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進口貿易論文范文第1篇

關鍵詞：租賃貿易模式創(chuàng)新

以租賃貿易的方式引進飛機如今已被世界各國的飛機使用者所大量采用。而我國作為國際公認的航空業(yè)增長最快的市場之一，今后10多年間國內的航空公司將大量引進飛機擴充其機隊以滿足國內的航空市場發(fā)展的需求。在租賃飛機已占我國民航飛機機隊總數超過60%，租金已成為民航公司最大財務負擔的現(xiàn)實下，尋找更加適合我國國情的飛機租賃模式不僅可以提升我國航空公司的競爭力，更可促使我國民航快速，穩(wěn)定地發(fā)展。

一、飛機租賃貿易優(yōu)、劣勢的成因分析

1.飛機租賃在財務方面提供了迅速而靈活的資金融通

租賃飛機使航空公司的資金運用效率提高，緩解航空公司資金不足的壓力。與貸款融資相比，其獲得融資相對容易。如果采用減稅租賃，還可使租賃的融資成本低于貸款的融資成本。并且租賃飛機提供了全額的資金融通，其原則上不需要承租人做任何抵押。航空公司可以不先付資金或先付很少資金就能獲得飛機使用權。同時租賃飛機還可以獲得飛機的優(yōu)惠讓款，這主要是針對融資租賃交易。在財務方面，租賃飛機不影響航空公司財務報表的資金流動比例。這項優(yōu)勢主要體現(xiàn)在經營租賃方式上。由于在經營租賃期內，飛機的所有權屬于出租人，因此租賃飛機通常不作為資產在承租人的財務報表上體現(xiàn)出來。這對承租人保持良好的財務狀況十分有利，也有利于承租人之后的對外融資。

2.租賃飛機可以獲得稅收優(yōu)惠

在租賃業(yè)較發(fā)達的國家，一般其稅務法規(guī)也有對租賃的優(yōu)惠措施。這些國家的租賃公司所確定的租金高低取決于稅務優(yōu)惠條件，稅務優(yōu)惠條件好租金就低，租賃的優(yōu)越性就越顯著。我國為了鼓勵飛機租賃的發(fā)展，在稅收方面也采取了特殊的優(yōu)惠政策。如對租賃飛機征收的關稅和增值稅的減征，以及對出租人的租金收入，經申請批準后可免征預扣稅等。

3.飛機租賃可以防止飛機陳舊化，并使折舊合理化

隨著科學技術的不斷進步，許多設備往往在其自然壽命未到期之前，其經濟壽命就已經到了。因此該設備盡管尚可使用，但對其使用者來說往往得不償失。要避免這種陳舊化風險，采用租賃方式無疑要優(yōu)于購買方式。

以上是飛機租賃之所以能在我國得到快速發(fā)展的原因，民用航空業(yè)不僅是一個高投入、低產出、低利潤率、資本需求量大的產業(yè)，同時國際航空市場也已經發(fā)展出了一系列具有完備程序的飛機租賃運作模式，直接運用這些模式進行飛機租賃對于國際經驗欠缺的國內航空公司來說是一種現(xiàn)實的做法。但是隨著我國航空市場規(guī)模的擴大和民航業(yè)競爭的加劇，直接套用現(xiàn)有租賃模式引進的大量飛機雖然為我國航空公司爭取了占有市場的先機，但同時其高額租金和對飛機使用的限制也制約了我國航空公司的進一步發(fā)展。因此對現(xiàn)有租賃模式進行創(chuàng)新，使之對我國航空公司的經營發(fā)展更加有利。

通過上面對飛機租賃優(yōu)勢的分析，可以看出飛機租賃仍然是我國航空公司引進飛機的首選模式。由于我國航空公司目前所采用的飛機租賃模式基本都是套用國際上已有的現(xiàn)行模式，所以在租賃協(xié)議談判中往往只能被出租方所主導，我國航空公司只能在一些細節(jié)上與對方討價還價。同時，有些租賃模式受出租人所在國法律和經濟情況變化的影響非常嚴重，出租人所在國的政策調整和經濟波動經常會使計劃中的、甚至是已經簽訂租賃協(xié)議的飛機引進計劃失敗。因此，根據我國具體情況并結合已有模式的可取之處進行探索式的創(chuàng)新對我國民用航空業(yè)的發(fā)展壯大具有現(xiàn)實意義。

