进口贸易论文
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进口贸易论文范文第1篇
关键词：租赁贸易模式创新
以租赁贸易的方式引进飞机如今已被世界各国的飞机使用者所大量采用。而我国作为国际公认的航空业增长最快的市场之一，今后10多年间国内的航空公司将大量引进飞机扩充其机队以满足国内的航空市场发展的需求。在租赁飞机已占我国民航飞机机队总数超过60%，租金已成为民航公司最大财务负担的现实下，寻找更加适合我国国情的飞机租赁模式不仅可以提升我国航空公司的竞争力，更可促使我国民航快速，稳定地发展。
一、飞机租赁贸易优、劣势的成因分析
1.飞机租赁在财务方面提供了迅速而灵活的资金融通
租赁飞机使航空公司的资金运用效率提高，缓解航空公司资金不足的压力。与贷款融资相比，其获得融资相对容易。如果采用减税租赁，还可使租赁的融资成本低于贷款的融资成本。并且租赁飞机提供了全额的资金融通，其原则上不需要承租人做任何抵押。航空公司可以不先付资金或先付很少资金就能获得飞机使用权。同时租赁飞机还可以获得飞机的优惠让款，这主要是针对融资租赁交易。在财务方面，租赁飞机不影响航空公司财务报表的资金流动比例。这项优势主要体现在经营租赁方式上。由于在经营租赁期内，飞机的所有权属于出租人，因此租赁飞机通常不作为资产在承租人的财务报表上体现出来。这对承租人保持良好的财务状况十分有利，也有利于承租人之后的对外融资。
2.租赁飞机可以获得税收优惠
在租赁业较发达的国家，一般其税务法规也有对租赁的优惠措施。这些国家的租赁公司所确定的租金高低取决于税务优惠条件，税务优惠条件好租金就低，租赁的优越性就越显著。我国为了鼓励飞机租赁的发展，在税收方面也采取了特殊的优惠政策。如对租赁飞机征收的关税和增值税的减征，以及对出租人的租金收入，经申请批准后可免征预扣税等。
3.飞机租赁可以防止飞机陈旧化，并使折旧合理化
随着科学技术的不断进步，许多设备往往在其自然寿命未到期之前，其经济寿命就已经到了。因此该设备尽管尚可使用，但对其使用者来说往往得不偿失。要避免这种陈旧化风险，采用租赁方式无疑要优于购买方式。
以上是飞机租赁之所以能在我国得到快速发展的原因，民用航空业不仅是一个高投入、低产出、低利润率、资本需求量大的产业，同时国际航空市场也已经发展出了一系列具有完备程序的飞机租赁运作模式，直接运用这些模式进行飞机租赁对于国际经验欠缺的国内航空公司来说是一种现实的做法。但是随着我国航空市场规模的扩大和民航业竞争的加剧，直接套用现有租赁模式引进的大量飞机虽然为我国航空公司争取了占有市场的先机，但同时其高额租金和对飞机使用的限制也制约了我国航空公司的进一步发展。因此对现有租赁模式进行创新，使之对我国航空公司的经营发展更加有利。
通过上面对飞机租赁优势的分析，可以看出飞机租赁仍然是我国航空公司引进飞机的首选模式。由于我国航空公司目前所采用的飞机租赁模式基本都是套用国际上已有的现行模式，所以在租赁协议谈判中往往只能被出租方所主导，我国航空公司只能在一些细节上与对方讨价还价。同时，有些租赁模式受出租人所在国法律和经济情况变化的影响非常严重，出租人所在国的政策调整和经济波动经常会使计划中的、甚至是已经签订租赁协议的飞机引进计划失败。因此，根据我国具体情况并结合已有模式的可取之处进行探索式的创新对我国民用航空业的发展壮大具有现实意义。
二、飞机租赁贸易模式创新设计
1.目前主要的租赁贸易模式
现有飞机租赁贸易主要有以下三种模式，即：美国减税杠杆租赁、日本杠杆租赁和贷款融资租赁。
(1)美国减税杠杆租赁：其交易结构复杂，但其参予交易各方的法律关系明确，而明确法律上的各种关系对于处在法制转轨阶段、与租赁相关的各种法律制度还不太健全的我国来说相当重要。与其他模式不同的是，美国减税杠杆租赁的贷款部分来源并不仅限于银行，由于它是以出租人向提供融资方发行债券的方式来获得贷款，则提供融资方除了可以是银行外，还可以是保险公司、信托公司和各类基金组织，因此贷款的渠道大大增加。而根据一般经验，贷款部分往往要占到飞机价值的80%，由此看来拓宽贷款渠道无疑可以增加租赁模式交易的成功率。
(2)日本杠杆租赁：其交易结构相对简单，但是其交易成功与否往往取决于能否找到足够的投资人。日本杠杆租赁盛行时正是日本经济腾飞后日元迅速升值的时期，当时日本的工商企业拥有大量的闲置资金，购买飞机后再出租正是这些闲置资金的出路之一。而一些小的投资者，主要是中小企业则加入到了日本杠杆租赁的投资人中。我国现在的情况与当年的日本有些相似，由于我国的市场利率相对较低，金融产品也相对贫乏，于是一些闲散资金便四处寻找出路。飞机租赁公司完全可以在我国国内寻找投资人，这样不但有利于我国航空公司更为顺利地进行融资，而且可以同时为国内的游资提供一种相对稳定的出路。若是外国租赁公司认为在中国寻找投资人有一定难度，则我国航空公司也可以自行出面寻找投资人，并在投资人和出租人之间牵线搭桥，充当中间角色。这样做应该还可以增加我国航空公司在和租赁公司关于租赁条款谈判时的筹码。
