李向軍 隋瀚銳

摘要： 本文主要利用1994-2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)，依據(jù)菱形理論的四個(gè)基本決定因素選取變量，構(gòu)建VAR動態(tài)模型對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力進(jìn)行實(shí)證研究，研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)要素和支持產(chǎn)業(yè)是江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的主要影響因素。生產(chǎn)要素的貢獻(xiàn)率超過三分之一且具有相對長期的促進(jìn)作用;支持產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率合計(jì)接近30%，其中服務(wù)業(yè)發(fā)展水平貢獻(xiàn)率接近20%，貨物貿(mào)易規(guī)模的貢獻(xiàn)度接近10%，且具有長期正向綜合效應(yīng);相比而言，城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等需求條件因素的貢獻(xiàn)最低。

關(guān)鍵詞： 服務(wù)貿(mào)易;國際競爭力;VAR模型

1 引言

我國服務(wù)貿(mào)易雖起步較晚，但發(fā)展迅速，其進(jìn)出口總量已從1985年的56.2億美元迅速增長至2019年的7850億美元，此外，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額占我國對外貿(mào)易總額的比例也從1985年的7.5%增長至2019年的14.64%，近5年來，我國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口規(guī)?？偭糠€(wěn)居全球第二。在新的社會發(fā)展形勢下，江蘇省努力調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極推動服務(wù)貿(mào)易，2019年，江蘇省服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總量排名全國第四，為545億美元。2020年10月10日，蘇州第二次在國務(wù)院制定的服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點(diǎn)方案中上榜，南京也位于其中，江蘇省是此次唯一一個(gè)擁有兩個(gè)試點(diǎn)城市的省份?？梢钥闯鼋K的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展在國家戰(zhàn)略布局中十分重要，江蘇省也緊抓服務(wù)貿(mào)易這一新的經(jīng)濟(jì)增長動力，不斷提升其國際競爭力，這對于其更好地把握服務(wù)貿(mào)易帶來的經(jīng)濟(jì)增長新機(jī)遇以及更好地融于國家戰(zhàn)略具有重大意義。江蘇省的服務(wù)貿(mào)易雖在我國占據(jù)重要地位，但仍存在一定的問題，如傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易占據(jù)的比重較大、服務(wù)貿(mào)易逆差大等等 ?[7]，這會對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力造成負(fù)面影響。

在這樣的背景下，本文選取江蘇省為研究對象，一方面國家高度重視江蘇省在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的發(fā)展且其服務(wù)貿(mào)易在當(dāng)前我國占據(jù)有力的地位，該研究符合國家的政策導(dǎo)向。另一方面，此研究有助于為江蘇省提升服務(wù)貿(mào)易國際競爭力提供更有針對性的路徑支持，有利于其更好地發(fā)揮競爭優(yōu)勢。

2 文獻(xiàn)綜述

2.1 國內(nèi)文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)學(xué)者對于服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的研究角度比較多，有的學(xué)者從服務(wù)貿(mào)易整體和其組成部分入手：焦曉松（2005）從整體和分部門兩個(gè)角度對我國服務(wù)貿(mào)易競爭力影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究。張利平（2007）與其研究類似，他對服務(wù)貿(mào)易整體和旅游服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力分別展開了研究。國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者基于國家視角展開研究，例如李健偉（2019）選取了92個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，對影響發(fā)展中和發(fā)達(dá)國家的服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的因素進(jìn)行了研究。以及李振鐸（2019）也從國家視角出發(fā)，構(gòu)建固定效應(yīng)模型，針對中國服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力情況進(jìn)行了探究。但也有少數(shù)學(xué)者選擇了更小范圍的省市展開研究，例如田媛媛（2020）選用2006-2018年間云南省服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)年度數(shù)據(jù)，基于鉆石模型四要素選取變量，構(gòu)建主成分回歸模型，對于影響云南省服務(wù)貿(mào)易出口綜合競爭能力的主要因素進(jìn)行了分析。另外，還有學(xué)者從單要素或其他角度入手：比如王翠翠（2020）在不同服務(wù)提供模式下，用97個(gè)國家及地區(qū)跨國單邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)構(gòu)建多元線性回歸模型，研究了影響服務(wù)貿(mào)易在全球市場中競爭能力的各個(gè)因素之間的差異。陳李滿（2019）立足于人力資本及其構(gòu)成，分析了其對服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響。

