胡 兵，丁祥平，鄧富華

（1.重慶師范大學(xué)　經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶　401331；2.西南財經(jīng)大學(xué)　國際商學(xué)院，成都　611130）

中國對非援助是否推動對非投資

胡 兵1，丁祥平1，鄧富華2

（1.重慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶401331；2.西南財經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院，成都611130）

中國對非洲援助和直接投資是近年引起普遍關(guān)注的國際現(xiàn)象?；诜侵迖覙颖镜拿姘鍞?shù)據(jù)模型回歸結(jié)果揭示，中國對非洲國家的發(fā)展援助有利于促進(jìn)中國的對外直接投資，尤其是當(dāng)中國投資進(jìn)入規(guī)模較小的東道國時，援助對企業(yè)開展海外直接投資的促進(jìn)效應(yīng)更為明顯。研究結(jié)論表明，在當(dāng)前國際社會經(jīng)濟(jì)背景下，將對外援助與對外投資等政策結(jié)合起來，推動對外援助與對外投資的協(xié)調(diào)發(fā)展，是可行的政策選擇。

對外援助；非洲；對外直接投資；分位數(shù)回歸

中國對非洲國家的援助可追溯到20世紀(jì)50年代，進(jìn)入新世紀(jì)后發(fā)展尤為迅猛，援助的范圍和規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大。截至2012年底，中國已向非洲地區(qū)50多個國家提供援助，援助項目高達(dá)1000多個，涉及工業(yè)、農(nóng)業(yè)、基礎(chǔ)設(shè)施以及文教衛(wèi)生等領(lǐng)域，①引起國際社會和學(xué)者們的廣泛關(guān)注。與此同時，中國對非洲直接投資（Outward Foreign Direct Investment，以下簡稱OFDI）雖然起步較晚，但進(jìn)入新世紀(jì)以來增長勢頭也十分強(qiáng)勁，投資額度持續(xù)攀高，累計存量由2003年的4.91億美元上升至2012年的217.30億美元，中國已成為非洲的主要投資來源國之一。②中國對非洲地區(qū)的援助如何影響對非洲地區(qū)的直接投資呢？現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)的研究表明，援助對國際投資的影響是不確定的，一方面，具有政府主導(dǎo)性質(zhì)的援助，可能會抑制受援國的市場發(fā)育從而不利于外國資本的流入；另一方面，援助也可能會提高受援國的資本邊際產(chǎn)出率從而吸引更多的外國資本流入。［1］［2］［3］鑒于中國對非洲援助如何影響中國對非直接投資的相關(guān)研究還相當(dāng)匱乏，本文擬選擇市場規(guī)模、資源稟賦、貿(mào)易開放程度、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險和政治風(fēng)險等因素為控制變量，實證考察我國對非洲直接投資的發(fā)展演變中對外援助所扮演的角色?？紤]到中國在非洲的直接投資分布并不均衡，［4］實證研究采用面板分位數(shù)回歸等方法，以便更好地刻畫中國對非援助對直接投資的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

在經(jīng)濟(jì)全球化背景下援助與對外投資的聯(lián)系日趨緊密，國外已有較多文獻(xiàn)嘗試探討援助對國際投資的影響。早期一些學(xué)者認(rèn)為援助并不會影響國際直接投資。Karakaplan等［1］基于1960～2004年90個受援國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)援助并不會影響OFDI，當(dāng)且僅當(dāng)受援國具有較好的治理環(huán)境時，援助才會促進(jìn)OFDI。［1］Kosack 和Tobin則認(rèn)為援助與投資在本質(zhì)上是不相關(guān)的，前者主要是政府層面的經(jīng)濟(jì)合作，后者則以私人部門之間的經(jīng)濟(jì)活動為主。［5］但隨著援助與投資的聯(lián)系日益緊密，越來越多的學(xué)者認(rèn)為援助會促進(jìn)國際直接投資流入受援國。Harms和Lutz指出，援建基礎(chǔ)設(shè)施、改善人力資本等形式的援助，能夠?qū)FDI產(chǎn)生催化作用，且這種作用在一些制度環(huán)境不夠完善（如對外資管制比較嚴(yán)格等）的東道國更為明顯，［6］這與Karakaplan等的結(jié)論存在出入。Asiedu和Nandwa認(rèn)為援助可以抵消掉一部分國家風(fēng)險，尤其是跨國直接投資被征收的風(fēng)險，從而有利于OFDI維持較高的水平。［7］Kang等也基于韓國和日本的援助實踐，發(fā)現(xiàn)援助會通過獲取海外經(jīng)驗和受援國信息促進(jìn)援助國進(jìn)一步向受援國開展直接投資。當(dāng)然，也有個別學(xué)者認(rèn)為援助會對受援國吸收國際直接投資產(chǎn)生不利的影響。［8］Svensson指出向欠發(fā)達(dá)國家發(fā)展援助容易助長腐敗現(xiàn)象，引導(dǎo)政府與私人投資者參與到非生產(chǎn)性的尋租活動中去，從而抑制國際直接投資的流入。［9］Arellano提出援助能夠增加受援國的貿(mào)易品供給，降低貿(mào)易品的相對價格，以致于會阻礙受援國吸收國際直接投資，［10］這一現(xiàn)象被稱為“荷蘭病效應(yīng)”。

