摘要：本文基于1989—2023年服務貿(mào)易國家標準與出口數(shù)據(jù)，運用協(xié)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(fā)現(xiàn)，服務貿(mào)易國家標準與出口之間存在長期穩(wěn)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(nèi)，國家標準在調(diào)節(jié)出口波動方面發(fā)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(mào)易標準化體系、建立標準實施效果評估機制、深化服務行業(yè)開放與監(jiān)管改革以及培養(yǎng)“標準化+服務貿(mào)易”復合型人才的政策建議，旨在推動我國服務貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

關鍵詞：國家標準；服務貿(mào)易出口；標準化；協(xié)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(mào)易發(fā)展迅速，服務貿(mào)易在國際貿(mào)易中的比重逐步提升，成為國際貿(mào)易的重要組成部分?！吨袊召Q(mào)易發(fā)展報告2023》顯示，2023年中國服務進出口規(guī)模總額達9331.2億美元，連續(xù)第11年位居全球第二。服務貿(mào)易國際競爭力持續(xù)提升，服務貿(mào)易在國際競爭中的角色日益重要。服務貿(mào)易的發(fā)展離不開規(guī)范的市場環(huán)境，而標準化是影響服務貿(mào)易發(fā)展的重要因素[1]。2021年10月，中共中央、國務院印發(fā)的《國家標準化發(fā)展綱要》指出“標準化在推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化中發(fā)揮著基礎性、引領性作用”。我國《“十四五”服務貿(mào)易發(fā)展規(guī)劃》也多次提到標準問題，如：“在服務領域標準、規(guī)則等方面探索加大與國際高標準經(jīng)貿(mào)規(guī)則對接力度；參與金融領域國際標準和規(guī)則制定；完善服務貿(mào)易相關標準體系，充分發(fā)揮標準對服務貿(mào)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(mào)易交易會全球服務貿(mào)易峰會發(fā)表視頻致辭中提出：“放寬服務業(yè)市場準入，有序推進跨境服務貿(mào)易開放進程，提升服務貿(mào)易標準化水平，穩(wěn)步擴大制度型開放”。這凸顯了國家層面對服務貿(mào)易標準化的高度重視。因此，本文利用服務貿(mào)易標準化和我國服務貿(mào)易發(fā)展的相關數(shù)據(jù)，檢驗服務貿(mào)易國家標準與我國服務貿(mào)易出口之間的關系，并在此基礎上提出服務貿(mào)易標準化建設的政策建議。

1標準化與服務貿(mào)易出口作用機制的理論分析

1.1國家標準對服務貿(mào)易出口的促進作用

首先，服務貿(mào)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(mào)易國家標準，服務提供者可以向國際市場傳遞質(zhì)量信號，證明其服務符合質(zhì)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(mào)易的增長[2]。最后，在全球化背景下，服務貿(mào)易國家標準的統(tǒng)一性和透明度有助于打破貿(mào)易壁壘，提高服務的國際競爭力，為服務貿(mào)易的出口提供制度保障[3-4]。

1.2服務貿(mào)易出口對國家標準發(fā)展的推動作用

首先，隨著服務貿(mào)易的不斷擴大和市場需求的多樣化，服務貿(mào)易企業(yè)需要面對更高的技術要求和質(zhì)量標準，不斷優(yōu)化服務質(zhì)量，以滿足全球市場的變化和發(fā)展。其次，服務貿(mào)易的增長不僅帶動了國內(nèi)企業(yè)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(nèi)標準的國際認可度。最后，服務貿(mào)易的擴展使政府和企業(yè)更重視標準化管理體系的建設，通過加強對服務出口的監(jiān)督、認證和評估，可以形成一套更加系統(tǒng)化的標準管理模式，進而促進服務貿(mào)易的進一步發(fā)展。

2研究設計

2.1樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1989—2023年服務貿(mào)易領域國家標準和服務貿(mào)易出口額作為研究對象，其中服務貿(mào)易國家標準數(shù)據(jù)來自國家標準化管理委員會數(shù)據(jù)庫，服務貿(mào)易出口額來自《國家統(tǒng)計年鑒》。

