廖澤芳 王婉名

（上海海洋大學(xué)， 上海 201306）

一、引言

20 世紀(jì)90 年代， 中國(guó)將對(duì)外援助與雙邊經(jīng)貿(mào)活動(dòng)結(jié)合起來， 援助對(duì)經(jīng)濟(jì)利益的考量不斷增加，旨在提高受援國(guó)自身建設(shè)能力和促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展。21 世紀(jì)以來，中國(guó)對(duì)外援助逐漸增加，輻射范圍不斷擴(kuò)大。 在中非合作論壇和“一帶一路”倡議的合作機(jī)制下，非洲已經(jīng)成為中國(guó)重要的區(qū)域合作伙伴和重點(diǎn)援助地區(qū)，對(duì)外援助在中國(guó)對(duì)非出口貿(mào)易中發(fā)揮的作用引起廣泛關(guān)注。

自“Aid Data”統(tǒng)計(jì)并公布了中國(guó)援助的受援國(guó)名單和援助數(shù)額等具體信息后， 關(guān)于中國(guó)援助的實(shí)證研究逐漸增多， 主要關(guān)注中國(guó)援助對(duì)非洲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。 中國(guó)對(duì)非援助貿(mào)易效應(yīng)的相關(guān)研究中，大多從援助對(duì)受援國(guó)和援助國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易總額、出口多樣化水平的影響展開（劉愛蘭等，2018[1]；朱丹丹和黃梅波，2017[2]），從空間溢出效應(yīng)視角開展的研究相對(duì)不足。

筆者運(yùn)用空間權(quán)重矩陣計(jì)算受援國(guó)周邊國(guó)家的關(guān)聯(lián)程度，綜合考察援助對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，并利用門檻模型估計(jì)二者的非線性關(guān)系，從而更加準(zhǔn)確地檢驗(yàn)中國(guó)對(duì)非援助的出口貿(mào)易效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）對(duì)外援助與出口貿(mào)易

作為一國(guó)參與世界經(jīng)濟(jì)的重要形式（米銀霞和余壯雄，2019）[3]， 對(duì)外援助和對(duì)外貿(mào)易的相互影響至關(guān)重要。 國(guó)家利益最大化是一國(guó)對(duì)外援助的目的，通過促進(jìn)出口及與其他國(guó)家的貿(mào)易往來增強(qiáng)本國(guó)影響力。 關(guān)于對(duì)外援助能否促進(jìn)出口貿(mào)易，研究結(jié)果并未形成一致的結(jié)論。 大多數(shù)研究表明，對(duì)外援助可以有效促進(jìn)援助國(guó)對(duì)受援國(guó)的出口（Martínez-Zarzoso et al.，2016）。[4]如，Nowak-Lehmann et al.（2009）[5]通過國(guó)際貿(mào)易引力模型發(fā)現(xiàn)， 德國(guó)1美元援助的平均回報(bào)在1.04～1.50 美元之間。 也有部分研究發(fā)現(xiàn)， 援助對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用并不明顯。援助可能在短期內(nèi)會(huì)影響援助國(guó)的貿(mào)易， 但長(zhǎng)期看，兩者之間并不存在穩(wěn)定關(guān)系（熊青龍和黃梅波，2014）。[6]甚至有學(xué)者認(rèn)為，由于“援助依賴”與“荷蘭病”， 援助對(duì)貿(mào)易具有抑制作用。 如， 黃友星等（2020）[7]認(rèn)為，有組織的社會(huì)團(tuán)體可能通過賄賂操縱援助資源導(dǎo)致援助資源配置扭曲，形成“尋租效應(yīng)”，增加交易成本。

不少學(xué)者通過理論和實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，中國(guó)對(duì)非援助可以緩解制度摩擦和改善政治關(guān)系、促進(jìn)文化交流與融合（劉洪鐸等，2016）[8]、降低貿(mào)易限制程度（顧振華和高翔，2019）[9]，優(yōu)化本土企業(yè)在出口目的國(guó)的營(yíng)商環(huán)境，有助于增加中國(guó)對(duì)受援國(guó)的出口貿(mào)易（Ailan Liu & Bo Tang，2018[10]；孫楚仁等，2020[11]）。

