中國對外援助對外需影響的實證研究

呂連菊， 闞大學

(南昌工程學院 經(jīng)濟貿(mào)易學院，江西 南昌 330099)

中國對外援助對外需影響的實證研究

呂連菊， 闞大學

(南昌工程學院 經(jīng)濟貿(mào)易學院，江西 南昌 330099)

利用中國1985～2013年度間的時間序列數(shù)據(jù)，對變量進行了平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗后發(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。運用OLS法對中國對外援助對外需的影響進行回歸分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國對外援助與外需是正相關(guān)關(guān)系，但沒有通過顯著性檢驗；實際匯率、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；FDI、OFDI、出口退稅和GDP對外需是正面影響，且在不同顯著性水平上通過了檢驗。根據(jù)上述結(jié)論，提出了相應(yīng)對策建議，并展望了今后的研究方向。

對外援助；外需；實證研究

2008年全球性金融危機爆發(fā)后，世界經(jīng)濟進入衰退，雖然目前全球經(jīng)濟有企穩(wěn)回升跡象，但全球國際貿(mào)易環(huán)境惡化，某些國家貿(mào)易保護主義抬頭，加劇了國際貿(mào)易摩擦。作為世界第一出口大國，中國更是面臨著日益嚴峻的國際貿(mào)易環(huán)境，在與發(fā)達國家貿(mào)易摩擦持續(xù)的同時，與發(fā)展中國家的貿(mào)易摩擦也不斷升級。由于出口是中國經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，擴大內(nèi)需在短期內(nèi)受到多方面因素的制約，效果不太明顯，那么后金融危機時代應(yīng)對國際貿(mào)易保護主義，如何擴大中國的外需是擺在我們面前的一個重要課題。

一、文獻綜述

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

國外學者關(guān)于對外援助對外需影響的相關(guān)文獻主要是利用貿(mào)易引力模型作為計量模型，實證結(jié)果多是對外援助擴大了外需。這些文獻可分為兩方面：一是以面板數(shù)據(jù)為樣本。Nilsson利用1975～1992年度間歐盟與108個受援國的面板數(shù)據(jù)進行實證，發(fā)現(xiàn)對外援助的出口彈性為0.23，對外援助增加1美元，歐盟出口增加2.6美元[1]；Wagner利用1970～1990年度間20個援助國與109個受援國的面板數(shù)據(jù)進行實證，發(fā)現(xiàn)用固定效應(yīng)模型估計和用混合OLS估計的對外援助的貿(mào)易彈性分別為0.062和0.195，對外援助增加1美元，基于固定效應(yīng)模型估計和混合OLS估計的貿(mào)易分別增加0.73和2.29美元，他還進一步用非線性模型將對外援助對貿(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建立了南北不對稱貿(mào)易引力模型，以發(fā)達國家(援助國)和不發(fā)達國家(受援國)為樣本實證研究對外援助對出口的影響，發(fā)現(xiàn)如果援助國GDP大于受援國GDP，則援助國的對外援助會增加其出口[3]；Martinez-Zarzoso et al基于靜態(tài)和動態(tài)貿(mào)易引力模型，以1962～2005年度間德國與138個受援國為樣本估計了德國對外援助對其出口的影響，發(fā)現(xiàn)長期對外援助是出口的Granger原因，出口不是對外援助的Granger原因，短期對外援助不是出口的Granger原因，出口是對外援助的Granger原因；長期對外援助促進了出口，并且這種促進作用隨時間變化發(fā)生了波動，在90年代是遞減的，而在2001～2005年是穩(wěn)定增加的，同時發(fā)現(xiàn)一般援助對出口的影響高于戰(zhàn)略性援助[4]；Johansson and Pettersson則以1990～2005年度間184個國家為樣本，基于拓展的貿(mào)易引力模型實證，發(fā)現(xiàn)對外援助中的技術(shù)援助和貿(mào)易援助顯著地促進了出口，同時發(fā)現(xiàn)在援助國對外援助的撒哈拉以南非洲、亞洲和拉丁美洲地區(qū)，援助國對外援助促進其向撒哈拉以南非洲地區(qū)的出口程度最大。[5]與上述支持對外援助擴大外需的結(jié)論相反，Lioyd et al以1969～1995年度間4個歐洲援助國與26個非洲受援國為樣本進行檢驗發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易是對外援助的Granger原因，對外援助不是對外貿(mào)易的Granger原因[6]；Osei et al則利用跨國面板數(shù)據(jù)實證,發(fā)現(xiàn)沒有證據(jù)表明對外援助擴大了對外貿(mào)易，原因在于援助國更關(guān)注的是相對援助與相對貿(mào)易利得分享，而不是絕對量。[7]二是以時間序列數(shù)據(jù)為樣本。Arvin et al利用德國1973～1995年的時間序列數(shù)據(jù)對德國不附條件的對外援助與出口進行了Granger因果檢驗，發(fā)現(xiàn)前者是后者的Granger原因，同時發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)不附條件的對外援助對出口是負面影響，長期則是正面影響[8]；Martinez-Zarzoso et al以德國及其受援國為樣本，利用時間序列數(shù)據(jù)進行實證，發(fā)現(xiàn)德國對外援助增加1美元，其出口增加1.04～1.50美元，該實證結(jié)果是穩(wěn)健的[9]；Lu以美國及其受援國為樣本，建立了8個跨國時間序列模型，實證了美國對外經(jīng)濟援助和軍事援助分別對其出口和貿(mào)易依存度的影響，發(fā)現(xiàn)對外經(jīng)濟援助促進了出口以及提高了貿(mào)易依存度。[10]