二、飛機租賃貿易模式創(chuàng)新設計

1.目前主要的租賃貿易模式

現(xiàn)有飛機租賃貿易主要有以下三種模式，即：美國減稅杠桿租賃、日本杠桿租賃和貸款融資租賃。

(1)美國減稅杠桿租賃：其交易結構復雜，但其參予交易各方的法律關系明確，而明確法律上的各種關系對于處在法制轉軌階段、與租賃相關的各種法律制度還不太健全的我國來說相當重要。與其他模式不同的是，美國減稅杠桿租賃的貸款部分來源并不僅限于銀行，由于它是以出租人向提供融資方發(fā)行債券的方式來獲得貸款，則提供融資方除了可以是銀行外，還可以是保險公司、信托公司和各類基金組織，因此貸款的渠道大大增加。而根據一般經驗，貸款部分往往要占到飛機價值的80%，由此看來拓寬貸款渠道無疑可以增加租賃模式交易的成功率。

(2)日本杠桿租賃：其交易結構相對簡單，但是其交易成功與否往往取決于能否找到足夠的投資人。日本杠桿租賃盛行時正是日本經濟騰飛后日元迅速升值的時期，當時日本的工商企業(yè)擁有大量的閑置資金，購買飛機后再出租正是這些閑置資金的出路之一。而一些小的投資者，主要是中小企業(yè)則加入到了日本杠桿租賃的投資人中。我國現(xiàn)在的情況與當年的日本有些相似，由于我國的市場利率相對較低，金融產品也相對貧乏，于是一些閑散資金便四處尋找出路。飛機租賃公司完全可以在我國國內尋找投資人，這樣不但有利于我國航空公司更為順利地進行融資，而且可以同時為國內的游資提供一種相對穩(wěn)定的出路。若是外國租賃公司認為在中國尋找投資人有一定難度，則我國航空公司也可以自行出面尋找投資人，并在投資人和出租人之間牽線搭橋，充當中間角色。這樣做應該還可以增加我國航空公司在和租賃公司關于租賃條款談判時的籌碼。

(3)貸款融資租賃：相對其他兩種租賃模式來說其形式簡潔，成功率較高。但是承租人無法獲得減稅優(yōu)惠，并且其貸款部分的融資方式相對于上述兩種租賃模式來說也比較單一。另外一點不利之處是承租人需要在租期開始時就付出飛機價值20%作為首期租金，初期的投入還是偏高。貸款融資租賃的可取之處是其名義上的出租人，即特殊目的公司設在免稅島上。在免稅島上設立特殊目的公司不僅便于注冊，并且資金的流入與流出不受限制，同時在特殊目的公司經營的過程中其稅費支出也較少。

2.對飛機租賃貿易模式的設計

本模式是針對國內的航空公司進行融資租賃而設計的，交易中的出租人設想為由一家美國租賃公司在免稅島所設立的特殊目的公司，所租賃的飛機同樣由美國的飛機制造企業(yè)生產。而承租人，即融資者設想為國內的大型航空公司，同時假設航空公司的各項申請都能得到批準。本模式的結構及交易各方說明如下：

(1)出租人：作為出租人的特殊目的公司是由美國租賃公司以委托形式組織的外國銷售公司。根據美國相關規(guī)定，其地點不得設在美國境內，因此通常設在免稅島。因為本模式要涉及到國內投資人向特殊目的公司的投資，因此建議將該公司設立在與中國已有貿易聯(lián)系的南太平洋島國，如湯加，瑙魯的免稅區(qū)。特殊目的公司只負責其經營的一架或多架飛機，同時聯(lián)系其交易的各方。特殊目的公司的經濟利益來自收取交易中介費及享受某些稅務優(yōu)惠，然后通過壓低租金

