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摘要：文章从服务贸易出口占有率、服务贸易依存度、服务贸易出口贡献率、贸易竞争力指数及显示性比较优势指数五个方面对湖南服务贸易进行了综合评价。继而选取合适的评价方法进行实证研究，发现人均GDP和服务贸易开放度是主要因素，进而得到应该提升人均GDP，扩大内需，选择开放合作等来提高湖南省服务贸易国际竞争力的结论。

关键词：湖南服务贸易；国际竞争力；实证研究

服务贸易正逐渐成为构建贸易大国的重点，对湖南省服务贸易的国际竞争力进行深入的研究，不仅可以为湖南省的发展做出客观的决策，而且可以逐渐缩小与发达国家之间的差距。提高服务贸易国际竞争力。

1 指标选取

由于政府行为和机遇这没有可以被量化的影响因素，本文从四大要素中选择了七个代表影响因子的自变量，以满足数据的全面和可获取性【1】，如表1.1所示。

考虑到疫情影响，剔除2020年数据，列出下表 1.2所示，涉及10个年份（2010-2019年）的湖南省服务贸易国际竞争力影响因素的值【2】。

2 变量描述性统计和相关性分析

从表2.1可以看出，各个数据中位数、平均数、最大值和最小值相差不大，离散程度低，代表性较好。

通过协方差分析，得到LNX1、LNX2、LNX3、LNX4的相关系数在0.90以上，说明湖南省服务贸易出口竞争力与人力资本、服务业发展水平、人均GDP、城镇化水平之间存在显著的正相关关系【3】。

3 模型构建

构建模型如下：

其中，C为常数， 至 为待估参数， 为残差项。X1至X7分别表示人力资本、服务业发展水平、人均GDP、城镇化率、货物贸易出口额、旅游外汇收入、服务贸易市场开放度。

4 实证分析

4.1 单位根检验

为避免伪回归现象，先做单位根检验。选择ADF检验来判断各序列是否平稳。

从检验结果上看，原序列平稳的只有LNX4。其次，一阶差分后LNY、LNX3、LNX7平稳。所以剔除其余不平稳变量。为了分析同阶差分序列的协整关系，下面进行协整检验。

4.2 协整检验

本文选择E-G两步法对残差序列进行检验。

协整检验得到伴随概率为0.0339，拒绝原假设，认为残差序列不含有单位根。平稳的残差序列意味者被解释变量和解释变量存在协整关系。

4.3 误差修正模型

因为变量是非平稳的，所以不能直接运用OLS法。在同阶单整存在协整关系的基础上，建议误差修正模型，反映短期偏离了均衡状态，长期应该如何修正。误差修正模型结果为：

DLNY=-0.06+1.60DLNX3+1.04DLNX7-0.28ECM（-1）

t=   （-1.20）   （3.39）   （11.48）   （-0.70）

P=  （0.2847） （0.0195） （0.0001） （0.5178）

=0.9782  Adjusted- =0.9652 D.W.=1.9175 F=74.9276  P（F）=0.0001  （4.1）

对以上模型进行F检验和t检验，F检验显著说明解释变量联合起来对LNY有显著性影响。利用上文协整模型中生成的残差序列，进行第三步检验。

5研究结论与政策建议

5.1 研究结论

1.尽管湖南省服务贸易发展迅速，但发展空间还是很大。湖南省服务贸易出口规模不稳定，出口结构以旅游、运输、对外承包工程以及劳务合作为主。

2.通过常用的5个指标分析湖南和河南的服务贸易国际竞争力，其距离国际标准还有较大距离。

3.在钻石理论的基础上选取7个合适的指标建立多元线性回归模型，对影响湖南省服务贸易国际竞争力的影响因素进行分析，这7个指标对其均有积极作【4】。

5.2 政策建议

1 扩大内需，进一步深化行业分工专业化程度，提升竞争力

2 加大开放合作力度鼓励本土服务业企业走国际化道路，要发挥在文化、通讯、建筑、金融等服务贸易领域的优势。【5】

3 加快培养服务贸易人才，推动服务贸易人才国际化流动，提高专业人员素质。

4 协同发展货物贸易，促进货物贸易和服务贸易的协调发展

参考文献：

[1]陶爱萍，张珍.数字经济对服务贸易发展的影响——基于国家层面面板数据的实证研究[J].华东经济管理，2022，36（5）：1-14.

[2]朱晓萌.中国服务贸易竞争力及影响因素研究[D].上海：上海外国语大学，2021.

[3]秦刘媛，张永梅.安徽省服务贸易出口竞争力影响因素实证研究[J].对外经贸，2019，6（7）：29-31.

[4]吴敬茹.服务业FDI对我国服务贸易国际竞争力的影响：理论与实证[J].商业经济研究，2021，13（15）：180-183.

[5]李虹，陈丽姿.区域服务贸易与生产环境协调度测度[J].统计与决策，2019，35（5）：101-104.