2.2 國外文獻(xiàn)綜述

國外學(xué)者針對服務(wù)貿(mào)易組成部分展開研究的較多：Minsoo Lee（2014）使用MOR，TSC和RCA三個(gè)指標(biāo)測度了中國旅游服務(wù)貿(mào)易的綜合競爭力水平，提出中國應(yīng)加強(qiáng)旅游服務(wù)業(yè)上下游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，完善產(chǎn)業(yè)鏈，以提升中國的旅游服務(wù)貿(mào)易綜合競爭力。Joanna Wyszkowska-Kuna（2014）聚集于以知識密集為特點(diǎn)的服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域，在波蘭范圍內(nèi)，對其競爭力進(jìn)行了研究，他又在此基礎(chǔ)上針對知識密集型商業(yè)服務(wù)貿(mào)易，對歐盟新成員國在這方面的競爭力展開了討論和比較。此外，Joo Hwan Lee等人（2009）基于IT服務(wù)業(yè)的行業(yè)特征，對其競爭力指數(shù)評估構(gòu)建了框架。有的學(xué)者立足于國家視角展開研究：Arindam Banik等人（2014）按部門計(jì)算了總體和模態(tài)服務(wù)貿(mào)易限制指數(shù)，對印度，斯里蘭卡，巴基斯坦，尼泊爾和孟加拉國等部分南亞經(jīng)濟(jì)體的服務(wù)貿(mào)易壁壘進(jìn)行了研究。Michael D. Clemes等人（2020）運(yùn)用結(jié)構(gòu)模型分析了1983年以來外商直接投資、高等教育、服務(wù)業(yè)就業(yè)水平、通貨膨脹率和互聯(lián)網(wǎng)擴(kuò)散對中國服務(wù)貿(mào)易的影響。

3 模型設(shè)計(jì)

3.1 理論模型

3.1.1 菱形理論的基本原理

波特菱形理論包括四個(gè)基本決定因素和兩個(gè)輔助因素 ?[11]，波特認(rèn)為這六個(gè)方面構(gòu)成一個(gè)整體，相互作用，從而影響整體的競爭力水平，因此波特的菱形理論是分析競爭優(yōu)勢時(shí)常用的模型。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可量化性，本文研究應(yīng)用到的理論模型僅考慮四個(gè)基本決定因素。

3.1.2 菱形理論的基本要素

（1）生產(chǎn)要素。初級生產(chǎn)要素和高級生產(chǎn)要素共同作用于江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力，服務(wù)貿(mào)易不同于傳統(tǒng)的貨物貿(mào)易，其對高科技人才的需要更大，一個(gè)地區(qū)的相關(guān)專業(yè)人才增多勢必會帶動本地服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。另外，在服務(wù)貿(mào)易發(fā)展初期，勞動力作為初級生產(chǎn)要素對于其發(fā)展做出的貢獻(xiàn)不容小覷，并且這部分廉價(jià)勞動力有望在從事相關(guān)工作中不斷提升專業(yè)素質(zhì)，向高級生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)化，激發(fā)行業(yè)內(nèi)的競爭優(yōu)勢。

（2）需求條件。國內(nèi)市場相比較于國際市場而言，一個(gè)地區(qū)或國家的企業(yè)更容易了解到本地消費(fèi)者的需求，當(dāng)國內(nèi)需求旺盛時(shí)，就會有更多的本地人購買相關(guān)的產(chǎn)品和服務(wù)，這樣也可以使企業(yè)接收到更多的用戶反饋，進(jìn)一步改進(jìn)相關(guān)產(chǎn)品或服務(wù)，這便能使其競爭力得以提升，更好地走向國際市場。

（3）相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)。一個(gè)產(chǎn)業(yè)具備強(qiáng)有力的國際競爭力的同時(shí)，其上下游相關(guān)的產(chǎn)業(yè)也一定是具備優(yōu)勢的，具備競爭優(yōu)勢的上下游企業(yè)通過產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)，勢必會帶動服務(wù)貿(mào)易競爭優(yōu)勢的提升，因此江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的大小與與其相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在內(nèi)在聯(lián)系。