各國(guó)都不是孤立存在的，地理上越鄰近的事物關(guān)聯(lián)就越緊密（Griffith，1989）。[12]援助對(duì)受援國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、 基礎(chǔ)設(shè)施和雙邊關(guān)系等方面都具有積極影響，并影響周邊國(guó)家。 部分文獻(xiàn)研究援助的空間溢出效應(yīng)，僅涉及對(duì)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體增長(zhǎng)和中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。 Zohid et al.（2015）[13]認(rèn)為，援助對(duì)受援國(guó)經(jīng)濟(jì)體增長(zhǎng)的積極影響會(huì)對(duì)其他經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生溢出效應(yīng)，通過全要素生產(chǎn)率提高和貨幣升值產(chǎn)生了積極的溢出效應(yīng)。徐錦強(qiáng)等（2022）[14]發(fā)現(xiàn)，中國(guó)對(duì)外援助能夠有效促進(jìn)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資，該促進(jìn)作用由直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)共同決定。 研究援助貿(mào)易效應(yīng)的文獻(xiàn)大多忽略了對(duì)外援助的空間溢出效應(yīng)，雖然這些研究證明了援助對(duì)貿(mào)易產(chǎn)生的影響，但混淆援助的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，可能高估援助對(duì)受援國(guó)產(chǎn)生的影響。 基于此，提出研究假說1：

H1： 對(duì)外援助能夠促進(jìn)中國(guó)對(duì)受援國(guó)的出口貿(mào)易，且具有空間溢出效應(yīng)。

（二）對(duì)外援助、基礎(chǔ)設(shè)施與出口貿(mào)易

對(duì)外援助對(duì)受援國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升具有明顯促進(jìn)作用（嚴(yán)兵等，2021）。[15]援助國(guó)為受援國(guó)提供資金和先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、設(shè)備，提升受援國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能力（曹俊金和肖國(guó)興，2019）。[16]同時(shí)，派遣專家團(tuán)隊(duì)幫助其解決建設(shè)中遇到的難題，并在當(dāng)?shù)卦O(shè)立培訓(xùn)班以增加基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的人力資本（王姣娥等，2020）。[17]因此，援助不僅改善了受援國(guó)的交通運(yùn)輸和通信網(wǎng)絡(luò)，而且提升了整體基礎(chǔ)設(shè)施水平（宋微，2019）。[18]經(jīng)濟(jì)全球化背景下，國(guó)際貿(mào)易不斷增長(zhǎng)，基礎(chǔ)設(shè)施等非關(guān)稅因素對(duì)貿(mào)易的影響逐漸增強(qiáng)。基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量成為一國(guó)貿(mào)易能力的體現(xiàn) （Cadot et al.，2011）[19]，是運(yùn)輸成本和貿(mào)易的重要決定因素。因此，用于改善基礎(chǔ)設(shè)施的援助可以降低受援國(guó)的運(yùn)輸和溝通成本，推動(dòng)當(dāng)?shù)刭Q(mào)易發(fā)展，加強(qiáng)雙方經(jīng)貿(mào)合作。

非洲多數(shù)國(guó)家財(cái)政緊張，而且私人投資不足，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金缺口較大，因而水平較低。 中國(guó)項(xiàng)目援助能夠提高非洲國(guó)家的港口吞吐能力和機(jī)場(chǎng)運(yùn)營(yíng)能力，有效提升當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施水平，降低運(yùn)輸、信息等貿(mào)易成本（Huang & Song，2019）[20]，促進(jìn)中國(guó)對(duì)非出口貿(mào)易。 因此，提高非洲國(guó)家的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量是中國(guó)對(duì)非援助影響出口的主要機(jī)制（李榮林等，2022）。[21]基于此，提出研究假設(shè)2：

H2： 受援國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施是中國(guó)對(duì)非援助貿(mào)易效應(yīng)的影響機(jī)制。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）空間權(quán)重矩陣選取

常見的空間權(quán)重矩陣包括鄰接權(quán)重矩陣、 地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣等類型，但經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生的空間效應(yīng)并非局限于相鄰或相近地區(qū)，故選擇使用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，以兩國(guó)之間GDP 差額的絕對(duì)值的倒數(shù)作為空間權(quán)重，兩個(gè)國(guó)家的GDP差距越小，權(quán)重越大。 構(gòu)造方法如下：

