標準化對我國物流業經濟增長的影響
——基于C-D生產函數及主成分分析法的實證研究

葉 萌，祝合良

（首都經濟貿易大學經濟學院，北京市100070）

一、引言

伴隨著經濟全球化、市場一體化、貿易自由化進程的不斷加快以及科技水平的迅速提高，標準化作為國民經濟管理的重要內容和現代科學體系的重要組成部分，正在推動產業技術創新和擴散、提高企業生產經營效率、提升產品與服務質量、促進國際貿易發展等方面發揮積極作用，并逐漸成為助推經濟增長的重要因素。

當前，物流業作為我國國民經濟的基礎性、戰略性動脈產業，正處在由粗放式發展傳統物流向集約化發展現代物流轉型的過程中。在這個轉型發展過程中，物流業對技術進步的要求越來越高，需求越來越大，依賴也越來越強，技術進步已經成為其業態發展不可或缺的重要依靠，而作為技術進步產物的標準和標準化建設也在物流業發展過程中發揮著越來越關鍵的作用。對物流業而言，標準化是實現物流管理現代化的重要手段和必要條件，是開展物流活動的技術依據，是物流活動合理、高效運行的前提，是開拓國際物流市場、促進國際貿易發展的重要保障。物流標準化水平代表著現代物流技術發展的前沿方向，是推動物流業技術進步和經濟增長的重要引擎，可以規范物流活動中的生產經營行為和物流市場秩序，是推動物流業向信息化、集約化發展進而構建現代物流體系的基礎，在降低物流成本、提高物流服務質量與物流效率、提升物流業經濟效益等方面發揮著基礎性、引領性、戰略性作用。2016年12月22日，商務部和國家標準化管理委員會聯合印發的《國內貿易流通標準化建設“十三五”規劃（2016—2020年）》就推進物流標準化建設、構建物流標準體系等提出了相關任務和重點工程，為提高整個物流業的標準化水平指明了發展方向，更加充分地說明了標準化對物流業發展所具有的戰略意義。

多年來，在國家的高度重視下，在物流業主管部門、相關協會及專業標準化技術委員會的推動下，我國物流標準化工作取得了顯著進展與階段性成果。一方面，物流標準體系進一步完善，標準制定與修訂工作有序推進，標準應用范圍不斷擴大。截至2017年6月30日，我國已經頒布的現行物流國家標準、行業標準等共計1 013項，內容分為基礎類標準、公共類標準、專業類標準、標準化工作指導性標準等四大類，涉及安全生產、包裝、船舶、新聞出版、公共安全、化工、環境保護、機械、交通、糧食、林業、民用航空、農業、輕工、汽車、商業、水產、電子、商品檢驗、石油天然氣、鐵道、物資管理、兵工民品、煙草、醫藥、郵政等26個領域。另一方面，物流標準宣傳貫徹實施成效持續凸顯，標準化機制不斷完善，標準服務物流業轉型創新能力日益增強，對物流業健康與可持續發展發揮了積極的引導和規范作用。除編制《物流標準目錄手冊》等物流標準宣傳貫徹材料外，物流業主管部門、相關協會及專業標準化技術委員會還通過新聞宣傳、標準解讀、組織培訓等方式加強對物流標準的宣傳貫徹，總結和交流標準實施經驗。特別是通過開展物流標準化試點，進一步提高物流配送環節標準應用水平，使試點城市企業平均物流作業效率提高兩倍以上，貨運量提高近80%，物流成本占營業收入的比重平均下降2%。然而，盡管我國物流標準化建設獲得了長足發展，但仍然存在物流標準有效供給不足、部分領域標準缺口大、物流標準制定與修訂進度難以適應市場變化與行業發展需要、物流管理類標準比重不高、物流企業自主開展標準化工作的意識和能力不強、部門標準應用尚不普及等問題，這些問題直接或間接導致標準化工作無法及時有效地為物流業發展及經濟增長服務。