由上可知，國外學者研究的是發(fā)達國家對發(fā)展中國家的援助對母國外需的影響，其研究結(jié)論對中國是否適用尚不清楚。就國內(nèi)學者關(guān)于對外援助對外需影響研究，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，目前尚未見到實證研究。因此，筆者利用中國1985～2013年度間的時間序列數(shù)據(jù)，在對變量進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上，實證研究中國對外援助對外需的影響，最后根據(jù)實證結(jié)果提出相應(yīng)的對策建議，并指出今后研究方向。

二、實證研究

(一)實證模型設(shè)定、變量測度與數(shù)據(jù)說明

1.實證模型設(shè)定

根據(jù)以往國內(nèi)外學者研究各種影響外需因素的實證文獻和國外學者關(guān)于對外援助對外需影響的實證文獻，結(jié)合本文需要，筆者設(shè)定如下檢驗?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、對外援助、匯率、外商直接投資、對外直接投資、出口退稅、國內(nèi)生產(chǎn)總值和技術(shù)創(chuàng)新能力。

2. 變量測度與數(shù)據(jù)說明

(1)外需WX用出口額來測度。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，實施官方匯率與調(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，中國開始實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，這幾次匯率制度改革導(dǎo)致了人民幣對美元匯率大幅變動，因此，筆者將各年出口總額按當年時間加權(quán)平均匯率調(diào)整，分別得到了各年度的真實增加值。出口額的原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

