數就是直接碳排放係數與間接碳排放係數之和表是我國曆年各部門的完。５全碳排放係數表是我國各部門的直接碳排放係數與間接碳排放係數，６。
表５我國２００７—２０１１年各部門完全碳排放係數單位噸萬美元：／年份２００７２００８２００９２０１０２０１１１６．５５８８５．０８４７５．０７５９４．６０７１３．９７５０２１６．１４２８１３．７５００１３．６６３９１２．１６８２１０．６０１０３６．３９５３５．０７６９５．０６００４．６１４９３．９７５５４１０．２１４１７．９８６８７．６４４０６．８８８７５．８２１６５１．８４０１１．４４０６１．３８０７１．２３６６１．００７４６３．３０２７２．７９８１２．８３０５２．４７１７２．１０２５７８．３３６６７．０１４７６．８５２５５．７６０６４．７７８８８１７．１１６７１３．４５１８１４．４５２０１２．５３７６１０．６９５９９２３．１６０５１８．２８５０１８．０３４１１６．４５８６１４．４５１９１０７．８９４８６．４６６９６．３８０５５．９２６８５．００７１中國對外貿易隱含碳排放的實證研究６９（續表）年份２００７２００８２００９２０１０２０１１１１２６．４１９１２２．３３９９２２．３６７７１９．４１７０１７．０８８５１２５２．１７０３４１．５０３１４３．０３８８３８．５５８６３１．７５４９１３１６．６７０９１３．９０９９１４．４８５６１３．４８２０１１．２４７５１４２９．６３１４２６．３４６５２８．８９５０２６．６６６５２３．５０９３１５１０．１４２１８．５５０４８．９４４４８．５４５２７．１７７１１６６．５１９５５．３４９８５．１６４６４．６４６４４．１０５２１７２１．７１５３１６．９５４４１６．９８１７１６．２２２５１４．１１２９１８２６．６４７６２２．６７４８２６．６９２８２４．７４２１２１．４８１２１９５．７５８０４．７３６６５．０４５５４．６９９３４．２０５５２０１６．５４２５１３．６６６８１３．５８９４１２．５２３６１１．００６１２１９．５０５１８．０４３６８．７４８６７．９７１０７．０５１２從完全碳排放係數來看不同部門的碳排放係數相差較大基本金屬及金屬製品業，。、電氣機械及器材製造業電力煤氣及水生產和供應業建築業采掘業和化學原料和化、、、、、學製品製造業是屬於高碳排放係數的部門其他部門的碳排放係數要遠低於這些部門，。
這說明這些部門生產的能源利用效率相對低下碳排放比例過高從而造成我國的高碳，，，排放而這主要歸因於我國當前的生產模式還屬於高投入高能耗並且是高汙染排放。、。
表６我國２００７—２０１１年各部門直接與間接碳排放係數單位噸萬美元：／年份２００７２００８２００９２０１０２０１１直接間接直接間接直接間接直接間接直接間接１２．４８４．０８１．８６３．２３１．８２３．２６１．６２２．９９１．３７２．６０２１１．４０４．７４９．８９３．８６９．６６４．００８．４３３．７４７．４６３．１４３１．２５５．１４１．０２４．０６０．９８４．０８０．７９３．８３０．６７３．３１４３．８８６．３４２．９６５．０３２．７４４．９１２．２８４．６１１．８７３．９５５０．９９０．８５０．７７０．６７０．７２０．６６０．６２０．６２０．４７０．５３６２．０６１．２５１．７７１．０３１．７８１．０５１．５００．９７１．２７０．８３７６．１６２．１８５．２２１．８０５．０６１．８０４．１２１．６４３．３８１．４０８１６．０４１．１２１２．４５１．００１３．６５０．８１１１．７４０．７９９．８８０．８２９１３．０６１０．１０１０．２０８．０９９．６５８．３８８．６９７．７７７．８１６．６４１０２．９５４．９４２．４７４．００２．３８４．０１２．１８３．７５１．７６３．２５７０南大商學評論（第２７輯）（續表）年份２００７２００８２００９２０１０２０１１直接間接直接間接直接間接直接間接直接間接１１２０．０４６．３８１７．１１５．２３１７．１１５．２６１４．５８４．８４１２．９６４．１３１２１６．８７３５．３０１３．５４２７．９６１３．７３２９．３１１１．９６２６．６０１０．０５２１．７１１３２．１７１４．５０１．７４１２．１７１．７５１２．７３１．６１１１．８７１．４６９．７９１４０．９２２８．７１０．８０２５．５５０．７７２８．１２０．７４２５．９３０．６３２２．８８１５１．５３８．６１１．３１７．２４１．３８７．５７１．４２７．１２１．２３５．９４１６５．６６０．８６４．６６０．６９４．４６０．７０３．９９０．６６３．５５０．５５１７１４．７２７．００１１．３０５．６６１１．１７５．８２１０．７２５．５０９．３７４．７４１８１．２２２５．４３０．８４２１．８４０．８２２５．８７０．８０２３．９４０．７０２０．７８１９２．２３３．５２１．６７３．０７１．６７３．３８１．４８３．２２１．３６２．８５２０１２．００４．５４１０．０２３．６５９．５９４．００８．７７３．７５７．７２３．２９２１３．７４５．７６３．１１４．９３２．８１５．９４２．５５５．４２２．３３４．７２同時通過比較直接碳排放係數和完全碳排放係數可以看出幾個部門直接碳排放係，，數和完全碳排放係數相差較大其間接碳排放係數在完全碳排放係數中占據較大比重如，，基本金屬及金屬製品業通用專用設備製造業電氣機械及器材製造業建築業其完全、、、、、，碳排放係數遠高於直接碳排放係數這些行業本身的碳排放係數都相對較低其生產過。，程中的碳排放主要是中間投入品的碳排放過高引起的這說明在研究對外貿易的隱含碳。
排放的過程中不能僅考慮最終產品在生產過程中直接排放的二氧化碳對於此類行業，。，減少碳排放的重點主要在於提高其中間投入品的利用率與轉換效率上並且使用較少的，具有高碳排放的中間投入品利用低碳排放的清潔產品來代替等對於直接碳排放係數相，；對較大的部門如非金屬礦物製品業減少碳排放的主要工作在於使用清潔產品提高能，，，源利用效率降低碳排放強度等、。
從表中還可以得出完全碳排放係數最大的幾個部門分別為基本金屬及金屬製品業，、電氣機械及器材製造業建築業非金屬礦物製品業這說明我國各部門中碳排放係數、、、。，較高的行業大都屬於第二產業主要是因為我國的經濟模式依然走的是粗放型經濟增長，的模式工業生產模式高投入高能耗高汙染排放的現狀依然沒有改變生產部門的能，、、。
源利用效率低碳排放比例高引起我國在生產出口產品的過程中二氧化碳排放量過高，，。
但是從時間上看各部門的完全碳排放係數逐漸有所降低基本有所改善這說明我國推，，，進的節能改造技術取得了一定的效果。
中國對外貿易隱含碳排放的實證研究７１（）各部門進出口隱含碳分析３基於上一節得到的碳排放係數結合各部門的統計數據可以得到各部門，，進出口隱含碳的排放量。
經計算可得到我國各部門出口隱含碳排放量見表從部門間的差異，７。
來看不同部門的出口隱含碳排放差異較大電氣機械及器材製造業基本，。、、金屬及金屬製品業通用專用設備製造業是碳排放最高部門這些部門的碳、、，排放要遠高於其他部門同時這些部門具有較高的完全碳排放係數這說。，。
明這些部門生產的能源使用量較高產品生產量較大並且都用於出口這是我，，國的主要進口國將排放轉嫁到我國的重要證據ＣＯ２。
表７我國２００７—２０１１年各部門出口隱含碳排放量單位萬噸：年份２００７２００８２００９２０１０２０１１１２００．８８１６９．１２１８１．９６２０９．９６２１９．７７２９４．６９１０４．５１５２．７０７２．６３６８．６１３１６９．９３１４９．１０１３０．６８１４４．１８１５６．０６４２７３１．４８２３１５．３２１９９０．０１２２１６．９７２２５８．５８５１３９．３２１２６．１０１１３．８６１３３．９５１３３．９０６２５２．１４２４５．０５２１９．９５２４６．２６２４５．８３７４８８．０７４８８．８４４０３．５３３８７．５６３８９．６０８５５０．８０６８９．３７４７４．９４５３９．４１５５６．８０９１９０８．３１２０３１．２４１５７１．４８１９９０．２３２２６３．１３１０４６４．９４４３１．６８３６９．８８４７４．０７５３５．８１１１７７９．５７８１２．５６７４０．５２８５２．２３９３７．６８１２９７２１．３４９６４０．４４５３５３．５５６８９０．７２７４２２．５２１３６１４５．４３６０２７．７２５５１０．３４６７３６．９５６４１７．６６１４１６２９６．９１１６５５９．４７１６０１７．９５１９１５５．９８１９４０４．７５１５８９９．３３９７４．９９８６６．９１１２２４．９２１２６３．０２１６１４８．８６１３９．８３１２０．３８１５９．６８２５０．０８１７—————１８４６．４９１５９．５７２５２．６２２０２．４０１２９．１８１９１６４４．３２１６７８．００１４４３．３９１７３５．４４１９１５．９５２０１１８３．３９１１４２．６９１０４７．３４１３００．７１１４４９．１７２１３４．４７２３．０９２３．６９２０．９３３０．８９７２南大商學評論（第２７輯）同時以年為例出口隱含碳排放最多的部門是電氣機械及器材製造業占總，２０１１，、，隱含碳排放量的碳排放第二多的是基本金屬及金屬製品業占比碳排放４１．１４％；，１６．１２％；第三多的是通用專用設備製造業上述部門是我國出口隱含碳排放的主體合計的隱含、。，碳排放總量占到當年的以上通過分析各部門的碳排放係數可知電氣機械及器材７０％。，、製造基本金屬及金屬製品業這兩個部門完全碳排放係數都比較大在各部門中僅次於基、，本金屬及金屬製品業是很明顯的高碳排放部門紡織業和化學原料和化學製品製造業，；，其直接碳排放係數和完全碳排放係數也都較大在各個部門中碳排放量也不低從以上，。
分析可看出一是少數的幾個部門造成了大部分的隱含碳排放說明我國的出口產品結構，，的高碳排放特征仍較為明顯二是出口隱含碳排放較高的部門其碳排放係數不一定較；，高說明影響我國隱含碳排放的重要因素還要考慮對外貿易中的規模和結構如紡織業和，，化學原料和化學製品製造業大量的商品出口是該部門高隱含碳出口的重要原因，。
經計算可得我國各部門進口隱含碳排放量見表從部門間的差異來看進口隱含，８。，碳排放相比出口都較低說明我國是貿易隱含碳淨出口國這主要歸因於我國主要進口，。
國的生產過程中具有較高生產技術水平碳排放係數較低因此我國仍需加強節能技術、。，改造縮小與發達國家和地區的差距，。
表８我國２００７—２０１１年各部門進口隱含碳排放量單位萬噸：年份２００７２００８２００９２０１０２０１１１５４．６９６９．２８５８．６４７１．８９７４．２９２２６８．１８３８９．１１２８８．４８４２１．１５４８２．５３３８．４５９．５１９．４１１３．４６１４．８０４７５．４１６１．３８４８．２５６１．８５６３．６７５４．１８３．５６２．６９３．４０３．３１６８．９６８．２５７．４９１０．７７１１．４４７３８．３８４０．１９３２．９６３６．８７３７．２８８５２２．８７６９９．９１５１９．５９７１９．３２８５８．３８９４６２．０８４３２．３３３６２．８６４６５．６６４９６．０４１０１２６．１５１２０．８０１０８．９１１４５．０６１３５．８７１１３４．３７３２．６２２７．０９３８．４５４１．５４１２１１７９．４０１０１４．５３１０７８．４５１２０６．６５１０９８．０１１３６０２．３３５９３．５１５１８．６７７０４．５４６５２．２３１４２８２７．６８２８０４．６７２６１６．８５３２９１．６７３１０３．００１５１０３．３３１０４．４９１１１．３４１７０．１５１７３．３９中國對外貿易隱含碳排放的實證研究７３（續表）年份２００７２００８２００９２０１０２０１１１６１３．４０１３．７９１０．９６１６．６４１９．０３１７—————１８９．１１７２．００７３．２１１０８．８６９２．０３１９２３５．９３３３４．５２３０８．９１４４３．９０５２８．９１２０１５６．４３１６８．００９７．５５１３４．６９１１９．４４２１６．８４１０．９５８．４１４４．６６１０１．６４以年的數據進一步分析可知電氣機械及器材製造業是年進口隱含碳２０１１，、２０１１排放最多的部門進口的隱含碳排放占當年總進口隱含碳的電氣機械及器材，３８．２８％。、製造設備等在貿易品分類上歸屬於我國高新技術產品但實際上加工貿易是其發展，。，的主要方式原料和零部件是從國外進口的我們隻是負責加工與組裝產品然後再出，，，口加工貿易的特點之一是大進大出這也就對這些部門的進出口隱含碳排放造成了直。，接影響另外基本金屬及金屬製品業石油加工煉焦和核燃料加工業進口隱含碳排放。，、、分列第二第三位分別占總進口隱含碳排放的和通用專用設備製造、，１３．５４％１０．５９％；、業的進口隱含碳排放的比例為進口量也較大上述幾個部門是我國進口貿易的１３．７％，。
隱含碳排放的主體因為其進口隱含碳排放合計占總的進口隱含碳排放的通過，７０％。
進口這些部門的產品有利於我國隱含碳排放的減少，。
同時以年為例將進口隱含碳與出口隱含碳排放較多的部門相對照從圖中，２０１１，，３可以發現紡織業和化學原料及化學製品製造業的進出口隱含碳排放分別占總體的比重，相差較大紡織業是我國的傳統行業在對外貿易中紡織業占有重要的地位紡織業的。，。
出口隱含碳較高這與該部門的進出口量相關同時也可以看出我國紡織業的技術水平，；，相對較低投入了較大的資源對環境的影響也較大對於進出口隱含碳排放的比重相對、，。
比較高的部門如電氣機械及器材製造業則和我國的加工貿易發展有關其特點是大進，、，，大出引起了進出口隱含碳的排放相對較高而此類部門在整個產業鏈中高附加值低碳，；，、經濟的環節都主要由國外完成通過上述分析我們知道必須升級改造相關的部門優化。，，部門的進出口的結構減少我國對外貿易出口的隱含碳排放這有利於平衡我國對外貿易，，的發展減少隱含碳排放，。
四結論在以上分析的基礎上為了改變我國的現狀在政策上應努力做到以下，，幾點：首先繼續堅持產業結構的轉型與升級的政策從碳排放係數的變化可，。
以看出近年來的產業結構政策的作用顯著應該繼續堅持要有效控製電，，。
７４南大商學評論（第２７輯）圖３２０１１年進出口貿易隱含碳分部門對比氣機械及器材製造業交通運輸設備製造業基本金屬及金屬製品業化學原、、、、料和化學製品製造業等能源消耗高碳排放量大的產業的發展雖然這些行、。
業在中國的經濟發展中扮演著重要的角色然而如果不節製地加以發展這對，，於環境的影響將會非常大我們可以借鑒發達國家的成功經驗逐步實現產。，業的轉型要大力發展第三產業轉向商業服務金融教育醫療等附加值更。，、、高的行業我國年第三產業占國內生產總值而到了年該。２０１１４３．８０％，２０１２比例明顯提高達到雖然比重提高了個百分點但是我國目前的４５．６０％，１．８，服務業占的比例與世界的發達國家相比還是偏低的同時我們要努力ＧＤＰ。，改變自己世界工廠的現狀致力於尋求向產業鏈中高附加值的環節發展“”，，擺脫中國的低端製造現狀。
其次在對外貿易中要注意調整貿易商品結構我們應該適量發展加工，。
貿易逐步提高產品附加值我國加工貿易的發展應該向價值鏈的上下遊延，。、伸擺脫之前簡單加工的狀況提高研發及營銷比重努力提高整個行業利潤，，，率同時我們要注意優化出口結構限製高汙染產品的出口要走上綠色的。，，。
低碳經濟道路引領我國對外貿易健康發展必須降低傳統的高碳排放產品出，，口的比重而且我們要依據實情來製定相關政策靈活使用出口退稅政策降。，，低高汙染高能耗產業的出口退稅力度間接提高此類企業的出口成本從而、，，達到限製其出口的目標。
最後要注意改變能源消耗結構提高能源利用效率我國在行業生產中，，。
的能源使用結構還是相對的單一其中最主要的能源是煤炭其含碳量相對於，，石油和天然氣的比例是最高的其次使用的是石油而使用天然氣的比例最，，低天然氣作為清潔能源之一其碳排放量最低我國能源消耗較高的企業在。，，改善其能源使用的環節中應大量使用天然氣風能等替代性可再生能源從，、，而減少高碳排放能源的使用而提高能源利用效率也能相對減少汙染物的。，排放同時我們更要致力於發展清潔能源和新能源如太陽能核能風能。，，、、、中國對外貿易隱含碳排放的實證研究７５地熱能等目前在我國的清潔能源應用領域發展較好的是風能是可再生能。，，源清潔環保應用新型能源進行清潔生產是實現節能減排目標的最有效，。，，的途徑。
