空間溢出視角下中國對非援助的出口貿(mào)易效應

廖澤芳 王婉名

（上海海洋大學， 上海 201306）

一、引言

20 世紀90 年代， 中國將對外援助與雙邊經(jīng)貿(mào)活動結(jié)合起來， 援助對經(jīng)濟利益的考量不斷增加，旨在提高受援國自身建設(shè)能力和促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。21 世紀以來，中國對外援助逐漸增加，輻射范圍不斷擴大。 在中非合作論壇和“一帶一路”倡議的合作機制下，非洲已經(jīng)成為中國重要的區(qū)域合作伙伴和重點援助地區(qū)，對外援助在中國對非出口貿(mào)易中發(fā)揮的作用引起廣泛關(guān)注。

自“Aid Data”統(tǒng)計并公布了中國援助的受援國名單和援助數(shù)額等具體信息后， 關(guān)于中國援助的實證研究逐漸增多， 主要關(guān)注中國援助對非洲經(jīng)濟增長的影響。 中國對非援助貿(mào)易效應的相關(guān)研究中，大多從援助對受援國和援助國的進出口貿(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]），從空間溢出效應視角開展的研究相對不足。

筆者運用空間權(quán)重矩陣計算受援國周邊國家的關(guān)聯(lián)程度，綜合考察援助對中國出口貿(mào)易的直接效應和空間溢出效應，并利用門檻模型估計二者的非線性關(guān)系，從而更加準確地檢驗中國對非援助的出口貿(mào)易效應。

二、文獻綜述與理論分析

（一）對外援助與出口貿(mào)易

作為一國參與世界經(jīng)濟的重要形式（米銀霞和余壯雄，2019）[3]， 對外援助和對外貿(mào)易的相互影響至關(guān)重要。 國家利益最大化是一國對外援助的目的，通過促進出口及與其他國家的貿(mào)易往來增強本國影響力。 關(guān)于對外援助能否促進出口貿(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，對外援助可以有效促進援助國對受援國的出口（Martínez-Zarzoso et al.，2016）。[4]如，Nowak-Lehmann et al.（2009）[5]通過國際貿(mào)易引力模型發(fā)現(xiàn)， 德國1美元援助的平均回報在1.04～1.50 美元之間。 也有部分研究發(fā)現(xiàn)， 援助對貿(mào)易的促進作用并不明顯。援助可能在短期內(nèi)會影響援助國的貿(mào)易， 但長期看，兩者之間并不存在穩(wěn)定關(guān)系（熊青龍和黃梅波，2014）。[6]甚至有學者認為，由于“援助依賴”與“荷蘭病”， 援助對貿(mào)易具有抑制作用。 如， 黃友星等（2020）[7]認為，有組織的社會團體可能通過賄賂操縱援助資源導致援助資源配置扭曲，形成“尋租效應”，增加交易成本。

不少學者通過理論和實證分析發(fā)現(xiàn)，中國對非援助可以緩解制度摩擦和改善政治關(guān)系、促進文化交流與融合（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)在出口目的國的營商環(huán)境，有助于增加中國對受援國的出口貿(mào)易（Ailan Liu & Bo Tang，2018[10]；孫楚仁等，2020[11]）。

各國都不是孤立存在的，地理上越鄰近的事物關(guān)聯(lián)就越緊密（Griffith，1989）。[12]援助對受援國經(jīng)濟發(fā)展、 基礎(chǔ)設(shè)施和雙邊關(guān)系等方面都具有積極影響，并影響周邊國家。 部分文獻研究援助的空間溢出效應，僅涉及對轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體增長和中國企業(yè)對外直接投資的影響。 Zohid et al.（2015）[13]認為，援助對受援國經(jīng)濟體增長的積極影響會對其他經(jīng)濟體產(chǎn)生溢出效應，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。徐錦強等（2022）[14]發(fā)現(xiàn)，中國對外援助能夠有效促進中國企業(yè)對外直接投資，該促進作用由直接效應和空間溢出效應共同決定。 研究援助貿(mào)易效應的文獻大多忽略了對外援助的空間溢出效應，雖然這些研究證明了援助對貿(mào)易產(chǎn)生的影響，但混淆援助的直接效應和空間溢出效應，可能高估援助對受援國產(chǎn)生的影響。 基于此，提出研究假說1：

