服務(wù)貿(mào)易與投資10篇(全文)

服務(wù)貿(mào)易與投資10篇(全文)服務(wù)貿(mào)易與投資(精選10服務(wù)貿(mào)易與投資第1篇省服務(wù)進出口總額為11.49億美元，到2008年為105.1億美元，業(yè)進行投資，形成內(nèi)部化的國際服務(wù)貿(mào)易。Hardin和到。國內(nèi)學(xué)者王恕立、胡宗彪(2010)采用我國1992-2008年的據(jù)協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗的相關(guān)理論，利用1985年到2006明，僅1992年到2006年這一區(qū)間內(nèi)江蘇FDI與經(jīng)濟增長之間存替代效應(yīng)。所謂促進效應(yīng)主要有以下三種情況即投資企業(yè)通過國原有比較優(yōu)勢的服務(wù)產(chǎn)品出口因FDI的商業(yè)存在而減少。因易出口的影響可分為直接路徑和間接路徑兩種。直接路徑表現(xiàn)產(chǎn)總值、貨物貿(mào)易出口額和服務(wù)貿(mào)易進出口總額四個控制變量。服務(wù)業(yè)增加值可以衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。這里我們采用1998-1.模型構(gòu)建與變量定義2.數(shù)據(jù)來源及相關(guān)處理江蘇省服務(wù)貿(mào)易出口總額和進出口總額主要來源于《江蘇江蘇省GDP、貨物出口總額來源于江蘇省統(tǒng)計局和江蘇統(tǒng)計年3.實證分析過程和結(jié)果列，如果不平穩(wěn)將會出現(xiàn)“偽回歸”,導(dǎo)致檢驗結(jié)果不可信。因模型結(jié)果顯示，回歸方程決定系數(shù)為0.99,較高，線性關(guān)系顯著,DW值為2.04表明不存在一階自相關(guān)。將兩個變量從模型重新回歸后，修正決定系數(shù)為0.99,擬合度高，,DW值為2.26不存在自相關(guān)，自變量FDI、SER、EXX均通過顯著性檢驗。本文采用江蘇省1998年-2011年數(shù)據(jù)對江蘇省服務(wù)貿(mào)易發(fā)展與FDI等相關(guān)因素的關(guān)系進行了研究分析。數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果表江蘇省FDI對于服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的促進效應(yīng)大于替代效應(yīng)。FDI每增加一個百分點，服務(wù)貿(mào)易出口就提高7個百分點，相對于第作用是最大的。受江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟全中貨物出口的引致作用最大，系數(shù)為0.01,其次為FDI,系數(shù)為[1]DunningJH,"Trade,LocationofEconomicAApproach",London:Macmillan,1977.theGlobalEconomy[M].England[3]Hardin,Alexis,andLeanneHolmes,1997,"SeTradeandForeignDirectInvestment",StaffResearch[4]Markusen,J[5]付娟.中國外商直接投資的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展效應(yīng)研究[M].[6]江蘇省商務(wù)廳編.江蘇服務(wù)貿(mào)易發(fā)展研究報告(2009、2010、2011)[R].東南大學(xué)出版社.[7]王恕立.服務(wù)業(yè)FDI流入與東道國服務(wù)貿(mào)易出口——基[8]宋麗娜.基于“鉆石模型”的服務(wù)貿(mào)易競爭力影響因素[9]宋麗娜.外商直接投資對我國國際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展影響的實證分析——基于OLS估計線性回歸模型的分析[J].