的方式將部分經濟利益轉移給承租人，而經濟利益的其余部分將作為紅利調回美國國內的母公司，即飛機租賃公司。

(2)貸款人:飛機租賃的貸款人通常由大型銀行直接在充當，大型銀行通常向特殊目的公司提供飛機價值60%~80%的不可追索貸款，但要以飛機本身作為抵押。雖然一般情況下大型銀行對機融資租賃的貸款業(yè)務比較感興趣，但是這些銀行往往期望的貸款利率較高，飛機的抵押條款也較為苛刻。而美國減稅杠桿租賃的出租人則是通過向貸款人發(fā)行債券或票據的方式來募集貸款融資的，因此其貸款人可以不只局限于銀行，還可以包括保險公司，信托公司及各種基金。本模式設想出租人為美國租賃公司，因此同樣可以采用發(fā)行債券或票據的方式來籌集貸款。同時，我國工商銀行早在1998年就已進入了飛機融資租賃的信貸市場，現(xiàn)在更是已在國內飛機租賃信貸市場占據了相當份額。而隨著我國非銀行金融機構的逐步發(fā)展和各種基金的設立，相信通過發(fā)行債券或票據的方式進行飛機租賃融資也有利于航空公司更加充分地利用國內資本以使自身發(fā)展壯大。(3)國內投資人：投資人的經濟利益不僅在于按期收取租金，而且由機設置了抵押，所以即便承租人違約投資人也可以從對飛機的銷售中收回投資。而更重要的利益在于投資人可以分享對飛機全額計提的折舊減扣及貸款利息減扣。這使得投資人達到了減稅和延遲付稅的目的。日本杠桿租賃的興盛時期正是日本出現(xiàn)巨額貿易順差，日元大幅升值的時期，日本一些中小投資者急于為手中的資本尋找出路，而日本杠桿租賃成功與否關鍵就在于能否找到足夠的投資人。我國現(xiàn)在的情況與日本比較相似，在東南沿海地區(qū)有大量的民間資本四處尋找出路，甚至對某些重要經濟產業(yè)的平穩(wěn)運行產生了影響。在本模式中，設想我國的承租人，即國內航空公司可以在出租人和投資人之間牽線搭橋，在國內尋找融資租賃的投資人。投資人則通過獲得股權的方式成為本次租賃中飛機的經濟受益人。雖然我國目前資本管制比較嚴格，但通過國有航空公司的牽線在投資人和境外出租人之間建立聯(lián)系是有可能的，但具體方式有待探索。

本模式的創(chuàng)新之處主要就是以上三點，其它交易結構及方式與一般融資租賃無異。

三、新模式的評價與論證

經濟性無疑是評價一個模式優(yōu)劣的最關鍵指標，下面將以一個假設案例來分析計算本模式和日本杠桿租賃及貸款融資租賃的經濟性，并進行比較。見下表：

三種方案的費用比較

資料來源：表自制

案例假設如下：

(1)國內A航空公司計劃采用融資租賃模式引進一架B737飛機，經與制造商談判確定凈價為3000萬美元。

(2)A航空公司收到了包括日本杠桿租賃、貸款融資租賃和設計模式在內的3份飛機融資租賃方案，租賃期限均為10年，且80%融資來自貸款，20%來自投資。

(3)A航空公司的各項申請都能得到批準，且我國銀行已同意為該架飛機的融資提供擔保。

經計算，3種模式交易費用如下：

(1)日本杠桿租賃：990000USD

(2)貸款融資租賃：1135000USD

(3)設計模式：997000USD

以上是交易費用的比較，而承租人在日本杠桿租賃中可以獲得稅務優(yōu)惠、折舊延遲支付利息等凈現(xiàn)值利益，通常為4.4%,即30000000×4.4%=1320000USD。貸款融資租賃由于實質只是普通的商業(yè)貸款還本付息，因此凈現(xiàn)值利益為0。而設計模式的凈現(xiàn)值利益可以參考同樣為由美國公司在免稅島設立特殊目的公司充當出租人，又同樣享受美國稅務優(yōu)惠的外國銷售公司租賃，使得美國現(xiàn)行的所得稅率由34%降到28.9%，即可獲得5.1%的凈現(xiàn)值利益。那么在本案例中凈現(xiàn)值利益即為：30000000×5.1%=1530000USD。所以這3種方案的綜合經濟評價為：

日本杠桿租賃：1320000－990000＝330000USD

貸款融資租賃：0－1135000＝－1135000USD

設計模式：1530000－997000＝533000USD

可見，設計模式在單純的經濟性比較上相對于日本杠桿租賃和貸款融資租賃還是占有一定優(yōu)勢的，而以上兩種租賃模式是我國航空公司在上世紀80年代～90年代所主要采用的租賃融資模式。

除經濟性外，還有一些其他因素影響這租賃模式的適用性，這包括：

(1)風險比較。在貸款利率上3種模式均參考6個月的LIBOR確定固定利率，其好處是利于安排資金及計算經營成本，3種模式在這點上相同。而貨幣風險方面，由于日本杠桿租賃投資部分必須采用日元，所以對于日元外匯收入十分有限的國內航空公司來說存在一定的日元與美元的匯兌風險。而在稅務風險方面，日本杠桿租賃受日本稅務政策調整的影響，設計模式受美國稅務政策調整的影響。貸款融資租賃則幾乎不受影響。考慮到美國已于90年代中期對與飛機租賃相關的投資減稅政策作過調整，且現(xiàn)在的航空市場并非十分景氣，因此美國在近期內對稅務政策作出調整的可能性不大。綜合來看，設計模式所承受的風險雖然比貸款融資租賃要高，但低于日本杠桿租賃，應該是可以接受的。

進口貿易論文范文第2篇

中華人民共和國海商法是目前國內針對調整海上運輸關系、船舶關系,維護當事人各方合法權益,促進海上運輸和經濟貿易發(fā)展方面具有權威性的法律。該法對船舶,海上貨物運輸以及船舶租用合同等的定義、合同的訂立和解除,有關方的權力和義務,運輸安全,爭端,賠償,時效,應用法律等方面都做出了明確的規(guī)定和解釋。