(3)贷款融资租赁：相对其他两种租赁模式来说其形式简洁，成功率较高。但是承租人无法获得减税优惠，并且其贷款部分的融资方式相对于上述两种租赁模式来说也比较单一。另外一点不利之处是承租人需要在租期开始时就付出飞机价值20%作为首期租金，初期的投入还是偏高。贷款融资租赁的可取之处是其名义上的出租人，即特殊目的公司设在免税岛上。在免税岛上设立特殊目的公司不仅便于注册，并且资金的流入与流出不受限制，同时在特殊目的公司经营的过程中其税费支出也较少。
2.对飞机租赁贸易模式的设计
本模式是针对国内的航空公司进行融资租赁而设计的，交易中的出租人设想为由一家美国租赁公司在免税岛所设立的特殊目的公司，所租赁的飞机同样由美国的飞机制造企业生产。而承租人，即融资者设想为国内的大型航空公司，同时假设航空公司的各项申请都能得到批准。本模式的结构及交易各方说明如下：
(1)出租人：作为出租人的特殊目的公司是由美国租赁公司以委托形式组织的外国销售公司。根据美国相关规定，其地点不得设在美国境内，因此通常设在免税岛。因为本模式要涉及到国内投资人向特殊目的公司的投资，因此建议将该公司设立在与中国已有贸易联系的南太平洋岛国，如汤加，瑙鲁的免税区。特殊目的公司只负责其经营的一架或多架飞机，同时联系其交易的各方。特殊目的公司的经济利益来自收取交易中介费及享受某些税务优惠，然后通过压低租金
的方式将部分经济利益转移给承租人，而经济利益的其余部分将作为红利调回美国国内的母公司，即飞机租赁公司。
(2)贷款人:飞机租赁的贷款人通常由大型银行直接在充当，大型银行通常向特殊目的公司提供飞机价值60%~80%的不可追索贷款，但要以飞机本身作为抵押。虽然一般情况下大型银行对机融资租赁的贷款业务比较感兴趣，但是这些银行往往期望的贷款利率较高，飞机的抵押条款也较为苛刻。而美国减税杠杆租赁的出租人则是通过向贷款人发行债券或票据的方式来募集贷款融资的，因此其贷款人可以不只局限于银行，还可以包括保险公司，信托公司及各种基金。本模式设想出租人为美国租赁公司，因此同样可以采用发行债券或票据的方式来筹集贷款。同时，我国工商银行早在1998年就已进入了飞机融资租赁的信贷市场，现在更是已在国内飞机租赁信贷市场占据了相当份额。而随着我国非银行金融机构的逐步发展和各种基金的设立，相信通过发行债券或票据的方式进行飞机租赁融资也有利于航空公司更加充分地利用国内资本以使自身发展壮大。(3)国内投资人：投资人的经济利益不仅在于按期收取租金，而且由机设置了抵押，所以即便承租人违约投资人也可以从对飞机的销售中收回投资。而更重要的利益在于投资人可以分享对飞机全额计提的折旧减扣及贷款利息减扣。这使得投资人达到了减税和延迟付税的目的。日本杠杆租赁的兴盛时期正是日本出现巨额贸易顺差，日元大幅升值的时期，日本一些中小投资者急于为手中的资本寻找出路，而日本杠杆租赁成功与否关键就在于能否找到足够的投资人。我国现在的情况与日本比较相似，在东南沿海地区有大量的民间资本四处寻找出路，甚至对某些重要经济产业的平稳运行产生了影响。在本模式中，设想我国的承租人，即国内航空公司可以在出租人和投资人之间牵线搭桥，在国内寻找融资租赁的投资人。投资人则通过获得股权的方式成为本次租赁中飞机的经济受益人。虽然我国目前资本管制比较严格，但通过国有航空公司的牵线在投资人和境外出租人之间建立联系是有可能的，但具体方式有待探索。
本模式的创新之处主要就是以上三点，其它交易结构及方式与一般融资租赁无异。
三、新模式的评价与论证
经济性无疑是评价一个模式优劣的最关键指标，下面将以一个假设案例来分析计算本模式和日本杠杆租赁及贷款融资租赁的经济性，并进行比较。见下表：
三种方案的费用比较
资料来源：表自制
案例假设如下：
(1)国内A航空公司计划采用融资租赁模式引进一架B737飞机，经与制造商谈判确定净价为3000万美元。
(2)A航空公司收到了包括日本杠杆租赁、贷款融资租赁和设计模式在内的3份飞机融资租赁方案，租赁期限均为10年，且80%融资来自贷款，20%来自投资。
(3)A航空公司的各项申请都能得到批准，且我国银行已同意为该架飞机的融资提供担保。
经计算，3种模式交易费用如下：
(1)日本杠杆租赁：990000USD
(2)贷款融资租赁：1135000USD
(3)设计模式：997000USD
以上是交易费用的比较，而承租人在日本杠杆租赁中可以获得税务优惠、折旧延迟支付利息等净现值利益，通常为4.4%,即30000000×4.4%=1320000USD。贷款融资租赁由于实质只是普通的商业贷款还本付息，因此净现值利益为0。而设计模式的净现值利益可以参考同样为由美国公司在免税岛设立特殊目的公司充当出租人，又同样享受美国税务优惠的外国销售公司租赁，使得美国现行的所得税率由34%降到28.9%，即可获得5.1%的净现值利益。那么在本案例中净现值利益即为：30000000×5.1%=1530000USD。所以这3种方案的综合经济评价为：