(2)對外援助AID用對外援助支出額來測度。對外援助支出額的原始數(shù)據(jù)來源于《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。關(guān)于對外援助與外需之間的關(guān)系，筆者在認真研究國外文獻的基礎(chǔ)上，認為對外援助促進外需增加的機理主要有以下幾點：一是援助國可以通過對外援助從受援國以優(yōu)惠的價格獲取穩(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)品國際競爭力，擴大外需；二是援助國企業(yè)可以利用本國政府對外援助的機會擴大自己產(chǎn)品的銷售市場，將自己的產(chǎn)品推廣到國際市場，這是因為受援國人們傾向于消費他們熟悉的商品，如果援助國企業(yè)生產(chǎn)的援助物品適合當?shù)厝藗兊南M偏好，他們就會對援助國生產(chǎn)援助物品的企業(yè)下定單，從援助國進行采購，從而擴大援助國外需；三是對外援助可以促進受援國經(jīng)濟發(fā)展，提高受援國人們的收入，受援國的購買力就會增強，一方面會增加消費品的進口需求，另一方面會增加受援國對于經(jīng)濟進一步發(fā)展中所需的資源、技術(shù)和設(shè)備的進口需求，這都會擴大援助國外需；四是對外援助可以減少援助國的外匯儲備，緩解援助國貨幣升值壓力，擴大外需；五是對外援助也有利于援助國貨幣的國際化進程，提高援助國的經(jīng)濟影響力，從而擴大外需；六是援助國通過對外援助將本國的夕陽產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到受援國，一方面可以利用受援國所擁有的比較優(yōu)勢，更重要的是可以淘汰援助國落后產(chǎn)能，促進援助國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，這有助于減少援助國與其他國家的貿(mào)易摩擦，從而擴大外需。因此，根據(jù)上述六點機理分析，筆者預(yù)期對外援助促進了中國外需增加，當然對外援助究竟是否促進了中國外需增加還需進行實證檢驗。

(3)對于匯率E的測度，學者們一般采用名義匯率和實際匯率來衡量。和名義匯率相比而言，實際匯率更能影響一國產(chǎn)品在國際上的競爭力，因此，筆者采用人民幣對美元的實際匯率來衡量，根據(jù)公式RE=NE*P美/P中可以計算出實際匯率，其中RE為中美實際匯率，NE為中美名義匯率，P美和P中分別為美國和中國的價格水平，用兩國消費者物價指數(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《中國統(tǒng)計年鑒》，兩國消費者物價指數(shù)的原始數(shù)據(jù)來源于國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)的經(jīng)濟合作與發(fā)展組織數(shù)據(jù)庫。對于匯率與外需之間的關(guān)系，傳統(tǒng)國際經(jīng)濟學認為，匯率上升導(dǎo)致本幣貶值，出口商品的外幣價格下降，外需增加。但實證研究卻不完全支持這一觀點。因此，對于中國而言，匯率與外需之間關(guān)系的預(yù)期尚不能確定。

(4)FDI采用當年的實際利用外資金額來測度，原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。對于FDI與外需之間的關(guān)系，國外學者認為主要存在兩種關(guān)系:一種是認為兩者是相互替代關(guān)系；一種是認為兩者是互補關(guān)系。后來學者們從不同角度進行了研究，認為兩者是替代還是互補關(guān)系會因FDI的類型、投資動機、產(chǎn)業(yè)和企業(yè)不同而不同。但絕大多數(shù)國外學者的實證結(jié)果表明，對于一國而言，兩者是互補關(guān)系。國內(nèi)學者也對中國FDI與外需之間的關(guān)系進行了很多實證研究，只有少數(shù)學者的實證結(jié)果表明中國FDI與外需之間是相互替代關(guān)系，多數(shù)學者的實證結(jié)果表明FDI對中國外需起著促進作用。故筆者預(yù)期FDI與中國外需是正相關(guān)關(guān)系。

(5)OFDI采用當年的對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)合國貿(mào)發(fā)會議世界投資報告》，2002～2013年數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部歷年的《對外直接投資統(tǒng)計公報》。對于OFDI與外需之間的關(guān)系，國外學者也認為主要存在替代和互補兩種關(guān)系：一方面，母國在海外子公司的產(chǎn)品在當?shù)劁N售并被出口到第三國，會引起母國的出口減少；另一方面，在海外投資建廠所需要的資本品(機器、設(shè)備)以及生產(chǎn)所需要的中間產(chǎn)品(零部件、原材料等)從投資母國采購，又會增加母國的出口，因此，對于不同國家，OFDI與外需之間的關(guān)系更多的是一個實證問題。國外學者的實證結(jié)果多是支持互補關(guān)系。而國內(nèi)學者的實證結(jié)果往往較為復(fù)雜，但也基本上支持中國OFDI促進了外需增加的結(jié)論，故筆者預(yù)期中國OFDI促進了外需增加。