另一項針對國際貿易實務中相關術語和問題的權威解釋就是《2000年國際貿易術語解釋通則》?！?000年國際貿易術語解釋通則》對CFR和CIF貿易條件下進口合同雙方的責任,義務和工作范圍做了明確的劃分。可以說,中華人民共和國海商法和本國際貿易術語解釋通則是卸貨時間和滯期費相關問題研討的法律根據與法理基礎。

依據以上兩部法律和通則并結合實際情況,我們就不難對各種情況下滯期費的產生和責任進行界定,同時也體現(xiàn)出這些法律、法規(guī)和通則的商業(yè)價值。

2產生滯期的主要原因及應對措施

眾所周知,進口散裝液體化工品的運輸方式大都采用海洋運輸。不同于其它商品的是:按慣例,散裝液體化工品在卸貨港卸貨時沒有休息天和節(jié)假日。除惡劣氣候、設備故障、安全隱患及不可抗力等原因外,船舶一旦靠泊,卸貨時間就以每天24小時連續(xù)作業(yè)計算。為此,對進口商品性質,卸貨港港口情況(包括航道吃水和潮水情況)和氣候,當地海事部門和港口部門的相關規(guī)定,卸貨能力,當地第三方商檢機構的商品質量分析設施和能力等情況的了解是洽談進口貿易合同前期必不可少的準備工作之一。在運輸船舶到達卸貨港錨地且準備就緒后還涉及到領航、靠泊、申報、聯(lián)檢、商品質量分析以及計量等一系列工作,這些也是進口貿易合同執(zhí)行過程中必然要經歷的環(huán)節(jié)。因此,卸貨時間的規(guī)定與錨地的指定,錨地與卸貨港之間的距離,當地海事部門的相關規(guī)定,候潮,等泊,質量分析所需時間,碼頭卸貨能力等都有直接的關系。以下著重圍繞進口貿易合同中的運輸和海事條款在合同執(zhí)行過程中可能產生滯期費的關鍵環(huán)節(jié)進行討論。

2.1典型問題分析及應對措施

2.1.1遞交準備就緒通知

按國際慣例,船到達指定錨地拋錨并就緒后,船方或通過其向買方或發(fā)出準備就緒通知,發(fā)送準備就緒通知意味著船舶準備就緒,可隨時靠泊。按常規(guī),卸貨時間從準備就緒通知發(fā)出一段時間后起算,具體卸貨時間將根據商品、碼頭設施能力等相關條件而定。規(guī)定的卸貨時間用完后,其超出部分,船方即可按租船合同中約定的滯期費費率向承租人(即進口貿易合同中的賣方)收取滯期費,賣方轉而按約定向買方收取相應的滯期費。在正常情況下,只要買方考慮周到并留有充分余地,一般是不應該發(fā)生滯期的。但如果對錨地、港口情況和當地相關規(guī)定了解和預計不足的話,滯期費的發(fā)生也可以說是不足為奇的。同時特別需要強調的是:準備就緒,應包括法律上的準備就緒(指相關文件準備齊全)和實質上的準備就緒(指船舶本身做好了裝卸等各方面準備)。如果不具備這些條件,買方可將其視為準備就緒通知無效。

2.1.2錨地的確定

各地區(qū)港口都有被世界公認的錨地,上海的長江口就是被公認的上海錨地之一。有些大型企業(yè)還設立自己的專用碼頭并開辟專用的錨地,如中石化上海石油化工股份有限公司的化工碼頭及其金山衛(wèi)錨地等。出于航道情況的復雜性,一般噸位大、吃水較深的外輪都由領航員從長江口錨地引至這些專用的錨地。因此,錨地的認定直接關系到船方向買方發(fā)送準備就緒通知的時間和起算卸貨時間的節(jié)點。一般來說,錨地離開卸貨港碼頭,尤其是大型企業(yè)的專用碼頭都有一定的距離。航程少則幾十分鐘,多則數小時,同時航道水深還受潮水的影響。在這種情況下,應盡可能將遞交準備就緒通知的地點定在離卸貨碼頭最近的錨地(包括大型企業(yè)的專用錨地),或在合同中約定從錨地駛向碼頭靠泊的時間不記入卸貨時間等,這也是通常情況下容易被賣方接受的慣例。

2.1.3航行時間的規(guī)定

我國各地海事部門一般都限制外輪在夜間駛入或駛出港口,但已靠泊作業(yè)的外輪不受此時間限制。因此,即便外輪在白天到達錨地,如果判斷在天黑前沒有足夠時間到達港口并靠泊的話,相關部門就不會安排領航員登輪引航。因而,在合同中應注明將船舶等待靠泊前的夜間時間在卸貨時間中扣除,這也是慣例做法。

