王藝蔚

摘 要：本文著重研究了浙江省服務貿(mào)易國際競爭力的一系列問題。在分析中國服務貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀的基礎之上，以浙江省服務貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀為依據(jù)，分析了影響浙江省服務貿(mào)易國際競爭力的重要因素，測算了浙江省服務貿(mào)易國際競爭力的現(xiàn)狀和水平，并提出具體的政策建議，以提升服務貿(mào)易的國際競爭力。

關鍵詞：服務貿(mào)易;國際競爭力;影響因素

一、浙江省服務貿(mào)易發(fā)展總體情況

1.服務貿(mào)易增長迅速，呈現(xiàn)出整體貿(mào)易順差

服務貿(mào)易出口額從1997年18723萬美元增加到2016年的330.11億美元，年均增長率為16.11%，其中，2016年服務貿(mào)易進出口額分別達到330.11億美元和182.79億美元，年均增長速度分別為16.38%和15.92%。浙江的服務貿(mào)易整體處于盈余狀態(tài)，改變了此前赤字擴大的趨勢。

2.新興服務貿(mào)易進口比重增加

目前浙江服務貿(mào)易的發(fā)展不僅僅局限于傳統(tǒng)領域，水平仍然較低，浙江服務貿(mào)易存在巨大的發(fā)展空間。隨著中國服務市場的進一步開放，知識和技術密集型服務的進口必將增加，這有利于改善浙江省服務貿(mào)易的提升服務貿(mào)易競爭力和產(chǎn)業(yè)結構。

二、浙江省服務貿(mào)易國際競爭力的研究綜述

第一類是定性研究。部分學者以我國為研究對象。張肅，曹陽（2014）闡述了中國服務貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀以及存在的問題。余道先，劉海云（2015）對服務貿(mào)易的概念進行了界定和分類，以及對我國的服務貿(mào)易出口競爭力和結構進行了分析，并總結了我國服務競爭力和服務貿(mào)易結構的結論。曹忠穎（2011）表明，服務貿(mào)易的快速發(fā)展為浙江省帶來了機遇，并研究了浙江省服務貿(mào)易的現(xiàn)狀，研究存在的問題，闡述浙江服務貿(mào)易的發(fā)展前景并提出了建議。

第二類是定量研究，劉澤照（2016）用計量經(jīng)濟模型和經(jīng)濟變量之間關系進行研究，通過統(tǒng)計研究分析，得出服務貿(mào)易具有促進經(jīng)濟增長的作用的結論。黃渭珍（2015）通過理論與實踐研究了浙江服務貿(mào)易，建立了競爭力綜合評價指標模型，分析了發(fā)展狀況，并以“鉆石模型”探討了相關影響因素。

三、浙江省服務貿(mào)易國際競爭力的實證分析

1.變量選取及模型建立

（1）變量選取

①浙江省服務貿(mào)易出口額。

②浙江省城鎮(zhèn)居民可支配收入。與生活分散、產(chǎn)量稀缺的農(nóng)村相比，城市聚集了更多的人和工業(yè)。

③FDI。外商投資帶來的技術與管理經(jīng)驗，所起到的示范效應及擴散效應，能夠提升產(chǎn)業(yè)相關企業(yè)技術與生產(chǎn)管理方面的進步，有利于促進服務貿(mào)易出口發(fā)展，實際利用FDI金額情況能夠反映該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展狀態(tài)。

④浙江省貨物貿(mào)易出口額。

⑤浙江省人力資本。

⑥浙江省服務貿(mào)易開放度。本指標指的是一個國家或地區(qū)的服務貿(mào)易參與國際化的程度，用服務貿(mào)易進出口總額占該國或該地區(qū)GDP的比重來表示。

（2）模型的建立

假設服務貿(mào)易出口額與城鎮(zhèn)居民可支配收入、人力資本、貨物貿(mào)易出口額、服務貿(mào)易開放度以及FDI之間存在一種穩(wěn)定的關系，同時為了消除自變量之間數(shù)量級差異過大的問題以及時間序列中的異方差現(xiàn)象，使得它們之間呈線性相關，因此對自變量進行對數(shù)變換，則模型設定為：

Y作為被解釋變量，表示浙江省服務貿(mào)易出口額，X1代表浙江省城鎮(zhèn)居民可支配收入，X2代表浙江省貨物貿(mào)易出口額，X3代表浙江省人力資本，X4代表浙江省服務貿(mào)易開放度，X5代表FDI，經(jīng)過對數(shù)變換后不改變原序列的協(xié)整關系。常數(shù)項用β0表示，μ為隨機干擾項，代表其他所有影響因素。

2.模型檢驗與回歸估計

（1）單位根檢驗

判斷序列中有沒有單位根時，需要使用到單位根檢驗法，如果單位根是非平穩(wěn)時間序列，那么其回歸分析帶則帶著不穩(wěn)定性。通過對時間序列的穩(wěn)定性進行檢驗，就能夠獲得最終需要的平穩(wěn)序列。本次研究所采用的是EVIEWS軟件，利用ADF單位根檢驗來檢測模型變量位于何種差分形式時，是平穩(wěn)的時間序列。

（2）協(xié)整檢驗

lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnY的二階差分序列的ADF檢驗值分別為-8.564906、-4.873956、-4.614618、-5.299163、-5.422277、-7.480574均小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，因此序列是二階單整序列，滿足協(xié)整分析的前提，即自變量和因變量之間存在長期協(xié)整關系。在10%的顯著性水平下，自變量X5的p值明顯大于α=0.1，且X5的影響系數(shù)為負值，說明這個自變量對Y的影響不顯著，通過逐步回歸法依次剔除自變量，對模型進行修正，將剩下的自變量再次進行回歸分析。

①經(jīng)濟意義檢驗

貨物貿(mào)易出口額對浙江省服務貿(mào)易出口額的影響顯著，其影響系數(shù)為0.805401，說明貨物貿(mào)易出口額的增加是影響出口的重要因素。隨著浙江省政府及相關企業(yè)對服務行業(yè)的發(fā)展越來越重視，不斷加大對服務業(yè)基礎設施建設的投入使得服務業(yè)體系的愈發(fā)完善。

②擬合優(yōu)度檢驗

可決系數(shù)R2=0.997906較高，修正后的可決系數(shù)=0.996859也較高，說明該模型所選取的樣本數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較好。

③T檢驗

分別針對，給定的顯著性水平α=0.1，查t分布表，在自由度為n-k=13時臨界值為t0.05（9）=1.833，與對于t統(tǒng)計量分別為2.225639、3.948312、2.915067、5.186311，均大于臨界值，這說明在顯著性水平下，分別都應拒絕。

④自相關檢驗

根據(jù)上述回歸結果所得模型，先采用DW法檢驗其是否存在自相關性。已知DW=2.382530，通過查詢查德賓-沃森d統(tǒng)計量表可知，在1%的顯著水平下dL=0.391，dU=1.826，此時4-dU