日本杠杆租赁：1320000－990000＝330000USD
贷款融资租赁：0－1135000＝－1135000USD
设计模式：1530000－997000＝533000USD
可见，设计模式在单纯的经济性比较上相对于日本杠杆租赁和贷款融资租赁还是占有一定优势的，而以上两种租赁模式是我国航空公司在上世纪80年代～90年代所主要采用的租赁融资模式。
除经济性外，还有一些其他因素影响这租赁模式的适用性，这包括：
(1)风险比较。在贷款利率上3种模式均参考6个月的LIBOR确定固定利率，其好处是利于安排资金及计算经营成本，3种模式在这点上相同。而货币风险方面，由于日本杠杆租赁投资部分必须采用日元，所以对于日元外汇收入十分有限的国内航空公司来说存在一定的日元与美元的汇兑风险。而在税务风险方面，日本杠杆租赁受日本税务政策调整的影响，设计模式受美国税务政策调整的影响。贷款融资租赁则几乎不受影响。考虑到美国已于90年代中期对与飞机租赁相关的投资减税政策作过调整，且现在的航空市场并非十分景气，因此美国在近期内对税务政策作出调整的可能性不大。综合来看，设计模式所承受的风险虽然比贷款融资租赁要高，但低于日本杠杆租赁，应该是可以接受的。
进口贸易论文范文第2篇
中华人民共和国海商法是目前国内针对调整海上运输关系、船舶关系,维护当事人各方合法权益,促进海上运输和经济贸易发展方面具有权威性的法律。该法对船舶,海上货物运输以及船舶租用合同等的定义、合同的订立和解除,有关方的权力和义务,运输安全,争端,赔偿,时效,应用法律等方面都做出了明确的规定和解释。
另一项针对国际贸易实务中相关术语和问题的权威解释就是《2000年国际贸易术语解释通则》。《2000年国际贸易术语解释通则》对CFR和CIF贸易条件下进口合同双方的责任,义务和工作范围做了明确的划分。可以说,中华人民共和国海商法和本国际贸易术语解释通则是卸货时间和滞期费相关问题研讨的法律根据与法理基础。
依据以上两部法律和通则并结合实际情况,我们就不难对各种情况下滞期费的产生和责任进行界定,同时也体现出这些法律、法规和通则的商业价值。
2产生滞期的主要原因及应对措施
众所周知,进口散装液体化工品的运输方式大都采用海洋运输。不同于其它商品的是:按惯例,散装液体化工品在卸货港卸货时没有休息天和节假日。除恶劣气候、设备故障、安全隐患及不可抗力等原因外,船舶一旦靠泊,卸货时间就以每天24小时连续作业计算。为此,对进口商品性质,卸货港港口情况(包括航道吃水和潮水情况)和气候,当地海事部门和港口部门的相关规定,卸货能力,当地第三方商检机构的商品质量分析设施和能力等情况的了解是洽谈进口贸易合同前期必不可少的准备工作之一。在运输船舶到达卸货港锚地且准备就绪后还涉及到领航、靠泊、申报、联检、商品质量分析以及计量等一系列工作,这些也是进口贸易合同执行过程中必然要经历的环节。因此,卸货时间的规定与锚地的指定,锚地与卸货港之间的距离,当地海事部门的相关规定,候潮,等泊,质量分析所需时间,码头卸货能力等都有直接的关系。以下着重围绕进口贸易合同中的运输和海事条款在合同执行过程中可能产生滞期费的关键环节进行讨论。
2.1典型问题分析及应对措施
2.1.1递交准备就绪通知
按国际惯例,船到达指定锚地抛锚并就绪后,船方或通过其向买方或发出准备就绪通知,发送准备就绪通知意味着船舶准备就绪,可随时靠泊。按常规,卸货时间从准备就绪通知发出一段时间后起算,具体卸货时间将根据商品、码头设施能力等相关条件而定。规定的卸货时间用完后,其超出部分,船方即可按租船合同中约定的滞期费费率向承租人(即进口贸易合同中的卖方)收取滞期费,卖方转而按约定向买方收取相应的滞期费。在正常情况下,只要买方考虑周到并留有充分余地,一般是不应该发生滞期的。但如果对锚地、港口情况和当地相关规定了解和预计不足的话,滞期费的发生也可以说是不足为奇的。同时特别需要强调的是:准备就绪,应包括法律上的准备就绪(指相关文件准备齐全)和实质上的准备就绪(指船舶本身做好了装卸等各方面准备)。如果不具备这些条件,买方可将其视为准备就绪通知无效。
2.1.2锚地的确定
各地区港口都有被世界公认的锚地,上海的长江口就是被公认的上海锚地之一。有些大型企业还设立自己的专用码头并开辟专用的锚地,如中石化上海石油化工股份有限公司的化工码头及其金山卫锚地等。出于航道情况的复杂性,一般吨位大、吃水较深的外轮都由领航员从长江口锚地引至这些专用的锚地。因此,锚地的认定直接关系到船方向买方发送准备就绪通知的时间和起算卸货时间的节点。一般来说,锚地离开卸货港码头,尤其是大型企业的专用码头都有一定的距离。航程少则几十分钟,多则数小时,同时航道水深还受潮水的影响。在这种情况下,应尽可能将递交准备就绪通知的地点定在离卸货码头最近的锚地(包括大型企业的专用锚地),或在合同中约定从锚地驶向码头靠泊的时间不记入卸货时间等,这也是通常情况下容易被卖方接受的惯例。
