標準化與我國服務貿易出口關系的實證研究

摘要：本文基于1989—2023年服務貿易國家標準與出口數據，運用協整檢驗和向量誤差修正模型（VECM）分析兩者之間的關系。研究發現，服務貿易國家標準與出口之間存在長期穩定的均衡關系，標準化對出口具有顯著的促進作用。在短期內，國家標準在調節出口波動方面發揮著重要作用，而出口擴張也推動國家標準的完善，兩者形成良性互動。本文提出完善服務貿易標準化體系、建立標準實施效果評估機制、深化服務行業開放與監管改革以及培養“標準化+服務貿易”復合型人才的政策建議，旨在推動我國服務貿易高質量發展。

關鍵詞：國家標準；服務貿易出口；標準化；協整檢驗；向量誤差修正模型

中圖分類號：F742文獻標識碼：A文章編號：2096-0298（2024）12（b）--04

2001年，我國加入WTO以來，國際貿易發展迅速，服務貿易在國際貿易中的比重逐步提升，成為國際貿易的重要組成部分。《中國服務貿易發展報告2023》顯示，2023年中國服務進出口規模總額達9331.2億美元，連續第11年位居全球第二。服務貿易國際競爭力持續提升，服務貿易在國際競爭中的角色日益重要。服務貿易的發展離不開規范的市場環境，而標準化是影響服務貿易發展的重要因素[1]。2021年10月，中共中央、國務院印發的《國家標準化發展綱要》指出“標準化在推進國家治理體系和治理能力現代化中發揮著基礎性、引領性作用”。我國《“十四五”服務貿易發展規劃》也多次提到標準問題，如：“在服務領域標準、規則等方面探索加大與國際高標準經貿規則對接力度；參與金融領域國際標準和規則制定；完善服務貿易相關標準體系，充分發揮標準對服務貿易的支撐作用等”。2023年9月，國家主席習近平在中國國際服務貿易交易會全球服務貿易峰會發表視頻致辭中提出：“放寬服務業市場準入，有序推進跨境服務貿易開放進程，提升服務貿易標準化水平，穩步擴大制度型開放”。這凸顯了國家層面對服務貿易標準化的高度重視。因此，本文利用服務貿易標準化和我國服務貿易發展的相關數據，檢驗服務貿易國家標準與我國服務貿易出口之間的關系，并在此基礎上提出服務貿易標準化建設的政策建議。

1標準化與服務貿易出口作用機制的理論分析

1.1國家標準對服務貿易出口的促進作用

首先，服務貿易中普遍存在信息不對稱問題，消費者和服務提供者之間的信息差距可能導致市場的不確定性。通過制定和實施服務貿易國家標準，服務提供者可以向國際市場傳遞質量信號，證明其服務符合質量、安全等方面的要求。其次，標準化不僅降低了交易成本，還增強了消費者對服務的信任，從而促進了跨國服務貿易的增長[2]。最后，在全球化背景下，服務貿易國家標準的統一性和透明度有助于打破貿易壁壘，提高服務的國際競爭力，為服務貿易的出口提供制度保障[3-4]。

1.2服務貿易出口對國家標準發展的推動作用

首先，隨著服務貿易的不斷擴大和市場需求的多樣化，服務貿易企業需要面對更高的技術要求和質量標準，不斷優化服務質量，以滿足全球市場的變化和發展。其次，服務貿易的增長不僅帶動了國內企業對國際標準的遵循，還促使國家標準逐步與國際接軌，從而提高國內標準的國際認可度。最后，服務貿易的擴展使政府和企業更重視標準化管理體系的建設，通過加強對服務出口的監督、認證和評估，可以形成一套更加系統化的標準管理模式，進而促進服務貿易的進一步發展。

2研究設計

2.1樣本選擇與數據來源

鑒于數據的可獲得性，本文選取1989—2023年服務貿易領域國家標準和服務貿易出口額作為研究對象，其中服務貿易國家標準數據來自國家標準化管理委員會數據庫，服務貿易出口額來自《國家統計年鑒》。

2.2變量選取與定義

2.2.1服務貿易出口（lnste）

服務貿易出口數據來源于《國家統計年鑒》，是用美元為計價貨幣表示的歷年中國服務出口統計數據。為了消除異方差，本文采用服務貿易出口額的對數值（lnste）作為服務貿易出口的代理變量[5]。

2.2.2服務貿易國家標準（lnstd）

本文選取服務貿易領域國家標準作為標準化的指標[6]，數據來自國家標準化管理委員會數據庫，服務貿易國家標準對應第3個領域——社會學、服務、公司（企業）的組織和管理、行政、運輸。截至2024年11月10日，我國現行國家標準總量為44437項，其中服務貿易領域現行國家標準總量為1611項。當年服務貿易國家標準存量按照上年末標準存量加上此后每年新增的標準量減去當年廢止的標準量進行計算[7]。為了消除異方差，本文使用服務貿易國家標準存量的對數值（lnstd）作為服務貿易國家標準的代理變量。

