黄梅波 王婕佳｜WTO框架下促贸援助及其效应评估——来自53个非洲国家数据的分析

作者简介黄梅波

黄梅波，经济学博士，上海对外经贸大学国际发展合作研究院教授、博士生导师；

王婕佳，上海对外经贸大学国际经贸学院博士研究生。

摘　　要

　　2005年世界贸易组织香港部长级会议正式提出“促贸援助”，之后促贸援助成为经合组织（OECD）“官方发展援助”(Official Development Aid，ODA)的重要构成部分，如何发挥促贸援助的积极作用，缓解资源在空间上分布的不均衡，是各援助国面临的重要问题之一。全球促贸援助的发展历程及规模、来源渠道、地理分布的现状特点，可通过OECD官方发展援助数据库的数据情况得以呈现。以2008—2020年53个非洲受援国面板数据为依据，考察促贸援助对非洲受援国贸易的影响，可以发现：促贸援助能显著促进受援国进出口贸易增长，且对非洲各国贸易水平的影响显示出较强的异质性；经济发展水平、人口、营商环境也是影响非洲地区贸易发展的重要因素，这些因素通过降低贸易成本正向调节贸易援助对受援国贸易的促进效果。

一

背景与文献综述

党的二十大报告指出，要“加快建设贸易强国……营造市场化、法治化、国际化一流营商环境”。贸易援助在疫情动荡时期发挥了逆周期作用，为发展中国家提供了急需的资金来源。1996年,世界贸易组织新加坡部长级会议召开，提出WTO要与其他组织加强多边合作，向落后国家施以援手，提供有效的贸易援助，以此提高其在双边、区域性谈判中的话语权。“促贸援助”(Aid for Trade)概念的正式形成，旨在帮助发展中国家克服因自然资源贫瘠、基础建设薄弱、产能效率不足等问题导致的发展瓶颈，由此，促贸援助成为经合组织(OECD)全球发展议程的一项重要内容。2005年世界贸易组织香港部长级会议再次强调了“促贸援助”的重要性和不可或缺性。自促贸援助计划启动以来，促贸援助不仅成为OECD“官方发展援助”(Official Development Aid, ODA)的重要构成部分，而且是消除全球贫困,实现人民生活富足、经济可持续发展目标的“强心剂”。

促贸援助是低收入和中等收入国家的重要资金来源。非洲是促贸援助的重点区域。近年来，非洲的经济社会状况受气候变化、社会冲突和新冠疫情多重影响，叠加俄乌冲突，导致非洲各国面临粮食、能源和金融三重危机。为了维持复苏并减轻和遏制危机的影响，非洲各国需通过援助抓住贸易和投资机会进行经济复苏。促贸援助是否能真正促进非洲国家的贸易与投资，帮助非洲国家恢复和发展经济，是值得关注的议题。现有对促贸援助及其效应的研究主要从宏观角度出发，对促贸援助的历史和现状、动因和规模、发展和效果等进行剖析。本文的研究重点是促贸援助的作用机制及其有效性，与本文紧密相关的文献主要为促贸援助的有效性、经济效应传导机制及其与出口多元化的关系等。

首先，关于促贸援助的有效性。对“促贸援助”有效性的测度结果主要体现为促贸援助对出口贸易具有正向效应。黄梅波和朱丹丹选取2005—2011年间63个官方受援国的数据为依据，将贸易成本作为中介机制进行面板混合效应分析，认为要花费更多人力、财力和物力在促贸援助上，尤其要加强对低收入援助国的经济基础援助。Helble等人发现促贸援助对受援国的出口有更大影响，在其他因素不变的情况下，贸易便利化增加1%，受援国出口额上升2.9%。Brenton等人考察了贸易技术援助与受援国特定产品出口之间关联性，发现两者存在双向因果联系。随后的研究集中在扩大促贸援助的必要性，以及如何在人力、物力、财力和政策上保障促贸援助的有效实现等方面。部分学者考察了整体促贸援助及其子项目对受援国出口总额的影响，认为受援国的历史原因、地缘环境、基础设施、物流条件和政府政策等因素会影响促贸援助的最终实现。也有学者发现促贸援助是无效的，Younas以援助动机为视角，发现大多援助国从一开始就与援助的利他性背道而驰，即以保障自身利益、未来有利可图作为出发点向外提供资金，最终导致对外援助无效。Quazi等人在援助供给充足和贸易关系改善的基础上，利用非平稳面板探索促贸援助与出口额之间的联系，结果表明受援国出口的净效应并未有很大的增幅，受援国的出口商并未从促贸援助中获得较大利益，产生了收入转移的福利悖论。