2.1.4航道水深和等候潮水

我國有一些天然條件較好的深水海港,如:湛江、香港、廣州、廈門、海南、青島、大連等等,其航道寬,吃水深,屬天然良港。但上海地區(qū)的港口由于其地理位置的關系,均存在著航道窄,吃水較淺的問題,且需要定期清理航道淤泥沙以保證航道水深。吃水較深的船只只能等待潮位較高的時候才能通行,這就牽扯到等候潮水的時間問題。按慣例,等潮時間不應記入卸貨時間,在合同條款中加以明確可避免不必要的糾紛。

2.1.5惡劣氣候等不可抗力影響

夏季,我國部分地區(qū)經常遭受臺風的侵襲,而北方地區(qū)經常由于大霧、大雪而影響港口和碼頭作業(yè)。在這些惡劣氣候的影響下,當地海事部門將按規(guī)定下令關閉港口并停止碼頭作業(yè),所有到達或正在碼頭作業(yè)的船舶只能就近拋錨等候,等待碼頭重新開放。即使在碼頭重新開放后,這些等候的船舶也需依次等候靠泊。由于沒有相關的法律、法規(guī)明確規(guī)定在此期間船舶等待的時間是否或如何記入卸貨時間。為此,在合同中須對因受惡劣氣候等不可抗力影響而產生船舶滯期的后果加以明確,減半計算通常是買、賣雙方更為愿意接受的方法之一。

2.1.6碼頭擁堵

通常情況下,由于買方碼頭作業(yè)繁忙,尤其是臺風、大霧,大雪等惡劣氣候過后碼頭重新開放后,等待靠泊的船只排起長隊而造成的滯期,買方應承擔相應的費用。但如果能根據具體情況,事先合理安排靠泊計劃,也能避免一筆可觀的滯期費用。

2.2特殊情況及應對措施

2.2.1安全船舶和安全碼頭

賣方常向買方提出須保障泊位和航道安全的要求,以保障其船舶在卸貨港航行及作業(yè)過程的安全。同時也是賣方為了轉嫁其與承運人之間租船合同中約定的相關責任。有關安全船舶和安全碼頭,中華人民共和國海商法第一百三十二條規(guī)定:出租人交付船舶時,應當做到謹慎處理,使船舶適航。同時有第一百三十四條規(guī)定:承租人應當保證船舶在約定航區(qū)內的安全港口或者地點之間從事約定的海上運輸。此外,中國海事仲裁委員會的租船合同標準格式中也有類似的條款:“船舶應當在租船人或其人指定的任何安全碼頭或任何安全泊位或者地點裝載和卸載,只要船舶能安全地進入、停泊和離開并且在任何潮時都處于漂浮狀態(tài)”。

個別情況下,如果船舶裝載散裝危險液體化工品,承運人為提高其在碼頭作業(yè)的安全性考慮,會提出卸貨泊位須具備與船上緊急切斷系統(tǒng)電纜相對應的接口,以保證在緊急情況下船舶和碼頭能同時切斷卸貨管線閥門而避免安全事故的發(fā)生。遇此情況,買方應詳細了解卸貨港碼頭設施情況,避免船舶抵港后船方因碼頭或岸上設備不符合要求不能及時作業(yè)而造成的滯期。與其相對應,買方也應了解卸貨港所在地港口當局和碼頭管理部門對各種來泊船只的船齡,外形尺寸和吃水以及對賣方所派遣的船舶是否需要通過哪些世界權威船檢機構的認可等具體要求,避免船舶到達后因得不到海事或碼頭管理部門準許不能靠港而造成的損失。

2.2.2商檢

在我國各主要港口或大型企業(yè)的專用碼頭,一般都有第三方商品檢驗派駐機構,諸如國際著名的SGS,ITS以及國內的CCIC等,但各派駐機構的規(guī)模不盡相同,有些規(guī)模較小的現(xiàn)場分析設備很可能滿足不了要求較高商品的品質分析,因此需要將取樣送交其它設備更為齊全的分析機構進行分析,這樣就要花去較多的時間。此外,商品質量分析項目的多少及難易程度也都關系到分析時間的長短。通常情況下,買方在品質分析合格后才準予卸貨,以防不合格商品污染其儲罐。而整個取樣和分析所需的時間都將記入卸貨時間。因此,選擇第三方檢驗機構和充分了解商品檢驗程序是在合同洽談過程中爭取更多卸貨時間的重要依據。