（4）企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和同業(yè)競爭。企業(yè)若能具備前瞻性的戰(zhàn)略、完善的組織結(jié)構(gòu)以及高素質(zhì)的管理層等，這勢必會激發(fā)出企業(yè)更多的發(fā)展?jié)撃?，使其競爭?yōu)勢持續(xù)升級。此外，關(guān)于同業(yè)競爭方面，如果說上述提到的國內(nèi)需求是企業(yè)提升國際競爭力的動力，那么本地同業(yè)之間的競爭則能夠?yàn)槠髽I(yè)提升國際競爭力提供很好地推力作用，通過與其他強(qiáng)有力的同業(yè)者進(jìn)行競爭，更能激發(fā)出本企業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營效率方面的潛力，進(jìn)行充分的資源配置，使其能夠以更強(qiáng)勁的姿態(tài)參與國際市場的“搏斗”，提升國際競爭力。

3.2 實(shí)證模型

3.2.1 變量選取情況

關(guān)于被解釋變量的選定情況，柴玲的研究中認(rèn)為某一地區(qū)服務(wù)貿(mào)易國際競爭力水平的高低直接體現(xiàn)于其出口額在國際市場中所占據(jù)份額的多少 ?[2]，本文研究的國際競爭力主要指江蘇在國際市場上出售服務(wù)貿(mào)易的能力。因此本文選取江蘇省服務(wù)貿(mào)易出口額來衡量本文研究的被解釋變量，并選取符號Y來表示。

有關(guān)解釋變量的選定情況，依據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，以波特菱形理論的四個(gè)基本決定要素為理論背景，對本研究的解釋變量進(jìn)行選擇，最終確定以下六個(gè)變量：在要素條件方面采用人力資源變量，需求條件角度選用人均GDP和城鎮(zhèn)化水平變量，從相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)角度選擇服務(wù)業(yè)發(fā)展水平和貨物貿(mào)易規(guī)模變量，根據(jù)企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和競爭角度選用外商直接投資變量，共六個(gè)變量來研究江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力。本文選用的各變量說明如表1：

3.2.2 實(shí)證方法

本文的實(shí)證方法為應(yīng)用VAR模型進(jìn)行回歸分析，其數(shù)學(xué)描述如下所示：

方程（1）中，t=1，2，...T，x1表示生產(chǎn)要素，此處以人力資源變量表示，x 2i表示需求條件，包含城鎮(zhèn)化水平和人均GDP兩個(gè)變量（i=1，2），x 3i表示相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)，包含服務(wù)業(yè)發(fā)展水平和貨物貿(mào)易規(guī)模兩個(gè)變量（i=1，2），x 4表示企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和同業(yè)競爭，以外商直接投資變量表示;y t為k維內(nèi)生變量列向量;p是滯后階數(shù);ψ 1，...，ψ p表示待估系數(shù)矩陣;εt表示隨機(jī)誤差項(xiàng)（k維擾動向量）。隨機(jī)誤差項(xiàng)之間不存在自相關(guān)關(guān)系，且內(nèi)生變量與外生變量之間也不存在相關(guān)關(guān)系。

4 江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力實(shí)證分析

4.1 ?數(shù)據(jù)來源

本文選取1994-2019年的年度數(shù)據(jù)，并假定在無量綱的情形下進(jìn)行研究，本文研究數(shù)據(jù)主要是從《江蘇年鑒》、《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《江蘇服務(wù)貿(mào)易發(fā)展研究報(bào)告》以及相關(guān)網(wǎng)頁上的資料進(jìn)行整理計(jì)算而來。為有效地實(shí)現(xiàn)消除序列間異方差的影響，對數(shù)據(jù)取對數(shù)，[3]并對處理后的各變量用lnY、lnTE、lnAG、lnCL、lnSD、lnGT、lnFDI來表示。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

在建立模型之前，先對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。下表2為本文研究的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，每組數(shù)據(jù)的觀測值均為26組，不存在樣本缺失的情況。各組樣本數(shù)據(jù)的Kurtosis均小于3，表明本文選取的各組數(shù)據(jù)分布與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布相比較為平坦。并且，各組數(shù)據(jù)的JB檢驗(yàn)對應(yīng)的P值均大于0.05，即在5%的顯著性水平下，各組樣本數(shù)據(jù)均服從正態(tài)分布。