2.1.3航行时间的规定
我国各地海事部门一般都限制外轮在夜间驶入或驶出港口,但已靠泊作业的外轮不受此时间限制。因此,即便外轮在白天到达锚地,如果判断在天黑前没有足够时间到达港口并靠泊的话,相关部门就不会安排领航员登轮引航。因而,在合同中应注明将船舶等待靠泊前的夜间时间在卸货时间中扣除,这也是惯例做法。
2.1.4航道水深和等候潮水
我国有一些天然条件较好的深水海港,如:湛江、香港、广州、厦门、海南、青岛、大连等等,其航道宽,吃水深,属天然良港。但上海地区的港口由于其地理位置的关系,均存在着航道窄,吃水较浅的问题,且需要定期清理航道淤泥沙以保证航道水深。吃水较深的船只只能等待潮位较高的时候才能通行,这就牵扯到等候潮水的时间问题。按惯例,等潮时间不应记入卸货时间,在合同条款中加以明确可避免不必要的纠纷。
2.1.5恶劣气候等不可抗力影响
夏季,我国部分地区经常遭受台风的侵袭,而北方地区经常由于大雾、大雪而影响港口和码头作业。在这些恶劣气候的影响下,当地海事部门将按规定下令关闭港口并停止码头作业,所有到达或正在码头作业的船舶只能就近抛锚等候,等待码头重新开放。即使在码头重新开放后,这些等候的船舶也需依次等候靠泊。由于没有相关的法律、法规明确规定在此期间船舶等待的时间是否或如何记入卸货时间。为此,在合同中须对因受恶劣气候等不可抗力影响而产生船舶滞期的后果加以明确,减半计算通常是买、卖双方更为愿意接受的方法之一。
2.1.6码头拥堵
通常情况下,由于买方码头作业繁忙,尤其是台风、大雾,大雪等恶劣气候过后码头重新开放后,等待靠泊的船只排起长队而造成的滞期,买方应承担相应的费用。但如果能根据具体情况,事先合理安排靠泊计划,也能避免一笔可观的滞期费用。
2.2特殊情况及应对措施
2.2.1安全船舶和安全码头
卖方常向买方提出须保障泊位和航道安全的要求,以保障其船舶在卸货港航行及作业过程的安全。同时也是卖方为了转嫁其与承运人之间租船合同中约定的相关责任。有关安全船舶和安全码头,中华人民共和国海商法第一百三十二条规定:出租人交付船舶时,应当做到谨慎处理,使船舶适航。同时有第一百三十四条规定:承租人应当保证船舶在约定航区内的安全港口或者地点之间从事约定的海上运输。此外,中国海事仲裁委员会的租船合同标准格式中也有类似的条款:“船舶应当在租船人或其人指定的任何安全码头或任何安全泊位或者地点装载和卸载,只要船舶能安全地进入、停泊和离开并且在任何潮时都处于漂浮状态”。
个别情况下,如果船舶装载散装危险液体化工品,承运人为提高其在码头作业的安全性考虑,会提出卸货泊位须具备与船上紧急切断系统电缆相对应的接口,以保证在紧急情况下船舶和码头能同时切断卸货管线阀门而避免安全事故的发生。遇此情况,买方应详细了解卸货港码头设施情况,避免船舶抵港后船方因码头或岸上设备不符合要求不能及时作业而造成的滞期。与其相对应,买方也应了解卸货港所在地港口当局和码头管理部门对各种来泊船只的船龄,外形尺寸和吃水以及对卖方所派遣的船舶是否需要通过哪些世界权威船检机构的认可等具体要求,避免船舶到达后因得不到海事或码头管理部门准许不能靠港而造成的损失。
2.2.2商检
在我国各主要港口或大型企业的专用码头,一般都有第三方商品检验派驻机构,诸如国际著名的SGS,ITS以及国内的CCIC等,但各派驻机构的规模不尽相同,有些规模较小的现场分析设备很可能满足不了要求较高商品的品质分析,因此需要将取样送交其它设备更为齐全的分析机构进行分析,这样就要花去较多的时间。此外,商品质量分析项目的多少及难易程度也都关系到分析时间的长短。通常情况下,买方在品质分析合格后才准予卸货,以防不合格商品污染其储罐。而整个取样和分析所需的时间都将记入卸货时间。因此,选择第三方检验机构和充分了解商品检验程序是在合同洽谈过程中争取更多卸货时间的重要依据。
2.2.3预计到达时间窗口
通常,合同买、卖双方会约定一个船舶预计到达时间。卖方在最初预报的时间一般为5-7天(视航程远近及中间是否抵达其它港口情况而定),然后逐渐将时间范围缩小为1天。一般而言,买方将根据卖方最初提供的预计到达时间做各方面的准备包括申报及安排靠泊时间。如果船舶实际到达时间偏离船方最初的预报,尤其是在码头作业繁忙时期,将会因泊位被占而影响其靠泊时间。如果不对此加以规定,很容易产生滞期。因此,买方应注意在合同中对承运方在预计到达时间窗口之外时间到达卸货港的情况作出约定。比如:船方最初预报到达卸货港的时间窗口为10-15日(如果合同规定最初预报到达时间窗口为5天的话),如果船舶实际到达时间早于该时间窗口的第一天,从实际到达时间至该预报到达时间窗口第一天的等待时间不应被记入卸货时间。
2.2.4卸货前的准备