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ＪｏｕｒｎａｌｏｆＷｏｒｌｄ?ＳｙｓｔｅｍｓＲｅｓｅａｒｃｈｓｙｓｔｅｍｓａｎａｌｙｓｉｓｏｆｃａｒｂｏｎｄｉｏｘｉｄｅｅｍｉｓｓｉｏｎｓ［Ｊ］．，２００３，９（２）：２７７３１５．［７］ＣｏｌｅＭＡ．Ｔｒａｄｅ，ｔｈｅｐｏｌｌｕｔｉｏｎｈａｖｅｎｈｙｐｏｔｈｅｓｉｓａｎｄｔｈｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＫｕｚｎｅｔｓｃｕｒｖｅ：Ｅｃｏｌｏｇｉｃａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｓｅｘａｍｉｎｉｎｇｔｈｅｌｉｎｋａｇｅｓ［Ｊ］．，２００４，４８（１）：７１８１．［８］ＭａｎａｇｉＳ．Ｔｒａｄｅｌｉｂｅｒａｌｉｚａｔｉｏｎａｎｄｔｈｅｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ：ｃａｒｂｏｎｄｉｏｘｉｄｅｆｏｒ１９６０—１９９９［Ｊ］．ＥｃｏｎｏｍｉｃｓＢｕｌｌｅｔｉｎ，２００４，１７（１）：１５．［９］ＭａｎａｇｉＳ，ＨｉｂｉｋｉＡ，ＴｓｕｒｕｍｉＴ．Ｄｏｅｓｔｒａｄｅｌｉｂｅｒａｌｉｚａｔｉｏｎｒｅｄｕｃｅｐｏｌｌｕｔｉｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓ［Ｊ］．Ｄｉｓｃｕｓｓｉｏｎｐａｐｅｒｓ，２００８，８０１３．［１０］ＪａｌｉｌＡ，ＭａｈｍｕｄＳＦ．ＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔＫｕｚｎｅｔｓｃｕｒｖｅｆｏｒＣＯ２ｅｍｉｓｓｉｏｎｓ：ＡｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎＥｎｅｒｇｙＰｏｌｉｃｙａｎａｌｙｓｉｓｆｏｒＣｈｉｎａ［Ｊ］．，２００９，３７（１２）：５１６７５１７２．［１１］ＳｔｒｅｔｅｓｋｙＰＢ，ＬｙｎｃｈＭＪ．Ａｃｒｏｓｓ?ｎａｔｉｏｎａｌｓｔｕｄｙｏｆｔｈｅａｓｓｏｃｉａｔｉｏｎｂｅｔｗｅｅｎｐｅｒｃａｐｉｔａＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅＲｅｓｅａｒｃｈｃａｒｂｏｎｄｉｏｘｉｄｅｅｍｉｓｓｉｏｎｓａｎｄｅｘｐｏｒｔｓｔｏｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓ［Ｊ］．，２００９，３８（１）：２３９２５０．［１２］ＫｅａｒｓｌｅｙＡ，ＲｉｄｄｅｌＭ．ＡｆｕｒｔｈｅｒｉｎｑｕｉｒｙｉｎｔｏｔｈｅＰｏｌｌｕｔｉｏｎＨａｖｅｎＨｙｐｏｔｈｅｓｉｓａｎｄｔｈｅＥｃｏｌｏｇｉｃａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＫｕｚｎｅｔｓＣｕｒｖｅ［Ｊ］．，２０１０，６９（４）：９０５９１９．Ｅｃｏｌｏｇｉｃａｌ［１３］Ａｎｇ，ＪａｍｅｓＢ．．ＣＯ２ｅｍｉｓｓｉｏｎｓ，ｒｅｓｅａｒｃｈａｎｄｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｔｒａｎｓｆｅｒｉｎＣｈｉｎａ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ．２００９（Ｎｏ．１０）．［１４］ＷｙｃｋｏｆｆＡＷ，ＲｏｏｐＪＭ．Ｔｈｅｅｍｂｏｄｉｍｅｎｔｏｆｃａｒｂｏｎｉｎｉｍｐｏｒｔｓｏｆｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅｄｐｒｏｄｕｃｔｓ：ＥｎｅｒｇｙｐｏｌｉｃｙＩｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｆｏｒｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌａｇｒｅｅｍｅｎｔｓｏｎｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅｇａｓｅｍｉｓｓｉｏｎｓ［Ｊ］．，１９９４，２２（３）：１８７１９４．［１５］ＬｅｎｚｅｎＭ．ＰｒｉｍａｒｙｅｎｅｒｇｙａｎｄｇｒｅｅｎｈｏｕｓｅｇａｓｅｓｅｍｂｏｄｉｅｄｉｎＡｕｓｔｒａｌｉａｎｆｉｎａｌＥｎｅｒｇｙｐｏｌｉｃｙｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ：ａｎｉｎｐｕｔ?ｏｕｔｐｕｔａｎａｌｙｓｉｓ［Ｊ］．，１９９８，２６（６）：４９５５０６．［１６］ＭａｃｈａｄｏＧ，ＳｃｈａｅｆｆｅｒＲ，ＷｏｒｒｅｌｌＥ．Ｅｎｅｒｇｙａｎｄｃａｒｂｏｎｅｍｂｏｄｉｅｄｉｎｔｈｅｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｔｒａｄｅ７６南大商學評論（第２７輯）ＥｃｏｌｏｇｉｃａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｓｏｆＢｒａｚｉｌ：ａｎｉｎｐｕｔ?ｏｕｔｐｕｔａｐｐｒｏａｃｈ［Ｊ］．，２００１，３９（３）：４０９４２４．［１７］Ｓ?ｎｃｈｅｚ?ＣｈóｌｉｚＪ，ＤｕａｒｔｅＲ．ＣＯ２ｅｍｉｓｓｉｏｎｓｅｍｂｏｄｉｅｄｉｎｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｔｒａｄｅ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｏｒＥｎｅｒｇｙＰｏｌｉｃｙＳｐａｉｎ［Ｊ］．，２００４，３２（１８）：１９９９—２００５．ＥｎｅｒｇｙＰｏｌｉｃｙ［１８］ＳｈｕｉＢ，ＨａｒｒｉｓｓＲＣ．ＴｈｅｒｏｌｅｏｆＣＯ２ｅｍｂｏｄｉｍｅｎｔｉｎＵＳ?Ｃｈｉｎａｔｒａｄｅ［Ｊ］．，２００６，３４（１８）：４０６３４０６８．［１９］ＭｕｎｋｓｇａａｒｄＪ，ＰｅｄｅｒｓｅｎＫＡ．ＣＯ２ａｃｃｏｕｎｔｓｆｏｒｏｐｅｎｅｃｏｎｏｍｉｅｓ：ｐｒｏｄｕｃｅｒｏｒｃｏｎｓｕｍｅｒＥｎｅｒｇｙｐｏｌｉｃｙｒｅｓｐｏｎｓｉｂｉｌｉｔｙ？［Ｊ］．，２００１，２９（４）：３２７３３４．Ｇｌｏｂａｌ［２０］ＰｅｔｅｒｓＧＰ，ＨｅｒｔｗｉｃｈＥＧ．Ｐｏｌｌｕｔｉｏｎｅｍｂｏｄｉｅｄｉｎｔｒａｄｅ：ＴｈｅＮｏｒｗｅｇｉａｎｃａｓｅ［Ｊ］．ＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＣｈａｎｇｅ，２００６，１６（４）：３７９３８７．［２１］ＨｏｅｋｓｔｒａＲ，ＪａｎｓｓｅｎＭＡ．Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｒｅｓｐｏｎｓｉｂｉｌｉｔｙａｎｄｐｏｌｉｃｙｉｎａｔｗｏ?ｃｏｕｎｔｒｙＥｃｏｎｏｍｉｃＳｙｓｔｅｍｓＲｅｓｅａｒｃｈｄｙｎａｍｉｃｉｎｐｕｔ?ｏｕｔｐｕｔｍｏｄｅｌ［Ｊ］．，２００６，１８（１）：６１８４．［２２］ＳｕｂａｋＳ．Ｍｅｔｈａｎｅｅｍｂｏｄｉｅｄｉｎｔｈｅｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｔｒａｄｅｏｆｃｏｍｍｏｄｉｔｉｅｓ：ｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｆｏｒＧｌｏｂａｌｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌｃｈａｎｇｅｇｌｏｂａｌｅｍｉｓｓｉｏｎｓ［Ｊ］．，１９９５，５（５）：４３３４４６．［２３］ＦｅｒｎｇＪＪ．ＡｌｌｏｃａｔｉｎｇｔｈｅｒｅｓｐｏｎｓｉｂｉｌｉｔｙｏｆＣＯ２ｏｖｅｒ?ｅｍｉｓｓｉｏｎｓｆｒｏｍｔｈｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓｏｆＥｃｏｌｏｇｉｃａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓｂｅｎｅｆｉｔｐｒｉｎｃｉｐｌｅａｎｄｅｃｏｌｏｇｉｃａｌｄｅｆｉｃｉｔ［Ｊ］．，２００３，４６（１）：１２１１４１．［２４］ＡｔｋｉｎｓｏｎＧ，ＨａｍｉｌｔｏｎＫ，ＲｕｔａＧｅｔａｌ．Ｔｒａｄｅｉｎ‘ｖｉｒｔｕａｌｃａｒｂｏｎ’：ＥｍｐｉｒｉｃａｌｒｅｓｕｌｔｓａｎｄＧｌｏｂａｌＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＣｈａｎｇｅｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｆｏｒｐｏｌｉｃｙ［Ｊ］．，２０１１，２１（２）：５６３５７４．［２５］ＳｕＢ，ＡｎｇＢＷ．Ｉｎｐｕｔ?ｏｕｔｐｕｔａｎａｌｙｓｉｓｏｆＣＯ２ｅｍｉｓｓｉｏｎｓｅｍｂｏｄｉｅｄｉｎｔｒａｄｅ：Ａｍｕｌｔｉ?ｒｅｇｉｏｎＡｐｐｌｉｅｄＥｎｅｒｇｙｍｏｄｅｌｆｏｒＣｈｉｎａ［Ｊ］．，２０１４，１１４：３７７３８４．李秀香張婷出口增長對我國環境影響的實證分析以排放量為例國際［２６］，．———ＣＯ２［Ｊ］．貿易問題，２００４，０７：９１２．蘭天貿易與跨國界環境汙染北京經濟管理出版社［２７］．［Ｍ］．：，２００４．王正鵬李瑩李德貴進出口貿易對中國能源二氧化碳排放影響的初步分析中［２８］，，．［Ｊ］．國能源，２００８，０３：１４１７．許廣月宋德勇我國出口貿易經濟增長與碳排放關係的實證研究國際貿易問［２９］，．，［Ｊ］．題，２０１０（１）：７４７９．趙欣齊中英中國國際貿易中的隱性能源和二氧化碳排放研究中國環境科學［３０］，．［Ａ］．學會中國環境科學學會學術年會優秀論文集下卷中國環境科學學會．２００８（）［Ｃ］．，２００８：５．李小平盧現祥國際貿易汙染產業轉移和中國工業排放經濟研究［３１］，．，ＣＯ２［Ｊ］．，２０１０，１：１５２６．高鳳林碳排放與出口貿易競爭力關係的實證分析以中美貿易為例西南政［３２］．———［Ｊ］．法大學學報，２０１０，０５：４５４９．劉瑞翔薑彩樓從投入產出視角看中國能耗加速增長現象經濟學季刊［３３］，．［Ｊ］．（），２０１１，０３：７７７７９８．任力黃崇傑中國對外貿易與碳排放基於麵板數據的分析全國高校社會［３４］，．———［Ａ］．主義經濟理論與實踐研討會領導小組社會主義經濟理論研究集萃加快．（２０１０）———轉變經濟發展方式全國高校社會主義經濟理論與實踐研討會領導小組［Ｃ］．，２０１０：１２．李國誌王群偉中國出口貿易結構對二氧化碳排放的動態影響基於變參數模型［３５］，．———中國對外貿易隱含碳排放的實證研究７７的實證分析國際貿易問題［Ｊ］．，２０１１，０１：８２８９．魏本勇方修琦王媛等基於投入產出分析的中國國際貿易碳排放研究北京師［３６］，，．［Ｊ］．範大學學報自然科學版：，２００９（００４）：４１３４１９．劉強莊幸薑克雋韓文科中國出口貿易中的載能量及碳排放量分析中國工業［３７］，，，．［Ｊ］．經濟，２００８，０８：４６５５．齊曄李惠民徐明中國進出口貿易中的隱含碳估算中國人口資源與環境［３８］，，．［Ｊ］．．，２００８，０３：８１３閆雲鳳楊來科金融危機條件下我國出口貿易向低碳經濟轉型當代財經［３９］，．［Ｊ］．，２０１０，０１：１０５１１０．張曉平中國對外貿易產生的排放區位轉移分析地理學報［４０］．ＣＯ２［Ｊ］．，２００９，０２：２３４２４２．徐慧中國進出口貿易的環境成本轉移基於投入產出模型的分析世界經濟［４１］．———［Ｊ］．研究，２０１０，０１：５１５５＋８８．朱啟榮中國出口貿易中的排放問題研究中國工業經濟［４２］．ＣＯ２［Ｊ］．，２０１０，０１：５５６４．張友國中國貿易含碳量及其影響因素基於進口非競爭型投入產出表的分析［４３］．———（）經濟學季刊［Ｊ］．（），２０１０，０４：１２８７１３１０．何丹丹中美貿易隱含碳排放量估算及影響因素研究華東師範大學［４４］．［Ｄ］．，２０１２．翟婷婷中澳貿易隱含碳排放的測算及因素分解暨南大學［４５］．［Ｄ］．，２０１３．王天鳳出口貿易對我國能源消耗碳排放的影響研究暨南大學［４６］．［Ｄ］．，２０１２．穀祖莎貿易開放影響環境的碳排放效應研究山東大學［４７］．［Ｄ］．，２０１３．於天飛碳排放權交易的產權分析東北農業大學學報社會科學版［４８］．［Ｊ］．：，２００７，５（２）：１０１１０３．論文執行編輯：李劍論文接收時間：年月日２０１４４２７７８南大商學評論（第２７輯）ＡｎＥｍｐｉｒｉｃａｌＳｔｕｄｙｏｆＣａｒｂｏｎＥｍｉｓｓｉｏｎＥｍｂｏｄｉｅｄｉｎＣｈｉｎａ?ｓＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＴｒａｄｅＹｕａｎｊｉａｎｇＬｉＪｉｎｇｓｏｎｇＪｉｎＡｂｓｔｒａｃｔ：Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｉｎｐｕｔ?ｏｕｔｐｕｔｍｅｔｈｏｄａｎｄｄａｔａｆｒｏｍ２００７ｔｏ２０１１，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｈａｓｃａｌｃｕｌａｔｅｄｔｈｅｔｏｔａｌａｍｏｕｎｔｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｅｍｂｏｄｉｅｄａｎｄｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｓｉｎＣｈｉｎａ?ｓｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｔｒａｄｅ．Ｓｏｍｅｐｒｉｍａｒｙｓｅｃｔｏｒｓｈａｖｅａｌｓｏｂｅｅｎａｎａｌｙｚｅｄｅｍｐｈａｔｉｃａｌｌｙ．ＴｈｅｒｅｓｕｌｔｓｈｏｗｓｔｈａｔＣｈｉｎａｉｓｔｈｅｎｅｔｅｘｐｏｒｔｃｏｕｎｔｒｙｏｆｅｍｂｏｄｉｅｄｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｆｒｏｍ２００７ｔｏ２０１１，ａｎｄｔｈｅｔｏｔａｌｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｏｆｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｉｓｄｅｃｌｉｎｉｎｇ．Ｔｈｅｍａｉｎｓｅｃｔｏｒｓｏｆｅｍｂｏｄｉｅｄｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎａｒｅｅｌｅｃｔｒｉｃｍａｃｈｉｎｅｒｙａｎｄｅｑｕｉｐｍｅｎｔｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ，ｂａｓｉｃｍｅｔａｌａｎｄｆａｂｒｉｃａｔｅｄｍｅｔａｌｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ，ｇｅｎｅｒａｌａｎｄｓｐｅｃｉａｌｅｑｕｉｐｍｅｎｔｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ．Ｉｎｔｈｅｅｎｄ，ｗｅｇｉｖｅｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓｔｏｉｍｐｒｏｖｅｔｈｅｐｒｅｓｅｎｔｓｉｔｕａｔｉｏｎ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｔｒａｄｅｅｍｂｏｄｉｅｄｃａｒｂｏｎｅｍｉｓｓｉｏｎｉｎｐｕｔ?ｏｕｔｐｕｔｍｅｔｈｏｄＪＥＬＣｌａｓｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ：Ｆ１中國對外貿易隱含碳排放的實證研究７９地方政府競爭會促進地區出口增長嗎———基於財政分權視角的分析①巫強崔欣欣?