2.2.3預計到達時間窗口

通常,合同買、賣雙方會約定一個船舶預計到達時間。賣方在最初預報的時間一般為5-7天(視航程遠近及中間是否抵達其它港口情況而定),然后逐漸將時間范圍縮小為1天。一般而言,買方將根據賣方最初提供的預計到達時間做各方面的準備包括申報及安排靠泊時間。如果船舶實際到達時間偏離船方最初的預報,尤其是在碼頭作業(yè)繁忙時期,將會因泊位被占而影響其靠泊時間。如果不對此加以規(guī)定,很容易產生滯期。因此,買方應注意在合同中對承運方在預計到達時間窗口之外時間到達卸貨港的情況作出約定。比如:船方最初預報到達卸貨港的時間窗口為10-15日(如果合同規(guī)定最初預報到達時間窗口為5天的話),如果船舶實際到達時間早于該時間窗口的第一天,從實際到達時間至該預報到達時間窗口第一天的等待時間不應被記入卸貨時間。

2.2.4卸貨前的準備

對于凝固點較低的散裝液體化工品,在冬季卸貨時需要預先對管線進行加熱。同樣,對低溫(指0℃以下儲存)散裝液體化工品,在常溫條件下卸貨時需要預先對管線進行預冷。預冷或預熱所需的時間與碼頭管線長度有關。對此類商品,船方或岸方通常都會在卸貨前預先做好各自管線預熱或預冷的準備工作。但不排除準備工作不能及時到位的個別情況發(fā)生。因此,將船方管線預熱或預冷的時間不記入卸貨時間的條款寫入合同不失為明智的做法。

3結論

滯期費涉及的面很廣,產生滯期費的原因也是多種多樣的。在進口貿易實施過程中,產生滯期費的情況屢見不鮮。除本文述及的產生滯期的大部分原因外,不排除還有諸如等候領航員,當地航行管制等個例情況的發(fā)生。但只要不斷加以總結,相信一定能最大限度的減少和防止滯期費的產生。當然,避免船舶滯期也不是照搬條款和單憑經驗就能完全做到的。在這方面,國內外有著很多典型和具體的案例值得我們去分析和借鑒?？傊?在簽訂進口貿易合同之前,買方或其需對進口商品本身,運輸及其裝卸條款,相關的法律法規(guī)以及卸貨港環(huán)境和設施等情況加以足夠的了解,這樣才能在洽談進口貿易合同中主動提出條件或退而能對賣方提出的相關條件加以審核并積極應對,最終在合同執(zhí)行過程中避免產生不必要的額外費用。

參考文獻

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進口貿易論文范文第3篇

關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數據殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統(tǒng)計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數據，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數據，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規(guī)模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協(xié)整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩(wěn)定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩(wěn)定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

進口貿易論文范文第4篇

本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿易狀況，通過國內生產總值(GDP)反映經濟增長。本文依據各年《中國統(tǒng)計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內生產總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內生產總值指數，折算出1985年為基期的國內實際生產總值。為消除數據中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。

圖2：實際國內生產總值、出口額和進口額對數差分的變化趨勢

貿易,經濟增長-[飛諾網]

1.單位根檢驗

從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。

注：1．對GDP、出口和進口對數序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。

GDP、出口和進口的對數序列ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進口的對數序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協(xié)整性。

2.協(xié)整檢驗和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數確定之后，再對協(xié)整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協(xié)整檢驗[12]。結果見表2。

注：*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協(xié)整關系。根據Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數未能通過t檢驗，即在統(tǒng)計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態(tài)關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當的表達式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當的表示短期動態(tài)關系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

這兩個方程中的回歸系數都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態(tài)關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現(xiàn)在進口項和出口項系數的大小上，而且也表現(xiàn)在進口項的系數在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。

方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。

3.向量誤差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數聯(lián)合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。

(1)根據表3第一列數據分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產效率或加工后的產品銷往國外賺取附加值，從而促進經濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經濟增長產生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。

(2)總產出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產品結構升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產品的質量和增加值，從而影響了出口對經濟增長的促進作用。現(xiàn)階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數量型的增長上，還未能實現(xiàn)有效提高出口產品質量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉變[2]。

注：括號內的數字為t檢驗統(tǒng)計量，EC為反映短期對長期均衡調整的誤差糾正項。

4.格蘭杰因果檢驗

對各變量的因果關系檢驗如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經濟增長的原因，但經濟增長不是出口的原因；經濟增長與進口之間以及出口與進口之間都不存在因果關系。