3實證分析

3.1單位根檢驗

為了確保所使用的指標序列具備平穩性，避免分析中出現偽回歸現象，本文對時間序列數據進行單位根檢驗。為確保數據平穩性檢驗結果的穩健性，本文采用ADF（增廣迪基-福勒）檢驗法和PP（菲利普斯-佩倫）檢驗法判斷每個變量是否平穩，ADF檢驗通過增加滯后項控制自相關，而PP檢驗對誤差項的異方差和自相關進行了調整，因此兩者結合使用可以有效避免單一檢驗方法的局限性。考慮到服務貿易出口額和服務貿易國家標準存量均具有時間趨勢，故在兩種單位根檢驗方法中均加入了時間趨勢項。表1報告了單位根檢驗的結果，根據ADF檢驗，在包含常數和時間趨勢項的情況下，服務貿易出口（lnste）為非平穩時間序列，在包含常數、時間趨勢項和一個滯后階數的情況下，服務貿易國家標準存量（lnstd）為非平穩時間序列。根據PP檢驗的結果，在包含時間趨勢項下，服務貿易出口（lnste）和服務貿易國家標準存量（lnstd）均為非平穩時間序列。本文對變量進行一階差分，一階差分的序列進行單位根檢驗不再加入時間趨勢項，結果顯示一階差分序列的統計值均小于5%的臨界值，拒絕存在單位根的原假設，表明服務貿易出口（lnste）和服務貿易國家標準（lnstd）的一階差分序列為平穩時間序列，即一階單整I（1）過程。

3.2協整檢驗——Johansen檢驗法

表1結果顯示，變量lnste和lnstd均為一階單整序列。本文采用Johansen檢驗法判斷服務貿易出口（lnste）與服務貿易國家標準存量（lnstd）之間是否存在長期的穩定關系，即協整關系。Johansen檢驗法通過計算特征值和特征向量，不僅能夠判斷變量間是否存在長期均衡關系，還可以估計協整向量的數量，從而揭示系統的內在結構。Johansen檢驗法是基于向量自回歸（VAR）模型的一種多變量協整檢驗方法。在VAR模型中，滯后階數的選擇直接影響到模型的結構和準確性，因此在使用Johansen檢驗進行協整分析之前，本文通過AIC、SBIC和HQIC等信息準則確定VAR模型的最優滯后階數，從而避免自相關和過擬合問題。表2顯示，AIC、SBIC、HQIC和FPE均支持選擇滯后階數為1。因此，綜合考慮各準則的結果，本文選擇滯后階數為1的VAR模型，以確保模型的穩健性和簡潔性。

此外，為更準確地反映數據的趨勢特性，在Johansen檢驗中加入了時間趨勢項。表3顯示，當假設協整向量數r=0時，跡統計量為22.7503，大于5%顯著水平的臨界值18.17，因此可以拒絕無協整關系的原假設，表明存在至少一個協整關系。當假設協整向量數r≤1時，跡統計量為0.9692，小于5%顯著水平的臨界值3.74，因此不能拒絕協整向量數不超過1的假設。這說明在5%的顯著性水平下，服務貿易出口（lnste）與服務貿易國家標準存量（lnstd）之間存在一個協整關系，表明它們長期存在穩定的均衡關系。

3.3向量誤差修正模型（VECM）

變量在短期內可能偏離均衡狀態，本文進一步構建向量誤差修正模型（VECM）來探討變量間的短期相互作用及其向長期均衡的調整速度。在構建滯后階數為1、包含常數項和不包含時間趨勢項的VECM模型時，模型的殘差存在自相關，這預示著需要增加滯后階數。因此，本文構建滯后階數為2、包含常數項和不包含時間趨勢項的VECM模型，此模型的殘差不存在自相關，且模型的殘差服從正太分布，符合VECM模型的假設條件。

VECM模型關于服務貿易出口（lnste）的估計方程：

Δlnste=-0.0836×ECMt-1+（0.1154+0.1092Δlnstet-1+0.1157Δlnstdt-1）（1）

VECM模型關于服務貿易國家標準（lnstd）的估計方程：

Δlnstd=0.2571×ECMt-1+（0.0375-0.0600Δlnstet-1+0.1555Δlnstdt-1）（2）

其中，ECMt-1=-2.2071+lnstet-1-0.8058lnstdt-1為誤差修正項，其系數為調整速度。

3.3.1長期均衡關系

從誤差修正項來看，服務貿易出口（lnste）與服務貿易國家標準存量（lnstd）之間存在顯著的長期均衡關系，服務貿易國家標準存量（lnstd）長期對服務貿易出口（lnste）有正向影響，服務貿易國家標準存量每增加1%，服務貿易出口就增長0.8058%。