為此，本文以物流業相關數據為樣本，通過建立計量經濟模型，定量測算標準化對我國物流業經濟增長的影響，以期為我國物流標準化戰略的實施提供有力依據，并引起物流業內部以及社會各界對物流標準化建設工作的重視，進一步推進物流標準化相關工作。

二、標準化對經濟增長影響相關文獻綜述

目前，國內外學術界對標準化對經濟增長的影響機理及作用機制從理論層面已有定論，即標準化可以在推動技術創新、規范并改善經濟運行秩序和質量、協調分工并提高效率、實現規模經濟、降低交易成本、促進國際貿易、保障可持續發展等方面對經濟增長產生影響。近年來，學術界更多關注標準化對經濟增長影響的定量分析，并逐漸成為研究熱點。國外比較有代表性的研究包括：德國標準化學會（DIN）的伊翁米塔格（Jungmit?tag A）等[1]在研究1960—1996年間標準化對德國經濟增長的影響時發現，標準化對GDP增長的貢獻率為0.9%；英國貿易工業部（DTI）的坦普爾（Temple P）等[2]在研究1948—2002年間標準化對英國經濟增長的影響時發現，標準化對GDP增長的貢獻率為0.3%。此外，澳大利亞、加拿大、法國等國家的標準化機構也先后開展了標準化對經濟增長影響的定量研究。其中，澳大利亞標準局（SA）在研究1962—2003年間標準化對澳大利亞經濟增長的影響時發現，標準化對GDP增長的貢獻率為0.8%；加拿大標準協會（CSA）在研究1981—2004年間標準化對加拿大經濟增長的影響時發現，標準化對GDP增長的貢獻率為0.2%；法國標準化協會（AFNOR）在研究1950—2007年間標準化對法國經濟增長的影響時發現，標準化對GDP增長的貢獻率為0.8%。[3]國內比較有代表性的研究包括：劉振剛[4]研究發現，1990—2002年間標準化對我國經濟增長的貢獻率約為4.8%；于欣麗[5]研究發現，1978—2007年間技術標準化對我國經濟增長的貢獻率約為0.79%；侯俊軍等[6]在研究1985—2007年間標準化對湖南省經濟增長的影響時發現，標準存量每提高1%，湖南省的GDP增長約0.46%；陳陽等[7]在研究1996—2006年間標準化對我國汽車產業產出的影響時發現，有效標準存量每提高1%，汽車產業實際工業增加值提高0.243%；梁小珍等[8]在研究1978—2006年間工程建設標準化對我國經濟增長的影響時發現，工程建設標準存量每增加1%，GDP會增加0.22%；胡彩梅等[9]在研究1985—2007年間技術標準對我國宏觀經濟增長的影響時發現，技術標準存量每變動1%，代表產出量的GDP正向變動約0.52%；周宏等[10]在研究2001—2008年間我國74個農業示范縣實施標準化的經濟效果時發現，農業標準化對農業經濟增長的貢獻率在30%左右；趙樹寬等[11]在研究1985—2008年間技術標準化對我國經濟增長的影響時發現，技術標準化水平每提高1%，會引起經濟增長約0.23%；任坤秀[12]在研究1990—2009年間我國國家標準對國民經濟增長的影響時發現，國家標準存量每提高1%，我國GDP增長6%；郭政等[13]通過對我國七個省市763家服務企業進行調查研究發現，2010年服務標準化對經濟增長的貢獻率約為1.04%；孫秋碧等[14]在研究1985—2010年間標準化對福建省經濟增長及三次產業的影響時發現，有效標準存量每增長1%，推動整體經濟增長0.28%～0.42%，推動三次產業分別增長0.62%、0.76%和0.27%；賴明發等[15]在研究1985—2011年間標準化對福建省經濟增長的影響時得出了與孫秋碧等[14]一樣的結論；畢紅毅等[16]在研究1995—2012年間標準化對山東省電子通信產業經濟增長的影響時發現，標準存量每變動1%，產出變動約0.37%；郭璟坤等[17]研究1987—2013年間標準化對我國經濟增長影響時發現，標準存量每增長1%，國內生產總值增長0.78%；商黎等[18]在研究1997—2014年間標準化對我國宏觀經濟的影響時發現，經濟增長每增加1%，標準化的貢獻率約為0.11%。