【摘要】地方政府競爭直接促進了地區出口高速增長，而財政分權會影響地方政府競爭對地區出口增長的促進作用。這構成了我國整體出口規模高速擴張的區域競爭基礎。本文利用—年間個省級單位的２００２２０１２３０麵板數據，采用係統方法估計了地方政府競爭對ＧＭＭ地區出口增長的直接促進作用，並且發現財政分權程度的提高從總體上加強了地方政府的經濟實力，從而增強了地方政府競爭對地區出口增長的促進作用。差分和混合回歸模型的估計結果也證實了該結論，並ＧＭＭ且東、中、西部省份間地方政府競爭對地區出口增長的促進作用存在差異。
【關鍵詞】財政分權地方政府競爭地區出口增長【ＪＥＬ分類號】Ｆ１２７本文是全國優博論文作者專項資金資助項目基於中國企業出口行為研究的國際貿易理論體係構①“建批準號江蘇省第四期工程資助科研項目教育部新世紀優秀人才支持計劃”（２０１１０１）、“３３３”、和國家自然科學基金項目企業家能力企業家創業導向對天生全球化企業國際擴張行為特征的“、作用機製研究批準號的階段性成果”（７１１０２０３３）。
巫強南京大學經濟學院博士研究方向產業經濟與國際貿易崔欣?，，，：，Ｅ?ｍａｉｌ：ｑｉａｎｇｗｕ＠ｎｊｕ．ｅｄｕ．ｃｎ；欣南京大學經濟學院碩士研究方向產業經濟與國際貿易，，，：，Ｅ?ｍａｉｌ：７７３７７１５９７＠ｑｑ．ｃｏｍ。
８０南大商學評論（第２７輯）一引言年年底加入以來我國出口規模不僅延續了改革開放後的快２００１ＷＴＯ，速擴張態勢而且實現了更為高速的增長年我國出口金額年均，，２００１—２０１３，增長率達到在此期間我國在年超越德國成為世界最大的出口１９．３％。，２００９國年我國出口總額為億美元我國出口高速增長的這種現象；２０１３，２２０９６。
可以從多個方麵來解釋可能是加入後我國享受了全球貿易自由化的，ＷＴＯ好處也可能是我國發揮了比較優勢充分參與國際分工切入到全球價值鏈的，，生產製造環節林毅夫蔡昉李周劉誌彪也可能是我國通過（、、，１９９９；，２００７），大量進口國外先進機器設備提升本土廠商產品質量後實現了大量下遊消費品出口巫強劉誌彪張傑鄭文平陳誌遠王雨劍還可能是由（、，２００９；、、、，２０１４），於國內市場分割導致國內企業不得已麵向國際市場大量生產出口張傑劉（、誌彪張少軍、，２００８）。
眾所周知我國經濟轉型與增長的一個重要特征就是地方政府競爭地方，，政府競爭的根本原因是地方政府官員的政治晉升錦標賽周黎安（，２００４、為了獲取有限的晉升機會地方政府官員之間存在激烈的競爭紛紛２００７）。，，采取各種手段改善其在政績考核體係中的績效表現其中各地區競爭性地。，為出口行業提供各種財稅優惠政策從而促進自身出口規模擴張這就構成了，，我國整體出口高速增長的區域競爭基礎但是地方政府要提供各類財稅優惠。
政策就必須考慮其財政收支情況在年分稅製改革後一方麵地方政，。１９９４，，府獲得了更大的財政自主權和穩定的持續財政收入這有利於其保證出口行，業財稅優惠政策的實施從而間接地促進地區出口另一方麵地方政府事權，；，大於財權陷入財政收入不足以完全覆蓋財政支出的困境這導致地方政府缺，，乏足夠的財力去支持實施出口行業財稅優惠政策從而阻礙了地方政府競爭，對出口促進作用的發揮。
本文重點研究地方政府競爭促進出口增長的機製是否在我國省級層麵上存在這是地方政府競爭促進出口增長的直接效應同時本文研究這種促進，；，機製是否受到我國財政分權因素的影響辨析財政分權究竟是增強了地方政，府競爭對出口增長的積極作用還是削弱了地方政府競爭對出口增長的積極，作用即財政分權通過地方政府競爭影響出口增長的間接效應究竟是正向還，是負向。
地方政府競爭會促進地區出口增長嗎８１二理論分析與研究假設１．地方政府競爭促進地區出口增長的機理地方政府官員在現有政績考核體係下的晉升錦標賽是我國經濟社會轉型發展中的重要現象為了獲取晉升機會地方政府官員呈現企業家化特征，，“”，其以改善自身在政績考核體係中的績效為核心目標采取類企業家精神竭，“”力實施並推動促進本地發展的競爭性政策措施所以我國地方政府之間激烈。
競爭的根源在於地方政府官員之間的晉升錦標賽在於地方政府官員之間存，在激烈的晉升競爭在這一背景下我國地方政府之間的競爭都圍繞地方政。，府官員的政績考核體係展開該考核體係權重最大的核心指標就是眾多地方，政府官員最為看重的方麵也成為地方政府激烈競爭的重點領域這些權重，。
最大的核心指標主要包括增長率吸引外資外貿出口等經濟指標這形ＧＤＰ、、，成了地方政府官員以為導向的政績觀“ＧＤＰ”。
一方麵出口規模本身就是政績考核體係的重要指標這形成了地方政府，，促進出口規模增長的直接激勵在對外經濟工作政績考核方麵外貿發展總。，量和招商引資數量本身就是其主要內容外貿出口的總量指標被視為一個地。
區外向型經濟發展的主要成就在一定程度上直接決定了地方政府官員晉升，的可能性所以各個地方政府之間就圍繞擴大出口規模展開激烈的競爭其，。
主要的競爭手段就是為當地出口行業提供各類財稅或信貸方麵的優惠措施，例如向出口導向型的外商直接投資企業提供所得稅減免價格低廉的工業用，、地信貸利息補貼和其他配套公共服務等這些優惠措施直接降低了當地出、。
口行業的生產成本提高其產品在國際市場上的價格競爭力這有助於直接擴，，大當地的出口規模實現快速的出口增長，。
另一方麵政績考核體係中經濟增長率這一核心目標的實現也要求地方，政府擴大出口規模出口擴張能拉動經濟增長這是經濟學的基本原理地。，。
方政府為了獲得更高的增長率出口擴張本身就成為實現這一目標的重ＧＤＰ，要手段改革開放後我國東部沿海發達地區增長率相對更高這也帶。，ＧＤＰ，動了該地區官員的晉升機會往往多於其他地區官員例如蘇州的昆山這一縣，，級市就連續走出位地級市以上的市委書記和市長我國東部沿海發達地區５。
經濟高速增長的重要原因就是用開放來促發展以出口帶動經濟增長理論，。
和現實的印證充分調動了地方政府擴大出口的積極性為出口行業提供各類，優惠政策。
結合這兩方麵的分析本文認為地方政府競爭程度加劇能促進地區出口，規模擴大這就意味著我國整體出口高速增長背後可能是地方政府競爭所。，８２南大商學評論（第２７輯）導致的競爭性出口增長正是地方政府之間存在激烈競爭導致其高度重視。，當地出口增長並為此提供相應的優惠財稅政策措施這構成了我國整體出口，，高速增長的區域基礎。
２．財政分權影響地方政府競爭對出口增長促進作用的機理財政分權是我國從計劃經濟向市場經濟轉變的重要體現年分稅。１９９４，製改革是我國財政分權曆史上的重要事件年的分稅製改革以政府間。１９９４財政體製為改革對象劃分了中央稅種地方稅種和中央地方共享稅種這三類，、稅種賦予了省級及以下政府在管理財稅資源和決定財政支出方向中擁有更，大的自主權另外此次改革也為地方政府提供了穩定的財政收入來源例。，，如作為我國主要稅種的增值稅成為中央和地方分享稅分享比例為，，７５∶２５；個人所得稅和營業稅也都成為中央和地方分享稅這些都保證了地方政府的，財政收入來源顯然地方政府獲得了更大的財政自主權和更穩定的財政收。，入這將有助於提高地方政府競爭的經濟實力有助於其對出口行業實施各類，，優惠的財稅或信貸優惠政策從而間接促進了地區出口規模擴張由此財政，。，分權程度提高可能通過地方政府競爭能力的提升來間接促進出口增長即增，強地方政府競爭對出口增長的促進作用。
但是財政分權程度提高也可能削弱地方政府競爭對地區出口增長的促，進作用學界普遍認為年分稅製後由於事權和財權不對等雖然地方。，１９９４，政府獲得穩定的財政收入但是在層層分解返回後地方財政收入不足以完全，，承擔其財政支出這種在基層政府尤其明顯有些基層政府財政淪為吃飯財，，“政這甚至導致地方政府實施土地財政以擴大其財政收入在這一觀點”。。
下財政分權程度提高構成了約束地方政府競爭性支持出口規模擴張的限製，條件因為這會削弱地方政府競爭的經濟能力削弱其持續向出口行業提供各，，類財稅優惠政策措施的能力從而地區出口規模擴張受到負麵的限製影響，。
例如現實中由於市縣一級基層地方政府無法承擔出口退稅甚至寧波等個別，，地區一度還出現過獎勵少出口企業的現象這導致出口企業的退稅大量“”①，被拖欠所以我國在年開始下調出口退稅中地方政府承擔的比例對於。２００４，超基數的增量部分地方承擔的部分先降到在年這一比例降為，２５％，２００５７．這些事實說明財政分權程度提高有可能成為製約地方政府競爭促進地５％。，區出口增長的限製因素。
總體來看財政分權可能會影響地方政府競爭對地區出口增長的促進作，用從而財政分權對地區出口增長產生間接影響作用但是財政分權如何具，。，體影響地方政府競爭對出口增長的促進作用呢這存在兩種可能一是財政？，參見中央與地方比例難協調出口退稅再次麵臨變革新浪財經①《》，ｈｔｔｐ：／／ｆｉｎａｎｃｅ．ｓｉｎａ．ｃｏｍ．ｃｎ／ｇ／２００５０７１８／０９４１１８０７２６３．ｓｈｔｍｌ。
地方政府競爭會促進地區出口增長嗎８３分權增強了該促進作用二是財政分權削弱了該促進作用這兩種可能中財；。，政分權是以增強該促進作用還是削弱該促進作用為主需要采用具體數據和，計量方法加以驗證這也是本文的研究重點之一。。
三模型設定與數據處理１．模型設定由於企業層麵出口具有持續性前一期的出口規模擴大會促進當期出口，規模擴大張傑鄭文平陳誌遠王雨劍盛丹包群王永進所（、、、，２０１４；、、，２０１１），以本文設立動態麵板回歸模型如式所示來重點分析地方政府競爭對出（１），口增長的直接影響機製和財政分權通過地方政府競爭間接影響出口增長的機理。
ＥＸＰｉｔ＝β＋βＥＸＰｉｔ－＋βＣＯＭＰｉｔ＋βＦＤｉｔ×ＣＯＭＰｉｔ＋ｌｎ０１ｌｎ，１２ｌｎ３ｌｎｌｎβＤｕｍＥｉ×ＣＯＭＰｉｔ＋βＤｕｍＭｉ×ｌｎＣＯＭＰｉｔ＋βＤｕｍＷｉ×ＣＯＭＰｉｔ４ｌｎ５６ｌｎｎ＋λｊｊｔ＋εｉｔｊ＝ｌｎΖ（１）∑１本文構建麵板數據的時間範圍是年截麵為我國個省級２００２—２０１２，３０地區由於數據缺失所以該麵板數據不包括西藏在內式中下標ｉ和ｔ。，。（１），分別代表第ｉ個省份直轄市和第ｔ年被解釋變量ＥＸＰ是地區出口規模（）；ｌｎｉｔ變量ＣＯＭＰ是地方政府競爭變量ＦＤ是財政分權變量ＦＤ；ｌｎｉｔ；ｌｎｉｔ；ｌｎｉｔ×ＣＯＭＰｉｔ是財政分權與地方政府競爭兩變量的交叉項β是截距項ββｌｎ。０；１、２、β分別是地區出口變量的一階滯後項地方政府競爭變量財政分權與地方３、、政府競爭變量交叉項的係數λ是第ｊ個控製變量的係數；ｊ。
按照以上理論分析為了準確估計地方政府競爭對地區出口增長的直接，效應關鍵是估計地方政府競爭變量的係數β如果β顯著大於這就證，２。２０，實地方政府競爭會直接促進地區出口增長同時為了估計財政分權是否會。，影響地方政府競爭對地區出口增長的促進作用關鍵是估計財政分權與地方，政府競爭交叉項ＦＤｉｔＣＯＭＰｉｔ的係數β如果該係數顯著不等於那就ｌｎ×ｌｎ３。０，表明財政分權的確會影響地方政府競爭對地區出口增長的促進作用該係數，的大小就是這種間接影響的幅度如果β為正那就表明財政分權程度的提。３，高會增強地方政府競爭對地區出口增長的促進作用反之財政分權程度的提；，高會削弱這種促進作用β的估計值反映了省級出口增長的滯後促進效應。１，能判斷省級出口增長是否存在動態持續效應。