2.2變量選取與定義

2.2.1服務貿(mào)易出口（lnste）

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

2.2.2服務貿(mào)易國家標準（lnstd）

本文選取服務貿(mào)易領域國家標準作為標準化的指標[6]，數(shù)據(jù)來自國家標準化管理委員會數(shù)據(jù)庫，服務貿(mào)易國家標準對應第3個領域——社會學、服務、公司（企業(yè)）的組織和管理、行政、運輸。截至2024年11月10日，我國現(xiàn)行國家標準總量為44437項，其中服務貿(mào)易領域現(xiàn)行國家標準總量為1611項。當年服務貿(mào)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(mào)易國家標準存量的對數(shù)值（lnstd）作為服務貿(mào)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(wěn)性，避免分析中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。為確保數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結果的穩(wěn)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(wěn)，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(diào)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?？紤]到服務貿(mào)易出口額和服務貿(mào)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(jù)ADF檢驗，在包含常數(shù)和時間趨勢項的情況下，服務貿(mào)易出口（lnste）為非平穩(wěn)時間序列，在包含常數(shù)、時間趨勢項和一個滯后階數(shù)的情況下，服務貿(mào)易國家標準存量（lnstd）為非平穩(wěn)時間序列。根據(jù)PP檢驗的結果，在包含時間趨勢項下，服務貿(mào)易出口（lnste）和服務貿(mào)易國家標準存量（lnstd）均為非平穩(wěn)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(tǒng)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(mào)易出口（lnste）和服務貿(mào)易國家標準（lnstd）的一階差分序列為平穩(wěn)時間序列，即一階單整I（1）過程。

3.2協(xié)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(mào)易出口（lnste）與服務貿(mào)易國家標準存量（lnstd）之間是否存在長期的穩(wěn)定關系，即協(xié)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(xié)整向量的數(shù)量，從而揭示系統(tǒng)的內(nèi)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(xié)整檢驗方法。在VAR模型中，滯后階數(shù)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(xié)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(yōu)滯后階數(shù)，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(shù)為1。因此，綜合考慮各準則的結果，本文選擇滯后階數(shù)為1的VAR模型，以確保模型的穩(wěn)健性和簡潔性。

此外，為更準確地反映數(shù)據(jù)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(xié)整向量數(shù)r=0時，跡統(tǒng)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(xié)整關系的原假設，表明存在至少一個協(xié)整關系。當假設協(xié)整向量數(shù)r≤1時，跡統(tǒng)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(xié)整向量數(shù)不超過1的假設。這說明在5%的顯著性水平下，服務貿(mào)易出口（lnste）與服務貿(mào)易國家標準存量（lnstd）之間存在一個協(xié)整關系，表明它們長期存在穩(wěn)定的均衡關系。

3.3向量誤差修正模型（VECM）

變量在短期內(nèi)可能偏離均衡狀態(tài)，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(diào)整速度。在構建滯后階數(shù)為1、包含常數(shù)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(shù)。因此，本文構建滯后階數(shù)為2、包含常數(shù)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(mào)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(mào)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(shù)為調(diào)整速度。

3.3.1長期均衡關系

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

3.3.2調(diào)整速度

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

式（2）誤差修正項的系數(shù)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(mào)易國家標準存量（lnstd）在短期內(nèi)具有顯著的均衡恢復能力。若服務貿(mào)易出口（lnste）過高時，服務貿(mào)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(mào)易國家標準存量（lnstd）存在一定的調(diào)節(jié)機制，試圖在長期上與服務貿(mào)易出口保持一致。這表明服務貿(mào)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(wěn)定性檢驗