諸如上述研究表明援助對國際直接投資的影響是不確定的。為了更好探究這種不確定性，一些學(xué)者開始嘗試展開更為細(xì)致深入的研究，從援助的種類、援助的途徑、援助的時間長短等方面進(jìn)行拓展，取得了豐富的研究成果。Selaya和Sunesen將援助劃分為兩種類型：物質(zhì)資本型與補(bǔ)充要素型，前者以實物投入的形式會直接增加受援國的生產(chǎn)能力，提高國民收入和儲蓄水平，但給定一國儲蓄水平，受援國的資本邊際產(chǎn)出率卻會隨之下降，從而擠出OFDI。而后者以人力資本、技術(shù)等補(bǔ)充要素投入的形式，能夠提高受援國資本的邊際產(chǎn)出率，因而容易吸引更多的OFDI。Selaya等并基于1970～2000年99個國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，進(jìn)一步驗證了上述觀點。［3］Kimura和Todo將援助對OFDI的影響歸納為三個重要途徑，一是正的“基礎(chǔ)設(shè)施效應(yīng)”，即通過改善受援國基礎(chǔ)設(shè)施來提高資本的邊際產(chǎn)出率，因而容易促進(jìn)受援國吸收更多的OFDI；二是負(fù)的“尋租效應(yīng)”，即政府主導(dǎo)的援助會助長受援國的尋租行為，抑制OFDI；三是正的“先導(dǎo)效應(yīng)”，即援助先期進(jìn)入東道國能夠獲取較為準(zhǔn)確的東道國信息，為援助國企業(yè)提供相關(guān)的信息支持，以減少企業(yè)在跨國投資過程中可能存在的信息不對稱，降低投資風(fēng)險，從而有利于OFDI的流入。［2］進(jìn)一步地，他們將基于1995～2002年5個發(fā)達(dá)國家對29個中等和低等收入水平國家（LDCs）實施援助的經(jīng)驗證據(jù)發(fā)現(xiàn)，援助對OFDI的影響并不必然是積極的，且三種效應(yīng)并不必然同時存在，而是因援助國的不同存在一定差異。王翚、甘小軍和劉超則認(rèn)為援助對國際直接投資影響的不確定性還與援助產(chǎn)生效應(yīng)的時間長短有關(guān)，他們并采用17個OECD國家對中國實施援助的樣本數(shù)據(jù)，證實雙邊援助對國際直接投資的影響存在時間差異，即短期雙邊援助會對OFDI形成擠出，中長期則對OFDI產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用。［11］