上海商學(xué)服務(wù)貿(mào)易與投資第2篇關(guān)鍵詞：外國直接投資(FDI),金融服務(wù)貿(mào)易(TFS)繼我國加入WTO之后，2006年12月11日《中華人民共和Walter(1985,1988)認為，傳統(tǒng)貿(mào)易理論依然很好的解釋和分析TFS。鄧寧(1977)提出了著名的國際生產(chǎn)折衷理論，用以解釋外國金融機構(gòu)為何及怎樣進行海外擴張。Helpman、Krugman(1985)發(fā)現(xiàn)，以國際銀行為代表的金融部門FDI與Li等(2003)的研究表明，F(xiàn)DI對金融服務(wù)的產(chǎn)生起了重要作要的組成部分。國內(nèi)研究方面，姚站琪(2006)分析得出TFS與金融服務(wù)投資具有一定的同向相關(guān)性。葛玉萍(2007)認為，監(jiān)管。方慧、李建萍(2008)研究得出，我國金融業(yè)FDI與金二、中國TFS利用FDI現(xiàn)狀分析(一)中國TFS的現(xiàn)狀和發(fā)展特征。且呈加劇趨勢(見表1)。這是因為中國的金融市場在短時間資料來源：國家外匯管理局，《中國國際收支平衡表》務(wù)業(yè)的比重占絕對優(yōu)勢(見圖1),因此保險服務(wù)的進出口情(二)中國金融服務(wù)貿(mào)易利用FDI現(xiàn)狀分析。近年來，流入我國金融服務(wù)領(lǐng)域的FDI規(guī)模呈上升趨勢 (見表3),而金融服務(wù)實際利用外資金額盡管增長，也必然會推動中國TFS總額的增加。如表2,隨著金融(二)相對于積極效應(yīng)，外來資本的流入在一定程度上又(一)進一步開放我國的金融市場，發(fā)揮FDI對我國TFS(三)建立完備的金融監(jiān)管體系，防范和控制金融風險。(四)在吸引FDI的同時加大金融業(yè)對外直接投業(yè)務(wù)的檔次，發(fā)展我國外向商業(yè)存在模式的TFS,增強我國金ForeignTrade[M].Cambridge,Massachusetts:TheMITPress,服務(wù)貿(mào)易與投資第3篇優(yōu)特商品(福州)展、濟南名優(yōu)特商品(泰國)展等1+N系列濟南市企業(yè)參加20個國家級邊貿(mào)博覽會，100個境外特色專業(yè)積極提供64個沿線重點國家經(jīng)貿(mào)資訊，包括東南亞11國、南亞8國、中亞5國、西亞16國、中東歐16國、獨聯(lián)體7國和府交付的任務(wù)，按照“521計劃”的目標助500家企業(yè)實現(xiàn)至少2億美元業(yè)績，積極推進與阿里巴巴務(wù)院關(guān)于加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略的若干意見》,加大宣傳和付款等業(yè)務(wù)難題。積極引進和推廣“Intercoms2010”“UCP裁裁決的公約》(紐約公約),仲裁裁決可以在世界上150多人員，每人至少經(jīng)常性地密切聯(lián)系1家企業(yè)，工作方式實現(xiàn)由服務(wù)貿(mào)易與投資第4篇過直接投資設(shè)廠(綠地投資)、跨國并購、間接投資(債權(quán)投資)、債轉(zhuǎn)股等形式，實現(xiàn)國際資本與金融在中醫(yī)藥領(lǐng)域跨境共實現(xiàn)全行業(yè)對外直接投資1160億美(1),中醫(yī)藥國際投資中國2014年海外投資數(shù)量首次超過吸引外資數(shù)量，與中院”(仲景學(xué)院)、海外中國中醫(yī)院等一大批醫(yī)療機構(gòu)紛紛在國內(nèi)醫(yī)療機構(gòu)的“中醫(yī)藥國際醫(yī)療中心”“中醫(yī)藥國際醫(yī)療部”錄”和“中醫(yī)藥服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)行先試骨干企業(yè)(機構(gòu))建設(shè)名錄”工作，19家機構(gòu)被納入中醫(yī)藥服務(wù)貿(mào)易先行先試骨干企業(yè)(機構(gòu))建設(shè)名錄，各個省、自治區(qū)或地級市被納入中醫(yī)藥服務(wù)貿(mào)易先行先試重點區(qū)域建設(shè)名錄(2),加快了簽署機構(gòu)和地區(qū)中聯(lián)酋和南非等29個國家和地區(qū)以國家或地方政府立法形式得到承認，18個國家和地區(qū)將中醫(yī)藥納入醫(yī)療保險。