中1985～2001年的數(shù)據(jù)來源于《聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議世界投資報(bào)告》，2002～2013年數(shù)據(jù)來源于中國(guó)商務(wù)部歷年的《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。對(duì)于OFDI與外需之間的關(guān)系，國(guó)外學(xué)者也認(rèn)為主要存在替代和互補(bǔ)兩種關(guān)系：一方面，母國(guó)在海外子公司的產(chǎn)品在當(dāng)?shù)劁N售并被出口到第三國(guó)，會(huì)引起母國(guó)的出口減少；另一方面，在海外投資建廠所需要的資本品(機(jī)器、設(shè)備)以及生產(chǎn)所需要的中間產(chǎn)品(零部件、原材料等)從投資母國(guó)采購(gòu)，又會(huì)增加母國(guó)的出口，因此，對(duì)于不同國(guó)家，OFDI與外需之間的關(guān)系更多的是一個(gè)實(shí)證問題。國(guó)外學(xué)者的實(shí)證結(jié)果多是支持互補(bǔ)關(guān)系。而國(guó)內(nèi)學(xué)者的實(shí)證結(jié)果往往較為復(fù)雜，但也基本上支持中國(guó)OFDI促進(jìn)了外需增加的結(jié)論，故筆者預(yù)期中國(guó)OFDI促進(jìn)了外需增加。

(6)出口退稅CK用歷年加權(quán)平均出口退稅率來測(cè)度，原始數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)稅務(wù)年鑒》。對(duì)于出口退稅和外需之間的關(guān)系，一般認(rèn)為一國(guó)政府對(duì)出口產(chǎn)品退還其已經(jīng)繳納的增值稅或消費(fèi)稅等流轉(zhuǎn)間接稅，使出口產(chǎn)品以不含稅的價(jià)格進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)，會(huì)提高產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)本國(guó)出口。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此加以實(shí)證研究的結(jié)果也基本上支持該觀點(diǎn)，因此，筆者預(yù)期中國(guó)出口退稅和外需之間是正相關(guān)關(guān)系。

(7)對(duì)于GDP的測(cè)度，為了消除數(shù)據(jù)中價(jià)格因素的影響，筆者運(yùn)用GDP指數(shù)(以1985年為100)對(duì)GDP的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了折算，原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于GDP和外需之間的關(guān)系，克魯格曼曾指出，在一個(gè)存在規(guī)模報(bào)酬遞增和貿(mào)易成本的世界中，那些擁有相對(duì)較大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求的國(guó)家將成為凈出口國(guó)，即本地市場(chǎng)效應(yīng)。這已被國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者加以證實(shí)。因此，筆者預(yù)期中國(guó)GDP和外需之間是正相關(guān)關(guān)系。

(8)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新能力JS的測(cè)度，筆者采用實(shí)證文獻(xiàn)中常用的專利授權(quán)量來測(cè)度。雖然用專利授權(quán)量來測(cè)度技術(shù)創(chuàng)新能力有一定的局限性，如一些技術(shù)發(fā)明人可能不會(huì)為其發(fā)明申請(qǐng)專利；專利授權(quán)量不能反映技術(shù)創(chuàng)新的質(zhì)量和創(chuàng)新產(chǎn)生的價(jià)值等，但在沒有更好的測(cè)度技術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)情況下，采用專利授權(quán)量來測(cè)度是個(gè)次優(yōu)選擇。專利授權(quán)量的數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站。對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新能力和外需之間的關(guān)系，一般認(rèn)為一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新一方面能提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，降低成本，提升產(chǎn)品的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)出口；另外一方面能促進(jìn)產(chǎn)品差異化，更好地滿足國(guó)外消費(fèi)者多樣化的需求，增加出口。因此，筆者預(yù)期中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力和外需之間是正相關(guān)關(guān)系。