其次，关于促贸援助经济效应的传导机理。援助与经济增长之间的传导机理一直被视为一个“黑箱”，朱丹丹和黄梅波认为促贸援助就是“黑箱”里面的联结机制，可提升受援国的产能效率，增加受援国对外贸易规模，进而促进经济可持续增长。Cali和Velde认为，促贸援助与受援国出口总额之间通过控制贸易成本可增加商品出口。刘恩专、路璐认为，经济基础建设、生产能力建设和贸易政策管理三类促贸援助对受援国出口增长的传导、影响机制并不相同，要根据不同类别进行异质性分析。

再次，关于促贸援助与出口多样化。近年来，越来越多的学者开始关注促贸援助与出口多样化之间的关系。孙志娜将出口多样化视为贸易能力提升的一种体现，认为促贸援助会显著提高受援国的出口多样化水平。Munemo通过实证研究得出：以20%作为分界线，当援助金占GDP的比重低于这个标准时，会显著促进受援国的出口多样化；当超过这个标准时，则会阻碍受援国的出口多样化。

综上所述，对促贸援助有效性的研究还有以下可改进的地方：第一，目前大多关于促贸援助的研究侧重于理论分析，对内在传导机理的研究较少；第二，由于数据难以获取，基于“促贸援助”的实证研究相对较少，部分实证研究的计量模型未考虑内生性、稳健性等，对不同国家的差异未进行异质性分析。为弥补上述缺陷，本研究以发展援助委员会（Development Assistance Committee，DAC）对53个非洲国家的促贸援助为例，考察促贸援助对非洲受援国贸易的影响。本研究试图解决以下问题：促贸援助的内在理论机制是什么？促贸援助真正起到了促进较落后国家贸易发展的作用吗？对于不同受援国的效果是否相同？达到了怎样的效果？从政策意义角度，本文的研究结论有利于推进促贸援助发展，提升促贸援助的成效，助力受援国和援助国双赢愿景的实现。

二

理论模型与研究假说

为探究官方促贸援助对受援国进出口贸易的影响及其作用机理，本文参考进出口需求模型，从产品质量和贸易成本角度考察促贸援助影响出口贸易的理论机制，该模型直观地显示了促贸援助对受援国进出口贸易的潜在影响。我们假设在该模型中，每个国家只生产一种商品，并根据原产地与其他商品进行区分；每种商品的供给都是外生的；消费者有相同或相似的偏好，各国消费者遵循恒定的替代弹性（CES）效用函数：

（１）

其中，σ 为所有商品之间的替代弹性，ω为国家i生产的商品占国家j的总支出份额，C_ij为i国对j国的出口，其中i，j ∈[1，N]。j国的消费者在追求利润最大化前提下，受到如下效用函数受的预算约束：

（２）

其中，p_ij是i国生产商出口到j国的消费价格。p_i为出口商的供给价格，则p_ij=p_i λ_ij，λ_ij≥1，λ_ij包括所有类型的贸易成本，例如交通运输、海关关税、贸易行政成本、信息成本等，这是标准的贸易产品冰山模型系数。联立（1）（2）两式，可以得到j国的需求价格函数：

（３）

其中 ，

（４）

　　Y_j为j国的总收入（Y_j=p_iQ_j）。公式（5）为i国对j国的出口实际价格：

    （５）

将式（3）代入式(5)中，得到了来自i国的出口总值方程：

（６）

i国出口商品的价格取决于σ，如果σ > 1，那么。这一条件表明，当商品间的替代弹性很高时，价格的增加会使得出口量减少，促贸援助可通过提高国家i的商品质量，降低其在世界市场上的价格，进而通过加强i国的生产竞争力来影响其出口。同时，促贸援助可降低贸易成本使世界其他国家对i国商品的偏好提升，从而转化为出口的增加。将贸易成本展开可得：