4.3 相關(guān)性分析

根據(jù)表3，當(dāng)顯著性水平為5%時(shí)，t檢驗(yàn)對應(yīng)的P值均小于0.05，因此本文選取的各解釋變量都分別與Y具有相關(guān)關(guān)系。并且相關(guān)系數(shù)都較大，可見相關(guān)性比較顯著，因此本文所選取的變量是有意義的。

4.4 基于VAR模型的實(shí)證分析

本文的實(shí)證分析均在Eviews10.0軟件中進(jìn)行。

4.4.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于VAR模型要求數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的或是具備協(xié)整關(guān)系的同階單整序列，所以先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示，在10%的顯著性水平下，各變量在一階差分后均達(dá)到平穩(wěn)，即當(dāng)顯著性水平為10%時(shí)，本文選取的變量均為一階單整序列。

注d代表進(jìn)行了一次差分，其中檢驗(yàn)形式為（m，t，n），m是指截距項(xiàng)，t是時(shí)間趨勢項(xiàng)，n指滯后的期數(shù)，而0則代表沒有該項(xiàng)。

4.4.2 協(xié)整檢驗(yàn)

當(dāng)顯著性水平為10%時(shí)，tau-statistic對應(yīng)的P值為0.0832小于10%，表明各變量之間肯定存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此可以繼續(xù)對模型進(jìn)行分析。

4.4.3 VAR模型實(shí)證回歸

（1）滯后階數(shù)

根據(jù)上述的分析，本文選用的七個(gè)變量為一階單整序列且存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立VAR模型。根據(jù)信息準(zhǔn)則，表6中LR、FPE、AIC、SC、HQ的結(jié)果均支持該模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后二階。因此本文建立七變量二階滯后VAR模型，即VAR（2）模型。

（2）VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由圖1可以看到本研究的VAR模型的所有單位根均置于一個(gè)單位圓內(nèi)，由此可知本文建立的七變量二階滯后VAR模型是平穩(wěn)的。

（3）脈沖響應(yīng)和方差分解

本文是針對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力進(jìn)行研究，所以下面主要分析各影響因素對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力（lnY）在不同時(shí)期的動態(tài)影響。本文的脈沖響應(yīng)情況如圖2：

接下來，通過本文建立的VAR（2）模型對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力（lnY）的變化進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表7所示。

4.4.4 基于菱形理論的VAR模型回歸結(jié)果分析

對圖3的脈沖響應(yīng)和表7的方差分解的結(jié)果進(jìn)行整體分析如下：

（1）生產(chǎn)要素的影響效果分析

基于菱形理論，作為重要生產(chǎn)要素的人力資源有利于服務(wù)貿(mào)易競爭優(yōu)勢的提升，本文的實(shí)證結(jié)果與該理論分析是一致的。當(dāng)江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力（lnY）受到人力資源（lnT E）的沖擊后（見圖3（a）），在期初呈現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，于第4期開始出現(xiàn)正向響應(yīng)，從整體上看，lnTE的沖擊對lnY呈現(xiàn)正向帶動作用。也就是說，在短期內(nèi)，江蘇省第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對其服務(wù)貿(mào)易國際競爭力會產(chǎn)生抑制作用，但整體上其對于江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力有顯著的推動作用。表7中，方差分解的結(jié)果顯示，江蘇省人力資源對于其服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率最大，為36.19%。因此，人力資源要素對于江蘇省提升服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的貢獻(xiàn)率最大，并且在長期中，人力資源對于江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的提升具有顯著的推動作用。

（2）需求條件的影響效果分析

依據(jù)上文對需求條件的分析，城鎮(zhèn)化水平和人均GDP的提升能夠引致更多的服務(wù)貿(mào)易相關(guān)需求，有利于服務(wù)貿(mào)易競爭力的提升，這與本文的實(shí)證結(jié)果比較吻合。lnY對城鎮(zhèn)化水平（lnCL）和人均GDP（lnAG）的沖擊呈現(xiàn)正向響應(yīng)（見圖3（c）和圖3（f）），但影響較小，也就是說，脈沖響應(yīng)的結(jié)果表明，從整體看，城鎮(zhèn)化水平和人均GDP均對于江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力提升具有推動作用。表7中，方差分解的結(jié)果顯示，lnCL和lnAG對于lnY變化的貢獻(xiàn)率較小，其中l(wèi)nCL對lnY變化的貢獻(xiàn)值在第2期達(dá)到最大，約為2.89%，隨后逐期下降，于第15期穩(wěn)定在1.14%左右。lnAG對lnY變化的貢獻(xiàn)值在第3期達(dá)到最大值，為1.58%左右，于第15期穩(wěn)定于0.92%左右。所以，人均GDP和城鎮(zhèn)化水平對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力都具有推動作用，但作用效果不明顯。人均GDP對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率最低，僅為0.92%，城鎮(zhèn)化水平對其波動的貢獻(xiàn)率僅高于人均GDP，為1.14%。