其中，gdpi和gdpj分別表示國(guó)家i 和j 在2001—2017 年的GDP 均值。 通過計(jì)算不同國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重，得到經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣W。在矩陣W 中，主對(duì)角線上元素均為0。 該文研究對(duì)象為40 個(gè)國(guó)家，故空間權(quán)重矩陣的維度為40×40。

（二）空間計(jì)量模型的構(gòu)建

為考察援助對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，構(gòu)建了如下計(jì)量模型：

其中，下標(biāo)i 表示受援國(guó)，下標(biāo)j 表示受援國(guó)周邊國(guó)家，下標(biāo)t 表示年份。 lnexportit表示中國(guó)在第t年對(duì)受援國(guó)i 出口的貿(mào)易額的對(duì)數(shù)；lnaidit表示中國(guó)在第t 年對(duì)受援國(guó)i 的援助額的對(duì)數(shù)。 Xit表示控制變量，包括受援國(guó)的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（PGDPit）、貿(mào)易成本（costit）、是否加入世界貿(mào)易組織（WTOit）和農(nóng)業(yè)用地面積（agriit）。 W 為經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，θ 為空間滯后項(xiàng)參數(shù)，λ 為空間誤差系數(shù)，δi和δt分別表示國(guó)家固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，γit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（三）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

中國(guó)對(duì)非洲國(guó)家的海關(guān)貨物出口總額，數(shù)據(jù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

2.解釋變量

中國(guó)對(duì)非洲國(guó)家的援助金額， 數(shù)據(jù)來自“Aid Data”數(shù)據(jù)庫。 “Aid Data”是美國(guó)威廉瑪麗學(xué)院成立的研究與創(chuàng)新實(shí)驗(yàn)室，其通過系統(tǒng)地跟蹤中國(guó)政府資助的發(fā)展項(xiàng)目范圍，并根據(jù)既定的國(guó)際援助報(bào)告標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其進(jìn)行嚴(yán)格分類，發(fā)布了一系列數(shù)據(jù)集和研究報(bào)告，是目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行援助相關(guān)研究的數(shù)據(jù)來源之一。 “Aid Data”共發(fā)布兩版中國(guó)全球發(fā)展融資數(shù)據(jù)庫， 第一版于2017 年發(fā)布， 包含2000—2014 年的4373 條海外援助項(xiàng)目記錄； 第二版于2021 年發(fā)布， 包含中國(guó)官方在2000—2017 年財(cái)政和實(shí)物承諾、在2000—2021 年實(shí)施的13427 條項(xiàng)目記錄，在此使用第二版。 基于中國(guó)援助數(shù)據(jù)的可得性，以2001—2017 年為樣本空間，刪除了連續(xù)4 年缺失數(shù)據(jù)的國(guó)家，剩余缺失數(shù)據(jù)采用插值法和均值法填補(bǔ)，最終選擇40 個(gè)非洲國(guó)家作為研究對(duì)象。

3.控制變量

加入了4 類控制變量， 以排除其他因素對(duì)研究的影響， 主要包括：（1）PGDPit表示受援國(guó)的人均生活水平，用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值衡量；（2）costit表示受援國(guó)的貿(mào)易成本，用貿(mào)易依存度（商品貿(mào)易占GDP的比重）的倒數(shù)衡量；（3）虛擬變量WTOit表示受援國(guó)是否加入世界貿(mào)易組織，如果加入則值為1，沒有加入則值為0；（4）agriit表示受援國(guó)的農(nóng)業(yè)用地面積，代表自然資源稟賦。 其中，PGDPit、costit、agriit數(shù)據(jù)均來源于世界銀行WDI 數(shù)據(jù)庫，WTOit數(shù)據(jù)來源于世界貿(mào)易組織官網(wǎng)。

此外，lninfra 表示受援國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施水平，用于機(jī)制檢驗(yàn)；lnaid_gdp、lnaid_popu 分別表示援助額占受援國(guó)GDP 的比重和人均受援額， 用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)，見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

為分析援助對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的空間溢出效應(yīng)，先要對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。 基于經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣計(jì)算中國(guó)對(duì)非洲各國(guó)出口貿(mào)易的Moran’s I 指數(shù)，計(jì)算公式如下：