考慮到我國東中西部存在顯著的經濟社會發展差距製度環境差異明、、，８４南大商學評論（第２７輯）顯這可能會導致地方政府競爭對出口增長的影響機製產生係統性差異為，。
了控製東中西部地區之間的係統性差異式中設定的ＤｕｍＥＤｕｍＭ和、、，（１）ｉ、ｉＤｕｍＷ分別是東部中部和西部地區虛擬變量並將這三個地區虛擬變量分ｉ、，別和地方政府競爭變量ＣＯＭＰ相乘組成交叉項ＤｕｍＥＣＯＭＰＤｕｍＭｌｎｉｔｉ×ｌｎｉｔ、ｉ×ｌｎＣＯＭＰｉｔ和ＤｕｍＷｉＣＯＭＰｉｔ吳群李永樂如果其係數βββ顯×ｌｎ（，，２０１０），４、５、６著不為那就表明地方政府競爭影響出口增長的機製在東中西部省份間０，、、存在差異。
是第ｊ個控製變量ｎ為控製變量的數量除了三個地區虛擬變量ｌｎΖｊｔ；。
外式中所有變量都取自然對數形式ε為隨機擾動項假設隨機擾動項，（１）。ｉｔ，獨立且服從正態分布隨機擾動項表示各省出口在不同時期所受到的隨機，。
擾動它也可理解為是其他可能對各省份出口產生影響的各類因素這些因素，，均沒有在式中有效識別（１）。
２．指標選擇與統計描述在被解釋變量地區出口規模ＥＸＰ的指標選擇中我們按照常見做法ｌｎｉｔ，，選取人均出口額來衡量地區出口規模與出口總額出口增長率等指標不同。、，該指標能消除各省人口規模不同對回歸結果產生的影響具體而言本文將。，按照經營單位所在地來統計的各省貨物出口總額除以各省當年年末人口規模其單位是元人並按當年人民幣年平均彙率由美元金額折算為人民幣，／，金額。
地方政府競爭變量ＣＯＭＰ和財政分權與地方政府競爭變量的交叉（ｌｎｉｔ）項ＦＤＣＯＭＰ是本文的核心解釋變量尋找衡量地方政府競爭和財政（ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ），分權兩變量的合適指標至關重要由於地方政府競爭體現在很多方麵全麵。，衡量地方政府競爭有較大難度所以當前文獻大多考慮地方政府的競爭主要，體現為對吸引外商直接投資的競爭利用各地區的外商直接投資數據來構造，地方政府競爭變量其中普遍為研究者所接受的一種方法是張軍高遠傅。，、、勇和張宏直接采用各省人均實際利用外商直接投資金額來衡量地方（２００７）政府競爭強度其理由是地方政府的競爭主要體現為吸引外資的競爭一個。，，省的人均實際利用外商直接投資的金額越高表明該省的競爭強度就越大，。
另外由於本文研究我國地區間出口的競爭性增長機製現實經濟中大量外商，，直接投資是通過從事出口加工活動直接帶動出口增長的所以本文按照這種，，做法選取人均實際利用外商直接投資額來衡量地方政府競爭變量單位是，，元人預計ＣＯＭＰｉｔ的係數β為正／，ｌｎ２。
在財政分權變量ＦＤ的衡量指標選擇中采用省級政府在本ｌｎｉｔ，Ｍａ（１９９７）省預算收入的平均分成率指標林毅夫劉誌強采用省級政府在本省，、（２０００）預算收入的邊際分成率指標這兩種方法更適合衡量年分稅製前中央政，１９９４府和各個地方政府間分別談判決定財政分權程度的情況對於年分稅。１９９４地方政府競爭會促進地區出口增長嗎８５製後的財政分權大多數學者更認同從財政收支的角度來衡量例如範子英，，，、張軍吳群李永樂本文按照大多數學者的做法選取的指標（２００９）、、（２０１０）。，是省級人均地方財政收入省級人均地方財政收入本級人均中央財政收÷（＋入該指標值越大表明該省份麵臨的財政分權程度越大該省利用本省財）。，，政收入發展經濟的自主權就越大然後本文再將財政分權與地方政府競爭兩。
個變量的衡量指標相乘得到交叉項ＦＤＣＯＭＰ的衡量指標由於財政，ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ。
分權程度提高增強了地方政府在競爭中的經濟實力能有更強的經濟實力以，財稅信貸優惠措施來支持出口行業的發展從而間接促進當地出口增長所、，，以本文預計ＦＤＣＯＭＰ的係數為正ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ。
本文借鑒張晏龔六堂的做法來給東部中部和西部地區虛擬變、（２００５）、量即ＤｕｍＥＤｕｍＭ和ＤｕｍＷ賦值對於東部省份ｉ而言ＤｕｍＥ取值為，ｉ、ｉｉ。，ｉ１，ＤｕｍＭ和ＤｕｍＷ均取值為以此類推得到所有省份的三個地區虛擬變量ｉｉ０；，取值本文的東部地區包括北京天津河北遼寧上海江蘇浙江福建山。、、、、、、、、東廣東海南個省直轄市中部地區包括黑龍江吉林山西安徽江、、１１（）；、、、、西河南湖北湖南個省西部地區包括內蒙古廣西重慶四川貴州雲、、、８；、、、、、南西藏陝西甘肅青海寧夏新疆個省直轄市或自治區、、、、、、１２（）。
本文還設定了三個控製變量Ζ具體包括人民幣彙率ｒｅｅｒ要素稟賦ｌｎｊｔ，ｌｎｔ、比例ＰＦＡ和區域市場規模ｍａｋｔ人民幣彙率對我國出口的影響毋庸置ｌｎｉｔｌｎｉｔ。
疑人民幣貶值有助於促進我國各省份出口增長本文選取了人民幣實際有效，，彙率指標來衡量人民幣彙率變量人民幣實際有效彙率是人民幣與多種貨幣。
彙率的貿易加權平均彙率比名義彙率或實際彙率更能反映我國人民幣彙率，的實際水平由於各省每年麵對的人民幣實際有效彙率相同所以ｒｅｅｒ的。，ｌｎｔ下標中隻有ｔ並且ｒｅｅｒ的取值變大表明人民幣升值按照經典國際貿易，ｌｎｔ。
理論的觀點要素稟賦是決定一個國家或地區出口的主要因素所以本文選取，，資本和勞動力兩種要素的稟賦比例ＰＦＡ來控製要素稟賦對我國各省出口ｌｎｉｔ的影響要素稟賦比例變量ＰＦＡ的衡量指標是各地區按注冊類型分全社。ｌｎｉｔ（會年末固定資產投資各地區按三次產業分就業人員單位是元人新貿／），／。
易理論提出母國市場效應認為在規模報酬遞增條件下貿易成本將導致內部，，市場規模更大的國家或地區成為淨出口國為了控製我國各省內部市場規模。
差異對其出口規模的影響本文引入區域市場規模這一控製變量ｍａｋｔ並，ｌｎｉｔ，選取各省年底人口總額來衡量這一控製變量單位是萬人，。
本文選取指標的數據來源情況如下各省的出口規模年末固定資產投資：、額人口規模年底就業人數和預算內中央財政收入的數據來源於相應年份的、、中國統計年鑒預算內各省財政收入實際利用數據來源於各省的統《》；、ＦＤＩ計年鑒人民幣實際有效彙率數據來源於國際清算銀行數據庫本文所有變；。
量的統計描述如表所示１。
８６南大商學評論（第２７輯）表１主要變量的統計描述變量均值標準差最小值最大值樣本數．ＥＸＰｌｎｉｔ７．５５９１．４８４４．５５７１０．９５３３０ＣＯＭＰｌｎｉｔ５．８５７１．４７５１．８８４８．８１９３３０ＦＤＣＯＭＰｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ－４．６１５１．４０２－７．５７６－１．２０６３３０ＤｕｍＥＣＯＭＰｉ×ｌｎｉｔ２．６３９３．５０５０８．８１９３３０ＤｕｍＭＣＯＭＰｉ×ｌｎｉｔ１．４９３２．５１４０６．８７１３３０ＤｕｍＷＣＯＭＰｉ×ｌｎｉｔ１．７２５２．４０２０７．７３６３３０ｒｅｅｒｌｎｔ４．５４２０．０８０８４．４３９４．６８３３３０ＰＦＡｌｎｉｔ９．８１２０．８０５７．９７２１１．５０３３０ｍａｋｔｌｎｉｔ８．１４４０．７６２６．２７１９．２６８３３０四經驗分析結果與解釋本文的估計方程解釋變量中包含了被解釋變量的一階滯後項屬於（１），動態麵板數據模型該模型中解釋變量的內生性會導致最小二乘法有偏並。，且得到非一致的係數估計量為了解決這些問題我們在估計中需要使用廣。，義矩方法估計方法具體包括差分和係統和ＧＭＭ，ＧＭＭＧＭＭ。ＡｒｅｌｌａｎｏＢｏｎｄ提出了一階差分廣義矩估計量該方法的優點是可以（１９９１）“”（ＤＩＦ?ＧＭＭ）。
克服不可觀察變量與解釋變量相關的問題變量遺漏問題以及解釋變量內生、性問題但是如果差分估計量使用工具變量較弱這就容易導致估計。ＧＭＭ，時出現偏誤等和等提出了改進的估計方法，Ａｒｅｌｌａｎｏ（１９９５）Ｂｌｕｎｄｅｌｌ（１９９８），即係統廣義矩法該方法是將差分方程與水平方程作為一個係（ＳＹＳ?ＧＭＭ）。
統進行廣義估計同時利用了變量的水平變化與差分變化的信息因而，，ＳＹＳ?
的有效性更高蒙特卡羅模擬試驗也表明在樣本量有限的條件下係ＧＭＭ。，，統比差分估計的偏差更小有效性更高因此本文先采用係統ＧＭＭＧＭＭ，。，法估計係數在穩健性檢驗中我們再采用差分法ＧＭＭ（ＳＹＳ?ＧＭＭ），，ＧＭＭ來估計係統可選擇一步法或兩步法我們對比發現兩步（ＤＩＦ?ＧＭＭ）。ＧＭＭ，法明顯優於一步法所以重點彙報兩步法下係統的估計結果表就是，ＧＭＭ，２相應的估計結果。
表中的模型是不包括所有控製變量的估計結果模型是２（１），（２）～（４）依次納入控製變量人民幣彙率ｒｅｅｒ要素稟賦比例ＰＦＡ市場規模ｌｎｔ、ｌｎｉｔ、ｌｎｍａｋｔ的估計結果這四個模型均不包含地區虛擬變量與地方政府競爭的交叉ｉｔ，地方政府競爭會促進地區出口增長嗎８７項模型是依次納入東部中部和西部地區虛擬變量與地區政府競。（５）～（７）、爭的交叉項的估計結果。
表２係統ＧＭＭ方法估計結果模型（１）（２）（３）（４）（５）（６）（７）變量ＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔ?????????????????????
Ｌ．ＥＸＰ０．６６８０．６８８０．６７８０．６０８０．５９４０．６２５０．６２３ｌｎｉｔ（０．０１６）（０．０１１）（０．００９）（０．０１３）（０．０２０）（０．０１７）（０．０１８）?????????????????????
ＣＯＭＰ０．２６３０．３１２０．２５００．２７９０．２２３０．２３００．２１１ｌｎｉｔ（０．０２５）（０．０１６）（０．０１６）（０．０２４）（０．０２８）（０．０５８）（０．０５７）?????????????????????
ＦＤＣＯＭＰ０．１７８０．１７２０．１６７０．１９１０．１６５０．１５６０．１８４ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ（０．００８）（０．００７）（０．００９）（０．０１２）（０．０１４）（０．０１８）（０．０２０）ＤｕｍＥＣＯＭＰ０．０３７ｉ×ｌｎｉｔ（０．０７１）ＤｕｍＭＣＯＭＰ０．０４９ｉ×ｌｎｉｔ（０．０８５）ＤｕｍＷＣＯＭＰ０．００６ｉ×ｌｎｉｔ（０．０３１）??????????????????
ｒｅｅｒ－０．５４２－１．１８９－１．４０６－１．３１４－１．３８９－１．４２９ｌｎｔ（０．０４８）（０．０６５）（０．０７４）（０．０８９）（０．０７５）（０．０８０）???????????????
ＰＦＡ０．１４８０．１９５０．２２２０．２０００．２２２ｌｎｉｔ（０．０１３）（０．０２２）（０．０２４）（０．０２４）（０．０４０）????
ｍａｋｔ０．３５６０．２７８０．６５１０．３７１ｌｎｉｔ（０．１３７）（０．２６７）（０．３７５）（０．３４３）常數項??????????????