縱觀上述文獻，國內外有關標準化對經濟增長影響的定量研究不斷深入，但從這些研究選擇的對象看，大部分文獻主要以國家整體宏觀經濟數據為樣本進行實證分析，只有少數幾個以具體產業部門數據為樣本進行分析，而有關標準化對物流業經濟增長影響的定量研究幾乎空白，本文開展相關研究，希望以此豐富標準化與經濟增長關系這一領域的研究內容。

三、標準化對我國物流業經濟增長影響的實證分析

（一）模型的建立

參照我國國家標準GB/T 3533.1—2017《標準化效益評價第1部分：經濟效益評價通則》中有關評價和計算標準化經濟效益的方法，我國物流業標準化對其經濟增長的促進作用可以利用C-D生產函數模型測算得到。運用生產函數法計算和評估物流業標準化對其經濟增長的影響，應把代表我國物流業標準化水平的相關國家標準存量與行業標準存量之和數據作為投入要素，同時引入代表我國物流業技術創新水平的國內專利存量，并與物流業資本投入、勞動投入一起共同構成對我國物流業經濟效益發揮作用的因素，采用計量經濟方法對物流業標準化所產生的作用進行定量測算。

假設物流業標準化對其經濟增長促進作用的C-D生產函數模型為：

式（1）中，LCt表示t時期物流業的產出；LAt表示t時期物流業的技術變動因素，為常量，可稱為常數項；LKt表示t時期物流業的資本投入；LLt表示t時期物流業的勞動投入；LPATt表示t時期與物流業有關的國內專利存量；LSTDt表示t時期與物流業有關的國家標準存量與行業標準存量之和；α、β、γ、θ分別表示物流業資本投入、勞動投入、專利存量、標準存量對物流業產出的彈性系數。

為消除上述變量間的異方差現象，本文對式（1）兩邊取自然對數，并加入回歸誤差項μt，得到如下線性回歸模型：

利用線性回歸模型參數估計方法估算物流業標準化對物流業經濟產出的彈性系數θ。若θ＞0，說明物流業標準化對物流業經濟產出具有正向影響；若θ＜0，說明物流業標準化對物流業經濟產出具有負向影響；若θ=0，說明物流業標準化對物流業經濟產出沒有影響。｜θ｜的大小反映物流業標準化影響物流業經濟產出的強弱程度。

（二）數據變量的來源與處理

目前，由于我國物流業相關統計數據包含在交通運輸、倉儲和郵政業中，考慮到數據獲取難度較大，同時為確保統計口徑的一致性，本文以1994—2016年23年的交通運輸、倉儲和郵政業相關數據為樣本近似代替物流業相關指標。

1.物流業產出指標（LCt）。用反映物流業經濟增長數量的增加值來衡量，以交通運輸、倉儲和郵政業的增加值近似代替。同時，為剔除價格的影響，確保數據之間的可比性，本文以1993年為基期，利用以不變價格計算的交通運輸、倉儲和郵政業歷年增加值數據對1994—2016年交通運輸、倉儲和郵政業的名義增加值進行平減，將之調整為實際增加值。具體參見表1。

2.物流業資本投入指標（LKt）。用物流業資本存量衡量，以交通運輸、倉儲和郵政業的資本存量近似代替。目前，由于我國沒有國民經濟各行業資本存量的統計數據，需要以往期固定資產投資流量的積累作為本期資本存量，并根據相關資本形成、固定資產投入、資本折舊率等數據進行推算。為此，本文中交通運輸、倉儲和郵政業的資本存量將采用國際上通用的永續盤存法計算得到，該方法將本期資本存量表示為上一期凈資本存量（總資本存量與資本折舊之差）與本期固定資產投資之和，具體公式如下：