Moran’s I 指數(shù)位于[-1,1]之間，數(shù)值在0 到1之間表示空間正相關(guān)性，數(shù)值越大空間相關(guān)性越明顯；數(shù)值在-1 到0 之間表示空間負(fù)相關(guān)性，數(shù)值越小空間差異越大；數(shù)值為零表示該區(qū)域不存在空間相關(guān)性。 全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果如表2 所示。

表2 2001—2017 年中國(guó)出口貿(mào)易的Moran’s I 指數(shù)

由表可知，中國(guó)在2001—2017 年對(duì)非洲40 個(gè)國(guó)家的出口總額在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下的全局莫蘭指數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 說明中國(guó)對(duì)非洲國(guó)家的出口具有明顯的空間正相關(guān)性，故采用空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。

在2001 年和2017 年中國(guó)出口貿(mào)易的局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖（圖略）中，第一、三象限表示正的空間自相關(guān)性，說明相似值集聚；第二、四象限表示負(fù)的空間自相關(guān)性，說明空間異常。 其中，大多數(shù)國(guó)家位于第一、三象限，說明中國(guó)對(duì)非洲國(guó)家的出口貿(mào)易存在明顯的空間正相關(guān)性，這與全局莫蘭指數(shù)的結(jié)論一致。

（二）空間計(jì)量模型的檢驗(yàn)

常見的空間計(jì)量模型包括空間杜賓模型、 空間誤差模型和空間滯后模型，選擇合適的空間計(jì)量模型對(duì)于結(jié)果非常重要。 采用LM 檢驗(yàn)、Hausman 檢驗(yàn)、Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)進(jìn)行選擇，結(jié)果如表3所示。

表3 空間計(jì)量模型檢驗(yàn)

由表3 可知，根據(jù)LM 檢驗(yàn)，空間誤差模型的p值在1%的水平上顯著，空間滯后模型的p 值在5%的水平上顯著，說明單純使用空間誤差模型或空間滯后模型都可能存在偏差，故選擇兩者結(jié)合的空間杜賓模型。 Hausman 檢驗(yàn)的p 值在1%的水平上顯著，說明使用空間杜賓模型時(shí)，選擇固定效應(yīng)模型更優(yōu)。 Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)均在1%的水平上拒絕原假設(shè)，說明空間杜賓模型不會(huì)退化成空間誤差模型或空間滯后模型。 綜上，選擇固定效應(yīng)下的空間杜賓模型。

（三）空間杜賓模型的參數(shù)估計(jì)

在空間杜賓模型的基礎(chǔ)上， 采用偏微分方法計(jì)算中國(guó)援助對(duì)出口貿(mào)易的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，其中間接效應(yīng)即空間溢出效應(yīng)。 由表4 看出，中國(guó)援助對(duì)出口貿(mào)易的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)都非常顯著，具體而言：（1）在直接效應(yīng)下，lnaid 系數(shù)為0.0247，且在1%的水平上通過檢驗(yàn)，說明援助的增加可以顯著促進(jìn)中國(guó)對(duì)受援國(guó)的出口貿(mào)易；（2）在間接效應(yīng)下，lnaid 系數(shù)為0.0389，且在1%的水平上通過檢驗(yàn)，說明援助的增加可以顯著促進(jìn)中國(guó)對(duì)受援國(guó)周邊國(guó)家的出口貿(mào)易，即援助對(duì)出口貿(mào)易具有顯著的空間溢出效應(yīng)。 因此，假設(shè)H1成立。

表4 基準(zhǔn)回歸

中國(guó)為受援國(guó)提供所需生產(chǎn)生活物資、 技術(shù)性產(chǎn)品和單項(xiàng)設(shè)備，一般物資援助本身就屬于貿(mào)易出口；物資援助可以提高中國(guó)制造在受援國(guó)和周邊國(guó)家的知名度，長(zhǎng)時(shí)間援助也有助于改變受援國(guó)的偏好，進(jìn)口更多中國(guó)產(chǎn)品。 作為中國(guó)對(duì)外援助的主要方式，成套項(xiàng)目援助大多采用中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)，而且在優(yōu)惠貸款中的優(yōu)先采購合同規(guī)定受援國(guó)在項(xiàng)目采購中要優(yōu)先采購中國(guó)的貨物、服務(wù)和工程。 直接促進(jìn)中國(guó)對(duì)受援國(guó)的出口。 另外，中國(guó)援助有利于提升中國(guó)在受援國(guó)及其周邊國(guó)家的影響力和威望，改善雙邊政治關(guān)系，間接促進(jìn)中國(guó)貿(mào)易發(fā)展。