(3)在中國境外，有10萬多家診所等醫(yī)療機構(gòu)(有的國家不認可其為醫(yī)療機構(gòu)),30多萬中醫(yī)藥從業(yè)人員，700多所中醫(yī)藥教育機外以各種形式生存并發(fā)展著，促進了中醫(yī)藥國跨國公司，是資金、技術(shù)、人才、信息和管理的聚合物，憂，消減競爭對手的惡意抵制，防止西方不良用心人士假借科研單位和中醫(yī)藥企事業(yè)單位應(yīng)當“強強聯(lián)合”,發(fā)揮“協(xié)同及中醫(yī)藥服務(wù)貿(mào)易合同履行的具體考核和驗收問題。在我國摘要：在新醫(yī)改背景下，中醫(yī)藥表現(xiàn)出強勁的發(fā)展勢頭，國際服務(wù)貿(mào)易本來就是一個偽命題，是明知不可為而為之的時間：2016年1月20日。22)中國19家機構(gòu)先行先試中醫(yī)藥服務(wù)貿(mào)易，世界中醫(yī)藥間：2016年1月20日。服務(wù)貿(mào)易與投資第5篇意義上講國際貿(mào)易理論乃從宏觀層面上對對外直接投資理論的不能把國際貿(mào)易理論簡單地當作是對外直接投資理論的宏觀部作者：孫宏霞王學(xué)鴻作者單位：云南財貿(mào)經(jīng)濟研究院，年，卷(期):19(1)分類號：F740關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易對外直接投資比較優(yōu)勢理論寡占折衷中日投資與貿(mào)易關(guān)系分析第6篇關(guān)于對外直接投資與貿(mào)易關(guān)系的研究為數(shù)眾多，主要的觀一是對外直接投資對貿(mào)易起替代作用，代表性人物有Mundell(1957),他認為一種商品可以通過貿(mào)易或投資的方式進入他國市場，投資會替代貿(mào)易，當兩個國家的資源稟賦、技術(shù)水平相接近時，這種替代效應(yīng)尤為明顯；[1]馮鵬程(2009)基于數(shù)據(jù)面板進行回歸分析，指出日韓等國對華直接投資的結(jié)島清(1978)提出的“邊際產(chǎn)業(yè)擴張論”,認為當投資國從本貿(mào)易創(chuàng)造條件，因此，對外直接投資與貿(mào)易呈現(xiàn)促進效出口商品結(jié)構(gòu)；[4]唐杰英(2009)通過建立貿(mào)易引力模型分析作用；[5]楊逢珉、周琳妲(2011)指出中日貿(mào)易是基于兩國的三是認為關(guān)系不確定的，如薛曉航(2011)認為日本在華法對中日投資與中日勞動密集型產(chǎn)品、技術(shù)密集型產(chǎn)品貿(mào)易之間到底是促進關(guān)系還是替代關(guān)系進行分析，以期為中日貿(mào)易更1.1中國對日本的進出口貿(mào)易額比重不斷下降近10年來，中國對日本的進出口總額分別從2001年的427.97億美元和449.58億美元不斷增長至2011年的1945.68億美元和1482.98億美元，但是其占中國對世界進出口額的比重卻在不斷下降(見表1),并且出口額的比重下降明顯。數(shù)據(jù)整理計算得出；2011年數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計1.2中日貿(mào)易勞動密集型產(chǎn)品的逆差不斷加大，技術(shù)密集根據(jù)表1可以看出，從2002年開始中日貿(mào)易出現(xiàn)逆差，并且逆差不斷擴大。結(jié)合聯(lián)合國《國際貿(mào)易標準分類》,SITCO—SITC4類為初級產(chǎn)品，SITC5—SITC制成品內(nèi)部，SITC5(未列名化學(xué)品及有關(guān)產(chǎn)品)和SITC7(指機械及運輸設(shè)備)類商品歸為資本、技術(shù)密集型產(chǎn)品，SITC6(指主要按原料分類的制成品)和SITC8(指雜項制品)類商品歸為勞動密集型產(chǎn)品(因SICT9為未分類的其他商品和交易，故本文不放在研究范圍內(nèi))。中日貿(mào)易的逆差在1992-2001年由勞動密集型產(chǎn)品和技術(shù)密集型產(chǎn)品的貿(mào)易共同構(gòu)成，且兩者相差不多，2002-2010年技術(shù)密集型產(chǎn)品的貿(mào)易額從逆差轉(zhuǎn)向順差，而勞動密集型產(chǎn)品的貿(mào)易逆差則擴大加劇(見圖1),2001年勞動密集型產(chǎn)品的貿(mào)易逆差為61149.55萬美元，2010從出口來看，1992~2010年間中國對日本出口的制成品中重從1992年的27.54%不斷擴大至2011年的50.71%,并且近10年一直保持在50%以上。