式（3）中，LKt為t時期的資本存量；LKt-1為t-1時期的資本存量；LIt為t時期的全社會固定資產投資額；LD為資本折舊率。1993年，我國開展了對第三產業的普查工作，形成了《中國首次第三產業普查資料（1991—1992）》，從中可以獲得1992年我國交通運輸、倉儲和郵政業的資本存量。然后再基于1993—2016年各年的交通運輸、倉儲和郵政業的全社會固定資產投資額、固定資產投資價格指數和資本折舊率分別計算得到各年的交通運輸、倉儲和郵政業資本存量。在交通運輸、倉儲和郵政業資本折舊率的選擇上，本文假設每年的資本折舊率相同，并根據王小魯[19]、李曉慧[20]的方法，假設交通運輸、倉儲和郵政業的資本折舊率為5%。同樣，為剔除價格的影響，確保數據之間的可比性，本文以1993年交通運輸、倉儲和郵政業的全社會固定資產投資額為基期，利用以不變價格計算的歷年固定資產投資價格指數對1994—2016年間交通運輸、倉儲和郵政業的名義全社會固定資產投資額進行平減，將之調整為實際全社會固定資產投資額。具體參見表2。

表1 1994—2016年我國物流業增加值

3.物流業勞動投入指標（LLt）。用物流業就業人數衡量，以交通運輸、倉儲和郵政業的就業人數近似代替。交通運輸、倉儲和郵政業的就業人數為其t時期城鎮單位就業人員年末人數與私營企業、個體就業人員年末人數之和。具體參見表3。

4.物流業專利投入指標（LPATt）。用其t時期得到批準授權的有效專利存量，即t時期累計公開（公告）的專利數量減去t時期已經到期的專利數量來衡量，專利的類型包括發明申請、實用新型、發明授權和外觀設計?？紤]到有關物流業的專利存量無法通過已經公開的統計資料獲取，本文利用北京合享智慧科技有限公司開發的IncoPat科技創新情報平臺，以“物流”為關鍵詞進行搜索，近似統計并計算匯總得到與物流業有關的專利數據。具體參見表4。同時，由于我國自1985年起才開始實行專利制度，1986年起才對批準授權的專利進行公開（公告），故與物流業有關的初始專利存量就是1986年得到批準授權的物流業專利總數。

5.物流業標準化投入指標（LSTDt）。用物流業t時期實施的有效標準存量來衡量，即t時期累計實施的標準數量減去t時期廢止的標準數量，且本文中的物流業標準存量為與物流業有關的國家標準存量與行業標準存量之和。物流業標準存量數據具體參見表5。

（三）研究方法

本文以擴展后的C-D生產函數模型為基礎，從實證角度分析標準化對物流業經濟增長的作用，所采用的研究方法是統計學和計量經濟學分析中比較常用的主成分分析法。之所以采用主成分分析法，是因為這種方法可以通過線性變換將原有的多個數據指標組合成少數幾個相互獨立、能夠充分反映總體信息的指標，進而在不丟失重要信息的前提下避開并消除指標變量間存在的多重共線性（現實中很多指標變量之間是存在多重共線性的），方便進行更加深入的分析。利用主成分分析法提取出的每個主成分都是原有多個數據指標的線性組合。從原則上講，假設有X個變量，最多是可以提取出X個主成分的，只不過如果將之全部提取出來就喪失了利用這種方法簡化數據指標的意義。一般情況下，只要提取包含90%以上信息的主成分即可，其他的主成分可以忽略不計。主成分分析法的基本原理為，將自變量（即解釋變量，下同）轉換成若干個主成分，這些主成分分別從不同的側面反映自變量的綜合影響且互不相關，故可將因變量（即被解釋變量，下同）與這些主成分進行回歸，再根據主成分與自變量之間的對應關系，求得原回歸模型的估計方程。主成分分析法的具體操作主要包括以下幾個步驟：一是計算原始樣本數據中相關自變量的特征值、累計貢獻率和特征向量；二是利用計算得到的特征值檢驗模型的多重共線性；三是對原始樣本數據的因變量和自變量進行標準化處理，得到標準化的因變量和自變量；四是根據原始樣本數據自變量的累計貢獻率確定主成分變量，建立標準化后的因變量與所選擇主成分變量的回歸方程（即主成分回歸方程）并進行估計；五是將各變量代入主成分回歸方程，求解原始樣本數據變量的回歸模型。本文以Eviews7.2軟件作為主成分分析法的研究工具。