（７）

其中t_ij为j国对i国征收的进口税，b_i（b_j）为出口国（进口国）的加工成本；d_ij为两国间的运输成本，f 函数代表两国的其他与贸易相关的成本。

从促贸援助的部门分布来看，2005年WTO贸易援助工作组确定了五个贸易援助类别，分别为经济基础设施、生产能力建设、与贸易相关的调整、对贸易政策和法规的技术援助以及其他与贸易相关的需求。建设生产能力和经济基础设施是最主要的两个类别。根据OECD历年数据，促贸援助中与“建设生产能力（A_pa）”“经济基础建设（A_in）”相关的资金能降低贸易成本，促进贸易额的增长，O_D为国内融资的经济基础设施，重新定义公式（7）：

（８）

据此提出假说1:促贸援助对受援国进出口贸易具有正向作用。

式（8）针对贸易成本具有分散化、难以精准估量的特点，将贸易成本λ_ij进一步细分，不难得出，提高生产效率以及产品质量使得第一类促贸援助A_pa（与建设能力相关）影响λ_ij，通过降低运输成本以及提升清关效率使得第二类促贸援助A_in（与经济基础建设相关）影响λ_ij，将式（8）代入式（6）中：

（９）

为探讨促贸援助对进出口贸易的影响，分别对A_in、A_pa求一阶偏导：

（10）（11）

随着受援国贸易成本的下降，促贸援助额A_in、A_pa的增加，贸易额随之提升，据此提出假说2：降低贸易成本能正向调节促贸援助对受援国贸易的促进效果。

三

模型设定与回归分析

为了验证促贸援助促进发展中国家贸易增长的有效性，选取2008—2020年非洲53个受援国数据为依据，结合上文理论分析设定计量模型，如公式（12）：

（12）

其中，i表示受援国，t表示年份，trade表示进出口贸易总额，aid为核心解释变量，表示受援国促贸援助金额，Control为控制变量集，包括国内生产总值（gdp）、经济人口总数（pop）、外国直接投资（d_i）、工业增加值比重（indus）、通货膨胀率（infla），μ_it、λ_it分别表示国家固定效应和时间固定效应，ε_it为随机扰动项。

（一）变量描述

本文53个样本国家的数据来源于OECD-CRS数据库以及非洲统计年鉴、IMF、世界银行等数据库。设定面板效应，对模型进行固定和随机效应回归。各组之间的数据因为来源渠道和使用单位存在差异性，为避免异方差并消减内生性对回归结果的影响，公式中的变量均取对数，对于数据缺失、负数或者为零的情况，采用原值加1的方法解决，原始变量数据来源与统计性描述详见表1。

核心解释变量。促贸援助额（lnaid）是推进各国贸易发展的动力，旨在帮助发展中经济体从国际合作与援助中受益。

控制变量。主要包括：国内生产总值（lngdp）是一国经济实力的风向标，GDP高的国家生产建设能力较强，对贸易拉动作用大；经济人口（lnpop）总数越多，对于商品的需求也越大，相对而言进出口额也有更高的增量；外国直接投资（lndi）有利于招商引资，营造良好的营商氛围，对贸易有促进的作用；工业属于第二产业，为国民经济各部门提供物质技术基础，如运输、物流等，工业增加值占比（lnindus）越高则一国的贸易能力也就越强；通货膨胀率（lninfla）提高会导致实际购买力下降，进而影响一国的贸易进出口。

本文选取2011—2020年非洲53个受援国数据为分析依据，根据模型（1）进行多元面板数据回归，使用固定效应和随机效应进行检验，优先选择固定效应模型对参数进行估计，由于非洲各国发展水平和历史存在差异，因此在模型中还控制了受援国的个体差异，回归结果如表2所示。