其中機器、機械器具、電氣設(shè)備及其零件的出口比重不斷擴大，紡織品的出口比重卻出現(xiàn)下降(見圖2)。此外，光學(xué)、照相、電影、計量、檢驗、醫(yī)療或外從進口來看，1992~2010年間中國從日本進口的工業(yè)制成及零件、電機電器設(shè)備及零件的進口額從1992年至2011年一的進口比重自1992年開始一直在前六位，但是其比重從1993較平穩(wěn)，2005年至2011年維持在5%~6%之間。此外，中國從日本進口車輛的比重又開始增加，從1996年1.78%的低谷期恢復(fù)至2011年的8.62%。差額發(fā)生較大變化，因此本文選取1992~2001年和2001~20102.2數(shù)據(jù)說明據(jù)1992~2004年來源于日本大藏省數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，2005~2010年來源于劉昌黎《日本對華直接投資的新發(fā)展、新動向及其對策》,然后在參閱周弋(2000)對勞動密集型產(chǎn)品和技術(shù)密集2.3結(jié)果(1)1992~2001年日本對華直接投資流量增加1%,中國對日本勞動密集型產(chǎn)品出口減少0.07%,進口減少0.03%,技術(shù)密集型產(chǎn)品出口增加0.05%,進口增加0.07%;日本對華直接投資存量增加1%,中國對日本勞動密集型產(chǎn)品出口增加0.59%,進口增加0.49%,技術(shù)密集型產(chǎn)品出口增加1.19%,進口增加(2)2001-2010年，日本對華的直接投資流量增加1%,中國對日本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口增加0.37%,進口增加0.47%;日本對華直接投資存量增加1%,中國對日本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口增加0.58%,進口減少0.52%。這說明從短期看日本對華直接投(3)2001~2010年勞動密集型產(chǎn)品進出口模型的擬合度不2.4原因分析占銷售總額的44.7%、29.0%,(1)并且當?shù)劁N售的比例還在提如1995年為34.1%,2000年提升到40%,這些意味著中國從日(3)2001~2010年，隨著中國經(jīng)濟高速發(fā)展、國民收入快銷售額為518.13億美元，比上年同期增長22.2%,其中，當?shù)劁N售329.53億美元，向日本返銷117.72億美元，向其他國家出口70.88億美元，分別增長24.1%、21.3%和15.4%,分別占銷售總額的63.6%、22.7%和13.7%。(2)由此可見，日本對華(4)2001~2010年，對于投資勞動密集型產(chǎn)品的日資企業(yè)的擴充和拓展的投資不能直接帶來中日間進出口額的增加，因通過實證分析可知，日本對華直接投資對中日之間勞動密集型產(chǎn)品的貿(mào)易雖有替代作用，但這種作用非常小，所以總體上世紀90年代起促進作用，到21世紀則對出口起促進作用，通過日本對華直接投資的貿(mào)易效應(yīng)分析，為中日貿(mào)易更好(1)雖然日資勞動密集型企業(yè)已開始拓展其他功能，但是結(jié)合中日勞動密集型產(chǎn)品的貿(mào)易差額來看，日本把應(yīng)該由其國內(nèi)出口的產(chǎn)品轉(zhuǎn)為從中國出口，在一定程度上增加了中國和其他貿(mào)易伙伴的摩擦，因此要加快促進日資勞動密集型企業(yè)在中國的產(chǎn)品升級，改變中國作為日本向第三國出口勞動密集型產(chǎn)(2)加強與跨國公司的合作，尤其是技術(shù)含量較高的日資企業(yè)，通過學(xué)習其核心技術(shù)提高本國產(chǎn)品的技術(shù)含量并且研發(fā)自己的核心技術(shù)，縮小中國同發(fā)達國家的技術(shù)差異，優(yōu)化中日摘要：關(guān)于中日投資與貿(mào)易關(guān)系到底是促進還是替代一直是理論界研究的熱點問題。