文章選擇的樣本區(qū)間是1985～2013年，并且由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)兞恐g的關(guān)系，能使其趨勢(shì)線性化，消除序列中存在的異方差，所以已經(jīng)在設(shè)定上述模型時(shí)進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)變換。表1給出了各變量的描述統(tǒng)計(jì)量。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)實(shí)證分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以以自相關(guān)函數(shù)為依據(jù)來判斷，但廣為采用的是單位根檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)方法常用的有20世紀(jì)70年代迪克(Dickey)和富勒(Fuller)提出的DF檢驗(yàn)和1979年兩人提出的ADF檢驗(yàn)。由于實(shí)際的時(shí)間序列往往不是一個(gè)簡(jiǎn)單的AR(1)過程，而是AR(n)過程，且ADF檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)要求更為簡(jiǎn)單，本文運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)LnWX、LnAID、LnE、LnFDI、LnOFDI、LnCK、LnGDP、LnJS使用ADF來檢驗(yàn)平穩(wěn)性，滯后期根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)選擇，表2給出了平穩(wěn)性檢驗(yàn)形式、ADF統(tǒng)計(jì)量、臨界值和結(jié)論。

從表2可以得知，變量LnWX的ADF統(tǒng)計(jì)量為-0.333 4，而顯著性水平10%臨界值為-2.635 5，顯然LnWX的ADF統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，故LnWX不能拒絕單位根假設(shè)，是非平穩(wěn)的，進(jìn)一步對(duì)LnWX一階差分變量DLnWX進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，變量DLnWX的ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.065 4，而顯著性水平5%臨界值為-2.998 1，顯然DLnWX的ADF統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，故DLnWX拒絕單位根假設(shè)，是平穩(wěn)的，即變量為一階平穩(wěn)變量。同理，LnAID、LnE、LnFDI、LnOFDI、LnCK、LnGDP、LnJS均不能拒絕單位根假設(shè)(ADF值大于臨界值)是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分變量均拒絕單位根假設(shè)(ADF值小于臨界值)是平穩(wěn)的，均為一階平穩(wěn)變量。

表2 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)形式(CTK)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)，N表示不包括，加入滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)為白噪聲；*、**、***分別表示1%、5%和10%的臨界值。

2．協(xié)整檢驗(yàn)

由ADF檢驗(yàn)可知，上述變量是同階單整的，則變量之間的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，變量之間可能存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。由于本文是檢驗(yàn)多個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系，因此，采用Johansen極大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。具體而言，當(dāng)原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量為281.621 5，而顯著性水平5%臨界值為125．615 4，顯然跡統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，故拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明變量間存在協(xié)整關(guān)系，繼續(xù)下面的檢驗(yàn)，可以判斷出變量間存在至多四個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3．實(shí)證結(jié)果

由于變量間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以利用Eviews6.0軟件就對(duì)外援助對(duì)外需的影響作LOS估計(jì)，得到如下協(xié)整回歸方程：

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，擬合度較好，F(xiàn)=283.987 9表明協(xié)整回歸方程通過了F整體檢驗(yàn)， D.W=2.074 2說明變量間不存在自相關(guān)關(guān)系?；貧w結(jié)果表明：

(1)中國(guó)對(duì)外援助每增加1個(gè)百分點(diǎn)，外需增加0.079 3個(gè)百分點(diǎn)，中國(guó)對(duì)外援助與外需是正相關(guān)關(guān)系，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這是因?yàn)橹袊?guó)的對(duì)外援助規(guī)模有限。改革開放以來，中國(guó)對(duì)外援助總和約為1 307.84億元，年均40.87億元，對(duì)外援助主要采取無償援助、無息貸款、優(yōu)惠貸款等方式，與外需相關(guān)的混合貸款與項(xiàng)目合資合作方式所占比重雖然在增加，但比重依然不高，因此，對(duì)外援助對(duì)外需的正面影響并不顯著。

(2)中國(guó)實(shí)際匯率上升1個(gè)百分點(diǎn)，外需增加0.149 1個(gè)百分點(diǎn)，中國(guó)實(shí)際匯率與外需是正相關(guān)關(guān)系，但也沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這是因?yàn)橹袊?guó)出口的產(chǎn)品大多是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，缺乏需求彈性，實(shí)際匯率上升對(duì)這些產(chǎn)品的市場(chǎng)需求的影響是很有限的。