現(xiàn)有關(guān)于我國對外援助與OFDI的研究還較為匱乏。張漢林、袁佳、孔洋采用1993～2007年中國對非洲發(fā)展援助與OFDI的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整方法分析發(fā)現(xiàn)，援助與OFDI呈正相關(guān)關(guān)系，但他們并沒有運用更為嚴(yán)格的計量方法揭示援助是否會對OFDI產(chǎn)生影響。［12］Sanfilippo則基于1998～2007年中國對非洲41個國家直接投資的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，援助是OFDI的Granger原因，而OFDI并不是援助的Granger原因，這表明援助是OFDI的先導(dǎo)，能夠為中國企業(yè)進(jìn)入非洲開展直接投資活動提供便利，他們進(jìn)一步采用更為穩(wěn)健的計量檢驗，證實援助會正向影響OFDI。［13］Hua研究中國對非洲貿(mào)易的影響因素時，也涉及到經(jīng)濟(jì)合作與OFDI，并利用2000～2010年中國與非洲撒哈拉以南45個國家的經(jīng)驗證據(jù)分析發(fā)，現(xiàn)對非援助會直接促進(jìn)中國對非洲國家出口機(jī)器、設(shè)備等商品，但援助對紡織品和服裝等商品出口的支持需要通過催化OFDI來間接實現(xiàn)。［14］上述文獻(xiàn)對援助與OFDI進(jìn)行了有益的探討，構(gòu)成本文研究的邏輯起點，但這些文獻(xiàn)并沒有考慮到中國OFDI在非洲分布不均的現(xiàn)實，僅僅將OFDI作“平均”處理，無法把握到援助可能對中國OFDI分布差異的影響，而面板分位數(shù)回歸法能夠彌補(bǔ)這一不足。

二、模型、方法與數(shù)據(jù)

1.計量模型

本文借鑒Sanfilippo、陳巖等的研究，在著重考察援助影響中國OFDI時，將市場規(guī)模、資源稟賦、貿(mào)易開放程度、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險和政治風(fēng)險等諸多變量作為控制變量，構(gòu)建計量模型如下：

式（1）中，下標(biāo)i、t分別表示國家和年份；ofdiit為中國t年對非洲地區(qū)i國的實際直接投資額，ecoop代表中國t年對非洲地區(qū)i國的援助水平，X為控制變量集合，包括市場規(guī)模（gdp）、資源稟賦（resou）、貿(mào)易開放程度（trade）、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險（Inf）、政治風(fēng)險（pr）等；εit表示隨機(jī)干擾項；α0為截距項，以控制不可觀測的東道國個體特征。

2.估計方法

為了考察對外援助在條件分布的不同位置對OFDI的影響，本文采用面板分位數(shù)回歸方法。分位數(shù)回歸最早由Koenker和Bassett［15］提出，后來Koenker［16］將分位數(shù)回歸方法擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型。基于面板分位數(shù)回歸法，不同的分位數(shù)水平上具有不同的分位數(shù)函數(shù)，且隨著分位數(shù)取值從0至1，可捕捉到被解釋變量在擬合自變量上的條件分布軌跡。

在考察對外援助影響OFDI的過程中，面板分位數(shù)回歸法能夠在刻畫OFDI分布狀況的基礎(chǔ)上，探究援助的影響方向、大小和變化趨勢，以測算援助變量對OFDI在規(guī)模差異上的敏感度。另外，分位數(shù)回歸未假設(shè)數(shù)據(jù)分布需要服從正態(tài)分布，且不受超常值、異方差、被解釋變量分布偏斜的干擾，從而運用該方法進(jìn)行估計具有較好的估計效率。

3.變量與數(shù)據(jù)

（1）被解釋變量

本文將對外直接投資（ofdi）選為被解釋變量，以中國對非洲各個國家或地區(qū)的直接投資存量來進(jìn)行度量，原始數(shù)據(jù)來自歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

（2）解釋變量

本文核心解釋變量為援助（eccop），這里借鑒Berthélemy［17］、Sanfilippo［13］分析方法，以中國與非洲國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)合作總量來度量，③數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

控制變量包括市場規(guī)模（gdp）、資源稟賦（resou）、貿(mào)易開放程度（trade）、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險（Inf）和政治風(fēng)險（pr）等。其中，市場規(guī)模（gdp）采用非洲各國或地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行測度，單位為2005年不變價格；資源稟賦（resou）以東道國燃料、礦石和金屬等自然資源出口占總商品出口的比例來度量；貿(mào)易開放程度（trade）以非洲各國或地區(qū)貨物進(jìn)出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值度量；經(jīng)濟(jì)風(fēng)險（Inf）以非洲各國或地區(qū)的通貨膨脹率進(jìn)行測度。以上變量的原始數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫；政治風(fēng)險（pr）選用美國自由之家（Freedom House）各年度公布的東道國政治權(quán)利指數(shù)進(jìn)行度量，該指數(shù)采用百分制評分法，得分越高，說明政治風(fēng)險越低；反之，政治風(fēng)險越高。