（3）相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)的影響效果分析

當(dāng)相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展良好時(shí)，可以與服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)，可以更好地提升服務(wù)貿(mào)易的競爭優(yōu)勢。而本文的實(shí)證結(jié)果顯示相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)對江蘇省服務(wù)貿(mào)易競爭力并不總是促進(jìn)作用。圖3（b）顯示，lnY受到服務(wù)業(yè)發(fā)展水平（lnSD）的沖擊后， 前6期均為正向響應(yīng)，之后出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，并趨于穩(wěn)定。圖3（d）顯示，當(dāng)lnY受到貨物貿(mào)易規(guī)模（lnGT）的沖擊后，表現(xiàn)出相反的響應(yīng)趨勢，從第6期開始由負(fù)向響應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎蝽憫?yīng)并趨于穩(wěn)定。方差分解的結(jié)果顯示（見表7），服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率位居第二，為19.74%，貨物貿(mào)易規(guī)模對其波動的貢獻(xiàn)率位于第三，為9.69%。綜上，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平和貨物貿(mào)易規(guī)模對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率分別位居第二、第三，且具有長期的綜合正效應(yīng)。服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、貨物貿(mào)易規(guī)模都在第6期開始對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的影響發(fā)生了變動，其中，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對其影響由促進(jìn)變?yōu)橐种疲浳镔Q(mào)易規(guī)模對其的影響由抑制轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)，但兩者的綜合效應(yīng)具有長期的正向促進(jìn)作用。

（4）企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和同業(yè)競爭的影響效果分析

外商直接投資可以帶來更多的資金并且引起更多的服務(wù)貿(mào)易相關(guān)企業(yè)的競爭，理論上可以激發(fā)出更多的競爭優(yōu)勢，但本文的實(shí)證分析結(jié)果有另一種發(fā)現(xiàn)（見圖3（e））。當(dāng)lnY受到外商直接投資（lnFDI）的沖擊后，表現(xiàn)出和響應(yīng)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平?jīng)_擊一樣的趨勢，即從第6期開始由正向響應(yīng)變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)。如表7，方差分解的結(jié)果顯示，外商直接投資對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率居中，為9.28%。因此，外商直接投資對于江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的影響自第6期由促進(jìn)作用變?yōu)橐种谱饔谩２⑶?，其對于江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率為9.28%。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文以菱形理論為理論基礎(chǔ)，應(yīng)用VAR模型做實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，菱形理論四個(gè)主要要素中，生產(chǎn)要素和支持產(chǎn)業(yè)是江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的主要因素，前者貢獻(xiàn)了約三分之一的貢獻(xiàn)率，后者的貢獻(xiàn)率接近30%。從生產(chǎn)要素的貢獻(xiàn)作用來看，江蘇省人力資源（lnTE）即第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對于其服務(wù)貿(mào)易國際競爭力（lnY）波動的貢獻(xiàn)率最大，為36.19%，脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分析均表明江蘇省第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對于江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力有顯著的推動作用。從支持產(chǎn)業(yè)的要素貢獻(xiàn)作用看，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平（lnSD）對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率位居第二，為19.74%;貨物貿(mào)易規(guī)模（lnGT）對其波動的貢獻(xiàn)率居中，分別為9.69%;雖然服務(wù)業(yè)發(fā)展水平和貨物貿(mào)易對江蘇服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的長期影響具有交互的抑制或促進(jìn)作用，但從兩者的綜合作用效應(yīng)來看，具有長期的正向效應(yīng)。相比較而言，企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)和同業(yè)競爭的短期和長期影響效果不同，外商直接投資（lnFDI）中、短期具有顯著的正向促進(jìn)作用，貢獻(xiàn)率為9.28%，但長期具有一定的負(fù)面沖擊。國內(nèi)需求的重要作用相對較弱，人均GDP（lnAG）對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力波動的貢獻(xiàn)率最低，僅為0.92%，城鎮(zhèn)化水平（lnCL）對其波動的貢獻(xiàn)率僅高于人均GDP，為1.14%，但長期看，脈沖函數(shù)顯示，人均GDP和城鎮(zhèn)化水平對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力都具有推動作用，雖然較小但持續(xù)效果明顯。