三.主要結論與政策建議

通過協(xié)整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經濟意義：出口對國民經濟增長具有推動作用，進口對國民經濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經濟學“出口促進經濟增長”的假說相吻合。現(xiàn)代經濟理論認為，一國對外貿易對經濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產率的提高則包括產業(yè)結構優(yōu)化、規(guī)模經濟、制度創(chuàng)新、知識進展等等，全要素生產率的高低反映了一國經濟增長的方式一，經濟增長集約化的程度.對一國經濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。

從短期動態(tài)關系來看，出口和進口都對國民經濟的增長具有促進作用，但出口對國民經濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計檢驗。這說明就短期動態(tài)關系而言，對外貿易對經濟增長的促進作用主要是通過進口來實現(xiàn)的。就當前情況而言，擴大出口是促進經濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經濟增長的彈性仍然相當大。

格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統(tǒng)上我國出口的擴大對經濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿易戰(zhàn)略，我國的初級產品出口基本上是符合市場調節(jié)機制的。我國的出口增長是可以獲得貿易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿易條件進一步惡化。根據我國要素稟賦的特點，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產業(yè)，促進出口迅速發(fā)展和出口商品結構的優(yōu)化，同時能夠擴大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。

從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿易在經濟增長中的作用，應該推進高新技術產業(yè)的發(fā)展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產品的出口，是貿易出口盡快實現(xiàn)從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產品的國際競爭力。

參考文獻：

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進口貿易論文范文第5篇

關鍵詞：外商直接投資；進出口貿易；協(xié)整檢驗；誤差糾正模型；因果檢驗

一、引言

隨著山東省經濟的快速發(fā)展和國際經濟環(huán)境的不斷改善，山東省在對外貿易和利用外資方面取得了很大的進步。據山東省統(tǒng)計年鑒資料顯示，截至2004年底，累計已有113家世界500強在山東省興辦企業(yè)262家。2004年，新批合同外商直接投資214.5億美元，比上年增長53.7%，實際外商直接投資87.0億美元，增長22.7%；新簽外商直接投資項目5891個，增長11.1%。與此同時，山東省的進出口貿易也得到了迅猛發(fā)展，年出口額由1985年的23.4652億美元增加到2004年的358.7286億美元；年進口額由1985年的17.9796億美元增加到2004年的249.0850億美元。

對于國際直接投資東道國而言，外商直接投資與進口或出口的關系表現(xiàn)為二者的互補性、替代性或是相互關系的不確定性。本文通過實證分析來探討山東省FDI與進、出口貿易的關系。

二、實證分析

（一）數據來源和研究方法

為了從定量角度考察山東省外商直接投資與進出口貿易的相關性，本文選取山東省1980年至2004年的年度經濟數據，運用協(xié)整方法進行分析，建立誤差糾正模型描述變量之間的長短期關系，并對變量進行Granger因果關系檢驗。其中，F(xiàn)DI是各年度的實際利用外商直接投資金額，EX代表各年度的出口貿易額，IM代表各年度的進口貿易額。本文為了研究方便，并且考慮到在分析中取各變量的自然對數后不會改變變量之間的關系，在這里對各序列進行自然對數變換，變換后各變量序列分別取LNFDI、LNEX、LNIM。

（二）平穩(wěn)性檢驗

所謂時間序列的平穩(wěn)性，是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不隨時間的位移而發(fā)生改變，也就是說，生成變量時間序列數據的隨機過程的特征（數學期望、方差及協(xié)方差）不隨時間變化而變化。在對時間序列進行計量分析時，首先要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。在現(xiàn)實經濟中，許多經濟變量的時間序列是非平穩(wěn)的，對非平穩(wěn)的時間序列進行回歸可能會出現(xiàn)謬誤回歸（spuriousregression）的現(xiàn)象，導致標準的t和F檢驗無效。本文采用ADF檢驗法對變量LNFDI、LNEX、LNIM進行單位根檢驗，考察序列是否平穩(wěn)。檢驗結果見表2：

注：（C,T,K）分別代表所設定的檢驗方程含有截距、時間趨勢及滯后階數，N指不含C或T，K的選擇標準是以和值最小為準則。

以上對時間序列LNFDI、LNEX、LNIM的平穩(wěn)性檢驗表明，在10%的顯著水平下，不能拒絕三個變量存在單位根的假設，LNFDI、LNEX、LNIM均為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分LNFDI、LNEX、LNIM均為平穩(wěn)序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均為I(1)序列。

（三）協(xié)整檢驗

為了分析外商直接投資于山東省進出口貿易的關系，本文分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM的關系進行協(xié)整檢驗。協(xié)整分析技術是20世紀80年展起來的一種分析方法。協(xié)整分析是由若干服從單位根過程的變量組成的系統(tǒng)，若這些變量的某一線性組合式平穩(wěn)的，則稱這一穩(wěn)定線性組合為協(xié)整關系。協(xié)整分析描述了這些變量之間的長期穩(wěn)定關系。