本文的實證研究以2003～2010年中國對非洲35個國家的面板數(shù)據(jù)作為樣本，④涵蓋北非以及撒哈拉以南的非洲，可以代表非洲大陸的基本情況。在具體估計模型時，考慮到模型中的解釋變量和控制變量均會受到前一期值的影響，為避免內(nèi)生性問題，均取滯后一期值。同時，為了避免異方差性，對援助和國內(nèi)生產(chǎn)總值等絕對值變量均作對數(shù)處理。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

三、實證分析

1.面板分位數(shù)回歸

基于面板分位數(shù)回歸法，本文選取5個具有代表性的分位點10%、25%、50%、75%、90%，以考察對外援助等因素在OFDI不同規(guī)模分布條件下的邊際效應(yīng)。具體的估計結(jié)果見表2。

表2 分位數(shù)回歸結(jié)果——模型（1）

從表2中可以看出，在所有分位數(shù)水平上，援助的系數(shù)均為正且均在1%的水平上顯著，這說明援助會正向影響OFDI。我國對非洲國家援助的過程中，通過援建基礎(chǔ)設(shè)施、實施人才培訓(xùn)計劃以及提供技術(shù)支持等方式，能夠改善非洲國家對生產(chǎn)要素尤其是資本的吸納能力，提高資本在非洲國家的邊際產(chǎn)出率，從而會吸引外資企業(yè)進(jìn)入這些國家賺取更大的投資收益。同時，以政府為主導(dǎo)的援助在非洲國家能夠樹立良好的形象，能夠為中國企業(yè)的進(jìn)入營造良好的政策環(huán)境，抵消掉一部分非洲國家普遍存在的國家風(fēng)險（政治、金融以及文化等層面的風(fēng)險），從而保障投資收益的實現(xiàn)。繼續(xù)觀察各個分位點的回歸系數(shù)，發(fā)現(xiàn)援助的系數(shù)隨著條件分布由低向高水平變動而逐漸下降，且處于90%與10%分位點的系數(shù)差異明顯，這反映出在較低的分位點，援助對OFDI的正向效應(yīng)更為明顯，表現(xiàn)為援助每增加1%能夠帶動OFDI上升85.08%。而在較高分位點（0.9）處，援助對OFDI的正向效應(yīng)則較為微弱，表現(xiàn)在援助每增加1%，OFDI上升33.08%。對此的解釋是，援助對中國OFDI的影響具有連續(xù)性，且依賴于援助對東道國資本吸納能力的改善程度，換而言之，援助會通過提高東道國吸納資本的能力及資本的邊際產(chǎn)出率來促進(jìn)外資的流入，但是，越來越多的外資流入會稀釋援助對OFDI的邊際效應(yīng)，因而隨著OFDI規(guī)模的擴(kuò)大，援助對OFDI的邊際效應(yīng)會逐漸變小。

在其他控制變量方面，gdp作為市場規(guī)模的衡量指標(biāo)，在五個分位點下系數(shù)均為正，且在50%和90%的分位點處均通過5%的顯著性檢驗，這表明中國OFDI在非洲具有較強(qiáng)的市場尋求動機(jī)。trade在所有分位點均在5%水平上顯著且符號為負(fù)，說明東道國的貿(mào)易開放度對我國OFDI具有負(fù)向影響，這與陳巖等［3］的研究結(jié)論一致。資源稟賦的系數(shù)在所有分位點符號為正，在25%，50%，75%等分位點處均在5%水平上顯著，這顯示出中國對外直接投資具有較強(qiáng)的自然資源尋求動機(jī)。通貨膨脹率的系數(shù)在所有分位點符號為正，25%分位點處在10%水平上顯著，50%分位點處5%水平上顯著，反映出中國OFDI對經(jīng)濟(jì)風(fēng)險不敏感。但政治風(fēng)險的系數(shù)在所有分位點符號均為負(fù)，除75%分位點外均在10%水平以上顯著，這在一定程度上也反映出中國OFDI具有較強(qiáng)的風(fēng)險偏好特征，這與胡兵和鄧富華［18］的研究結(jié)論較為一致。