１．９１８３．９１１５．８０４３．８９２４．０６８１．２９２３．８５１（０．０６８）（０．２３７）（０．２６７）（１．１１２）（１．９０４）（３．０５１）（２．６６５）觀測值３００３００３００３００３００３００３００檢驗Ｓａｒｇａｎ１．０００１．０００１．０００１．０００１．０００１．０００１．０００Ｐ值ＡＲ（１）０．００１０．００１０．００１０．００１０．００１０．００１０．００１Ｐ值ＡＲ（２）０．５２７０．２３４０．２２３０．２４７０．２９２０．１８３０．３３７注括號內的數字為標準差分別表示顯著性水平為控製變：①；②?、??、???、１０％、５％、１％；③量作為外生變量依次納入出口規模的一期滯後項地方政府競爭變量財政分權變量與地方政府競，、、爭變量的交叉項以及東中西部地區虛擬變量與地方政府競爭變量的交叉項均為內生變量並采用，、、，它們的滯後二階項和三階項作為工具變量。
表中的值均表明在的顯著性水平上都存在一階自相關２ＡＲ（１）１％，ＡＲ的值均表明在的顯著性水平上接受了擾動項不存在二階自相關的原（２）１０％假設檢驗的Ｐ值均為這說明檢驗接受了上述工具變量選擇；Ｓａｒｇａｎ１，Ｓａｒｇａｎ滿足過度識別約束條件的原假設這些結果說明本文采用係統方法估，ＧＭＭ８８南大商學評論（第２７輯）計該模型時選擇的工具變量有效。
表證實了地方政府競爭能直接促進我國各省份出口規模的擴大這種２，促進作用極為穩健並不隨著控製變量的引入而變化這證明我國整體的出，。
口擴張背後存在地方政府競爭的強有力支持我國整體的出口擴張本質上是，一種區域間的競爭性出口增長在我國出口奇跡的實現過程中地方政府競。，爭這一我國特有的製度因素和要素稟賦融入全球價值鏈等其他因素一起發、揮了重要的支撐作用而這一因素在過去的研究中受到的重視相對不足具，。
體而言地方政府競爭變量ＣＯＭＰ的係數均為正並且都通過了的顯著，ｌｎｉｔ，１％性水平檢驗如果地方政府競爭強度提高平均而言我國各省出口規模。１％，，將直接擴大０．２１１％～０．３１２％。
財政分權對我國出口增長存在顯著的間接促進作用這種間接促進作用，同樣非常穩健模型中ＦＤＣＯＭＰ交叉項的係數均通過了。（１）～（７），ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ的顯著性水平檢驗並始終保持為正在地方政府競爭保持不變的條件１％，。
下如果財政分權程度提高平均而言我國各省出口規模將擴大，１％，，這證明我國財政分權程度提高會增強地方政府競爭對各０?１５６％～０．１９１％。，省份出口規模擴張的促進作用而並沒有限製這種促進作用其原因在於財，。
政分權程度提高擴大了地方政府的經濟自主權地方政府擁有更多的在財政，支出上的自主權同時也獲得了穩定的財政收入來源這些因素增強了地方政，，府競爭的經濟實力能持續實施各類財稅優惠政策促進出口增長，，。
模型中ＦＤＣＯＭＰ交叉項係數均顯著為正這也表明認（１）～（７），ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ，為財政分權削弱地方政府競爭對出口增長促進作用的理論假設在現實中並不成立雖然年分稅製後的財政分權在一定程度上並未直接給地方政府。１９９４提供完全足夠的財政收入來源但是財政分權給予了地方政府尤其是省級政，府相對穩定的財政收入在地方政府競爭的強烈激勵下地方政府依然會在。，其財政支出中普遍保持對出口企業的各類財稅優惠措施這一結論也與我們。
所能觀察到的絕大多數地方政府行為相符更進一步來說如果財政分權程。，度提高導致地方政府陷入財政收入不足以滿足財政支出的困境這也將導致，地方政府有更多的動機從土地財政中獲取預算外收入以維持對出口企業的，各類財稅信貸優惠措施從這個意義上分析財政分權程度提高也會間接地。，加強地方政府競爭對出口增長的促進作用。
出口規模的滯後一期項Ｌ．ＥＸＰ的係數均顯著為正均通過了的顯ｌｎｉｔ，１％著性水平檢驗這充分證明微觀企業層麵上出口的動態持續增長也在省級層。
麵上存在我國各省份出口規模的增長具有持續性前一期的出口增長會顯著，，正向促進當期出口規模擴大我國各省份的出口增長確實存在穩健的滯後效；應體現出慣性增長特點但是表中模型中的地區虛擬變量與地，。２（５）～（７）方政府競爭交叉項的係數均為正但不顯著係統估計的結果並不支持，，ＧＭＭ東中西部之間地方政府競爭存在係統差別的假設、、。
地方政府競爭會促進地區出口增長嗎８９在控製變量方麵人民幣彙率ｒｅｅｒ要素稟賦比例ＰＦＡ市場規模，ｌｎｔ、ｌｎｉｔ、ｌｎｍａｋｔ的係數絕大部分都顯著並且係數的正負號都符合理論預期人民幣彙ｉｔ，。
率ｒｅｅｒ的係數均顯著為負表明人民幣貶值有利於各省份出口規模擴大ｌｎｔ，。
要素稟賦比例ＰＦＡ的係數也全部顯著為正表明我國各省份資本相對於勞ｌｎｉｔ，動的豐裕程度提高有助於其改善出口產品結構擴大出口規模ｍａｋｔ的係、。ｌｎｉｔ數也大多顯著為正符合母國市場效應的理論預測各省當地市場規模擴大有，，助於其出口增長。
五穩健性檢驗在穩健性檢驗部分本文依次采取差分法和混合回歸法來檢驗地，ＧＭＭ方政府競爭對出口的促進作用以及這種促進作用是否受到我國財政分權的，影響表是差分法的估計結果表是混合回歸模型的估計結果。３ＧＭＭ，４。
表３差分ＧＭＭ方法估計結果模型（８）（９）（１０）（１１）（１２）（１３）（１４）變量ＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔ?????????????????????
Ｌ．ＥＸＰ０．４２５０．４８２０．３９００．３４３０．３３２０．３７１０．３２３ｌｎｉｔ（０．００９）（０．０１５）（０．０１２）（０．０１１）（０．０１７）（０．０１８）（０．０２０）?????????????????????
ＣＯＭＰ０．５１９０．６９３０．４８６０．５０７０．４３６０．３７４０．５８１ｌｎｉｔ（０．００９）（０．０２１）（０．０２７）（０．０４１）（０．０７８）（０．０５４）（０．０８０）?????????????????????
ＦＤＣＯＭＰ０．２４１０．３３００．２５１０．２６５０．２２６０．２４７０．２４３ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ（０．００８）（０．０１２）（０．０１３）（０．０１３）（０．０２５）（０．０１６）（０．０２３）??
ＤｕｍＥＣＯＭＰ０．１８６ｉ×ｌｎｉｔ（０．０７６）???
ＤｕｍＭＣＯＭＰ０．１３９ｉ×ｌｎｉｔ（０．０４６）???
ＤｕｍＷＣＯＭＰ－０．１８８ｉ×ｌｎｉｔ（０．０４１）??????????????????
ｒｅｅｒ－１．３４１－１．７２７－２．２４３－２．１４９－２．１８５－２．１２０ｌｎｔ（０．０５８）（０．０９２）（０．０７９）（０．１０６）（０．０８６）（０．０９０）???????????????
ＰＦＡ０．２６５０．３１５０．３５８０．３４３０．３３０ｌｎｉｔ（０．０３０）（０．０３５）（０．０５０）（０．０３６）（０．０４７）????????
ｍａｋｔ１．０９７０．７５９１．５４２１．０３９ｌｎｉｔ（０．３７６）（０．５３９）（０．４８５）（０．５３０）９０南大商學評論（第２７輯）（續表）模型（８）（９）（１０）（１１）（１２）（１３）（１４）變量ＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔ?????????
常數項２．５１５７．５６６８．２３３１．４４６３．１６１－２．４３７１．１４１（０．０９４）（０．２６２）（０．３９８）（２．９０４）（４．２４０）（３．９４０）（４．４１６）觀測值２７０２７０２７０２７０２７０２７０２７０檢驗Ｓａｒｇａｎ０．９８５０．９８４０．９８４０．９８５１．０００１．０００１．０００值ＡＲ（１）Ｐ０．００２０．００２０．００３０．００４０．００４０．００３０．００５值ＡＲ（２）Ｐ０．３４１０．１３６０．２４９０．２７５０．２９００．２７８０．２６３注表的注與表相同：３２。
表中模型中的ＣＯＭＰ和ＦＤＣＯＭＰ的係數均顯著３（８）～（１４）ｌｎｉｔｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ為正差分法的估計結果和係統法的估計結果相同即地方政府，ＧＭＭＧＭＭ，競爭始終正向促進省級出口規模的增長並且財政分權程度提高依然會增強，地方政府競爭對出口增長的促進作用這兩個核心變量的係數均通過了。１％的顯著性水平檢驗地方政府競爭強度提高將導致省級出口規模平均。１％，擴大在地方政府競爭強度不變的條件下財政分權程度提０．３７４％～０．６９３％；，高能促進省級出口規模平均擴大這再次證明地方政１％，０．２４１％～０．３３０％。，府競爭對各省出口增長存在直接的正向促進作用而財政分權通過地方政府，競爭對各省出口增長存在間接的正向促進作用財政分權並沒有真正限製地，方政府向當地出口行業提供各類財稅信貸優惠政策促進當地出口規模擴大，。
另外表中模型的估計結果表明地方政府競爭對促進出口，３（１２）～（１４）規模增長的機製存在地區差異這是差分估計結果與係統估計結，ＧＭＭＧＭＭ果的差異之處具體而言東部和中部的地方政府競爭與地區虛擬變量交叉。，項的係數為正而西部地方的政府競爭的係數為負且係數均通過的顯著，，１％性水平檢驗這可能說明了地方政府競爭促進省級出口增長的作用機製在東。
部地區和中部地區都較為明顯但是這種作用機製在西部並沒有產生控製，。
變量人民幣彙率ｒｅｅｒ要素稟賦比例ＰＦＡ市場規模ｍａｋｔ的係數均符ｌｎｔ、ｌｎｉｔ、ｌｎｉｔ合理論預期並且基本通過的顯著性水平檢驗，１％。
表４混合回歸估計結果模型（１５）（１６）（１７）（１８）（１９）（２０）（２１）變量ＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔ?????????????????????
ＣＯＭＰ０．７５６０．７５１０．６８９０．６４００．３２７０．６３３０．５７５ｌｎｉｔ（０．０２５）（０．０２６）（０．０３２）（０．０３１）（０．０４３）（０．０３０）（０．０３３）地方政府競爭會促進地區出口增長嗎９１（續表）模型（１５）（１６）（１７）（１８）（１９）（２０）（２１）變量ＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰＥＸＰｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔｌｎｉｔ?????????????????????
ＦＤＣＯＭＰ０．４４９０．４４９０．４１９０．４６００．２８８０．４１６０．４４３ｌｎｉｔ×ｌｎｉｔ（０．０２６）（０．０２６）（０．０２８）（０．０２６）（０．０２９）（０．０２９）（０．０２６）????????????
ｒｅｅｒ０．３７５－０．８５２－１．６４０－１．６１８－１．６６４－１．５９４ｌｎｔ（０．４６４）（０．６０５）（０．５６９）（０．５０４）（０．５６２）（０．５５３）???????????????
ＰＦＡ０．２４００．３８５０．５７５０．４０４０．４４７ｌｎｉｔ（０．０７８）（０．０７４）（０．０６９）（０．０７３）（０．０７３）????????????
ｍａｋｔ０．３５７０．３１１０．３８３０．２９７ｌｎｉｔ（０．０４８）（０．０４２）（０．０４８）（０．０４８）???
ＤｕｍＥＣＯＭＰ０．１５３ｉ×ｌｎｉｔ（０．０１６）???
ＤｕｍＭＣＯＭＰ－０．０４９ｉ×ｌｎｉｔ（０．０１６）???
ＤｕｍＷＣＯＭＰ－０．０７３ｉ×ｌｎｉｔ（０．０１６）??????????????????
常數項５．２０３３．５３０?６．９７３６．６９５５．７４３６．３２５６．７９７（０．２０１）（２．０８２）（２．３３６）（２．１５９）（１．９１２）（２．１３４）（２．０９５）觀測值３３０３３０３３０３３０３３０３３０３３０Ｒ?ｓｑｕａｒｅｄ０．８０２０．８０２０．８０８０．８３７０．８７３０．８４１０．８４７注圓括號內的數字為標準差分別表示顯著性水平為：①；②?、??、???、１０％、５％、１％。
表中地方政府競爭變量的係數為正並且均通過的顯著性水平檢４，１％驗平均而言地方政府競爭強度提高將導致我國省級出口規模擴大。，１％，這一影響力度大於表中的結果財政分權變量與地方政０．３２７％～０．７５６％，２。
府競爭變量的交叉項的係數也均為正都通過了的顯著性水平檢驗財，１％。
政分權程度通過地方政府競爭強度提高能平均擴大省級出口規模１％，這一影響力度大於表和表中的結果總體看來混合回０．２８８％～０．４４９％，２３。，歸法的估計結果也和前兩種方法的估計結果基本相同地方政府競爭依然對，省級出口增長存在直接促進作用財政分權程度提高仍然對省級出口增長存，在間接促進作用同樣會提高地方政府競爭對出口增長的促進作用，。
六結論與簡要政策建議本文在財政分權視角下研究了地方政府競爭是否會促進地區出口增長，９２南大商學評論（第２７輯）提出了地方政府競爭會直接促進地區出口增長的理論邏輯並提出財政分權，程度的提高會從兩個方麵影響這種促進作用一方麵財政分權的提高可能。，會增強地方政府競爭的經濟實力增強地方政府競爭對地區出口增長的促進，作用另一方麵財政分權的提高可能會削弱地方政府競爭的經濟實力削弱；，，地方政府競爭對地區出口增長的促進作用本文采用係統方法估計。ＧＭＭ年我國個省級單位的動態麵板數據證實了地方政府競爭的２００２—２０１２３０，確會直接促進出口增長其促進力度在同時本文發現財，０．２１１％～０．３１２％。，政分權程度的提高增強了地方政府競爭對地區出口增長的促進作用而沒有，削弱地方政府競爭對出口增長的促進作用該結論在差分和混合回歸。ＧＭＭ模型估計中依然成立另外後兩種估計結果還證實了地方政府競爭對出口。，增長的促進作用在東中西部省份之間存在地區差異、、。
本文的研究結論有助於從地方政府競爭角度來理解我國整體出口規模高速擴張的原因具有一定的理論意義在政策上這有助於我們全麵理解地方，。，政府競爭的積極方麵也有助於我們深入認識財政分權與地方政府競爭出口，、增長之間的複雜關係這在未來區域經濟政策和財政政策製定中都有一定的。
借鑒意義保證地方政府之間合理的競爭限製地方政府的過度競爭有利於。，，保持地方政府競爭對出口增長的積極作用同時合理發揮財政分權對出口。，增長的正麵的間接積極效應應當也成為我國中央政府和地方政府之間調整，財政關係的全新出發點。
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—ＡｎａｌｙｓｉｓＢａｓｅｄｏｎｔｈｅＦｉｓｃａｌＤｅｃｅｎｔｒａｌｉｚａｔｉｏｎＱｉａｎｇＷｕＸｉｎｘｉｎＣｕｉＡｂｓｔｒａｃｔｓ：Ｔｈｅｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎｏｆｌｏｃａｌｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｓｄｉｒｅｃｔｌｙ，ｉｍｐｒｏｖｅｓｔｈｅｒａｐｉｄｇｒｏｗｔｈｏｆｒｅｇｉｏｎａｌｅｘｐｏｒｔａｎｄｔｈｅｆｉｓｃａｌｄｅｃｅｎｔｒａｌｉｚａｔｉｏｎａｆｆｅｃｔｓｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｅｆｆｅｃｔｏｆｔｈｅｌｏｃａｌｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎｏｎｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌｅｘｐｏｒｔｇｒｏｗｔｈ．ＴｈｉｓｉｓｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎｂａｓｉｓｏｆＣｈｉｎｅｓｅｏｖｅｒａｌｌｒａｐｉｄｅｘ?
ｐｏｒｔｇｒｏｗｔｈ．Ｔｈｉｓｐａｐｅｒｕｓｅｓｔｈｅｐａｎｅｌｄａｔａｏｆ３０ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ，ｆｒｏｍ２００２ｔｏ２０１２ａｎｄａｐｐｌｉｅｓｔｈｅＳＹＳ?ＧＭＭｍｅｔｈｏｄｔｏｅｓｔｉｍａｔｅｔｈｅｄｉｒｅｃｔｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｅｆｆｅｃｔｏｆｔｈｅｌｏｃａｌｇｏｖｅｒｎ?
，ｍｅｎｔｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎｏｎｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌｅｘｐｏｒｔｇｒｏｗｔｈａｎｄｆｉｎｄｓｔｈｅｉｎｃｒｅａｓｅｏｆｆｉｓｃａｌｄｅｃｅｎｔｒａｌｉｚａｔｉｏｎｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎｓｔｈｅｅｃｏｎｏｍｉｃｃａｐａｂｉｌｉｔｙｏｆｒｅｇｉｏｎａｌｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｓａｎｄｅｘｐａｎｄｓｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｅｆｆｅｃｔｏｆｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎｏｎｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌｅｘｐｏｒｔｇｒｏｗｔｈ．ＴｈｅＤＩＦ?ＧＭＭ，ａｎｄｐｏｏｌｅｄｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎｅｓｔｉｍａｔｉｏｎａｌｓｏｃｏｎｆｉｒｍｓｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓａｎｄｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｅｆｆｅｃｔｓｏｆｔｈｅｌｏｃａｌｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｃｏｍｐｅ?
