標準化對商貿流通業(yè)國際競爭力影響實證研究

肖 湘 博士 陳瀟瀟

（1、中山大學南方學院會計學院；2、中國電信有限公司廣東號百信息服務分公司廣東廣州 510000）

引言

近年來，電子商務產業(yè)和連鎖經(jīng)營化企業(yè)的發(fā)展，推動了我國商貿流通產業(yè)發(fā)展，同時也對商貿流通產業(yè)服務水平提出了更高要求。2014年國務院發(fā)布《國務院辦公廳關于促進內貿流通健康發(fā)展的若干意見》（國辦發(fā)[2014]51號）提出：加強物流標準化建設，加快推進以托盤標準化為突破口的物流標準化試點，加強物流信息化建設，打造一批跨區(qū)域物流綜合信息服務平臺。在此背景下，學術界也對標準化經(jīng)營與商貿流通產業(yè)國際競爭力進行研究。阮曉華（2016）以廣東商貿流通產業(yè)為例，探究標準化對商貿流通產業(yè)國際競爭力的影響，他認為標準化有效改進了廣東商貿流通產業(yè)經(jīng)營模式，促進了廣東商貿流通產業(yè)國際競爭力提升。祝合良等（2017）認為集約化、國際化、現(xiàn)代化、標準化是商貿流通產業(yè)發(fā)展的主要趨勢，為此構建多元線性回歸模型探究標準化與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間的關聯(lián)性，結果顯示標準化經(jīng)營有效促進了商貿流通產業(yè)國際競爭力提升。彭兆紅等（2018）首先分析了廣東省商貿物流發(fā)展現(xiàn)狀，繼而分析商貿流通產業(yè)標準化的意義，最后提出了如何加強商貿流通產業(yè)標準化?，F(xiàn)有研究缺乏實證分析，文章采用實證分析探究標準化對商貿流通產業(yè)國際競爭力的影響，具有一定的創(chuàng)新性和必要性。

標準化影響商貿流通業(yè)國際競爭力的實證分析

（一）變量選取與來源

文章研究主題是標準化與商貿流通業(yè)國際競爭力關聯(lián)性，因此將商貿流通產業(yè)國際競爭力作為被解釋變量，參考現(xiàn)有研究文獻，使用年度商貿流通產業(yè)產值占進出口貿易總值的比重衡量，限于公開數(shù)據(jù)的時間跨度，文章計算了2000-2017年商貿流通產業(yè)產值占進出口貿易總值的比重數(shù)據(jù)，使用gj表示。標準化是核心解釋變量，但是公開數(shù)據(jù)并沒有對商貿流通產業(yè)標準化水平進行測算，考慮到標準化能夠有效降低商貿流通產業(yè)物流費用，文章使用年度物流費用表示標準化費用，使用bz表示。除標準化外，商貿流通產業(yè)國際競爭力必然會受到其他因素影響，參考已有研究，文章選取經(jīng)濟發(fā)展水平、進出口貿易水平、人民幣匯率水平、物價指數(shù)水平、品牌知名度，分別使用年度國內生產總值、進出口貿易總額、人民幣對美元匯率水平、居民消費物價指數(shù)、商貿流通產業(yè)上市公司數(shù)量，為了消除通貨膨脹等價格因素的影響，文章以2000年為基期對貨幣計量變量進行了貼現(xiàn)，分別使用gdp、open、rmb、cpi、pp 表示。

（二）變量平穩(wěn)性檢驗

文章對以上變量進行取對數(shù)處理，構建多元線性回歸模型要求原始數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的時間序列，非平穩(wěn)的時間序列構建模型會導致“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)。因此，文章對取對數(shù)之后的數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，時間序列中平穩(wěn)性檢驗有多種方法，文章使用ADF檢驗方法對序列進行平穩(wěn)性檢驗，因為原始序列并非平穩(wěn)時間序列，故此文章對序列進行一階差分檢驗以及二階差分檢驗，結果如表1所示。gj的ADF值為-3.875，P值低于0.1，表明gj在1%的水平上顯著。lnbz的ADF值為-6.171，P值為0.0001，表明lnbz在1%的水平上顯著。lngdp的ADF值為-4.374，P值低于0.003，表明lngdp在1%的水平上顯著。lnopen的ADF值為-4.877，P值低于0.1，表明lnopen在1%的水平上顯著。rmb的ADF值為-6.634，P值為0，表明rmb在1%的水平上顯著。cpi的ADF值為-5.945，P值低于0.1，表明cpi在1%的水平上顯著。pp的ADF值為-5.497，P值低于0.1，表明pp在1%的水平上顯著。

（三）變量相關性分析

對標準化、經(jīng)濟發(fā)展水平等變量與商貿流通產業(yè)國際競爭力的相關關系進行檢驗，結果如表2所示。lnbz與gj之間的相關系數(shù)為0.857，且在1%的水平上顯著，說明標準化與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為顯著正相關關系。lngdp與gj之間的相關系數(shù)為0.896，且在1%的水平上顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為顯著正相關關系。lnopen與gj之間的相關系數(shù)為0.900，且在5%的水平上顯著，說明進出口貿易水平與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為顯著正相關關系。rmb與gj之間的相關系數(shù)為-0.284，且在1%的水平上顯著，說明人民幣匯率與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為顯著負相關關系。cpi與gj之間的相關系數(shù)為-0.313，且在1%的水平上顯著，說明物價指數(shù)與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為顯著負相關關系。pp與gj之間的相關系數(shù)為0.492，且在10%的水平上顯著，說明品牌知名度與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為顯著正相關關系。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗

表2 變量相關性檢驗結果

表3 模型回歸結果

表4 殘差單位根檢驗

表5 格蘭杰因果關系檢驗結果

（四）協(xié)整分析

模型構建。根據(jù)上文的ADF檢驗結果，得到了平穩(wěn)的原始數(shù)據(jù)，由此建立以gj為被解釋變量，lnbz為核心解釋變量，lngdp、lnopen、rmb、cpi、pp為控制變量的多元線性回歸模型，如方程（1）所示：

其中，C為常數(shù)項，β1、β2、β3、β4、β5、β6為回歸系數(shù)，ε為隨機誤差項。文章要進行協(xié)整分析，要求回歸殘差為平穩(wěn)序列，因此在回歸之后需要對殘差進行ADF檢驗，以確定標準化與商貿流通產業(yè)國際競爭力是否存在長期均衡關系。

多元線性回歸模型回歸結果分析。利用Eviews 10.0進行回歸分析，輸出結果如表3所示。模型的R2為0.998，F(xiàn)值為2522.2，P值為0，說明文章模型擬合效果很好，解釋變量與被解釋變量間的動態(tài)關系可以通過此模型準確反映出來。lnbz與gj之間的回歸系數(shù)為0.103，P值為0.015，說明標準化與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為明顯正相關關系，具體而言，就是標準化每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.103個百分點。lngdp與gj之間的回歸系數(shù)為0.421，P值為0.042，說明經(jīng)濟發(fā)展水平與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為明顯正相關關系，具體而言，就是經(jīng)濟發(fā)展水平每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.421個百分點。lnopen與gj之間的回歸系數(shù)為0.681，P值為0.067，說明進出口貿易水平與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為明顯正相關關系，具體而言，就是進出口貿易水平每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.681個百分點。rmb與gj之間的回歸系數(shù)為-0.816，P值為0.000，說明人民幣匯率與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為明顯負相關關系，具體而言，就是人民幣匯率每提升一個百分點，能夠導致商貿流通產業(yè)國際競爭力下降0.816個百分點。cpi與gj之間的回歸系數(shù)為-0.716，P值為0.008，說明物價水平與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為明顯負相關關系，具體而言，就是物價水平每提升一個百分點，能夠導致商貿流通產業(yè)國際競爭力下降0.716個百分點。pp與gj之間的回歸系數(shù)為0.437，P值為0.037，說明品牌知名度與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為明顯正相關關系，具體而言，就是品牌知名度每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.437個百分點。

根據(jù)協(xié)整的定義，回歸殘差必須是平穩(wěn)序列，因此文章將回歸殘差提取之后進行ADF檢驗，結果如表4所示。回歸殘差ADF值為-5.351，P值為0.0005，說明殘差在1%的水平上為平穩(wěn)序列，由此可以說明標準化與商貿流通業(yè)國際競爭力之間為協(xié)整關系，換言之就是標準化與商貿流通業(yè)國際競爭力之間存在長期均衡關系。

格蘭杰因果關系檢驗。以4階為滯后期，進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表5所示。lnbz不是gj的格蘭杰原因的P值為0.008，gj不是lnbz的格蘭杰原因的P值為0.027，說明應該拒絕原假設，即標準化與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為雙向格蘭杰因果關系。lngdp不是gj的格蘭杰原因的P值為0.006，說明拒絕原假設，即經(jīng)濟發(fā)展水平提升是商貿流通業(yè)國際競爭力提升的格蘭杰原因。lnopen不是gj的格蘭杰原因的P值為0.030，gj不是lnopen的格蘭杰原因的P值為0.066，說明應該拒絕原假設，即進出口貿易水平與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為雙向格蘭杰因果關系。pp不是gj的格蘭杰原因的P值為0，gj不是pp的格蘭杰原因的P值為0.070，說明應該拒絕原假設，即品牌知名度與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為雙向格蘭杰因果關系。

結論與展望

通過實證分析，文章得出以下結論：標準化每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.103個百分點。標準化與商貿流通業(yè)國際競爭力之間為協(xié)整關系，換言之就是標準化與商貿流通業(yè)國際競爭力之間存在長期均衡關系。標準化與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為雙向格蘭杰因果關系。經(jīng)濟發(fā)展水平每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.421個百分點。經(jīng)濟發(fā)展水平提升是商貿流通業(yè)國際競爭力提升的格蘭杰原因。進出口貿易水平每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.681個百分點。進出口貿易水平與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為雙向格蘭杰因果關系。人民幣匯率每提升一個百分點，能夠導致商貿流通產業(yè)國際競爭力下降0.816個百分點。物價水平每提升一個百分點，能夠導致商貿流通產業(yè)國際競爭力下降0.716個百分點。品牌知名度每提升一個百分點，能夠推動商貿流通產業(yè)國際競爭力上升0.437個百分點。品牌知名度與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間為雙向格蘭杰因果關系。

文章以我國2000-2017年商貿流通產業(yè)相關數(shù)據(jù)為依據(jù)進行實證分析，對標準化與商貿流通產業(yè)國際競爭力之間的關系進行有效檢驗，但是限于公開數(shù)據(jù)。文章的樣本為時間序列，且跨度為18年，時間跨度較短，而且時間序列忽視了個體差異，如果能夠將研究樣本擴展到省級或者地級市，構建面板數(shù)據(jù)模型，必然能夠得到更為準確的研究結論。此外，文章參考經(jīng)濟發(fā)展水平等變量作為解釋變量，控制變量的選擇上難免有疏漏之處，在此基礎上進行改進研究，必然能夠提升實證研究的準確度。