2.穩(wěn)健性檢驗

（1）改用流量數(shù)據(jù)測度OFDI

為了獲得更為穩(wěn)健的結(jié)論，以流量數(shù)據(jù)代替存量數(shù)據(jù)測度OFDI，再次運用面板分位數(shù)回歸法進(jìn)行估計，⑤相應(yīng)的估計結(jié)果見表3。

從表3中可以看出，在所有的分位數(shù)水平上，對外援助指標(biāo)系數(shù)均為正，在1%水平上顯著，且隨著分位點的提高呈遞減趨勢，研究結(jié)果并未發(fā)生變化，這表明無論采用存量數(shù)據(jù)還是流量數(shù)據(jù)測度OFDI，援助的推動作用都隨著OFDI規(guī)模的增大而減弱。至于其他控制變量，也未發(fā)生較大變化，這里不再重復(fù)。

表3 分位數(shù)回歸結(jié)果——模型（2）

（2）采用動態(tài)面板估計法

考慮以往較多研究表明對外直接投資存在一定的連續(xù)性，本文在靜態(tài)面板模型的基礎(chǔ)上引入對外直接投資滯后一期值ofdii，t-1，并將其作為部分遺漏變量的代理變量，設(shè)定動態(tài)面板模型如下：

式（2）中，東道國GDP、貿(mào)易開放度、資源稟賦、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險和政治風(fēng)險并非嚴(yán)格外生變量，將其作為內(nèi)生變量加以控制。為了解決內(nèi)生性問題，運用Twostep System-GMM的方法對式（2）進(jìn)行估計。具體估計時采用存量數(shù)據(jù)測度ofdi，將差分后的滯后因變量和內(nèi)生自變量作為水平方程中對應(yīng)變量的工具變量，將水平的滯后因變量和內(nèi)生自變量作為差分方程中對應(yīng)變量的工具變量，年度虛擬變量作為外生變量。相應(yīng)估計結(jié)果見表4。

運用Twostep System-GMM估計方法時，還需要進(jìn)行相關(guān)的診斷檢驗，以判斷該方法是否具有適用性。在模型（3）中，AR（1）、AR（2）檢驗表明，差分轉(zhuǎn)換方程的殘差只存在1階自相關(guān)而不存在2階自相關(guān)，說明動態(tài)面板模型的設(shè)置是合理的；Sargan檢驗的P值為1.0000，在5%的顯著水平上接受原假設(shè)，表明工具變量的構(gòu)建是有效的。

從表4可以看出，對外援助變量在10%水平上顯著，且援助水平每增加1%，中國OFDI相應(yīng)地增加25. 03%，這表明即使考慮OFDI動態(tài)項，援助依然對OFDI具有顯著的正向影響，研究結(jié)論與上文較為一致，因而具有較好的穩(wěn)健性。至于滯后一期對外直接投資變量的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，表明我國對外直接投資具有較好的連續(xù)性和集聚性。其他控制變量的估計結(jié)果并無多大變化，不再贅述。

表4 Twostep System-GMM估計結(jié)果——模型（3）

四、結(jié) 論

自2000年中非合作論壇建立以來，中非關(guān)系不斷升溫，對非援助和直接投資逐漸成為媒體和學(xué)者們關(guān)注的熱點。本文基于近年我國對非洲國家援助和直接投資的跨國面板數(shù)據(jù)，著重探討了中國對非洲發(fā)展援助對OFDI的影響，分析結(jié)果顯示，對非洲發(fā)展援助會促進(jìn)中國OFDI流入受援國，且隨著OFDI規(guī)模的擴(kuò)大呈逐漸遞減的態(tài)勢，即OFDI規(guī)模越大的國家，援助對OFDI的正向效應(yīng)越弱，穩(wěn)健性檢驗支持上述結(jié)論。本文的研究表明，中國對非洲國家發(fā)展援助有利于推動中國的對外直接投資，尤其對于中國投資進(jìn)入規(guī)模較小的東道國，援助能夠更好地發(fā)揮先導(dǎo)作用，帶動企業(yè)的對外直接投資，而隨著中國在非洲國家的OFDI逐步擴(kuò)大，援助拉動OFDI的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)一定的遞減趨勢。