(6)出口退稅CK用歷年加權(quán)平均出口退稅率來測度，原始數(shù)據(jù)來源于《中國稅務(wù)年鑒》。對于出口退稅和外需之間的關(guān)系，一般認為一國政府對出口產(chǎn)品退還其已經(jīng)繳納的增值稅或消費稅等流轉(zhuǎn)間接稅，使出口產(chǎn)品以不含稅的價格進入國際市場，會提高產(chǎn)品的國際競爭力，促進本國出口。國內(nèi)外學者對此加以實證研究的結(jié)果也基本上支持該觀點，因此，筆者預(yù)期中國出口退稅和外需之間是正相關(guān)關(guān)系。

(7)對于GDP的測度，為了消除數(shù)據(jù)中價格因素的影響，筆者運用GDP指數(shù)(以1985年為100)對GDP的原始數(shù)據(jù)進行了折算，原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。對于GDP和外需之間的關(guān)系，克魯格曼曾指出，在一個存在規(guī)模報酬遞增和貿(mào)易成本的世界中，那些擁有相對較大國內(nèi)市場需求的國家將成為凈出口國，即本地市場效應(yīng)。這已被國內(nèi)外眾多學者加以證實。因此，筆者預(yù)期中國GDP和外需之間是正相關(guān)關(guān)系。

(8)對于技術(shù)創(chuàng)新能力JS的測度，筆者采用實證文獻中常用的專利授權(quán)量來測度。雖然用專利授權(quán)量來測度技術(shù)創(chuàng)新能力有一定的局限性，如一些技術(shù)發(fā)明人可能不會為其發(fā)明申請專利；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)生的價值等，但在沒有更好的測度技術(shù)創(chuàng)新能力指標情況下，采用專利授權(quán)量來測度是個次優(yōu)選擇。專利授權(quán)量的數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》和國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站。對于技術(shù)創(chuàng)新能力和外需之間的關(guān)系，一般認為一國技術(shù)創(chuàng)新一方面能提高勞動生產(chǎn)率，降低成本，提升產(chǎn)品的價格競爭力，促進出口；另外一方面能促進產(chǎn)品差異化，更好地滿足國外消費者多樣化的需求，增加出口。因此，筆者預(yù)期中國技術(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)的自然對數(shù)變換不改變原變量之間的關(guān)系，能使其趨勢線性化，消除序列中存在的異方差，所以已經(jīng)在設(shè)定上述模型時進行了自然對數(shù)變換。表1給出了各變量的描述統(tǒng)計量。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)實證分析

1.平穩(wěn)性檢驗

在現(xiàn)代計量經(jīng)濟學中，對時間序列平穩(wěn)性檢驗可以以自相關(guān)函數(shù)為依據(jù)來判斷，但廣為采用的是單位根檢驗，單位根檢驗方法常用的有20世紀70年代迪克(Dickey)和富勒(Fuller)提出的DF檢驗和1979年兩人提出的ADF檢驗。由于實際的時間序列往往不是一個簡單的AR(1)過程，而是AR(n)過程，且ADF檢驗對數(shù)據(jù)要求更為簡單，本文運用Eviews6.0軟件對LnWX、LnAID、LnE、LnFDI、LnOFDI、LnCK、LnGDP、LnJS使用ADF來檢驗平穩(wěn)性，滯后期根據(jù)赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)選擇，表2給出了平穩(wěn)性檢驗形式、ADF統(tǒng)計量、臨界值和結(jié)論。

從表2可以得知，變量LnWX的ADF統(tǒng)計量為-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，進一步對LnWX一階差分變量DLnWX進行ADF檢驗，變量DLnWX的ADF統(tǒng)計量為-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)性檢驗結(jié)果