表2 1994—2016年我國物流業全社會固定資產投資額、固定資產投資價格指數及資本存量

表3 1994—2016年我國物流業就業人員年末人數

表4 1994—2016年我國物流業有效專利存量

表5 1994—2016年我國物流業有效標準存量

（四）實證過程及結果分析

本文首先運用普通最小二乘法（OLS）對式（2）進行估計。具體結果參見表6。

由表6中的回歸結果可知，調整后的R2為 0.997 025，F統計量為 1 844.150，p值為0.000 000。這些數據說明，四個自變量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt能夠較好地解釋因變量 ln?LCt的變異，模型整體擬合效果較好。但是，由于D-W統計量為0.754 696，表明模型存在自相關性。而且，在0.05的顯著性水平下，除常數項lnLAt和自變量lnLPATt外，自變量 lnLKt、lnLLt、lnLSTDt的系數均未通過顯著性檢驗，且lnLLt的系數估計值為負數，并不符合經濟理論的預期。初步分析認為，導致上述問題的原因可能是自變量與因變量之間存在多重共線性。接下來分別通過各自變量與因變量之間的簡單相關系數矩陣進行判定。具體參見表7。

由表7可知，除自變量lnLLt外，自變量lnLKt、lnLPATt、lnLSTDt均與因變量 lnLCt高度相關，且自變量 lnLKt、lnLPATt、lnLSTDt相互之間也高度相關。對此也可利用主成分分析中的特征值進一步加以驗證，這里設定四個主成分分別為Z1、Z2、Z3、Z4，其對應的特征值分別為λ1、λ2、λ3、λ4。具體參見表 8上半部分。

表6 因變量lnLCt與自變量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的回歸估計結果

表7 因變量lnLCt與自變量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的簡單相關系數矩陣

由表 8上半部分可知，λ1=3.034 558，λ2=0.934 503，λ3=0.028 195，λ4=0.002 744，其中λ3≈0，λ4≈0，且λ1·λ2·λ3·λ4=0.000 219 4≈0，同樣表明模型中的變量存在多重共線性。

接下來，運用主成分回歸對原模型的多重共線性進行處理。首先通過因變量lnLCt及自變量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的標準差和均值對相關原始數據進行標準化處理。具體參見表9。同時，設定新生成的標準化因變量和自變量分別為nlnLCt、nlnLKt、nlnLLt、nlnLPATt、nlnLSTDt。具體參見表10。

表8 自變量 lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的主成分分析結果

表9 因變量lnLCt及自變量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的標準差和均值

繼而結合表8的相關數據和表10的標準化變量建立主成分回歸方程。由表8上半部分可知，因主成分Z1和Z2的累計貢獻率已經達到99.23%，故模型只需要取主成分變量Z1和Z2來建立回歸方程即可。由表8下半部分可以得到Z1、Z2兩個主成分分別為：

表10 標準化的因變量nlnLCt及標準化的自變量nlnLKt、nlnLLt、nlnLPATt、nlnLSTDt序列

對新生成的標準化因變量nlnLCt和主成分Z1、Z2進行回歸估計。具體結果參見表11。

由表11的主成分回歸結果可知，Z1和Z2的系數在統計上均顯著，調整后的R2為0.993 777，說明模型擬合優度很高，但D-W統計量為0.530 515，說明模型仍然存在自相關性。

為消除模型存在的自相關性，本文運用廣義差分法，加入變量AR（q）進行調整，這里的q為自相關階數。為此，本文首先需要確定自相關階數，對表11中的回歸估計結果進行序列相關性的拉格朗日乘數（LM）檢驗。具體結果參見表12。