表2列（1）为基准回归结果，表示的是在考虑所有控制变量的情况下，解释变量与被解释变量（lntrade）之间的关系。列（1）回归结果显示核心解释变量促贸援助额（lnaid）系数在0.01的显著性水平下为正，即在其他条件不变的前提下，促贸援助每增加1%，受援国进出口贸易增加0.281%。随着受援国获得的促贸援助增加，其进出口总量会得到明显的提升，这直观验证了促贸援助对受援国贸易增长的有效性。

尽管非洲国家整体处于较落后水平，但不同国家间的个体差异较大，各国发展水平也参差不齐，因此，列（2）是在基准回归的基础上控制了国家和年份差异之后的结果，核心解释变量在0.01的显著性水平下仍为正，但数值略微减小，这意味着促贸援助的成效会因受援国家以及年份的差异而发生变化，因此在后文的实证分析中将进行控制。

考虑到表2列（1）（2）回归结果中外国直接投资（lndi）变量均不显著，表2列（3）在基准回归的基础上剔除外国直接投资，回归结果显示核心解释变量（lnaid）系数在0.01的显著性水平下仍为正，控制变量均较为显著，因此，剔除外国直接投资，选择模型3作为最终模型，在其他条件不变的前提下，促贸援助每增加1%，受援国进出口贸易增加0.254%。不论从历史上还是现阶段，非洲各国都是各经济体贸易援助的优先地区。随着援助国与受援国之间的经济交流和贸易往来日益频繁，非洲各受援地区基础设施建设得以加强，生产能力和贸易发展水平得以提高，这在一定程度上缓解了贫困状况。除此之外，国内生产总值、经济人口数量、工业增加值比重和通货膨胀系数均显著。

综上所述，相关检验结果和解释较好地验证了前文提出的假说1。

（二）稳健性检验

1.对内生性问题的探讨

内生性主要有以下几种可能性来源：联立方程、反向因果关系、测量误差以及遗漏变量等。根据反向因果关系可知，促贸援助与贸易进出口总额之间会产生内生性问题。一方面，促贸援助极易流向那些进出口贸易处于发展阶段的较不发达国家，另一方面资金本身具有逐利的特性，越是经贸潜能大的发展中国家越能吸引资本的流入，因此，本模型的内生性可能来源于反向因果关系。一方面，本文采用促贸援助金额滞后一期和滞后二期进行分析，回归结果见表3列（1），列（2）（3）为剔除个别控制变量后得到的结果，与基准回归结论类似，印证了模型设定存在内生性问题的假设。将促贸援助往后滞期在一定程度上削弱了由于反向因果关系带来的内生性假设。另一方面，本文采用工具变量法进行识别估计，比如选举亲密度综合指数、民主自由程度、援助国的政治或战略利益，都具备优秀工具变量的特征，满足与残差项无关（外生性），但能很好地替代解释变量（相关性）。

因此，本文把“民主自由程度”当作外生工具变量，表3第（4）列为两阶段工具变量（2SLS）第二阶段的估计结果，与基准回归结果基本一致。第一阶段不可识别检验LM统计值较大，拒绝了工具变量不可识别的假设，并且F统计量为15.3001，表明工具变量对内生变量具有较强的解释力。

2.缩短样本周期

受到金融危机的影响，欧元区经济增速疲软，根据OECD-CRS数据库统计，世界最大的五个促贸援助国官方促贸援助金额自2008年有明显的下降，直到2011年才有所恢复,随后逐年在波动中攀升。为检验模型的稳定性，剔除2008—2010年间由于全球金融危机对促贸援助领域的影响波动，导致官方促贸援助资金对本文实证结果产生干扰，我们将样本时间缩短至2011—2020年，回归结果详见表2第（4）列，表明促贸援助（lnaid）系数在0.05的显著性水平下仍为正，其余控制变量系数和基准回归相比没有发生较大变化，证明模型设定较为稳健。

3.替换变量

将被解释变量由进出口总额替换为出口额，结果与基准回归中所得结论基本一致，进一步支持假设1，回归结果如表2第（5）列所示。一个国家的进出口贸易总额，不仅会受促贸援助金、国内生产总值、经济人口总数、工业增加值比重和通货膨胀率的影响，还与汇率、电话网络使用量、距离等因素有关。因此在模型中增加控制变量，结果如表2第（6）列所示，与基准回归结果基本一致。