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

2．協(xié)整檢驗

由ADF檢驗可知，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期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。由于本文是檢驗多個變量的協(xié)整關(guān)系，因此，采用Johansen極大似然估計法進行協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果見表3。具體而言，當原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計量為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，可以判斷出變量間存在至多四個協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

3．實證結(jié)果

由于變量間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以利用Eviews6.0軟件就對外援助對外需的影響作LOS估計，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， 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)中國對外援助每增加1個百分點，外需增加0.079 3個百分點，中國對外援助與外需是正相關(guān)關(guān)系，但沒有通過顯著性檢驗。這是因為中國的對外援助規(guī)模有限。改革開放以來，中國對外援助總和約為1 307.84億元，年均40.87億元，對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，對外援助對外需的正面影響并不顯著。

(2)中國實際匯率上升1個百分點，外需增加0.149 1個百分點，中國實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。這是因為中國出口的產(chǎn)品大多是勞動密集型產(chǎn)品，缺乏需求彈性，實際匯率上升對這些產(chǎn)品的市場需求的影響是很有限的。

(3)中國FDI流入增加1個百分點，外需增加0.361 5個百分點，并且中國FDI對外需的這種正面影響在5%上水平上通過了顯著性檢驗。原因主要有以下幾點：一是在改革開放后，中國對外資企業(yè)實施的政策是出口導(dǎo)向政策，其一部分產(chǎn)品不得在中國國內(nèi)市場銷售，必須出口到國外市場；二是中國為了吸引外資，實施了很優(yōu)惠的政策，外資企業(yè)把中國作為其生產(chǎn)加工基地，在中國利用廉價的勞動力和原材料生產(chǎn)產(chǎn)品，降低其生產(chǎn)成本，使其在國際市場上的競爭力增加，然后把生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷母國或銷往第三國家地區(qū)，擴大了中國外需；三是外資企業(yè)通過示范競爭機制、學習模仿機制、教育培訓(xùn)機制以及勞動力流動等多種渠道產(chǎn)生的技術(shù)外溢效應(yīng)和人力資本溢出效應(yīng)提高了中國技術(shù)水平和管理水平，從而提高了中國企業(yè)在國際市場上的競爭力，一些國內(nèi)出口企業(yè)還可能因為外資的流入實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，降低生產(chǎn)成本，提高國際競爭力，這些都促進了中國出口的增加。

(4)中國OFDI增加1個百分點，外需增加0.128 4個百分點，并且中國OFDI對外需的這種正面影響在10%上水平上通過了顯著性檢驗。這是由于中國目前對外直接投資的行業(yè)比較集中在制造業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和采礦業(yè)等勞動密集型行業(yè)，中國對外直接投資主要是垂直型的對外直接投資，在垂直型對外直接投資條件下，帶動了中國資本品和中間產(chǎn)品的出口。

(5)中國出口退稅率增加1個百分點，外需增加0.092 1個百分點，并且中國出口退稅對外需的這種正面影響在10%上水平上通過了顯著性檢驗，這證實了筆者的預(yù)期。

(6)中國GDP增加1個百分點，外需增加1.422 5個百分點，并且中國GDP對外需的這種正面影響在1%上水平上通過了顯著性檢驗，這證實了中國存在本地市場效應(yīng)，說明中國國內(nèi)市場較大，在產(chǎn)品生產(chǎn)上存在規(guī)模經(jīng)濟，降低了產(chǎn)品生產(chǎn)的平均成本，增加了產(chǎn)品在國際上的競爭力，帶動了出口增加。