H1： 對外援助能夠促進中國對受援國的出口貿(mào)易，且具有空間溢出效應。

（二）對外援助、基礎(chǔ)設(shè)施與出口貿(mào)易

對外援助對受援國基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升具有明顯促進作用（嚴兵等，2021）。[15]援助國為受援國提供資金和先進的生產(chǎn)技術(shù)、設(shè)備，提升受援國的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能力（曹俊金和肖國興，2019）。[16]同時，派遣專家團隊幫助其解決建設(shè)中遇到的難題，并在當?shù)卦O(shè)立培訓班以增加基礎(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的交通運輸和通信網(wǎng)絡(luò)，而且提升了整體基礎(chǔ)設(shè)施水平（宋微，2019）。[18]經(jīng)濟全球化背景下，國際貿(mào)易不斷增長，基礎(chǔ)設(shè)施等非關(guān)稅因素對貿(mào)易的影響逐漸增強?；A(chǔ)設(shè)施質(zhì)量成為一國貿(mào)易能力的體現(xiàn) （Cadot et al.，2011）[19]，是運輸成本和貿(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的運輸和溝通成本，推動當?shù)刭Q(mào)易發(fā)展，加強雙方經(jīng)貿(mào)合作。

非洲多數(shù)國家財政緊張，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。 中國項目援助能夠提高非洲國家的港口吞吐能力和機場運營能力，有效提升當?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施水平，降低運輸、信息等貿(mào)易成本（Huang & Song，2019）[20]，促進中國對非出口貿(mào)易。 因此，提高非洲國家的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量是中國對非援助影響出口的主要機制（李榮林等，2022）。[21]基于此，提出研究假設(shè)2：

H2： 受援國的基礎(chǔ)設(shè)施是中國對非援助貿(mào)易效應的影響機制。

三、研究設(shè)計

（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)濟距離權(quán)重矩陣等類型，但經(jīng)濟活動產(chǎn)生的空間效應并非局限于相鄰或相近地區(qū)，故選擇使用經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，以兩國之間GDP 差額的絕對值的倒數(shù)作為空間權(quán)重，兩個國家的GDP差距越小，權(quán)重越大。 構(gòu)造方法如下：

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

（二）空間計量模型的構(gòu)建

為考察援助對中國出口貿(mào)易的直接效應和空間溢出效應，構(gòu)建了如下計量模型：

其中，下標i 表示受援國，下標j 表示受援國周邊國家，下標t 表示年份。 lnexportit表示中國在第t年對受援國i 出口的貿(mào)易額的對數(shù)；lnaidit表示中國在第t 年對受援國i 的援助額的對數(shù)。 Xit表示控制變量，包括受援國的人均國內(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 為空間滯后項參數(shù)，λ 為空間誤差系數(shù)，δi和δt分別表示國家固定效應和時間固定效應，γit表示隨機擾動項。

（三）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

中國對非洲國家的海關(guān)貨物出口總額，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。

2.解釋變量

中國對非洲國家的援助金額， 數(shù)據(jù)來自“Aid Data”數(shù)據(jù)庫。 “Aid Data”是美國威廉瑪麗學院成立的研究與創(chuàng)新實驗室，其通過系統(tǒng)地跟蹤中國政府資助的發(fā)展項目范圍，并根據(jù)既定的國際援助報告標準對其進行嚴格分類，發(fā)布了一系列數(shù)據(jù)集和研究報告，是目前國內(nèi)外學者進行援助相關(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 條海外援助項目記錄； 第二版于2021 年發(fā)布， 包含中國官方在2000—2017 年財政和實物承諾、在2000—2021 年實施的13427 條項目記錄，在此使用第二版。 基于中國援助數(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)的國家，剩余缺失數(shù)據(jù)采用插值法和均值法填補，最終選擇40 個非洲國家作為研究對象。

