浙江省服務貿易國際競爭力分析

王藝蔚

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

關鍵詞：服務貿易;國際競爭力;影響因素

一、浙江省服務貿易發展總體情況

1.服務貿易增長迅速，呈現出整體貿易順差

服務貿易出口額從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%。浙江的服務貿易整體處于盈余狀態，改變了此前赤字擴大的趨勢。

2.新興服務貿易進口比重增加

目前浙江服務貿易的發展不僅僅局限于傳統領域，水平仍然較低，浙江服務貿易存在巨大的發展空間。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易的提升服務貿易競爭力和產業結構。

二、浙江省服務貿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）闡述了中國服務貿易發展的現狀以及存在的問題。余道先，劉海云（2015）對服務貿易的概念進行了界定和分類，以及對我國的服務貿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易結構的結論。曹忠穎（2011）表明，服務貿易的快速發展為浙江省帶來了機遇，并研究了浙江省服務貿易的現狀，研究存在的問題，闡述浙江服務貿易的發展前景并提出了建議。

第二類是定量研究，劉澤照（2016）用計量經濟模型和經濟變量之間關系進行研究，通過統計研究分析，得出服務貿易具有促進經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易，建立了競爭力綜合評價指標模型，分析了發展狀況，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浙江省服務貿易出口額。

②浙江省城鎮居民可支配收入。與生活分散、產量稀缺的農村相比，城市聚集了更多的人和工業。

③FDI。外商投資帶來的技術與管理經驗，所起到的示范效應及擴散效應，能夠提升產業相關企業技術與生產管理方面的進步，有利于促進服務貿易出口發展，實際利用FDI金額情況能夠反映該產業的發展狀態。

④浙江省貨物貿易出口額。

⑤浙江省人力資本。

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

（2）模型的建立

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

Y作為被解釋變量，表示浙江省服務貿易出口額，X1代表浙江省城鎮居民可支配收入，X2代表浙江省貨物貿易出口額，X3代表浙江省人力資本，X4代表浙江省服務貿易開放度，X5代表FDI，經過對數變換后不改變原序列的協整關系。常數項用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時間序列，那么其回歸分析帶則帶著不穩定性。通過對時間序列的穩定性進行檢驗，就能夠獲得最終需要的平穩序列。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，是平穩的時間序列。

（2）協整檢驗

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，滿足協整分析的前提，即自變量和因變量之間存在長期協整關系。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經濟意義檢驗

貨物貿易出口額對浙江省服務貿易出口額的影響顯著，其影響系數為0.805401，說明貨物貿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對服務行業的發展越來越重視，不斷加大對服務業基礎設施建設的投入使得服務業體系的愈發完善。

②擬合優度檢驗

可決系數R2=0.997906較高，修正后的可決系數=0.996859也較高，說明該模型所選取的樣本數據的擬合優度較好。

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統計量表可知，在1%的顯著水平下dL=0.391，dU=1.826，此時4-dU