本文采用1992～2001年和2001~2010年日本對中國勞動密集型產(chǎn)品、技術(shù)密集型產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的直接投資額，通過實證的方法得出中日投資與中日之間勞動密集世紀90年代起促進作用，到21世紀則對出口起促進作用，對[1]R.A.Mudell.:InternationalTradeFactorMobility[J].AmericanEconomicReview,1957(6比較分析[J].對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報，2009(1).[3]Kojima,Kiyoshi.:DirectForJapaneseModelofMultinationalBusinessOperation[M].London:CroomHelm,1978.JeremyClegg.:TheImpactofForeignDirectInvestmentonChineseexportperfofEuropeanInternationalBusinessAcademy,2002(12).界經(jīng)濟研究，2009(12).工大學(xué)學(xué)報，2011(4).[7]薛曉航.中日貿(mào)易與投資關(guān)系分析[J].生產(chǎn)力研究，2011(8).在這樣的背景下，挖掘投資與貿(mào)易的關(guān)系顯得更為重要，蒙代爾(1957)利用標準國際貿(mào)易模型研究證實投資與貿(mào)與其海外子公司產(chǎn)生大量的公司內(nèi)貿(mào)易。Lipsey等在80年代系存在“門檻”,而不具有統(tǒng)一解釋。陳立敏(2010)匯總了易替代或互補是由國際化投資程度決定的，而Markuson和認為，投資與貿(mào)易的關(guān)系與投資的短期和長期效應(yīng)有關(guān)。1.變量選取本文選取我國2004年~2012年對北美洲、拉丁美洲、歐洲、對各地區(qū)海關(guān)貨物進出口總額(萬美元),投資數(shù)據(jù)來源于2.實證檢驗(1)模型建立此時R2為0.84,表明中國對外直接投資和外商對華實際(2)模型分析易關(guān)系的研究綜述[J].國際貿(mào)易問題，2010(4):122-128.[5]Markuson,JamesR.and中國與東盟貿(mào)易與投資發(fā)展狀況分析第8篇導(dǎo)人于2002年11月簽署了《全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》,這標-東盟爭端解決機制協(xié)議》;2004年11月簽署了《貨物貿(mào)易協(xié)議》;2007年1月簽署了《服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》;2009年8月簽署了2010年1月1日，中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)建成，中國對東盟的平均關(guān)稅降至0.1%,雙方93%的產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)稅已降為零。將超過7000種。僅2009年，中國政府就減免了從東盟進口產(chǎn)品的61億元人民幣的關(guān)稅。2010年上半年，中國與東盟雙邊貿(mào)易額達到1365億美元，同比增長55%,超出同期中國進出口增幅11個百分點。其中，中國從東盟進口719億美元，同比增長64%。中國對東盟出口646億美元，同比增長45%。中國從東易伙伴。2010年前三季度，中國與東盟進出口總值達2113.1億美元，比2009年同期增長43.7%,比同期我國外貿(mào)總體增速高出5.8個百分點。從東盟進口總值達995.3億美元，比2009年同期增長36.2%。對東盟出口總值達1117.8億美元，比2009年同期增長51.1%。自貿(mào)區(qū)建成后，我國強大的內(nèi)需市場已成國家對華投資中約有80%的資本來自于當?shù)厝A人企業(yè)，而在總額的85%,其余五國只占到投資總額的15%左右。就投資主體礦業(yè)和運輸?shù)刃袠I(yè)。