3.控制變量

加入了4 類控制變量， 以排除其他因素對研究的影響， 主要包括：（1）PGDPit表示受援國的人均生活水平，用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量；（2）costit表示受援國的貿(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 表示受援國基礎(chǔ)設(shè)施水平，用于機制檢驗；lnaid_gdp、lnaid_popu 分別表示援助額占受援國GDP 的比重和人均受援額， 用于穩(wěn)健性檢驗，見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）空間自相關(guān)檢驗

為分析援助對中國出口貿(mào)易的空間溢出效應，先要對中國出口貿(mào)易進行空間相關(guān)性檢驗。 基于經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣計算中國對非洲各國出口貿(mào)易的Moran’s I 指數(shù)，計算公式如下：

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)性檢驗的結(jié)果如表2 所示。

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

由表可知，中國在2001—2017 年對非洲40 個國家的出口總額在經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣下的全局莫蘭指數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 說明中國對非洲國家的出口具有明顯的空間正相關(guān)性，故采用空間計量模型進行估計。

在2001 年和2017 年中國出口貿(mào)易的局部莫蘭指數(shù)散點圖（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、四象限表示負的空間自相關(guān)性，說明空間異常。 其中，大多數(shù)國家位于第一、三象限，說明中國對非洲國家的出口貿(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）空間計量模型的檢驗

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

表3 空間計量模型檢驗

由表3 可知，根據(jù)LM 檢驗，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 檢驗的p 值在1%的水平上顯著，說明使用空間杜賓模型時，選擇固定效應模型更優(yōu)。 Wald 檢驗和LR 檢驗均在1%的水平上拒絕原假設(shè)，說明空間杜賓模型不會退化成空間誤差模型或空間滯后模型。 綜上，選擇固定效應下的空間杜賓模型。

（三）空間杜賓模型的參數(shù)估計

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

表4 基準回歸

中國為受援國提供所需生產(chǎn)生活物資、 技術(shù)性產(chǎn)品和單項設(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制造在受援國和周邊國家的知名度，長時間援助也有助于改變受援國的偏好，進口更多中國產(chǎn)品。 作為中國對外援助的主要方式，成套項目援助大多采用中國標準，而且在優(yōu)惠貸款中的優(yōu)先采購合同規(guī)定受援國在項目采購中要優(yōu)先采購中國的貨物、服務(wù)和工程。 直接促進中國對受援國的出口。 另外，中國援助有利于提升中國在受援國及其周邊國家的影響力和威望，改善雙邊政治關(guān)系，間接促進中國貿(mào)易發(fā)展。

控制變量中，受援國人均國內(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)易組織的加入都會顯著促進中國的出口貿(mào)易。 人均生活水平越高，人們會購買越多的進口產(chǎn)品；一國在資源豐富的行業(yè)具有比較優(yōu)勢，對外貿(mào)易的發(fā)展程度也越高；貿(mào)易成本的下降會促進貿(mào)易的發(fā)展；加入WTO 有利于受援國更好地融入國際經(jīng)濟社會，參與國際貿(mào)易活動。

（四）機制檢驗

為檢驗受援國基礎(chǔ)設(shè)施在中國對非援助出口貿(mào)易效應中的調(diào)節(jié)作用，引入基礎(chǔ)設(shè)施變量，構(gòu)建以下調(diào)節(jié)效應模型：

其中，lninfrait表示受援國的基礎(chǔ)設(shè)施水平，使用互聯(lián)網(wǎng)的個人占人口百分比的對數(shù)衡量；交互項lnaidit×lninfrait表示基礎(chǔ)設(shè)施對援助出口貿(mào)易效應的調(diào)節(jié)效應，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， 援助的直接效應和間接效應分別在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，即受援國的基礎(chǔ)設(shè)施加強了中國對非援助的貿(mào)易效應。 因此，假設(shè)H2成立。 中國對非援助重視基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強各地互聯(lián)互通。 其中中國支持建設(shè)的毛里塔尼亞友誼港和多國機場升級擴建項目，為跨境人員流動和中非貿(mào)易往來帶來便利。 一國基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提高不僅有利于本國貿(mào)易的發(fā)展，而且有利于周邊國家貿(mào)易條件的改善。