(7)中國技術(shù)創(chuàng)新能力提高1個百分點，外需增加0.060 5個百分點，中國技術(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。這是因為中國技術(shù)創(chuàng)新能力薄弱，對于產(chǎn)品的價格競爭力的提升有限，從專利授權(quán)量可以看出，中國與國外在最能體現(xiàn)一國技術(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，在個別年份(如2001、2002和2003年)這一比重甚至不到國外的一半，并且中國的發(fā)明專利多集中在傳統(tǒng)行業(yè)和勞動密集型行業(yè)，因此，技術(shù)創(chuàng)新能力對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)上述實證結(jié)果可知，為了更好地擴大中國外需，應(yīng)采取如下措施：一是伴隨中國經(jīng)濟的平穩(wěn)增長，逐步擴大對外援助規(guī)模，更重要的是優(yōu)化中國對外援助的結(jié)構(gòu)，在適當增加無償援助、無息貸款和優(yōu)惠貸款規(guī)模的同時，提高與外需相關(guān)的混合貸款與項目合資合作方式所占比重，這有助于中國通過對外援助從受援國以優(yōu)惠的價格獲取穩(wěn)定的能源和原料供應(yīng)，降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本；有助于中國通過對外援助擴大產(chǎn)品的銷售市場，將產(chǎn)品推廣到國際市場；有助于中國通過對外援助減少外匯儲備，緩解人民幣升值壓力，擴大外需；有助于中國通過對外援助加速人民幣的國際化進程，提高中國在國際市場上的影響力，擴大外需；有助于中國通過對外援助促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而減少中國的貿(mào)易摩擦，擴大外需。二是繼續(xù)鼓勵引進FDI，但在注意擴大引進FDI數(shù)量的同時，要加強FDI的區(qū)域投資導(dǎo)向，鼓勵FDI以中外合資經(jīng)營和中外合作經(jīng)營的方式流入，鼓勵外資企業(yè)對本地員工進行教育培訓(xùn)，鼓勵外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)、大學和科研院所合作，提高FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)和人力資本溢出效應(yīng)，從而提高中國技術(shù)水平和管理水平，提高中國企業(yè)在國際市場上的競爭力，擴大外需；繼續(xù)鼓勵中國企業(yè)進行對外直接投資，在增加垂直型對外直接投資規(guī)模的同時，要加大對那些技術(shù)先進國家和技術(shù)含量高的行業(yè)的水平型對外直接投資，這樣不僅可以通過垂直型對外直接投資帶動中國資本品和中間產(chǎn)品的出口，長期還可以通過水平型對外直接投資促進中國技術(shù)升級，提高勞動生產(chǎn)率，降低產(chǎn)品成本，增強國際競爭力，擴大外需；此外，中國還可以通過出口退稅、增加人們收入，擴大國內(nèi)市場，發(fā)揮本地市場效應(yīng)以及增加研發(fā)投入，提高技術(shù)創(chuàng)新能力等方法擴大外需。

對外援助對外需的影響是較為復(fù)雜的問題，涉及國際貿(mào)易和發(fā)展經(jīng)濟學等多個領(lǐng)域，文章僅是利用時間序列數(shù)據(jù)考察了中國對外援助總量對外需的影響，今后將利用1998～2013年跨國動態(tài)面板數(shù)據(jù)對中國對外援助對外需的影響進行各種計量檢驗，并將對外援助對外需的影響納入貿(mào)易引力模型中，同時考慮到對外援助對外需的影響程度可能受到國內(nèi)外一些因素(匯率、外商直接投資、對外直接投資、收入水平、兩國距離、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，建立起一個拓展的貿(mào)易引力模型，并運用系統(tǒng)廣義矩估計方法消除解釋變量的內(nèi)生性問題，對中國的對外援助對外需的影響進行實證研究，并將中國對外援助按方式和內(nèi)容進行分類，實證研究不同類型的對外援助對外需的影響。此外，用非線性模型將中國對外援助對外需的影響分解為直接影響和間接影響進行進一步實證研究；最后根據(jù)上述實證結(jié)果，借鑒發(fā)達國家、新興市場經(jīng)濟體和其他發(fā)展中國家的對外援助政策，從對外援助政策和貿(mào)易政策的互補性角度提出擴大中國外需的政策建議。

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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，南昌工程學院經(jīng)濟貿(mào)易學院講師，碩士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟與國際貿(mào)易研究。

F752

A DOI 10.3969/j.issn.1671-1653.2016.04.001