事實上，非洲國家落后的基礎(chǔ)設(shè)施是制約其發(fā)展的瓶頸，而近年來中國加大了對非洲基礎(chǔ)設(shè)施的援建，這在很大程度上提高了非洲國家的資本邊際產(chǎn)出率，增強(qiáng)了其自身發(fā)展能力，有助于吸引中國對非洲的直接投資。然而，隨著OFDI的持續(xù)擴(kuò)大，援助對OFDI的拉動效應(yīng)存在邊際遞減特征，表現(xiàn)為援助對OFDI的促進(jìn)作用受限。那么，在當(dāng)前國際社會經(jīng)濟(jì)背景下，要綜合考慮援助與對外直接投資的關(guān)系，強(qiáng)調(diào)對非援助與直接投資等政策的結(jié)合和互補(bǔ)，以尋求在當(dāng)前復(fù)雜國際社會經(jīng)濟(jì)背景下既增強(qiáng)受援國發(fā)展能力，又促進(jìn)中國對外直接投資的雙贏格局。具體說來，在援助的對象上，對于中國對外直接投資規(guī)模較小的東道國，可以適當(dāng)加大援助力度，吸引更多的中國企業(yè)進(jìn)入；在援助的類型上，以提供優(yōu)惠貸款和項目合資合作援助為主，既促進(jìn)受援國國內(nèi)社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善，又提高受援國自身發(fā)展能力和資本吸納能力；在援助和對外投資政策制定上，要重視對外援助與直接投資的機(jī)制和方式創(chuàng)新，如適當(dāng)引入產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)基金，鼓勵以對外直接投資的形式改善非洲基礎(chǔ)設(shè)施等，合理配比對非援助與直接投資，實現(xiàn)對外援助與對外投資的協(xié)調(diào)發(fā)展。

注 釋

①參見國務(wù)院《中國與非洲的經(jīng)貿(mào)合作（2013）白皮書》。

②參見“World Investment Report 2013”。

③目前我國對非援助的主要方式是雙邊援助，表現(xiàn)為對受援國提供一定的資金（或貼息優(yōu)惠貸款）、技術(shù)支持、基礎(chǔ)設(shè)施援建以及開展人才培訓(xùn)等，而經(jīng)濟(jì)合作是政府主導(dǎo)的，包括承包工程，勞務(wù)合同和設(shè)計咨詢等，并在一定程度上涵蓋對外援助，因而Berthélemy（2009）、Sanfilippo（2010）等均建議用經(jīng)濟(jì)合作數(shù)據(jù)度量我國對非洲國家的援助。

④按照我國對非洲直接投資的國家或地區(qū)，刪除個別數(shù)據(jù)不全的國家或地區(qū)，最終選擇的35個樣本國家：阿爾及利亞、貝寧、博茨瓦納、布隆迪、喀麥隆、佛得角、中非、剛果（布）、埃及、埃塞爾比亞、岡比亞、加納、幾內(nèi)亞、肯尼亞、萊索托、利比亞、馬達(dá)加斯加、馬拉維、馬里、毛里塔尼亞、毛里求斯、摩洛哥、莫桑比克、納米比亞、尼日爾、尼日利亞、盧旺達(dá)、塞內(nèi)加爾、塞舌爾、南非、蘇丹、坦桑尼亞、多哥、突尼斯、烏干達(dá)。

⑤由于布隆迪、中非、岡比亞、馬拉維、塞內(nèi)加爾等國家的OFDI流量數(shù)據(jù)缺失較嚴(yán)重，將這些國家予以剔除，樣本國家減少至30個。

［1］Karakaplan U M，Neyapti B，Sayek S.Aid and Foreign Direct Investment：International Evidence［R］.Turkish Economic Association Discussion Paper，Bilkent University，2005，（5）.

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責(zé)任編輯：黎貴才

F125.5

A

1005-2674（2015）01-067-07

2014-08-17

定稿日期：2014-10-27

教育部人文社科研究項目（11XJC790003）

胡兵（1975-），男，安徽桐城人，重慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事開放宏觀經(jīng)濟(jì)理論研究；丁祥平（1989-），女，山東臨沂人，重慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)理論研究；鄧富華（1987-），男，江西永豐人，西南財經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院博士研究生，主要從事國際投資、國際貿(mào)易與金融研究。