（三）异质性检验

1.基于人均GDP的异质性检验

本文以2022年国际货币基金组织（IMF）人均GDP（美元现价）数据为基础，将非洲国家2008—2020年间的人均GDP从高到低分为三组，颜色由深至浅如图4所示，“高度贫困国家”∈（0，1500]，有索马里、南苏丹、布隆迪等；“中度贫困国家”∈（1500，6000]，有尼日利亚、摩洛哥、坦桑尼亚等；“中等水平国家”∈（6000，12000]，有塞舌尔、加蓬和南非等。其他变量的含义与设定与前文相同。回归结果依次见表4列（1）~（3），列（1）中核心变量促贸援助额lnaid不显著，可能原因在于样本容量小，且对于经济较发达的非洲国家，促贸援助对贸易总额的提升效果不佳；列（2）促贸援助这一变量在0.01的显著性水平下仍为正，并且大于列（3）lnaid在0.1显著性水平下的值，这意味着促贸援助对中度贫困国家的促进作用更加明显；而高度贫困国家交通闭塞，就算是有促贸援助，但是没有基建等设施作为保障也很难发展起来，并且如索马里、南苏丹等这些高度贫困国家连年战乱，百姓连基本的温饱都难以保障，想要发展进出口贸易有一定的困难。

图4　人均GDP分布

图5　国家制度形态发育程度分布

注：图4和图5依据我国自然资源部地图技术审查中心标准地图[审图号为GS(2020)4391号]制作而成。

2.基于制度形态的异质性检验

对于非洲大部分国家而言，他们的制度形态较为稳定。本文将53个样本国家分为三类，颜色由深至浅如图5所示，“制度形态较高”∈（3.5，5]，有南非、摩洛哥等国；“制度形态中等”∈（2，3.5]，有马里、博茨瓦纳、埃及等国；2分以下为“制度形态较低”，有肯尼亚、中非共和国、乍得等国。回归结果依次见表4第（4）~（6）列。lnaid这一核心变量呈正向显著，比较三种类型的国家，“制度形态较高”国家的促贸援助贸易总额效果要大于其他两种类型国家，主要是因为制度形态越高、越民主的国家，社会自由度较高，越有利于创造开放包容的营商环境。

（四）调节效应

上述回归结果及检验均表明，促贸援助对较落后国家贸易产生了显著正向促进作用。那么，促贸援助对贸易促进作用的内在机制是什么？是如何起到有效性的？这是本文需要进一步探寻的。在本文理论模型部分，为探究促贸援助对受援国进出口贸易的影响及其作用机理，构造了通过降低贸易成本的一般均衡模型。为寻找到促贸援助和贸易之间那个“黑箱”，我们建构如下模型，其中Med_it代表各类有可能成为调节机制的变量，并对其去中心化，引入lnaid_it和lnMed_it的乘积，其余变量设定与前文相同：

（13）

在WTO贸易援助工作组确定的五个贸易援助类别中，建设生产能力和经济基础设施一直以来都是最主要的两个类别，本文选取来源于世界银行的“固定电话及网络使用量”作为lnMeb_it的代理调节变量之一，代入公式（13），回归结果见表5列（1）~（3），列（1）为最终选择的回归模型，列（2）（3）加入了lnMeb_it、lnaid_it和lnMed_it的乘积作为被解释变量，由列（3）可知核心解释变量lnlaidit系数显著为正，lnaid_it和lnMed_it乘积项系数也显著为正，这表明“固定电话及网络使用量”对于促贸援助具有正向的调节效应，降低贸易成本的这一调节机制可以有效提升贸易援助对贸易发展的促进效果，验证了假说2。

促贸援助旨在帮助不发达国家尤其是重度贫困国家突破贸易发展瓶颈，助力其走向更包容的社会。由此可见，促贸援助不仅受一国的民主包容程度的影响，在一定程度上也加快了非洲的民主化进程。本文参考《经济学人》发表的“民主指数”，选择非洲各国的民主程度lnMebit作为另一代理变量，检验民主程度对促贸援助和受援国贸易间的调节作用，结果详见表5列（4）和列（5），回归结果验证了民主化进程能够增强促贸援助对受援国贸易的正向效果，从侧面也印证了假说2。