(3)中國(guó)FDI流入增加1個(gè)百分點(diǎn)，外需增加0.361 5個(gè)百分點(diǎn)，并且中國(guó)FDI對(duì)外需的這種正面影響在5%上水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。原因主要有以下幾點(diǎn)：一是在改革開放后，中國(guó)對(duì)外資企業(yè)實(shí)施的政策是出口導(dǎo)向政策，其一部分產(chǎn)品不得在中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)銷售，必須出口到國(guó)外市場(chǎng)；二是中國(guó)為了吸引外資，實(shí)施了很優(yōu)惠的政策，外資企業(yè)把中國(guó)作為其生產(chǎn)加工基地，在中國(guó)利用廉價(jià)的勞動(dòng)力和原材料生產(chǎn)產(chǎn)品，降低其生產(chǎn)成本，使其在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力增加，然后把生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷母國(guó)或銷往第三國(guó)家地區(qū)，擴(kuò)大了中國(guó)外需；三是外資企業(yè)通過示范競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制、學(xué)習(xí)模仿機(jī)制、教育培訓(xùn)機(jī)制以及勞動(dòng)力流動(dòng)等多種渠道產(chǎn)生的技術(shù)外溢效應(yīng)和人力資本溢出效應(yīng)提高了中國(guó)技術(shù)水平和管理水平，從而提高了中國(guó)企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，一些國(guó)內(nèi)出口企業(yè)還可能因?yàn)橥赓Y的流入實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低生產(chǎn)成本，提高國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，這些都促進(jìn)了中國(guó)出口的增加。

(4)中國(guó)OFDI增加1個(gè)百分點(diǎn)，外需增加0.128 4個(gè)百分點(diǎn)，并且中國(guó)OFDI對(duì)外需的這種正面影響在10%上水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。這是由于中國(guó)目前對(duì)外直接投資的行業(yè)比較集中在制造業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和采礦業(yè)等勞動(dòng)密集型行業(yè)，中國(guó)對(duì)外直接投資主要是垂直型的對(duì)外直接投資，在垂直型對(duì)外直接投資條件下，帶動(dòng)了中國(guó)資本品和中間產(chǎn)品的出口。

(5)中國(guó)出口退稅率增加1個(gè)百分點(diǎn)，外需增加0.092 1個(gè)百分點(diǎn)，并且中國(guó)出口退稅對(duì)外需的這種正面影響在10%上水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，這證實(shí)了筆者的預(yù)期。

(6)中國(guó)GDP增加1個(gè)百分點(diǎn)，外需增加1.422 5個(gè)百分點(diǎn)，并且中國(guó)GDP對(duì)外需的這種正面影響在1%上水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，這證實(shí)了中國(guó)存在本地市場(chǎng)效應(yīng)，說明中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)較大，在產(chǎn)品生產(chǎn)上存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低了產(chǎn)品生產(chǎn)的平均成本，增加了產(chǎn)品在國(guó)際上的競(jìng)爭(zhēng)力，帶動(dòng)了出口增加。

(7)中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力提高1個(gè)百分點(diǎn)，外需增加0.060 5個(gè)百分點(diǎn)，中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力與外需是正相關(guān)關(guān)系，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這是因?yàn)橹袊?guó)技術(shù)創(chuàng)新能力薄弱，對(duì)于產(chǎn)品的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力的提升有限，從專利授權(quán)量可以看出，中國(guó)與國(guó)外在最能體現(xiàn)一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的發(fā)明專利授權(quán)量占專利授權(quán)總量的比重上差距較大，在個(gè)別年份(如2001、2002和2003年)這一比重甚至不到國(guó)外的一半，并且中國(guó)的發(fā)明專利多集中在傳統(tǒng)行業(yè)和勞動(dòng)密集型行業(yè)，因此，技術(shù)創(chuàng)新能力對(duì)外需的正面影響不顯著。