控制變量中，受援國(guó)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)用地的增加、貿(mào)易成本的下降及世界貿(mào)易組織的加入都會(huì)顯著促進(jìn)中國(guó)的出口貿(mào)易。 人均生活水平越高，人們會(huì)購買越多的進(jìn)口產(chǎn)品；一國(guó)在資源豐富的行業(yè)具有比較優(yōu)勢(shì)，對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展程度也越高；貿(mào)易成本的下降會(huì)促進(jìn)貿(mào)易的發(fā)展；加入WTO 有利于受援國(guó)更好地融入國(guó)際經(jīng)濟(jì)社會(huì)，參與國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)。

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)受援國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施在中國(guó)對(duì)非援助出口貿(mào)易效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用，引入基礎(chǔ)設(shè)施變量，構(gòu)建以下調(diào)節(jié)效應(yīng)模型：

其中，lninfrait表示受援國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施水平，使用互聯(lián)網(wǎng)的個(gè)人占人口百分比的對(duì)數(shù)衡量；交互項(xiàng)lnaidit×lninfrait表示基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)援助出口貿(mào)易效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，其他變量含義與公式（3）相同。 回歸結(jié)果如表5 所示。

表5 基礎(chǔ)設(shè)施的調(diào)節(jié)作用

由表5 可以看出， 援助的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別在1%和5%的水平上顯著為正，援助和基礎(chǔ)設(shè)施的交互項(xiàng)在10%的水平上顯著為正，說明基礎(chǔ)設(shè)施具有明顯的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即受援國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施加強(qiáng)了中國(guó)對(duì)非援助的貿(mào)易效應(yīng)。 因此，假設(shè)H2成立。 中國(guó)對(duì)非援助重視基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強(qiáng)各地互聯(lián)互通。 其中中國(guó)支持建設(shè)的毛里塔尼亞友誼港和多國(guó)機(jī)場(chǎng)升級(jí)擴(kuò)建項(xiàng)目，為跨境人員流動(dòng)和中非貿(mào)易往來帶來便利。 一國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提高不僅有利于本國(guó)貿(mào)易的發(fā)展，而且有利于周邊國(guó)家貿(mào)易條件的改善。

（五）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.受援國(guó)收入水平

援助對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用可能受到受援國(guó)收入水平的影響。 參考2017 年世界銀行關(guān)于高中低收入國(guó)家的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將人均國(guó)民總收入小于等于3955 美元的國(guó)家列為低收入國(guó)家，將人均國(guó)民總收入大于3955 美元的國(guó)家列為高收入國(guó)家，研究援助在不同收入國(guó)家貿(mào)易效應(yīng)的異質(zhì)性，結(jié)果如表6 所示。

表6 低收入國(guó)家和高收入國(guó)家

由表6 可知， 中國(guó)對(duì)低收入和高收入國(guó)家援助的出口貿(mào)易效應(yīng)存在顯著差異。 具體而言，低收入國(guó)家的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都在1%的水平上顯著為正， 高收入國(guó)家的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都不顯著，說明中國(guó)對(duì)低收入國(guó)家的援助具有顯著的貿(mào)易效應(yīng)， 對(duì)高收入國(guó)家的援助對(duì)貿(mào)易的影響并不顯著。 中國(guó)對(duì)不同收入國(guó)家的援助在規(guī)模和部門等方面存在一定差異（閻虹戎等，2020）[22]，為低收入國(guó)家提供更多加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和技術(shù)合作的援助， 為高收入國(guó)家提供的援助則更多流向其他基礎(chǔ)設(shè)施部門， 對(duì)低收入國(guó)家的援助有利于促進(jìn)中國(guó)出口貿(mào)易， 對(duì)高收入國(guó)家的援助對(duì)經(jīng)貿(mào)影響較小。

2.受援國(guó)地理位置

考慮到非洲國(guó)家地理位置的異質(zhì)性， 沿?？赡鼙葍?nèi)陸更有利于進(jìn)行貿(mào)易， 因此按照沿海和內(nèi)陸對(duì)樣本進(jìn)行分組分析，回歸結(jié)果如表7 所示。