關于協(xié)整檢驗的方法主要有以下兩種:一是Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗的EG兩步法；二是Johansen提出的基于VAR模型對協(xié)整向量系數進行極大似然估計和檢驗。本文采用的世恩格爾——格蘭杰（Engle-Granger）兩步法分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM之間的關系進行協(xié)整檢驗。

1、對LNFDI與LNEX的協(xié)整檢驗

首先用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗。單位根檢驗的方法采用ADF檢驗法，ADF檢驗采用帶有趨勢項帶有常數項的形式，滯后階數選為6。檢驗結果

根據殘差的ADF檢驗結果知，殘差不存在單位根，即殘差是平穩(wěn)序列。這說明LNFDI與LNEX之間存在協(xié)整關系。協(xié)整方程為：

LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)

(30.26889)(7.415309)

R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013

從方程(1)可以看出，變量LNFDI的系數為0.35751,說明FDI對EX的彈性系數為0.35751，即FDI每增長1%，EX將增長0.35752%。

用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，得到協(xié)整方程為：

LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)

(-5.994780)(7.415309)

R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218

方程(2)說明，LNEX對LNFEI的彈性系數為2.419141,即EX每增長1%,FDI將增長2.419141%。

2、LNFDI與LNIM的協(xié)整檢驗

首先用LNIM對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗。仍采用ADF檢驗法，檢驗結果如

根據表4的檢驗結果知，殘差存在單位根，使非平穩(wěn)序列。這說明LNFDI與LNIM之間不存在長期的均衡關系，即二者之間不存在協(xié)整關系。

（五）因果關系檢驗

協(xié)整檢驗的結果表明，山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還需進一步驗證，本文采用Granger因果關系檢驗法驗證。Granger曾指出，因果關系檢驗只有在兩個變量協(xié)整的情況下才是有效的。由于前面已經驗證出山東省外商直接投資與出口之間存在顯著的協(xié)整關系；而山東省外商直接投資與進口之間不存在協(xié)整關系，因此，此處只須進一步對山東省外商直接投資與出口這兩個變量序列進行Granger因果關系檢驗。在Granger因果關系檢驗過程中，滯后階數取5，檢驗結果見表5論

從表5的檢驗結果中可以看出，山東省外商直接投資與出口之間存在著單向的因果關系。在10%的顯著性水平下，外商直接投資是對外出口的格蘭杰原因，而出口不是外商直接投資的格蘭杰原因。

三、結論與建議

本文通過運用協(xié)整檢驗和Granger因果關系檢驗來研究山東省外商直接投資與進出口貿易的關系，結果表明：

1、山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，與進口之間的長期關系不明顯。即山東省外商直接投資與出口之間存在協(xié)整關系，與進口之間不存在協(xié)整關系。外商直接投資對山東省出口的影響表現(xiàn)為互補關系，這與小島清的互補理論模型是一致的。按照小島清的理論，投資國的對外投資應當從處于或即將處于比較劣勢的邊際產業(yè)依次進行，這樣就可以把東道國的比較優(yōu)勢挖掘出來，使兩國間的比較成本差距擴大，為更大規(guī)模的貿易創(chuàng)造條件。外商直接投資能夠促進山東省出口貿易的上升說明外商直接投資對山東省出口貿易具有創(chuàng)造效應，具體表現(xiàn)為：外商直接投資和山東省出口之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關系，外商直接投資流入量的增加對山東省出口貿易有很強的促進作用。其中，外商直接投資流入量增加1個百分點，山東省出口貿易將增加0.35751個百分點。

2、山東省外商直接投資是出口貿易的Granger原因，但出口不是外商直接投資的Granger原因；外商直接投資與進口之間沒有明顯的因果關系。外商直接投資充分利用山東省的資源優(yōu)勢，在山東省進行生產，再將產品出口到國際市場，因此山東省的外商直接投資情況直接影響對外貿易出口。同時，外商直接投資在山東省內通過技術溢出效應、效應等間接影響對外貿易出口。

3、山東省外商直接投資與進出口貿易的關系表明，積極引進外商直接投資能極大地促進山東省出口貿易的增長。應此，我們應采取積極有效的措施促進山東省外商直接投資的流入。如：加強引進外商直接投資的戰(zhàn)略研究，制定戰(zhàn)略規(guī)劃；擴大外商直接投資來源地，多吸收歐美等西方發(fā)達國家一些具有先進技術和管理經驗的大型跨國公司在山東省投資；加強對外商直接投資引進、使用的監(jiān)督管理。對外商直接投資在山東省的行為和績效應逐步探索建立起一套可行的跟蹤、評估體系，保證流入山東省的外商直接投資的質量。

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