從投資額看，東盟各國對華投資額在300萬美元以下的中小型項目居多，占全部在華投資的70%。中國額從29.3億美元增加至46.8億美元。中國對東盟的投資從2.3億美元增長到30億美元，增長超過13倍。僅2010年上半接投資約為12億美元。截至2010年6月底，雙方累計相互投資總額約694億美元，其中，中國對東盟非金融類投資累計約為96億美元，東盟對華投資累計約598億美元。由2003年的191萬人增長至2009年的450萬人。進口都以資本、技術(shù)密集型產(chǎn)品為主，出口都以資源、勞動密集型產(chǎn)品為主，并都以美、日、歐為主要出口市場。所以，雙方在第三國市場上的競爭非常明顯，不利于形成貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。相近的產(chǎn)品及貿(mào)易結(jié)構(gòu)導(dǎo)致雙方間的貿(mào)易依存度還很低。目前中國對東盟國家的貿(mào)易依存度為5.2%,而東盟對中國僅為3.6%。另外，就貿(mào)易產(chǎn)品而言，不僅數(shù)量值低，而且多數(shù)產(chǎn)品仍為初級產(chǎn)品，科技含量較低。如何確定合作領(lǐng)域，加快合作步伐，(二)自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)成員經(jīng)濟水平不同制約發(fā)展由于中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)各成員的經(jīng)濟發(fā)展水平不平衡，所處的經(jīng)濟發(fā)展階段與合作的承受能力也不盡相同，這就導(dǎo)致在東盟的10個成員國中，成員國之間存在著巨大的經(jīng)濟差距，新加坡、馬來西亞等屬于新興的工業(yè)化國家，而緬甸、柬埔寨、老撾等國卻是世界上最不發(fā)達的國家。2007年新加坡的人均GDP達到34152美元，居世界排名第21位，而柬埔寨、老撾的人均GDP卻只有600多美元，緬甸更是只有人均239美元，盟內(nèi)最富裕的國家與最不發(fā)達的國家人均G遠遠高于歐盟內(nèi)部的16倍和北美自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)部的30倍差距水平。東盟國家內(nèi)部經(jīng)濟發(fā)展的這種不平衡極大地限制了各成益明顯。據(jù)世界銀行統(tǒng)計，在20國集團中有17個國家一共推出約78項貿(mào)易保護主義措施，其中47項已經(jīng)付諸實施。為促件是針對中國出口產(chǎn)品的。2009年前三季度共有19個國家和地區(qū)對中國產(chǎn)品發(fā)起88起貿(mào)易救濟調(diào)查，總金額約為102億美2001年11月，中國與東盟第5次領(lǐng)導(dǎo)人會議把農(nóng)業(yè)確定為面向21世紀合作的重點領(lǐng)域之一；2002年11月，中國與東2.金融領(lǐng)域。東盟金融合作的主軸是《清邁協(xié)議》,其議題是建立雙邊貨幣次區(qū)域內(nèi)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推進次區(qū)域內(nèi)的貿(mào)易，2010(9):4-10.對外貿(mào)易形勢(2010年秋季)報告[J].國際貿(mào)易，2010[5]袁波.中國東盟自貿(mào)區(qū)的合作現(xiàn)狀與發(fā)展前景展望2007(3).析[J].生產(chǎn)力研究，2006(10).服務(wù)貿(mào)易與投資第9篇對外直接投資和對外貿(mào)易的替代關(guān)系最早是由蒙代爾(Mundell)在1957年提出來的，他認為在貿(mào)易壁壘存在的情外國市場時，貿(mào)易出口與FDI之間是可以相互替代的；此互替代關(guān)系的。[1]而小島清(K.Kojima,1973)和蒙代爾有著不同的理解，他認為貿(mào)易和投資是互補的，相互促進。1985古廣東(2008)采用協(xié)整理論分析中國的對外直接投資與會拉動出口貿(mào)易[2];周霞(2011)根據(jù)我國對外貿(mào)易的情況，把我國對外貿(mào)易的伙伴分為市場占有型和資源尋求型，利用2003—2009年的數(shù)據(jù)實證分析得出，投資市場占有型國家對出進口貿(mào)易的拉動效應(yīng)大于市場占有型國家[3];唐禮智、章志華(2015)采用2003—2013年中國省際面板數(shù)據(jù)，基于對外貿(mào)促進對外貿(mào)易發(fā)展，但是影響效果不明顯，還須進一步的提升[4]。