，ｔｉｔｉｏｎｏｎｔｈｅｒｅｇｉｏｎａｌｅｘｐｏｒｔｇｒｏｗｔｈａｒｅｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉｎｅａｓｔｍｉｄｄｌｅａｎｄｗｅｓｔｒｅｇｉｏｎｓ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｆｉｓｃａｌｄｅｃｅｎｔｒａｌｉｚａｔｉｏｎｔｈｅｌｏｃａｌｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎｒｅｇｉｏｎａｌｅｘｐｏｒｔｇｒｏｗｔｈＪＥＬＣｌａｓｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ：Ｆ１２７地方政府競爭會促進地區出口增長嗎９５服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響①陳曄牛振邦張輝?
【摘要】服務的傳遞依賴於企業與顧客的交互，服務企業希望能與顧客有效互動來提高顧客的重購意向，最終形成並維持企業的競爭優勢。本文選取天津市、鄭州市符合要求的份有效顧客樣本進行問卷調查，采用３６９和對數據進行了實證分析。通過對服務企ＳＰＳＳＡＭＯＳ業與顧客的交互界麵的研究，發現服務企業的人際交互界麵與物態交互界麵會對顧客的服務體驗產生不同程度的正麵影響，顧客的功能性體驗、情感性體驗、社會性體驗又會影響顧客對服務的重購意向，體驗型服務對顧客重購意向的影響較強，而信任型服務的影響較弱。
【關鍵詞】服務界麵服務體驗重購意向【ＪＥＬ分類號】Ｍ３１一引言無形性是服務的重要特征而有形性又是考察服務質量的（ｉｎｔａｎｇｉｂｉｌｉｔｙ），重要維度這一矛盾構成了服務企業提升服務質量需要克服的（Ｓａｎｔｏｓ，２００２），本文為教育部青年基金項目基於服務界麵的服務品牌資產提升研究階段性成果受國家社會科①“”；學基金重點項目中央高校基本科研業務費專項資金資助（０８ＡＪＹ００９）、（ＮＫＺＸＢ１００７６）。
陳曄南開大學旅遊與服務學院副教授管理學博士研究方向服務管理與營銷旅遊目的地營?，，，：、銷牛振邦南開大學商學院管理學博士研究生研究方向服務管理，Ｅｍａｉｌ：ｃｈｙ１５２７＠１６３．ｃｏｍ；，，，：與營銷品牌管理張輝通訊作者中山大學旅遊學院講師管理學、，Ｅｍａｉｌ：ｚｈｅｎｂａｎｇ．１＠１６３．ｃｏｍ；（），，博士研究方向服務管理與營銷品牌管理，：、，Ｅｍａｉｌ：ｍａｉｊｕｚｈｅ２０１０＠１６３．ｃｏｍ。
９６南大商學評論（第２７輯）障礙服務企業需要通過有形展示來克服無形性帶來的負麵影響。“”“”“”，提升顧客的體驗等和和（Ｂａｋｅｒ，１９８８；ＢｒｅｎｇｍａｎＧｅｕｅｎｓ，２００４；Ｇｒｉｌｌ?Ｓｐｅｃｔｏｒ服務企業的有形性要素即顧客所接觸到的企業如企業Ｋａｎｗｉｓｈｅｒ，２００５）。（，的營業大樓業務處理場所服務提供場所企業的服務人員等形成了顧客、、、）對服務最直接的感知這些直觀感知往往沒有被企業視為服務最核心的價值。
要素但是它們的重要性卻不容忽視，。
和指出對於服務企業來講顧客與員工之間的接ＳｃｈｕｌｔｚＢａｒｎｅｓ（１９９９），，觸及顧客與企業有形展示之間的接觸構成了服務企業與顧客的交互界麵這。
個界麵所包含的若幹接觸點就是服務企業傳遞價值塑造特色和差異化的載、體沒有足夠好的服務界麵也許顧客在第一眼就會選擇離開已有研。“”，“”。
究表明精心設計的服務環境能夠提升服務質量並促進顧客的重複購買，等企業的界麵係統決定了顧客如何看待（Ｈｏｏｐｅｒ，２０１３）。（ｉｎｔｅｒｆａｃｅｓｙｓｔｅｍ）企業企業要創造並維持真正的競爭優勢必須打造顧客滿意的企業界麵，，和（ＲａｙｐｏｒｔＪａｗｏｒｓｋｉ，２００５）。
目前關於服務有形化要素服務企業與顧客互動的研究已有不少、（Ｓａｎｔｏｓ，和龐雋郭賢達和２００２；Ｂａｋｅｒ、ＢｅｒｒｙＰａｒａｓｕｒａｍａｎ，１９８８；、，２００７；ＶａｒｇｏＬｕｓｃｈ，但比較缺乏對服務互動過程中的不同互動類型以及不同類型互動是如２０１０），，何影響顧客體驗以及顧客的重購行為的研究本研究將探討服務企業交互界。
麵的構成從顧客感知角度研究服務界麵對顧客服務體驗和重購意向的影響機，製並分析服務類型在顧客體驗與重購意向關係中的調節作用，。
二服務界麵研究的理論基礎１．服務界麵的研究服務的獨有特征之一是顧客參與服務生產過程很多服務營銷領域的學，者對服務交互過程進行了深入研究以服務藍圖的概念直觀。Ｓｈｏｓｔａｃｋ（１９８５）地展示了服務的交互過程針對顧客可感知的服務過程提出了服務交互，，的概念和提出了服務接觸（ｓｅｒｖｉｃｅｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ）。ＳｕｒｐｒｅｎａｎｔＳｏｌｏｍｏｎ（１９８７）的概念即指顧客與服務人員之間的交互過程而（ｓｅｒｖｉｃｅｅｎｃｏｕｎｔｅｒ），。Ｂｉｔｎｅｒ提出的服務交互概念不僅包括顧客與服務人員的接觸更強調顧客與（１９９０），整個服務係統的互動包括人員服務實體設施與其他有形因素於，、。Ｂｉｔｎｅｒ年進一步提出服務場景框架並認為物理服務環境由三部１９９２（ｓｅｒｖｉｃｅｓｃａｐｅ）分構成即空間與功能符號與人工物品以及周邊環境他認為服務場景會，、。，同時影響顧客和服務提供者的態度和行為。
服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響９７我國學者範秀成將服務交互過程的各個作用要素進行整合提出了（１９９９），一個服務交互模型服務交互既包括顧客與服務人員的人際交往也包括顧客。，與係統設備以及其他有形物的交互而且指出存在於顧客之間的交互作用、，。
服務界麵受到學者們的關注之後一些研究開始探索界麵要素會對顧客，產生哪些影響和等（ｅ．ｇ．Ｐａｎｔｏｕｖａｋｉｓ，２０１０；ＷａｌｌＢｅｒｒｙ，２００７；Ｗａｌｔｅｒ，２０１０；等等發現服務環境影響顧客的滿意度和Ｈｏｏｐｅｒ，２０１３）。Ｋｉｍ（２００９）；Ｌｉｎ的研究結論是服務的物理環境不僅影響顧客情感也影響顧客滿Ｌｉａｎｇ（２０１１），意度的研究認為服務的有形要素常常被顧客看作服務質量的代；Ｎａｓｒ（２０１２），名詞並且有助於建立服務形象因此有效的管理服務交互界麵能夠成為企，。，業保持競爭優勢的來源和目前服務界麵的相關研（ＲａｙｐｏｒｔＪａｗｏｒｓｋｉ，２００５）。，究已有不少但尚未形成較完整的概念和研究體係還缺乏深層次探索服務界，，麵要素對顧客體驗的影響以及對顧客重購意向的影響的研究，。
２．顧客感知質量中的界麵要素自世紀年代服務研究發端以來顧客感知價值２０６０，（ｃｕｓｔｏｍｅｒｐｅｒｃｅｉｖｅｄ的相關研究越來越成為服務營銷學者共同關注的焦點白長虹ｖａｌｕｅ）（，２００１）。
顧客感知價值是顧客所能感知到的利益與其獲取產品或服務時所付出的成本進行權衡後對產品或服務效用的總體評價在服務質量研究的經典模型中，。，等提出了模型來衡量服務質量其中有形性Ｐａｒａｓｕｒａｎｍａｎ（１９８８）ＳＥＲＶＱＵＡＬ，就是指服務企業的實體設備員工儀表等與服務界麵直接相關的要素我國、。
學者朱沆汪純孝等也提出了一個五維度的服務質量屬性的研究框、（１９９６）架其中就包含環境質量即服務提供所處的環境和提出，，。ＫｏＰａｓｔｏｒｅ（２００４）的四維度模型中進一步提出顧客與員工以及顧客之間的交互質量是服務質，量的構成要素。
由於服務本身的無形性和過程性特征顧客在服務過程中感知的界麵要，素會對服務感知質量產生影響如果顧客對服務界麵的感知構成其感知價值。
的一部分服務界麵的好壞就一定會影響其未來的購買行為目前尚缺乏有關，，的實證探索。
３．社會心理學有關環境與顧客行為意向的理論人類的行為是以環境和所受的外界刺激為基礎的消費者行為意向的外。
在表現是其行為個體與行為對象之間相互作用的結果行為心理學創始人約。
翰沃森認為人類的複雜行為可以被分解為刺激和反應兩部分·，“”。
和提出刺激機體反應模型模型認ＭｅｈｒａｂｉａｎＲｕｓｓｅｌｌ（１９７４）“——”（Ｓ?Ｏ?Ｒ），為環境是包含許多線索的刺激物這些刺激物共同對消費者的情緒產生影響，，進而產生接納規避行為反應和認為意向是行為表現的／。ＡｊｚｅｎＤｒｉｖｅｒ（１９９１）必須過程是行為顯現前的決定，。
９８南大商學評論（第２７輯）環境心理學家研究的是人對有形環境的反應等正式將。Ｄｏｎｏｖａｎ（１９８２）環境心理學特別是模型的研究框架有效地應用到商店環境的研究中，Ｓ?Ｏ?Ｒ，發現商店誘發的愉悅與消費者的購物意願正相關等研究發。Ｅｎｇｅｌ（１９９５）現音樂陳列店內位置顏色銷售人員等都會影響消費者的購物行為也，、、、、。
有研究表明良好的服務環境能夠影響人們對商店劇院服務的感知印象和消，、費行為則在商店環境的研究（Ｕｎｄｅｒｈｉｌｌ，２０００；Ｅｓｐｅｒｄｙ，２００７）。Ｙａｌｃｈ（２０００）中開發了環境如何影響消費者的購物行為的理論模型等研究。Ｏｒｔｈ（２０１２）發現恰當的服務環境設計有助於顧客感知到企業的服務個性化總之大量，。，研究證明服務企業環境對顧客的行為意向具有重要影響但服務企業的界麵。
通過何種路徑和機製對顧客行為產生影響不同的服務類型是否有差異這些，，問題都有待於深入研究。
三服務界麵感知對服務購買意向的影響１．服務界麵的界定服務傳遞是通過服務接觸來完成的而服務接觸是服務提供者和接受者，之間的互動過程也即界麵界麵是指各類的交互作用描述了不同的事物之，。，間的作用與聯係這個界麵是由服務提供者來設計的近年來眾多學者對。。，服務業中的界麵問題給予了關注等呼籲業界對服務界麵問題，Ｒａｙｐｏｒｔ（２００５）進行管理以獲取未來的競爭優勢並提出這將是服務領域的一場革命，。
對服務界麵進行了專門研究他認為目前多數服務Ｇ?ｒａｎＳｖｅｎｓｓｏｎ（２００６），營銷的研究忽略了服務提供者的視角本研究從服務提供的角度分析了服務。
提供過程的行為和活動提出服務界麵分為四類如表所示，，１。
表１服務界麵的分類及概念界麵分類概念界定指服務提供者和接受者做了什麼他們是如何行為和反人的界麵、（ｈｕｍａｎｉｎｔｅｒｆａｃｅ）應的支持界麵指服務提供者做了什麼是如何行為和反應的（ｓｕｐｐｏｒｔｉｎｔｅｒｆａｃｅ），自我服務界麵指服務接受者做了什麼是如何行為和反應的，（ｓｅｌｆ?ｓｅｒｖｉｃｅｉｎｔｅｒｆａｃｅ）指如何使服務設備發揮效用以及是如何與服務接受者技術界麵，（ｔｅｃｈｎｉｃａｌｉｎｔｅｒｆａｃｅ）互動的資料來源：Ｇ?ｒａｎＳｖｅｎｓｓｏｎ．ＴｈｅＩｎｔｅｒａｃｔｉｖｅＩｎｔｅｒｆａｃｅｏｆＳｅｒｖｉｃｅＱｕａｌｉｔｙＣｏｎｃｅｐｔｕａｌＦｒａｍｅｗｏｒｋ［Ｊ］．ＥｕｒｏｐｅａｎＢｕｓｉｎｅｓｓＲｅｖｉｅｗ，２００６，Ｖｏｌ．１８Ｎｏ．３，ｐｐ．２５１服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響９９以上有關服務界麵思想的研究為本文對服務界麵概念的界定提供了豐富的理論參考本文將服務界麵定義為在服務生產交換消費過程中涉及的服。、、務企業與顧客在信息物資人員等要素的交互作用根據服務界麵中企業與、、。
顧客交互的形式將服務界麵分為人際交互界麵和物態交互界麵其中人際，。，交互界麵對應於提出的人的界麵而物態交Ｇ?ｒａｎＳｖｅｎｓｓｏｎ（ｈｕｍａｎｉｎｔｅｒｆａｃｅ），互界麵包括支持界麵自我服務界麵（ｓｕｐｐｏｒｔｉｎｔｅｒｆａｃｅ）、（ｓｅｌｆ?ｓｅｒｖｉｃｅｉｎｔｅｒｆａｃｅ）和技術界麵三類（ｔｅｃｈｎｉｃａｌｉｎｔｅｒｆａｃｅ）。
具體來講人際交互界麵是指服務的過程中人與人接觸的部分這些顧，。
客與服務人員的麵對麵的接觸中服務人員的衣著打扮形象氣質語言及非，、、語言行為等共同構成了人際交互界麵。
物態交互界麵包括了顧客與企業服務人員接觸之外的其他服務互動界麵環節包括顧客接近或進入服務場所對服務場所氛圍營造的體察與反應以，，，及顧客與服務設施或機器企業有形展示等各類物態服務生產要素的接觸、。
這些顧客與服務企業發生的服務交互雖然沒有直接的人與人接觸但構成了，服務過程的重要界麵內容。
２．服務界麵感知對顧客體驗及行為意向的影響等提出的概念框架認為服務企業的交互導向能夠提升顧Ｎａｚｄｒｏｌ（２０１１），客的態度和忠誠度在服務的消費過程中顧客服務體驗是重要的服務感知。，因素服務界麵的感知會影響顧客的體驗進而影響其行為意向顧客服務體，，。
驗包含了豐富的內容是一個多維度的概念根據顧客自身接，。Ｓｃｈｍｉｔｔ（１９９９）受服務刺激的不同方式將顧客體驗劃分為感官情感思考行動和關聯這五、、、種不同的體驗形式並以此搭建了體驗營銷理論的基本架構當服務提供功，。
能性體驗時解決的是消費者的基本生理需求為顧客提供情感性體驗時解，；，決的是心理需求為顧客提供社會性體驗時滿足的是身份象征的需求李建；，。