四

结论与政策性建议

本文以OECD官方发展援助数据库为基础，以促贸援助重点援助区域非洲各国为研究对象，构建了理论和实证模型，得出以下结论：实施促贸援助能有效地将非洲与外部经济联系起来，显著促进受援国进出口增长，因此促贸援助是有效的。进行稳健性检验后上述结论依然成立，并且降低贸易成本能正向调节贸易援助对受援国贸易的促进效果；非洲受援经济体的经济发展水平、人口、工业增加值比重等营商环境是促进对外贸易发展的重要因素；从某种意义上说，实施促贸援助为非洲国家注入了贸易资本和技术力量，帮助落后国家克服经济发展障碍并度过危机，为非洲经济和社会的发展作出了一定的贡献。

基于上述研究得出如下政策建议。一是适当扩大促贸援助规模。本文的研究证实了WTO所倡导的促贸援助理念的合理性。而新冠疫情给世界经济发展造成了巨大影响，导致日本、英国和美国等几个主要发达国家对于促贸援助的投入有下降趋势，呈现出较大“缺口”。在此背景下，中国应抓住机遇，适当扩大对促贸援助的投入，将促贸援助作为对外援助的重要抓手，以援促贸、以援促经、以援促政，使促贸援助工作达到更高成效。二是助力促贸援助资金来源多元化。关于促贸援助的资金来源，除了要发挥政府部门官方发展援助的主导作用外，还要倡导更多的企业、非政府组织、非营利团体等主体参与到促贸援助中。公私合作模式不仅使得促贸援助的资金来源更加多样化、更加系统化、更加持续化，也有利于各国促贸援助工作的开展以及能力的提升。三是完善促贸援助项目效果的评估。如何对促贸援助项目进行评估，如何对促贸援助的资金进行有效管理以达到促进贸易投资的最大化效益，是深化促贸援助工作要思考的问题。可以成立专门的部门、银行或基金会来管理，做好资金的预算、监控与评估工作，而具体操作形式也可多样化，比如由政府部门统筹管理，银行和基金分级管理、相互制约。同时，援助职能部门应加强对促贸援助项目的监督与评估，以为后续项目的执行提供借鉴。

〔责任编辑：徐淑云〕

为适应微信阅读，略去注释

原文见于《东南学术》

2023年第5期

文中图片均来自网络

　　为进一步规范稿件采编流程，提高编辑部工作效率，东南学术杂志社和中国知网合作，正式启用线上采编系统，热诚欢迎各位专家学者赐稿支持。《东南学术》唯一线上采编系统的网址为http://dnxsh.cbpt.cnki.net，作者可在网站的“作者投稿系统”中注册账号，进行网上投稿，跟踪稿件处理结果。即日起，原投稿邮箱不再接受投稿。    《东南学术》一向坚持严格的学术标准和学术规范，从不以任何名义向作者收取费用，凡要求作者缴纳诸如审稿费、版面费的，均系假冒我刊的诈骗行为；任何非dnxsh.cbpt.cnki.net的所谓“官方投稿网站”，均系假冒网站。敬请广大读者与作者注意。    《东南学术》是福建省社会科学界联合会主管主办的综合性社科学术理论刊物，是第五届中国出版政府奖提名奖期刊、全国重点期刊、国家社科基金资助期刊、中文社会科学引文索引（CSSCI）来源期刊、全国中文核心期刊、中国人文社会科学期刊AMI综合评价（A刊）核心期刊、中国核心学术期刊（RCCSE）、华东地区优秀期刊和福建省十大名刊名社。多年来，《东南学术》平均影响因子进入全国综合性社科学术期刊前列，发文在《新华文摘》《中国社会科学文摘》等全国性重要文科学术文摘刊物上的转载率均居福建省综合性社科学术期刊前列。

本微信公众号系《东南学术》杂志官方微信，如无特殊说明，本微信内容均来自《东南学术》杂志，版权所有。

微信号 : dnxs0591

● 扫码关注我们 ●