（五）異質(zhì)性檢驗

1.受援國收入水平

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

表6 低收入國家和高收入國家

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

2.受援國地理位置

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

表7 沿海國家和內(nèi)陸國家

由表7 可知， 中國對沿海和內(nèi)陸國家援助的空間溢出效應存在明顯差異。 具體而言，從直接效應看，沿海和內(nèi)陸國家的直接效應都顯著，說明中國對沿海和內(nèi)陸國家的援助都顯著促進了中國的出口貿(mào)易。 從間接效應看，沿海國家的間接效應在5%的水平上顯著為正，內(nèi)陸國家的間接效應不顯著，說明中國對沿海國家的援助具有顯著的空間溢出效應，對內(nèi)陸國家援助的空間溢出效應相對較小。 沿海國家水運便利， 港口基礎(chǔ)設(shè)施完善，中國與非洲國家的貿(mào)易主要通過海運進行，周邊國家可以利用該國港口等交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國開展貿(mào)易活動。

（六）穩(wěn)健性檢驗

為驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性， 替換解釋變量進行檢驗。在基準回歸中，使用中國對非援助金額衡量解釋變量，穩(wěn)健性檢驗使用中國援助金額占受援國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

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后，援助的貿(mào)易效應依然顯著，援助占受援國GDP 的比重和人均受援額的直接效應和間接效應都在1%的水平上顯著為正，與前文回歸結(jié)果一致，驗證了基準回歸的穩(wěn)健性。

（七）拓展性分析

“藥物模型”認為援助對經(jīng)濟增長的影響效果與援助規(guī)模有關(guān)，存在一個最佳援助規(guī)模，在達不到或超過這一規(guī)模時都會對效果產(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， 也可能在援助達到一定的規(guī)模后，才具有對貿(mào)易的促進作用或貿(mào)易效應出現(xiàn)顯著差異。

1.模型的設(shè)定

為檢驗中國對非援助的貿(mào)易效應是否存在“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)，當滿足括號內(nèi)條件時該項為1，反之為0。

2.門檻效應存在性檢驗

在進行門檻效應回歸之前， 要先檢驗門檻效應的存在性，并確定門檻的個數(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”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行估計。

表9 門檻效應存在性檢驗

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

3.門檻效應回歸結(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，貿(mào)易效應并不顯著；lnaid 大于門檻值18.6684， 即援助金額大于12811 萬美元時，援助的系數(shù)為0.0510，且在5%的水平上顯著。 因此，中國對非援助要達到一定規(guī)模才能促進出口貿(mào)易。 中國對非援助水平較低時，援助對受援國基礎(chǔ)設(shè)施的提升能力較弱，援助效應難以發(fā)揮，對貿(mào)易影響不顯著；中國對非援助水平較高時，才能完成量變到質(zhì)變的轉(zhuǎn)換，實現(xiàn)援助對出口貿(mào)易的促進作用。

表10 單一門檻回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

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

完善援助與貿(mào)易互動發(fā)展機制。 在“一帶一路”倡議指引下，繼續(xù)完善援助與貿(mào)易的互動機制。 在發(fā)展中非出口貿(mào)易時，利用援助對貿(mào)易的直接效應和空間溢出效應， 將對外援助作為貿(mào)易創(chuàng)造手段；同時，增加生產(chǎn)領(lǐng)域的工程項目援助，提升受援國的貿(mào)易便利化程度。 加強援助與貿(mào)易部門之間的交流與合作，實現(xiàn)中國對受援國及其周邊國家的出口貿(mào)易增長，促進海外市場發(fā)展，加強雙方經(jīng)貿(mào)合作。

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

推動中國對非援助在不同國家的有效配置。 根據(jù)中國對非援助存在貿(mào)易效應的異質(zhì)性，中國應采取差別化援助策略，加大對低收入和沿海國家的援助力度，提高援助效率，實現(xiàn)對非出口貿(mào)易效益最大化。

增加對低受援水平國家的援助力度。 基于援助產(chǎn)生貿(mào)易效應的門檻效應，中國應加強與非洲國家的交流合作，充分了解受援國的國內(nèi)經(jīng)濟狀況和受援情況，采取針對性援助策略：加大對低受援水平國家的援助力度，充分發(fā)揮受援國的出口貿(mào)易效應。