表7 沿海國(guó)家和內(nèi)陸國(guó)家

由表7 可知， 中國(guó)對(duì)沿海和內(nèi)陸國(guó)家援助的空間溢出效應(yīng)存在明顯差異。 具體而言，從直接效應(yīng)看，沿海和內(nèi)陸國(guó)家的直接效應(yīng)都顯著，說明中國(guó)對(duì)沿海和內(nèi)陸國(guó)家的援助都顯著促進(jìn)了中國(guó)的出口貿(mào)易。 從間接效應(yīng)看，沿海國(guó)家的間接效應(yīng)在5%的水平上顯著為正，內(nèi)陸國(guó)家的間接效應(yīng)不顯著，說明中國(guó)對(duì)沿海國(guó)家的援助具有顯著的空間溢出效應(yīng)，對(duì)內(nèi)陸國(guó)家援助的空間溢出效應(yīng)相對(duì)較小。 沿海國(guó)家水運(yùn)便利， 港口基礎(chǔ)設(shè)施完善，中國(guó)與非洲國(guó)家的貿(mào)易主要通過海運(yùn)進(jìn)行，周邊國(guó)家可以利用該國(guó)港口等交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國(guó)開展貿(mào)易活動(dòng)。

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性， 替換解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。在基準(zhǔn)回歸中，使用中國(guó)對(duì)非援助金額衡量解釋變量，穩(wěn)健性檢驗(yàn)使用中國(guó)援助金額占受援國(guó)GDP 比重（lnaid_gdp）、人均受援額（lnaid_popu）衡量解釋變量，結(jié)果如表8 所示。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

根據(jù)表8 的回歸結(jié)果可以看出，在替換解釋變量的衡量指標(biāo)后，援助的貿(mào)易效應(yīng)依然顯著，援助占受援國(guó)GDP 的比重和人均受援額的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都在1%的水平上顯著為正，與前文回歸結(jié)果一致，驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

（七）拓展性分析

“藥物模型”認(rèn)為援助對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效果與援助規(guī)模有關(guān)，存在一個(gè)最佳援助規(guī)模，在達(dá)不到或超過這一規(guī)模時(shí)都會(huì)對(duì)效果產(chǎn)生不良影響（Mvhleisen M. et al.，1995）。[23]參考“藥物模型”的結(jié)論，對(duì)外援助與出口貿(mào)易之間不一定是單調(diào)遞增的線性函數(shù)關(guān)系， 也可能在援助達(dá)到一定的規(guī)模后，才具有對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用或貿(mào)易效應(yīng)出現(xiàn)顯著差異。

1.模型的設(shè)定

為檢驗(yàn)中國(guó)對(duì)非援助的貿(mào)易效應(yīng)是否存在“門檻特征”，參考Hansen（1999）[24]的面板數(shù)據(jù)門檻模型構(gòu)建以下模型：

其中，I（·）為示性函數(shù)，當(dāng)滿足括號(hào)內(nèi)條件時(shí)該項(xiàng)為1，反之為0。

2.門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)

在進(jìn)行門檻效應(yīng)回歸之前， 要先檢驗(yàn)門檻效應(yīng)的存在性，并確定門檻的個(gè)數(shù)。 從表9可以看出，單一門檻在5%的水平上顯著，拒絕“無門檻效應(yīng)”的原假設(shè)， 雙重門檻和三重門檻均不顯著， 說明上述模型存在一個(gè)門檻值。 該結(jié)論證明援助與出口貿(mào)易之間存在非線性關(guān)系， 因此采用單門檻模型進(jìn)行估計(jì)。

表9 門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)

單門檻模型估計(jì)結(jié)果如表9 所示。 單一門檻估計(jì)值為18.6684， 且在5%的水平上顯著。 因此，將援助的貿(mào)易效應(yīng)根據(jù)援助水平分為兩個(gè)區(qū)間， 即lnaid≤18.6684 與lnaid＞18.6684。