对于凝固点较低的散装液体化工品,在冬季卸货时需要预先对管线进行加热。同样,对低温(指0℃以下储存)散装液体化工品,在常温条件下卸货时需要预先对管线进行预冷。预冷或预热所需的时间与码头管线长度有关。对此类商品,船方或岸方通常都会在卸货前预先做好各自管线预热或预冷的准备工作。但不排除准备工作不能及时到位的个别情况发生。因此,将船方管线预热或预冷的时间不记入卸货时间的条款写入合同不失为明智的做法。
3结论
滞期费涉及的面很广,产生滞期费的原因也是多种多样的。在进口贸易实施过程中,产生滞期费的情况屡见不鲜。除本文述及的产生滞期的大部分原因外,不排除还有诸如等候领航员,当地航行管制等个例情况的发生。但只要不断加以总结,相信一定能最大限度的减少和防止滞期费的产生。当然,避免船舶滞期也不是照搬条款和单凭经验就能完全做到的。在这方面,国内外有着很多典型和具体的案例值得我们去分析和借鉴。总之,在签订进口贸易合同之前,买方或其需对进口商品本身,运输及其装卸条款,相关的法律法规以及卸货港环境和设施等情况加以足够的了解,这样才能在洽谈进口贸易合同中主动提出条件或退而能对卖方提出的相关条件加以审核并积极应对,最终在合同执行过程中避免产生不必要的额外费用。
参考文献
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进口贸易论文范文第3篇
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
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）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
进口贸易论文范文第4篇
本文采用出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年《中国统计年鉴》从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消除数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。
图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的变化趋势
贸易,经济增长-[飞诺网]
1.单位根检验
从图1可以判断它们之间具有一定的共同趋势性，为消除共同趋势的影响，本文对变量采取差分处理(见图2)。从图2中可以看出GDP、进口和出口的差分序列呈现出平稳的特征，笔者使用ADF单位根检验，检验的结果如表1所示。
注：1．对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含一定的位移和趋势，如果不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根判断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。
2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。
GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的绝对值均小于在10%显著水平下临界值的绝对值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5%显著水平下临界值的绝对值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。
2.协整检验和误差修正模型ECM
本文采用使用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验[12]。结果见表2。
注：*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设。
由表2可以看出，在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。
第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：
LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)
(13.53709)(4.293514)(0.291202)
=0.967508S.E.=0.096935
从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。
第二步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项逐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(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