3.3.2調整速度

式（1）誤差修正項的系數為-0.0836，對應的p=0.519，不顯著。這表明服務貿易出口（lnste）在偏離長期均衡后，短期內沒有顯著的調整作用，即短期動態對恢復長期均衡的貢獻較小。

式（2）誤差修正項的系數為0.2571，對應的p=0.000，在1%的顯著性水平下顯著。這表明服務貿易國家標準存量（lnstd）在短期內具有顯著的均衡恢復能力。若服務貿易出口（lnste）過高時，服務貿易國家標準存量（lnstd）會以25.71%的速度向其追趕。這說明服務貿易國家標準存量（lnstd）存在一定的調節機制，試圖在長期上與服務貿易出口保持一致。這表明服務貿易國家標準具有靈活性和適應性，在出口增長的壓力下，國家標準會相應提高，以保持與出口的均衡關系。

3.3.3模型穩定性檢驗

在擬合完VECM模型后，對模型的穩定性進行檢驗，檢驗結果表明，除了VECM模型本身所假定的單位根外，伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓之內，因此VECM模型是穩定的。

3.4脈沖響應分析

本文進一步分析VECM模型的脈沖響應函數，了解服務貿易國家標準存量（lnstd）與服務貿易出口量（lnste）之間的短期和長期影響機制，并識別變量之間的響應時間和影響程度，為政策制定提供依據。圖1展示了正交脈沖響應分析的結果。圖1（a）表示服務貿易國家標準（lnstd）對自身一個標準差沖擊下的響應情況。當受到自身沖擊時，服務貿易國家標準表現為正向響應，但表現為逐步下降的趨勢并在第8期趨于平穩。圖1（b）表示服務貿易出口（lnste）對服務貿易國家標準（lnstd）一個標準差沖擊下的響應情況。當對服務貿易國家標準施加沖擊時，服務貿易出口在短期內呈現正向響應并很快趨于平穩，表明服務貿易國家標準的發展短期內會對服務貿易出口有明顯的促進作用，長期有良好的推動作用。圖1（c）表示服務貿易國家標準（lnstd）對服務貿易出口（lnste）一個標準差沖擊下的響應情況。當對服務貿易出口施加沖擊時，服務貿易國家標準在初期表現為輕微的負向響應，從第2期開始表現出較為顯著的正向響應，隨著時間的推移，該響應逐步上升并趨于平穩。這表明出口的增長可能在短期內對標準化建設產生一定的延遲效應，但隨著時間的推移，出口規模的擴大對服務貿易國家標準的完善形成了顯著且持久的正向推動作用。圖1（d）表示服務貿易出口（lnste）對自身一個標準差沖擊下的響應情況。對服務貿易出口（lnste）施加沖擊時，該變量為正向響應，但在短期內表現為下降的趨勢并在第5期趨于平穩。可見，服務貿易國家標準與服務貿易出口之間存在顯著的正向聯動效應。服務貿易國家標準的提升對出口增長起到持續的促進作用，而出口規模的擴大也能推動國家標準的完善。

4結語

本文對1989—2023年我國服務貿易國家標準與服務貿易出口數據的實證分析，探討了服務貿易標準化與出口之間的關系。研究結論包括：（1）我國服務貿易國家標準與服務貿易出口之間存在長期穩定的均衡關系。標準化在提升服務貿易競爭力、促進市場融合和提升服務貿易出口的整體水平方面起著重要作用。（2）在短期動態調節中，服務貿易國家標準在短期內對恢復長期均衡關系具有顯著的調整作用，而服務貿易出口在短期內的調整作用較弱。（3）服務貿易國家標準對出口的推動作用在短期內尤為明顯，標準的提升和調整能夠直接促進出口的增長，而服務貿易出口的擴張則會推動服務貿易標準的發展，從而形成良性循環。

基于上述研究結論，本文提出以下幾點建議，為進一步完善服務貿易標準化體系和促進我國服務貿易發展提供思路。（1）加快服務貿易領域國家標準化建設。針對服務貿易的重點行業，如金融、旅游、交通等，完善國家標準體系，注重標準的科學性、適用性和引領性。通過強化標準的實施與監督，提升服務質量和行業規范化水平，為服務貿易出口提供更強的競爭力。（2）建立標準實施效果評估機制。完善對服務貿易國家標準實施效果的監測與評價，及時發現問題并優化標準內容。通過定期評估，確保標準的實際效用，提升服務貿易在質量和效率上的綜合競爭力。（3）深化服務行業開放[8]與監管改革。擴大服務行業市場準入范圍，減少行政審批環節，優化營商環境。在開放的同時，加強行業分類監管，確保標準化與行業發展的協調推進，為服務貿易的長期穩定增長提供政策保障。（4）加強“標準化+服務貿易”復合型人才培養[9-10]。制定人才培養體系，重點培養既懂服務貿易規則又精通標準化技術的復合型人才，以適應服務貿易標準化與國際化發展的需求。

參考文獻

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