南非直接投資和貿(mào)易的關(guān)系，學(xué)者研究的還比較少。王偉(采用2000—2009年中國對南非直接投資和貿(mào)易的數(shù)據(jù)，理論并進口貿(mào)易關(guān)系不明顯[5];衣秀秀(2014)從理論與實證兩個2.1中國對南非直接投資存量近年來居于非洲第一，直接根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展組織(UNCTAD)發(fā)布的《2015年比2013年上漲了14.9%,在全球直接投資流出國中排名第三。億美元，同比下降31.2%,但是仍名列非洲第一。中國對南非的直接投資開始于1992年，而1994年新南非成立以及1998善的金融和法律體系、交通等優(yōu)勢[1],使得中國對南非的直非洲第一，2013年中國對南非直接投資存量達到44億美元。業(yè)。[5]這也跟南非自身的投資優(yōu)勢有關(guān)，據(jù)南非政府制定的“新經(jīng)濟增長路線”,南非將積極促進礦井深加工、制造業(yè)發(fā)展，為外國投資者在制造業(yè)、農(nóng)業(yè)等領(lǐng)域的投資合作提供機遇。同有中鋼集團鉻礦項目、金川集團鉑礦項目、海信集團家電項目等。除此之外，中國在南非金融方面也進行投資，2008年3月，中國工商銀行出資約54.6億美元收購非洲最大銀行標準銀行20%的股份，是迄今為止中國在南非最大金融類投資項目。12.2中國與南非雙邊貿(mào)易總額增長迅速，中方長期處于逆中國與南非的雙邊貿(mào)易雖然起步較晚，但是發(fā)展迅速，從1995年12.29億美元到2014年602.71億美元，并且自從2009年起截至2014年，中國一直是南非最大的貿(mào)易伙伴，也是南非的第一大進口來源地和第一大出口市場。1995—2004年，本處于平衡狀態(tài)，2004年，雙邊貿(mào)易總額為59.12億美元，中方逆差額為0.08億美元；2005—2008年，雙邊貿(mào)易繼續(xù)逐漸年的40.96億美元擴大到2013年的315.57億美元；2014類的產(chǎn)品、非食用原料(燃料除外)以及制成品。在2011—他產(chǎn)品，2014年，中國從南非進口未分類產(chǎn)品金額266.77億美元，占總進口額的59.85%。而中國從南非進口額比較少的非進口0.02億美元、0.24億美元。額分別為58.72億美元、48.96億美元、32.99億美元，占到總出口額的37.4%、31.19%、21.01%。而中國出口在2014年分別僅為0.53萬美元、326.43萬美元。詳見圖2和圖3。3.1數(shù)據(jù)來源與模型選取本文選取的是2000—2013年中國對南非直接投資流量與及《2013年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》,而中國南非雙邊貿(mào)能是平穩(wěn)的，因此，如果ADF檢驗不平穩(wěn)，還需要做約翰森國對南非出口額EX、中國從南非進口額IM四個變量。3.2平穩(wěn)與協(xié)整檢驗3.2.1ADF平穩(wěn)性檢驗LIM,然后對它們以及各自的一階差分和二階差分進行ADF單位從表2的單位根檢驗結(jié)果可以看出，所選的時間序列LFDI、后在5%的顯著水平下處于平穩(wěn)，因此綜上知，在LFDI、LIX、LEX、LIM這些時間序列中可能存在協(xié)整關(guān)系。詳見表2。r=2表示存在兩個協(xié)整關(guān)系。詳見表3。注：表中數(shù)據(jù)通過Eviews7軟件計算得出。由表3可以看出約翰森協(xié)整檢驗的結(jié)論，在5%的顯著性水一組數(shù)值50.53698>25.87211,因此拒絕原假設(shè)，接受備選假設(shè)，有一個協(xié)整關(guān)系，第二組數(shù)8.400081<12.51798,因此3.2.3Granger因果檢驗對其進行Granger因果檢驗，選用了2個滯后階數(shù)，結(jié)果見表4、表5和表6。