这两个方程中的回归系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着密切的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。
方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。
3.向量误差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井观察变量间的因果关系。表3为根据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。
(1)根据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10﹪的水平上对GDP有正向影响，可能是因为进口相对减少了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚取附加值，从而促进经济增长[14]。我国长期以来所实施的进口政策是鼓励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6﹪被纠正。这在一定程度上也证实了黄国祥(1999)[15]和贾金思(1998)[16]的观点。
(2)总产出对进出口影响不显著，主要的原因在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段[17]，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变[2]。
注：括号内的数字为t检验统计量，EC为反映短期对长期均衡调整的误差纠正项。
4.格兰杰因果检验
对各变量的因果关系检验如表4所示。从表中可以看出，在10﹪显著水平上，出口是经济增长的原因，但经济增长不是出口的原因；经济增长与进口之间以及出口与进口之间都不存在因果关系。
三.主要结论与政策建议
通过协整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有一定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学“出口促进经济增长”的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率((TFP)的提高两大类。要素供给投入的增加包括资本和劳动供给的增加。全要素生产率的提高则包括产业结构优化、规模经济、制度创新、知识进展等等，全要素生产率的高低反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着密切的关系。
从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前情况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍然相当大。
格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依赖对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调节机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有一定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必然会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。根据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口迅速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。
从中长期来看，为了发挥出口贸易在经济增长中的作用，应该推进高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。
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进口贸易论文范文第5篇
关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验
一、引言
随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796亿美元增加到2004年的249.0850亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法