州和範秀成從功能情感和社會三個方麵對服務體驗進行了研究指（２００６）、，出服務管理應對顧客的三類體驗給予全麵的關注。
本文以刺激反應理論為依據探討服務界麵對顧客的功能性情“—”，“”、感性社會性體驗及行為意向的影響顧客在接受服務的過程中所受到各類、。
刺激的好壞會影響他們的反應最終影響其行為意向服務界麵中的人際，。“”交互與物態交互是服務過程中顧客接受各類刺激的載體因此服務界麵必，“”然會影響到顧客對服務的感知體驗。
人際交互界麵是服務員工與顧客的直接接觸員工的語調傳遞速度服，、、務方式和使用的詞語等都對顧客體驗有直接的影響和（ＢｅｔｔｅｎｃｏｕｒｔＧｗｉｎｎｅｒ，有豐富知識的友善的員工可以為顧客提供更多信息從而為顧客創１９９６），、，造更大的價值等服務員工是服務企業的人員界麵是顧（Ｈｏｍｂｕｒｇ，２００９）。，客評價服務質量的核心依據等在服務的傳遞過程中員工對（Ｏｒｔｈ，２０１２）。，１００南大商學評論（第２７輯）顧客的理解額外的關注員工的真誠服務能力和服務行為都會對顧客情感、、、和行為產生影響物態交互界麵也對顧客的服務體驗有直接影響如在酒。。
店餐廳茶館等服務環境中服務設施器具桌椅的舒適和美觀程度等都是、、，、、顧客體驗的直接對象總體來說服務界麵對顧客的服務體驗有直接的影響。，。
大多數服務都是由服務人員傳遞的如果服務員工與顧客順利而愉快地，服務互動將有助於核心服務的傳遞實現服務承諾例如如果醫生與患者，，。，交流得很愉快一定能夠獲得更多關於病症的信息就有助於醫生的診斷不，，。
少研究已經證實並強調移情性在成功的顧客與服務人員互動中的重要作用等等提出的六個服務體驗（Ａｇｇａｒｗａｌ，２００５；Ｇｉａｃｏｂｂｅ，２００６）。Ｌｏｆｍａｎ（１９９１）層麵中的場景就是服務中的物態交互界麵給消費者帶來的體驗對象服務“”，的設施和環境同樣對服務功能的傳遞有直接作用由此本研究提出以下。，假設：人際交互界麵對消費者的功能性體驗有顯著正向影響Ｈ１ａ：。
物態交互界麵對消費者的功能性體驗有顯著正向影響Ｈ１ｂ：。
服務界麵還能夠引起情感方麵的反應置身於某個地方可以使消費者感。
到高興愉悅和放鬆而換到另一處環境可能使消費者感到沮喪難過消沉、，、、。
服務環境中的顏色裝潢音樂以及氣氛等因素對置身其中的消費者情緒的影、、響可能無法解釋有時這種影響甚至是無意識的和，（ＺｅｉｔｈａｍｌＢｉｔｎｅｒ，２００２）。
盡管也有研究認為顧客感知的服務設施服務環境服務可靠性和及時，、、性等硬質量與顧客的消費情感不相關韓小芸等但更多研究表明物（，２００４），，理環境會影響個人的認知情緒和生理反應進而影響他們的、（Ｌｏｆｍａｎ，１９９１），行為如和提出在零售環境中視覺（Ｙａｌｃｈ，２０００）。ＤｅｉｇｈｔｏｎＧｒａｙｓｏｎ（１９９５），，吸引力可以提供給顧客立即的滿足也有學者對服務環境中的燈光音樂和。、氣味對消費者的影響作了研究和（Ｊａｃｏｂ，２００６；ＳｕｍｍｅｒｓＨｅｒｂｅｒｔ，２００１；等Ｄａｖｉｅｓ，２００３）。
基於以上研究我們認為服務界麵對於觸發消費者的情感有直接作用，，，消費者在良好的人際界麵下得到了服務人員態度友善備受關懷的反應有助、，於形成愉快的心情和正麵情緒在舒適的物態界麵下消費者同樣能夠產生舒；，適感和放鬆感產生愉悅心情有助於更好地體驗服務據此本研究提出以下、，。
假設：人際交互界麵對消費者的情感性體驗有顯著正向影響Ｈ２ａ：。
物態交互界麵對消費者的情感性體驗有顯著正向影響Ｈ２ｂ：。
在消費者所處的社會係統中有時候消費者需要表達自我形象展示自我，、價值社會性體驗滿足消費者的社會歸屬感自尊和自我實現的高層次需要，、。
社會性體驗訴諸顧客渴望自我提高渴望從屬於一個更大範圍的社會係統強，，調消費者與社會的關係顧客消費服務的目標是建立一種社會聯係表明自己，，的社會身份或社會地位得到服務供應商同伴和社會的尊重和認同高檔次，、。
服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響１０１的酒店服務會給顧客帶來較高的尊崇感和地位感例如在利茲卡爾頓酒店住，，宿在某個高級酒店請朋友吃飯打高爾夫球等高檔的場所設施為服務過程、、，提供了良好的物態交互界麵服務人員周到貼心禮貌得體優雅大方的人際，、、交互服務讓顧客總能享受到貴賓般的禮遇自然地融入某種社會圈子在另，，；一些服務的消費中消費者常常是為了維持某些社會關係或者表明自己是某，，個群體中的一員例如參加朋友的周末聚會活動加入高檔會所俱樂部等服，，、，務企業提供的設施某個人際圈子的標誌物件服務企業為某類消費人群推出、、的廣告標識如全球通的成功人士廣告形象等都會對顧客的社會性體驗產（）生影響據此本研究提出以下假設。：人際交互界麵對消費者的社會性體驗有顯著正向影響Ｈ３ａ：。
物態交互界麵對消費者的社會性體驗有顯著正向影響Ｈ３ｂ：。
重購意向是顧客購買某產品或服務且使用之後當即產生再次購買的意，願代表的是顧客將持續消費使用此產品或服務的可能性和，（ＴｓｉｒｏｓＶｉｋａｓ，本文綜合各種觀點將重購意向定義為顧客在購買和使用商品或服２０００）。，務後根據自身使用體驗與感受在下次購買之前形成的再次購買同一品牌的，，產品或服務的意向雖然顧客具有重購意向並不一定意味著最終會采取購買。
行為但在預測顧客重複購買行為方麵重購意向是一個非常重要的指標，，。
顧客在與服務企業及服務人員的互動活動中產生的功能性體驗情感性、體驗和社會性體驗使顧客產生了對服務質量的綜合感知形成滿意或不滿意，，的結果顧客對環境的知覺會影響到他再度光臨的意願以及停留的時間。，和的研究結果表明感知質量與消費者的Ｐａｒａｓｕｒａｍａｎ、ＺｅｉｔｈａｍｌＢｅｒｒｙ（１９８５），重購意願有顯著的因果關係等認為如果顧客體驗滿意就會。Ｂｅｅｈｏ（１９９７），，產生重購意向並向朋友和親屬推薦提出企業的交互導向能，。Ｕｒｂａｎ（２００４），夠強化顧客的重購行為基於此提出以下假設。，：功能性體驗對重購意向具有顯著正向影響Ｈ４ａ：。
情感性體驗對重購意向具有顯著正向影響Ｈ４ｂ：。
社會性體驗對重購意向具有顯著正向影響Ｈ４ｃ：。
３．服務類型的調節作用在現有的服務營銷研究中對服務類型廣為接受的是根據，Ｎｅｌｓｏｎ和等學者提出的三類服務即搜尋型服務（１９７０）、ＤａｒｂｉＫａｒｎｉ（１９７３），（ｓｅａｒｃｈ體驗型服務和信任型服務ｓｅｒｖｉｃｅｓ）、（ｅｘｐｅｒｉｅｎｃｅｓｅｒｖｉｃｅｓ）（ｃｒｅｄｅｎｃｅｓｅｒｖｉｃｅｓ）。
搜尋型服務是指消費者在服務體驗之前就能夠搜集到相關的信息和知識進，而對服務進行評價如複印和打印服務等從消費者的購買決策和消費行為，。
來看這種憑價格外觀等屬性就可以在接受服務之前基本準確地作出服務質，、量評價判斷的服務更接近於有形產品體驗型服務是指消費者可以在服務體。
驗的過程中了解相關的信息和知識並且在體驗之後可以對服務效果和服務，１０２南大商學評論（第２７輯）質量作出判斷如餐飲等服務在信任型服務中消費者在服務體驗之前很難，。，搜集到相關的信息和知識在體驗之後也仍然不肯定自己對服務效果和服務，質量的評價如銀行的轉賬借貸業務教育培訓和汽車修理等研究者認為，、、。
大多數服務都屬於體驗型服務和信任型服務和（Ｎｅｌｓｏｎ，１９７０；ＤａｒｂｉＫａｒｎｉ，因此本研究主要探索對於這兩種服務類型服務界麵感知產生的體驗１９７３），，對消費者行為的影響是否存在不同。
由於消費者缺乏對服務提供者的信息和了解在接受服務過程中人際交，，互界麵和物態交互界麵都構成了他們對服務作出評價的信息來源因此兩類，，交互界麵都會影響其服務體驗在信任型服務中由於消費者專業知識的缺。，乏往往會在較長時間之後才可以評價服務的質量和，（ＥｉｓｉｎｇｅｒｉｃｈＢｅｌｌ，重購意向更多受到接受服務後一段時間的效果影響因此服務界麵感２００７），，知產生的服務體驗對重購意向的影響可能是不顯著的在體驗型服務中服。，務過程是消費者最重要的價值所在因此人際交互界麵和物態交互界麵都是，消費者很在乎的界麵會直接影響消費者的體驗和對服務提供者的認知，。
等在對不同類型服務的消費者行為意向研究中發現購買體驗型Ｍｉｔｒａ（１９９９），服務的消費者會表現出更強的重購意向可見在服務體驗對顧客重購意向。，的影響方麵服務類型起到了調節作用，。
本文提出如下假設：功能性體驗在體驗型服務中對重購意向的影響程度強於在信任型Ｈ５ａ：服務中對重購意向的影響程度。
情感性體驗在體驗型服務中對重購意向的影響程度強於在信任型Ｈ５ｂ：服務中對重購意向的影響程度。
社會性體驗在體驗型服務中對重購意向的影響程度強於在信任型Ｈ５ｃ：服務中對重購意向的影響程度。
綜上所述本文的研究模型如圖所示，１：圖１服務界麵感知對顧客體驗與重購意向影響概念模型服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響１０３四實證分析１．研究設計與問卷開發本研究是分析消費者對服務界麵感知及其對服務體驗與重購意向的影響適合采取問卷調查的方式展開，。
由於對服務界麵感知的研究鮮有實證基礎本研究開發問卷的前期需要，更多了解消費者的真實感受為此我們開展了針對消費者的深度訪談調研，，。
本研究並不涉及個人隱私等敏感內容選取了熟人和由熟人推薦的朋友構成，受訪對象本研究共對位普通消費者進行了訪談采取開放式訪談結合結，１２，構化訪談首先對服務界麵的相關概念進行了介紹然後對消費者最近一次。，在餐飲銀行服務中對服務企業感受體驗情況以及是否願意再次光顧該企業、、等進行了訪談這些訪談對我們問卷的設計提供了很好的幫助。。
對於服務界麵感知的問卷設計本研究參考了等的，Ｐａｒａｓｕａｍａｎ（１９８８）量表中關於有形性的測量量表也參考了的研究以ＳＥＲＶＱＵＡＬ，Ｂｉｔｎｅｒ（１９９２）及等對於服務環境的測量問項從顧客感知的角度結合訪談調Ｈｏｏｐｅｒ（２０１３），研信息開發設計了人際交互界麵和物態交互界麵量表其中人際交互界麵。，的測量重在體現服務人員在交互過程中傳達給顧客的情感與溝通方麵的感知具體包括這個企業的服務人員衣著得體整潔態度很好表達清楚明白，“、、、服務表現很專業與我的溝通很順利這五個問項物態交互界麵的測量則體、”；現在服務企業有形的物態服務要素設計的問項有這個企業有先進的設備，“、服務環境溫度適宜桌椅舒適標識清晰這四個、、”。
綜合和對餐飲行業的研究以及和Ｓｔｅｖｅｎｓ、ＫｎｕｔｓｏｎＰａｔｔｏｎ（１９９５）Ｂａｈｌａ等對銀行業的研究及訪談的信息獲取對於功能性體驗的考察Ｎａｎｔｅｌ（２０００），，可以從服務的核心內容的質量高低提供服務的安全可靠服務的可選擇性、、、服務的及時性服務的準確性服務企業是否為顧客著想這六個方麵設計、、量表。
在對消費者的情感研究中用個詞彙描述五種情感Ｃｈａｕｄｈｕｒｉ（１９９７），２３，即悲傷生氣恐懼高興和喜愛本研究結合消費者訪談提及的高興滿、、、。“”、“意放鬆等設計了對顧客放鬆愉悅高興滿意四個問項對”、“”，“”、“”、“”、“”情感性體驗進行考察。
對於社會性體驗來說不同的服務類型會體現出不同的形式但又有共同，，之處結合關於餐館和等關於銀行的研究，Ｋｉｖｅｌａ（１９９７）、ＢａｈｌａＮａｎｔｅｌ（２０００），可以發現都體現為身份認同受尊重是否有利於自己融入某個社會圈子這三、、個方麵顧客就餐體驗是一種群體性行為更多地體現在顧客之間的互動。，。
１０４南大商學評論（第２７輯）而對於銀行業務服務來說主要是銀行人員與顧客的互動體現出顧客的傾向，，和選擇據此本文從身份認同受尊重是否有利於自己融入某個社會圈子。，、、三個方麵設計了顧客的社會性體驗量表。
本文對顧客重購意向的量表設計參考了等Ｏｌｉｖｅｒ（１９８９）、Ｆｏｎｅｌｌ（１９９２）等的研究成果以我願意再次光臨這家餐館銀行我願意將這家餐館銀，“／”、“／行推薦給親朋好友與其他餐館銀行相比我更願意光臨這家餐館銀行”、“／，／”三個問項來考察。
所有的問項均采用七點量表來測量代表非常不同意代表非Ｌｉｋｅｒｔ，１，７常同意為了增強量表的表麵效度本研究還邀請了位市場營銷方向博士。，３和位分別從事餐飲和銀行業工作的在職人員對各問項進行了填答測試征２，求了修改建議。
２．問卷調查（）預調研的實施及問卷的優化１本部分通過對預調查的數據進行分析檢驗問卷的信度和效ＳＰＳＳ１１．５，度對問項進行純化分析據此確定正式量表問項預調查階段共發放問卷，，。
份實際收回份有效問卷份１５０，１２９，１２６。
在信度分析中發現量表的內部一致性基本達到要求在探索性因子分析，，中共提取出六個因子累積解釋方差達到但是其中有一個問項在，７５．４７７％，，其他因子上載荷係數超過了因此刪去以改進量表的結構效度０．４，。
經量表純化後再次進行因子分析分析結果顯示ＫＭＯ值為並通，。０．８７７，過了球形檢驗ｐ．旋轉後因子載荷和累積方差貢獻率如表Ｂａｒｔｌｅｔｔ（＜０００１）。２所示因子載荷在累積方差貢獻率達到，０．６６４～０．８７１，７６．０９％。