三、結(jié)論與今后的研究方向

根據(jù)上述實(shí)證結(jié)果可知，為了更好地?cái)U(kuò)大中國(guó)外需，應(yīng)采取如下措施：一是伴隨中國(guó)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng)，逐步擴(kuò)大對(duì)外援助規(guī)模，更重要的是優(yōu)化中國(guó)對(duì)外援助的結(jié)構(gòu)，在適當(dāng)增加無償援助、無息貸款和優(yōu)惠貸款規(guī)模的同時(shí)，提高與外需相關(guān)的混合貸款與項(xiàng)目合資合作方式所占比重，這有助于中國(guó)通過對(duì)外援助從受援國(guó)以優(yōu)惠的價(jià)格獲取穩(wěn)定的能源和原料供應(yīng)，降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本；有助于中國(guó)通過對(duì)外援助擴(kuò)大產(chǎn)品的銷售市場(chǎng)，將產(chǎn)品推廣到國(guó)際市場(chǎng)；有助于中國(guó)通過對(duì)外援助減少外匯儲(chǔ)備，緩解人民幣升值壓力，擴(kuò)大外需；有助于中國(guó)通過對(duì)外援助加速人民幣的國(guó)際化進(jìn)程，提高中國(guó)在國(guó)際市場(chǎng)上的影響力，擴(kuò)大外需；有助于中國(guó)通過對(duì)外援助促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，從而減少中國(guó)的貿(mào)易摩擦，擴(kuò)大外需。二是繼續(xù)鼓勵(lì)引進(jìn)FDI，但在注意擴(kuò)大引進(jìn)FDI數(shù)量的同時(shí)，要加強(qiáng)FDI的區(qū)域投資導(dǎo)向，鼓勵(lì)FDI以中外合資經(jīng)營(yíng)和中外合作經(jīng)營(yíng)的方式流入，鼓勵(lì)外資企業(yè)對(duì)本地員工進(jìn)行教育培訓(xùn)，鼓勵(lì)外資企業(yè)與國(guó)內(nèi)企業(yè)、大學(xué)和科研院所合作，提高FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)和人力資本溢出效應(yīng)，從而提高中國(guó)技術(shù)水平和管理水平，提高中國(guó)企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大外需；繼續(xù)鼓勵(lì)中國(guó)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資，在增加垂直型對(duì)外直接投資規(guī)模的同時(shí)，要加大對(duì)那些技術(shù)先進(jìn)國(guó)家和技術(shù)含量高的行業(yè)的水平型對(duì)外直接投資，這樣不僅可以通過垂直型對(duì)外直接投資帶動(dòng)中國(guó)資本品和中間產(chǎn)品的出口，長(zhǎng)期還可以通過水平型對(duì)外直接投資促進(jìn)中國(guó)技術(shù)升級(jí)，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，降低產(chǎn)品成本，增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大外需；此外，中國(guó)還可以通過出口退稅、增加人們收入，擴(kuò)大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，發(fā)揮本地市場(chǎng)效應(yīng)以及增加研發(fā)投入，提高技術(shù)創(chuàng)新能力等方法擴(kuò)大外需。

對(duì)外援助對(duì)外需的影響是較為復(fù)雜的問題，涉及國(guó)際貿(mào)易和發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)等多個(gè)領(lǐng)域，文章僅是利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)考察了中國(guó)對(duì)外援助總量對(duì)外需的影響，今后將利用1998～2013年跨國(guó)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)對(duì)外援助對(duì)外需的影響進(jìn)行各種計(jì)量檢驗(yàn)，并將對(duì)外援助對(duì)外需的影響納入貿(mào)易引力模型中，同時(shí)考慮到對(duì)外援助對(duì)外需的影響程度可能受到國(guó)內(nèi)外一些因素(匯率、外商直接投資、對(duì)外直接投資、收入水平、兩國(guó)距離、共同語言、優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定)的制約，將這些因素作為控制變量納入貿(mào)易引力模型中，建立起一個(gè)拓展的貿(mào)易引力模型，并運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法消除解釋變量的內(nèi)生性問題，對(duì)中國(guó)的對(duì)外援助對(duì)外需的影響進(jìn)行實(shí)證研究，并將中國(guó)對(duì)外援助按方式和內(nèi)容進(jìn)行分類，實(shí)證研究不同類型的對(duì)外援助對(duì)外需的影響。此外，用非線性模型將中國(guó)對(duì)外援助對(duì)外需的影響分解為直接影響和間接影響進(jìn)行進(jìn)一步實(shí)證研究；最后根據(jù)上述實(shí)證結(jié)果，借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家、新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體和其他發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外援助政策，從對(duì)外援助政策和貿(mào)易政策的互補(bǔ)性角度提出擴(kuò)大中國(guó)外需的政策建議。

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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

呂連菊(1982-)，女，湖北武穴人，南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院講師，碩士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)與國(guó)際貿(mào)易研究。

F752

A DOI 10.3969/j.issn.1671-1653.2016.04.001