在擬合完VECM模型后，對模型的穩(wěn)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(nèi)，因此VECM模型是穩(wěn)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(shù)，了解服務貿(mào)易國家標準存量（lnstd）與服務貿(mào)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(jù)。圖1展示了正交脈沖響應分析的結果。圖1（a）表示服務貿(mào)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(mào)易國家標準表現(xiàn)為正向響應，但表現(xiàn)為逐步下降的趨勢并在第8期趨于平穩(wěn)。圖1（b）表示服務貿(mào)易出口（lnste）對服務貿(mào)易國家標準（lnstd）一個標準差沖擊下的響應情況。當對服務貿(mào)易國家標準施加沖擊時，服務貿(mào)易出口在短期內(nèi)呈現(xiàn)正向響應并很快趨于平穩(wěn)，表明服務貿(mào)易國家標準的發(fā)展短期內(nèi)會對服務貿(mào)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(mào)易國家標準（lnstd）對服務貿(mào)易出口（lnste）一個標準差沖擊下的響應情況。當對服務貿(mào)易出口施加沖擊時，服務貿(mào)易國家標準在初期表現(xiàn)為輕微的負向響應，從第2期開始表現(xiàn)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(wěn)。這表明出口的增長可能在短期內(nèi)對標準化建設產(chǎn)生一定的延遲效應，但隨著時間的推移，出口規(guī)模的擴大對服務貿(mào)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(mào)易出口（lnste）對自身一個標準差沖擊下的響應情況。對服務貿(mào)易出口（lnste）施加沖擊時，該變量為正向響應，但在短期內(nèi)表現(xiàn)為下降的趨勢并在第5期趨于平穩(wěn)?？梢?，服務貿(mào)易國家標準與服務貿(mào)易出口之間存在顯著的正向聯(lián)動效應。服務貿(mào)易國家標準的提升對出口增長起到持續(xù)的促進作用，而出口規(guī)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(mào)易國家標準與服務貿(mào)易出口數(shù)據(jù)的實證分析，探討了服務貿(mào)易標準化與出口之間的關系。研究結論包括：（1）我國服務貿(mào)易國家標準與服務貿(mào)易出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。標準化在提升服務貿(mào)易競爭力、促進市場融合和提升服務貿(mào)易出口的整體水平方面起著重要作用。（2）在短期動態(tài)調(diào)節(jié)中，服務貿(mào)易國家標準在短期內(nèi)對恢復長期均衡關系具有顯著的調(diào)整作用，而服務貿(mào)易出口在短期內(nèi)的調(diào)整作用較弱。（3）服務貿(mào)易國家標準對出口的推動作用在短期內(nèi)尤為明顯，標準的提升和調(diào)整能夠直接促進出口的增長，而服務貿(mào)易出口的擴張則會推動服務貿(mào)易標準的發(fā)展，從而形成良性循環(huán)。

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(mào)易標準化體系和促進我國服務貿(mào)易發(fā)展提供思路。（1）加快服務貿(mào)易領域國家標準化建設。針對服務貿(mào)易的重點行業(yè)，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(jiān)督，提升服務質(zhì)量和行業(yè)規(guī)范化水平，為服務貿(mào)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(mào)易國家標準實施效果的監(jiān)測與評價，及時發(fā)現(xiàn)問題并優(yōu)化標準內(nèi)容。通過定期評估，確保標準的實際效用，提升服務貿(mào)易在質(zhì)量和效率上的綜合競爭力。（3）深化服務行業(yè)開放[8]與監(jiān)管改革。擴大服務行業(yè)市場準入范圍，減少行政審批環(huán)節(jié)，優(yōu)化營商環(huán)境。在開放的同時，加強行業(yè)分類監(jiān)管，確保標準化與行業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)推進，為服務貿(mào)易的長期穩(wěn)定增長提供政策保障。（4）加強“標準化+服務貿(mào)易”復合型人才培養(yǎng)[9-10]。制定人才培養(yǎng)體系，重點培養(yǎng)既懂服務貿(mào)易規(guī)則又精通標準化技術的復合型人才，以適應服務貿(mào)易標準化與國際化發(fā)展的需求。

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