为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。
（二）平稳性检验
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spuriousregression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。检验结果见表2：
注：（C,T,K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。
以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNFDI、LNEX、LNIM均为平稳序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I(1)序列。
（三）协整检验
为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年展起来的一种分析方法。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系。协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。
关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM之间的关系进行协整检验。
1、对LNFDI与LNEX的协整检验
首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。检验结果
根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。协整方程为：
LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)
(30.26889)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013
从方程(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751,说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。
用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为：
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)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141,即EX每增长1%,FDI将增长2.419141%。
2、LNFDI与LNIM的协整检验
首先用LNIM对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如
根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。
（五）因果关系检验
协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5论
从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。
三、结论与建议
本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：
1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。
2、山东省外商直接投资是出口贸易的Granger原因，但出口不是外商直接投资的Granger原因；外商直接投资与进口之间没有明显的因果关系。外商直接投资充分利用山东省的资源优势，在山东省进行生产，再将产品出口到国际市场，因此山东省的外商直接投资情况直接影响对外贸易出口。同时，外商直接投资在山东省内通过技术溢出效应、效应等间接影响对外贸易出口。
3、山东省外商直接投资与进出口贸易的关系表明，积极引进外商直接投资能极大地促进山东省出口贸易的增长。应此，我们应采取积极有效的措施促进山东省外商直接投资的流入。如：加强引进外商直接投资的战略研究，制定战略规划；扩大外商直接投资来源地，多吸收欧美等西方发达国家一些具有先进技术和管理经验的大型跨国公司在山东省投资；加强对外商直接投资引进、使用的监督管理。对外商直接投资在山东省的行为和绩效应逐步探索建立起一套可行的跟踪、评估体系，保证流入山东省的外商直接投资的质量。
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