3.門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

回歸結(jié)果如表10 所示，不同水平援助的貿(mào)易效應(yīng)完全不同。 具體而言，lnaid 小于門檻值18.6684，即援助金額小于12811 萬美元時(shí)，貿(mào)易效應(yīng)并不顯著；lnaid 大于門檻值18.6684， 即援助金額大于12811 萬美元時(shí)，援助的系數(shù)為0.0510，且在5%的水平上顯著。 因此，中國(guó)對(duì)非援助要達(dá)到一定規(guī)模才能促進(jìn)出口貿(mào)易。 中國(guó)對(duì)非援助水平較低時(shí)，援助對(duì)受援國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的提升能力較弱，援助效應(yīng)難以發(fā)揮，對(duì)貿(mào)易影響不顯著；中國(guó)對(duì)非援助水平較高時(shí)，才能完成量變到質(zhì)變的轉(zhuǎn)換，實(shí)現(xiàn)援助對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用。

表10 單一門檻回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

使用2001—2017 年40 個(gè)非洲國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，通過空間杜賓模型實(shí)證分析了空間溢出視角下中國(guó)對(duì)非援助的出口貿(mào)易效應(yīng)，并利用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型考察了基礎(chǔ)設(shè)施在其中的作用， 得出以下結(jié)論：第一， 援助顯著促進(jìn)了中國(guó)對(duì)受援國(guó)的出口貿(mào)易，且具有空間溢出效應(yīng)，能夠促進(jìn)中國(guó)對(duì)受援國(guó)周邊國(guó)家的出口貿(mào)易。 第二，受援國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)援助貿(mào)易效應(yīng)具有正向調(diào)節(jié)作用，增強(qiáng)了援助對(duì)出口貿(mào)易的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，是援助對(duì)出口貿(mào)易的影響途徑。 第三，援助的出口效應(yīng)在不同收入水平和地理位置國(guó)家之間存在明顯異質(zhì)性：對(duì)低收入國(guó)家援助的貿(mào)易及空間溢出效應(yīng)顯著，對(duì)高收入國(guó)家則不顯著；對(duì)沿海和內(nèi)陸國(guó)家的援助都具有明顯的出口效應(yīng)， 但僅對(duì)沿海國(guó)家具有空間溢出效應(yīng)。第四， 援助對(duì)貿(mào)易的影響體現(xiàn)了明顯的門檻效應(yīng)，只有援助金額大于12811 萬美元時(shí)，援助對(duì)貿(mào)易才具有明顯促進(jìn)作用。 基于以上結(jié)論，提出以下對(duì)策建議：

完善援助與貿(mào)易互動(dòng)發(fā)展機(jī)制。 在“一帶一路”倡議指引下，繼續(xù)完善援助與貿(mào)易的互動(dòng)機(jī)制。 在發(fā)展中非出口貿(mào)易時(shí)，利用援助對(duì)貿(mào)易的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)， 將對(duì)外援助作為貿(mào)易創(chuàng)造手段；同時(shí)，增加生產(chǎn)領(lǐng)域的工程項(xiàng)目援助，提升受援國(guó)的貿(mào)易便利化程度。 加強(qiáng)援助與貿(mào)易部門之間的交流與合作，實(shí)現(xiàn)中國(guó)對(duì)受援國(guó)及其周邊國(guó)家的出口貿(mào)易增長(zhǎng)，促進(jìn)海外市場(chǎng)發(fā)展，加強(qiáng)雙方經(jīng)貿(mào)合作。

增加基礎(chǔ)設(shè)施援助。 在對(duì)非援助類型的選擇上要具有偏向性， 通過提升受援國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施水平，降低貿(mào)易成本， 強(qiáng)化援助對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用，實(shí)現(xiàn)互利共贏、共同發(fā)展。

推動(dòng)中國(guó)對(duì)非援助在不同國(guó)家的有效配置。 根據(jù)中國(guó)對(duì)非援助存在貿(mào)易效應(yīng)的異質(zhì)性，中國(guó)應(yīng)采取差別化援助策略，加大對(duì)低收入和沿海國(guó)家的援助力度，提高援助效率，實(shí)現(xiàn)對(duì)非出口貿(mào)易效益最大化。

增加對(duì)低受援水平國(guó)家的援助力度。 基于援助產(chǎn)生貿(mào)易效應(yīng)的門檻效應(yīng)，中國(guó)應(yīng)加強(qiáng)與非洲國(guó)家的交流合作，充分了解受援國(guó)的國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)狀況和受援情況，采取針對(duì)性援助策略：加大對(duì)低受援水平國(guó)家的援助力度，充分發(fā)揮受援國(guó)的出口貿(mào)易效應(yīng)。