5.2 建議

第一，江蘇省應(yīng)該充分利用省內(nèi)高校的資源優(yōu)勢，培養(yǎng)更多的服務(wù)貿(mào)易相關(guān)的專業(yè)人才，并且從服務(wù)貿(mào)易對國際競爭力的長遠(yuǎn)影響視角考慮，江蘇省應(yīng)重視對現(xiàn)有的服務(wù)貿(mào)易就業(yè)人員的專業(yè)素質(zhì)和技術(shù)進(jìn)行提升，這樣可以更好地發(fā)揮人力資源對其競爭優(yōu)勢的帶動作用。第二，應(yīng)密切關(guān)注與服務(wù)業(yè)、貨物貿(mào)易、外商直接投資相關(guān)的政策的時(shí)間年限，若對貨物貿(mào)易發(fā)展采取相應(yīng)的促進(jìn)政策或措施時(shí)，其對江蘇省服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的促進(jìn)作用要在政策實(shí)施后的第6年起才會逐漸顯現(xiàn)，因此制定有關(guān)貨物貿(mào)易的相關(guān)政策時(shí)應(yīng)該注意政策的時(shí)間節(jié)點(diǎn)，將其對服務(wù)貿(mào)易國際競爭力促進(jìn)作用的時(shí)滯性充分納入政策制定階段的考量中。若制定涉及服務(wù)業(yè)和外商直接投資的相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)該提前制定好相應(yīng)的對沖政策，來緩解自政策實(shí)施第6年起服務(wù)業(yè)發(fā)展或外商投資對江蘇省服務(wù)貿(mào)易競爭優(yōu)勢的抑制作用。第三，江蘇省應(yīng)該重視省內(nèi)城鎮(zhèn)化水平的協(xié)調(diào)、均衡發(fā)展，積極推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的開展，在城鎮(zhèn)化水平的提升過程中，重點(diǎn)關(guān)注城鎮(zhèn)化的質(zhì)量，使城鎮(zhèn)化的發(fā)展朝著更能提升居民幸福指數(shù)的方向發(fā)展，以此來激發(fā)出更多的服務(wù)貿(mào)易需求，進(jìn)而提升江蘇省服務(wù)貿(mào)易的競爭力。

參考文獻(xiàn)

[1] ?陳李滿.人力資本對服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響研究[D].廣州：廣東外語外貿(mào)大學(xué)，2019.

[2] 柴玲.中國新興服務(wù)貿(mào)易競爭力問題研究[D].呼和浩特：內(nèi)蒙古大學(xué)，2020.

[3] 高雅倩.中國、日本服務(wù)貿(mào)易國際競爭力對比研究[D].武漢：華中師范大學(xué)，2020.

[4] 焦曉松.中國服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢和競爭力實(shí)證分析[D].石家莊：河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)，2005.

[5] 李健偉.服務(wù)貿(mào)易國際競爭力及影響因素研究[D].馬鞍山：安徽工業(yè)大學(xué)，2019.

[6] 李夢璐.“一帶一路”背景下江蘇省服務(wù)貿(mào)易的現(xiàn)狀問題及對策探討[J].現(xiàn)代商業(yè)，2018，（21）：58-61.

[7] 羅巧云.江蘇服務(wù)貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀和提升策略研究[J].北方經(jīng)貿(mào)，2019，（02）：25-26.

[8] 李振鐸.中國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的影響因素分析[D].北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2019.

[9] 田媛媛.云南省服務(wù)貿(mào)易出口競爭力及其影響因素研究[D].昆明：云南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2020.

[10] ?王翠翠.基于 TiSMoS 數(shù)據(jù)庫的國際服務(wù)貿(mào)易競爭力比較及影響因素分析[D].南京：南京大學(xué)，2020.

[11] 張金昌.波特的國家競爭優(yōu)勢理論剖析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2001，（09）：53-58.

[12] 張利平.中國服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力及其影響因素研究[D].杭州：浙江大學(xué)，2007.