由表12可知，在0.05的顯著性水平下，F統計量的p值（0.006 7）和LM統計量的p值（0.009 0）均顯著，說明模型存在自相關性。同時，殘差序列一階滯后的p值（0.005 6）也顯著，進一步說明模型存在一階自相關。為此，應加入變量AR（1）來消除模型的自相關性。加入AR（1）后的回歸結果參見表13。接下來，再次對表13的回歸估計結果進行LM檢驗。具體結果參見表14。

根據表13和表14，修正后的主成分回歸結果表明，模型存在的自相關性已經消除，且其他指標符合既定要求，進而可以得到修正后的主成分回歸方程為：

將式（4）、式（5）代入式（6），得到式（7）：

表11 標準化的因變量nlnLCt與主成分Z1、Z2的回歸估計結果

表12 表11回歸估計結果的LM檢驗

表13 加入變量AR（1）后的標準化因變量nlnLCt與主成分Z1、Z2的回歸估計結果

表14 表13回歸估計結果的LM檢驗

接下來根據式（7）中nlnLKt、nlnLLt、nlnLPATt、nlnLSTDt的系數以及表9中因變量lnLCt與自變量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的均值和標準差求解原回歸模型的系數α、β、γ、θ。具體為：

進而可以得到常數項lnLAt的系數C。具體為：

最終得到如下方程：

由式（8）可知，代表物流業資本投入、勞動投入、專利投入、標準化投入指標的自變量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt（分別對應物流業的資本存量、勞動就業人數、專利存量和標準存量）對代表我國物流業經濟增長指標的因變量lnLCt（即物流業產出）的影響程度分別為0.369 120、0.005 127、0.155 620、0.203 621。結合本文的研究主題可以知道，在其他投入要素保持不變的情況下，我國物流業標準存量每提高1%，物流業產出將增加0.203 621%。這說明，標準化對物流業經濟增長具有一定的正向促進作用，其作用僅次于資本投入，高于專利投入和勞動投入，居第二位。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文通過將標準存量引入C-D生產函數，運用我國物流業（用交通運輸、倉儲和郵政業近似代替）1994—2016年數據，采用主成分分析法實證分析標準化對物流業經濟增長的影響。研究表明，標準化對我國物流業經濟增長具有正向促進作用，即標準存量每提高1%，我國物流業產出增長0.203 621%，高于專利投入和勞動投入對物流業經濟增長的影響，僅次于資本投入對物流業經濟增長的影響，排在第二位。

（二）政策建議

結合上述實證研究結果，本文認為，標準化對我國物流業發展的作用是相當重要的，甚至可以說是我國物流業發展的一個基本保障，只有充分認識標準化的重要意義，才能將物流業相關標準真正貫徹到物流生產經營活動的各個環節，進而提高我國物流業整體發展質量和水平。在我國物流業標準化發展進程中，無論是發揮統籌和引導作用的政府部門，還是發揮落實和主導作用的物流企業，均應始終以健全物流標準體系、提高物流標準應用水平、完善物流標準化工作基礎作為三大目標，以合力解決當前物流標準化建設中存在的問題為己任，通過一系列切實有效的舉措來持續增強物流標準化對行業發展和經濟增長的助推作用。具體應重點做好以下四個方面的工作：

1.進一步健全物流標準體系。政府主管部門及物流業相關專業標準化技術委員會要在全面、系統、完整梳理當前我國物流標準體系的同時，立足并順應現代物流業創新發展的新形勢新要求，從物流業主體（物流企業）、客體（商品和服務）、載體（物流裝備、載具器具、信息系統等基礎設施）、行為（包裝、運輸、倉儲等一系列活動）等方面入手厘清物流標準體系范疇，研究并制定框架，進一步明確物流業相關標準的適用范圍、邊界和分類。要合理劃分不同層級標準的制定范圍，避免重復，減少交叉，使各個層級的標準都能夠有效銜接并相互配套。要進一步優化不同層級物流標準的結構，一方面持續增強物流業相關國家標準和行業標準對物流生產經營活動和管理工作的基礎性、通用性支撐作用；另一方面結合各地物流業發展以及當前物流市場、業態創新等方面的實際需要，建立具有地域特色的地方物流標準體系和由物流企業聯盟共同制定的團體標準體系，支持地方標準、團體標準逐步轉化為行業標準甚至國家標準。要發揮物流企業對標準的領航者與風向標作用，政府主管部門及物流業相關專業標準化技術委員會通過政策支持與資金扶持，幫助物流企業加強自身標準化人才隊伍建設，鼓勵物流企業以自主技術優勢為核心制定高于我國物流業國家、行業、地方等標準且具備較強競爭力的企業標準，并建立現代物流企業標準體系，推動物流企業標準化管理體制與運行機制創新。

2.切實做好物流業相關標準制定與修訂工作。政府主管部門及物流業相關專業標準化技術委員會要結合當前物流業發展實際，切實抓好物流業重點領域、新業態以及新模式的標準制定與修訂工作，加快標準制定與更新速度，廢除我國相對落后的標準，提高我國物流業標準的適用性、有效性，適應經濟全球化、市場一體化、貿易自由化的需要。要通過制定和修訂物流業相關領域的系列化、綜合性標準，提高物流標準的配套性、系統性，形成覆蓋面廣、內容完備、銜接緊密的物流標準體系，避免物流標準的散亂化和碎片化。要加強對標準制定與修訂工作的指導，增強物流標準起草單位的代表性和物流企業參與的廣泛性，以此提高物流標準的質量和相關工作的科學化水平。在做好上述工作的同時，為了更好地為整個物流業的發展服務，政府主管部門或物流業相關專業標準化技術委員會還要定期更新物流標準目錄并編制動態管理、類別清晰的物流標準體系表。

3.加大物流標準宣傳貫徹與實施應用力度。政府主管部門和物流業相關專業標準化技術委員會要加強物流標準化理念推廣與知識普及工作，特別是對出臺的相關標準及時進行解讀釋義，同時加大對物流業現有國家和行業兩個層級標準的宣傳貫徹力度，倡導物流企業以國家和行業兩個層級的標準為依據進一步規范生產經營和服務管理行為。要建立國家和行業兩個層級物流標準實施的監督評估與考核機制，由物流企業定期就相關標準貫徹情況與實施效果向政府主管部門或物流業相關專業標準化技術委員會進行報告，由政府主管部門或物流業相關專業標準化技術委員會進行綜合分析與考核評價，以此作為今后進行政策和資金扶持的重要參考。要把國家物流標準化戰略實施與物流標準化試點示范工作有機結合起來，把物流標準化基礎理論與實際應用有效結合起來，繼續做好以標準托盤、標準包裝等為代表的物流標準化專項行動，積極組織開展物流標準化示范區、示范企業建設等試點示范項目，提高試點示范工作的質量和效益，并在此基礎上及時總結和反饋物流標準化實施應用的先進經驗和做法，編制典型案例，加強物流企業之間的工作交流和經驗推廣。物流行業協會和物流企業要主動開展物流標準宣傳貫徹與培訓工作，力爭使每項物流標準都可以在發布實施后根植于心。

4.進一步深化物流標準化國際交流與合作。政府主管部門、物流業相關專業標準化技術委員會和物流企業要圍繞我國提出的“一帶一路”倡議，以貿易、投資合作以及援助等形式大力推動物流業相關國家標準、行業標準、企業標準“走出去”。要加強對國際物流標準信息的跟蹤和評估以及對國外發達國家物流標準的研究，積極借鑒并參考國外物流標準化工作先進經驗和模式，提高對物流業相關國際標準的采標率，確保我國物流標準與國際物流標準的一致性，以此提高我國物流標準在國際上的話語權和物流業的競爭力。要加強與物流標準化相關的國際組織以及國外物流協會的交流合作，積極參與國際物流標準化活動和國際物流標準制定工作。

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