表２旋轉後的因子載荷矩陣和累積方差解釋率因子題項旋轉後因子載荷累積方差解釋率／％Ｈ１０．７６４Ｈ２０．８５９人際交互界麵Ｈ３０．８５１１７．６３Ｈ４０．８６１Ｈ５０．７６６Ｍ１０．７９７物態交互Ｍ２０．８３２界麵３１．８６Ｍ３０．８３３Ｍ４０．７６４服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響１０５（續表）因子題項旋轉後因子載荷累積方差解釋率／％ＦＥ１０．７３０ＦＥ２０．７１４功能性體驗ＦＥ３０．８３７４４．４９ＦＥ４０．６９９ＦＥ５０．７７５ＥＥ１０．６６４情感性體驗ＥＥ２０．８２４５６．０１ＥＥ３０．７９７ＥＥ４０．７４５ＳＥ１０．７８７社會性體驗ＳＥ２０．８７１６６．２１ＳＥ３０．７９１Ｒ１０．７５２重購意向Ｒ２０．７５８７６．０９Ｒ３０．８００（）正式調研２本研究是針對餐飲服務和銀行服務的消費者進行調查的兩類服務屬於。
大眾日常消費我們選擇天津市鄭州市的商業繁華地段商場附近招募被試，、、者此次調查共發放問卷份每份問卷給予填答者一份小禮品回收問卷。４００，，份有效問卷份其中餐飲服務問卷份銀行服務問卷份３８５，３６９（１８９，１８０）。
３．數據分析在本部分數據分析中采用和對調查數據進行，ＳＰＳＳ１１．５ＡＭＯＳ１７．０分析。
（）同源方差分析１由於在本研究調研中同一調研對象一次性自我報告一個問卷中的所有，問題因此很可能存在同源方差問題盡管適度的，（ｃｏｍｍｏｎｍｅｔｈｏｄｖａｒｉａｎｃｅ）。
同源方差可能不會使研究結論失去效度和但為確保研究（ＤｏｔｙＧｌｉｃｋ，１９９８），結論的有效性本研究采用和提出的，ＰｏｄｓａｋｏｆｆＯｒｇａｎ（１９８６）、Ｈａｒｍａｎ（１９９０）單因素檢驗方法檢驗同源方差的嚴重程度具體操作是（ｓｉｎｇｌｅｆａｃｔｏｒｔｅｓｔｉｎｇ）。
將所有變量的問項放在一起進行因子分析探索性因子分析表明所有問項。，形成非常清晰的六個因子未旋轉的第一個因子解釋總方差為六個，３９．３６１％，因子共同解釋總方差的旋轉後每個因子解釋的總方差分別為７３．３２１％；１５．１０６南大商學評論（第２７輯）因此本研究的同源８１９％、１３．９３９％、１１．７６２％、１１．５６７％、１０．１６５％、１０．０７％。，方差問題並不顯著。
（）信度分析２信度是對量表的可靠性和一致性的檢驗常用的指標是係，Ｃｒｏｎｂａｃｈα數一般認為係數大於即表明數據是可靠的由表可知。，Ｃｒｏｎｂａｃｈα０．６。３，各量表的信度值均大於量表的信度可以接受０．８，。
表３量表的信度係數變量測項數係數Ｃｒｏｎｂａｃｈα人際交互界麵５０．９２０９物態交互界麵４０．８４４０功能性體驗５０．８７４６情感性體驗４０．８４６５社會性體驗３０．８７０９重購意向３０．８６８５（）效度分析３效度是指檢驗測量工具能夠測出其所要測量的特征的準確性程度效度。
越高表明測量結果越能顯示其所要測量的特征效度檢驗包括收斂效度和，。
判別效度檢驗收斂效度可以通過考察單一問項在對應概念上的標準化因素。
載荷係數以及平均變異抽取值兩方麵來進行考察判別效度通過觀（ＡＶＥ）。
察潛在變量的值的算術平方根是否大於潛在變量之間的相關係數ＡＶＥ。
本研究對效度的檢驗主要是運用軟件通過驗證性因子分析ＡＭＯＳ１７．０，來完成的分析結果表明χ２．ｆχ２／ｆ．Ｐ值。，＝５２４２６１，ｄ＝２３７，ｄ＝２２１２，＝０，ＲＭＳＥＡ．說明數據對模型有較好的擬合ＧＦＩ．ＮＦＩ．＝００５７，。＝０８９３，＝０９１０，ＮＮＦＩ．ＣＦＩ．這些指標也說明本研究數據與驗證性因子分析模＝０９４０，＝０９４８，型的擬合度較好。
由表驗證性因子分析結果可以看出所有題項的標準化因子載荷在４，且達到顯著水平組合信度都大於平均變異抽取值都大於０．６２７～０．９２５，，０．８，說明本研究使用的量表有較好的收斂效度０．５，。
由表判別效度檢驗結果可知各因子的平均變異抽取值的算術平方根５，均大於各潛變量之間的相關係數說明量表的判別效度也較好，。
服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響１０７表４驗證性因子分析結果標準化平均變異量潛變量指標Ｔ值組合信度因素載荷量抽取值ａＨ１０．８０５—Ｈ２０．９０６２０．７６７人際交互界麵Ｈ３０．８３４１８．４６７０．９２３０．７０５Ｈ４０．８３０１８．３５９Ｈ５０．８１８１７．９８３Ｍ１０．６４８—物態交互Ｍ２０．８７９１３．４５２界麵０．８５３０．５９０Ｍ３０．８０１１２．７２１Ｍ４０．７２６１１．７９３ＦＥ１０．６９４—ＦＥ２０．７００１２．３１４功能性體驗ＦＥ３０．８０７１３．９９６０．８７６０．５８６ＦＥ４０．８３４１４．３９９ＦＥ５０．７８２１３．６１３ＥＥ１０．６２７—情感性ＥＥ２０．８４５１２．６６５體驗０．８５３０．５９６ＥＥ３０．８７５１２．８８９ＥＥ４０．７１５１１．２８５ＳＥ１０．７６１—社會性體驗ＳＥ２０．９２５１７．５５６０．８８００．７１１ＳＥ３０．８３５１６．５６７Ｒ１０．８４４—重購意向Ｒ２０．８９０１９．０１６０．８７１０．６９４Ｒ３０．７６０１６．２５４注ａ因子載荷設為因而無Ｔ值：１，。
１０８南大商學評論（第２７輯）表５判別效度的檢驗變量人際界麵物態界麵功能性體驗情感性體驗社會性體驗重購意向人際界麵０．８３９物態界麵０．５８７０．７６８功能性體驗０．６２４０．５３００．７６６情感性體驗０．５２３０．４９１０．６１４０．７７２社會性體驗０．３６００．５４３０．４０００．３４００．８４３重購意向０．５４８０．３４５０．４６８０．４１１０．３６９０．８３３４．結構方程模型的分析在測量模型估計結果良好的基礎上接著采用軟件對設定模，ＡＭＯＳ１７．０型進行估計檢驗擬合指數路徑係數的估計值和Ｔ檢驗值分析結果如表，、。６所示模型的絕對擬合指數為χ２／ｆ．近似誤差均方根ＲＭＳＥＡ，ｄ＝２４６５，＝０?０６３，擬合指標ＧＦＩ．ＮＦＩ．ＮＮＦＩ．ＩＦＩ．ＣＦＩ．說明＝０８８１，＝０８９８，＝０９２８，＝０９３７，＝０９３６，模型的結構是合理的。
表６結構方程模型的標準化路徑係數和假設檢驗結果假設假設路徑關係標準化路徑係數Ｔ值結論人際交互界麵功能性體驗支持Ｈ１ａ→０．４８７７．２４１物態交互界麵功能性體驗支持Ｈ１ｂ→０．２６５４．１２０人際交互界麵情感性體驗支持Ｈ２ａ→０．３７０５．３３４物態交互界麵情感性體驗支持Ｈ２ｂ→０．２９１４．１５６人際交互界麵社會性體驗不支持Ｈ３ａ→０．０７２１．１０９物態交互界麵社會性體驗支持Ｈ３ｂ→０．５０９６．６０４功能性體驗重購意向支持Ｈ４ａ→０．３１１４．９３２情感性體驗重購意向支持Ｈ４ｂ→０．１８６３．０５５社會性體驗重購意向支持Ｈ４ｃ→０．１９４３．３８９模型的各項擬合指數：χ２．ｆχ２／ｆ．Ｐ值ＧＦＩ．ＮＦＩ．ＮＮＦＩＩＦＩ＝５９６４５９，ｄ＝２４２，ｄ＝２４６５，＝０，＝０８８１，＝０８９８，＝０?９２８，＝．ＣＦＩ．ＲＭＳＥＡ．０９３７，＝０９３６，＝００６３由表的分析結果可以看出除假設沒有通過顯著性檢驗外其他假設路徑均獲６，Ｈ３ａ，得了實證數據的支持具體地說人際交互界麵能顯著地影響顧客的功能性體驗路徑係。，（數為Ｔ值為．Ｐ物態交互界麵能顯著地影響顧客的功能性體驗路徑０．４８７，７２４１，＜０．００１），（係數為Ｔ值為．Ｐ．假設得到支持這說明服務界麵對顧客０．２６５，４１２０，＜０００１），Ｈ１ａ、Ｈ１ｂ。
的功能性體驗有顯著影響顧客認為界麵是重要的服務功能構成顧客的功能性體驗價值，，中對人員互動服務環境設施等界麵要素都有體驗的需求，、。
服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響１０９人際交互界麵能顯著地影響顧客的情感性體驗路徑係數為Ｔ值為．Ｐ．（０．３７０，５３３４，＜０物態交互界麵能顯著地影響顧客的情感性體驗路徑係數為．Ｔ值為．Ｐ００１），（０２９１，４１５６，＜．假設得到支持這表明服務界麵對顧客的情感性體驗有顯著影響無論０００１），Ｈ２ａ、Ｈ２ｂ。，人際互動還是服務的環境和硬件設施都會影響顧客在服務過程中的心情感覺和情緒、。
人際交互界麵對顧客的社會性體驗的影響不顯著路徑係數為．Ｔ值為．Ｐ（００７２，１１０９，．物態交互界麵能顯著地影響顧客的社會性體驗路徑係數為．Ｔ值為．＝０２６８），（０５０９，６Ｐ．假設不支持得到支持這說明顧客認為與服務人員的交互過６０４，＜０００１），Ｈ３ａ，Ｈ３ｂ。，程並無法體現顧客的身份價值和自我形象而服務的環境和硬件設施的檔次能夠體現顧；，客的身份和自我價值針對這一結論本研究補充訪談了位收入不同身份背景有差異。８、的消費者多數人表示在服務中他們希望與高素質的服務人員溝通和交流但僅僅為了更，，順利地完成服務過程而不會覺得服務人員素質高會導致自己的社會地位和自我形象感，知提升。
顧客的功能性體驗能顯著地影響重購意向路徑係數為Ｔ值為Ｐ．（０．３１１，４?９３２，＜０顧客的情感性體驗能顯著地影響重購意向路徑係數為Ｔ值為．Ｐ．００１），（０?１８６，３０５５，＝０顧客的社會性體驗能顯著地影響重購意向路徑係數為．Ｔ值為．Ｐ．００２），（０１９４，３３８９，＜０假設得到支持以上假設的驗證說明顧客體驗對重購意向有顯著影００１），Ｈ４ａ、Ｈ４ｂ、Ｈ４ｃ。
響因此服務界麵對顧客體驗的影響將間接地影響重購意向，。
以上假設的檢驗證明了不同類別的服務界麵對顧客體驗與重購意向的影響服務企，業通過提升人際交互界麵物態交互界麵來實現顧客體驗的提升從而增強顧客的重購、，意向。
５．服務類型的調節作用服務類型為類別變量在本研究中被視為顧客體驗對重購意向影響程。，度的調節變量對這一調節效應的檢驗可以通過做分組結構方程分析來進行，。
為探究兩類服務中功能性體驗情感性體驗社會性體驗對重購意向的影、、響是否存在差異我們對信任型服務和體驗型服務兩類數據分別作出結構方，程模型分析模型的擬合指數均達到適配要求其中在信任型服務中功能，。，，性體驗情感性體驗社會性體驗對重購意向的影響路徑係數分別為、、０．１９、Ｔ值分別為．．．隻有功能性體驗對重購意向影響０?１６、０．０５，１９９４、１７６３、０６１３，達到顯著在體驗型服務中三個路徑係數分別為．．．Ｔ值分別為；，０４７、０２５、０３６，．．．均達到了顯著水平說明信任型服務和體驗型服務中功５８６４、３６１６、５２８８，。，能性體驗情感性體驗社會性體驗對重購意向的影響存在差異、、。
接下來檢驗調節效應的顯著性先將兩組的結構方程回歸係數限製為相。
等得到一個χ２值和相應的自由度然後去掉這個限製重新估計模型又得，。，，到一個χ２值和相應的自由度前麵的χ２減去後麵的χ２得到一個新的χ２其。，自由度就是兩個模型的自由度之差如果χ２檢驗結果是統計顯著的則調節。，效應顯著溫忠麟等（，２００５）。
本研究中假設的調節作用存在於顧客的功能性體驗對重購意向，（ＳＥ）的影響情感性體驗對重購意向的影響社會性體驗對重購意向、（ＥＥ）、（ＳＥ）１１０南大商學評論（第２７輯）的影響三條路徑上因此在限製模型中分別將其在信任型服務和體驗型服，，務兩組的結構方程路徑係數設為相等限製模型中將功能性體驗對重購（ＦＥ意向的路徑係數設為相等限製模型中將情感性體驗對重購意向的路徑、ＥＥ係數設為相等限製模型中將社會性體驗對重購意向的路徑係數設為相、ＳＥ等）。
表和表顯示了分組結構方程分析的結果由表可知未限製模型７８。７，和限製模型限製模型限製模型的χ２值分別為．和ＦＥ、ＥＥ、ＳＥ９５４０６３．．．Ｐ值均小於．χ２／ｆ均小於分別為．和９５８９０４、９５４０７７、９６０３５０，０００１；ｄ２，１９７１．．．ＲＭＳＥＡ均小於．ＣＦＩ均大於．因此模型的擬合度１９７７、１９６７、１９８０；００８，０９。，較好。
表７未限製模型和限製模型的擬合指數ＣＭＩＮＤＦＰＣＭＩＮ／ＤＦＲＭＳＥＡＣＦＩＧＦＩＭｏｄｅｌ未限製模型９５４．０６３４８４０．０００１．９７１０．０５１０．９１８０．８２４限製模型ＦＥ９５８．９０４４８５０．０００１．９７７０．０５２０．９１７０．８２４限製模型ＥＥ９５４．０７７４８５０．０００１．９６７０．０５１０．９１８０．８２４限製模型ＳＥ９６０．３５０４８５０．０００１．９８００．０５２０．９１７０．８２３表８服務類型的調節效應ＮＦＩＩＦＩＲＦＩＴＬＩＤＦＣＭＩＮＰＭｏｄｅｌＤｅｌｔａ?Ｄｅｌｔａ?ｒｈｏ?ｒｈｏ１２１２限製模型ＦＥ１４．８４１０．０２８０．００１０．００１０．００１０．００１限製模型ＥＥ１０．０１４０．９０６０．００００．００００．００００．０００限製模型ＳＥ１６．２８６０．０１２０．００１０．００１０．００１０．００１注比較的基準模型為未限製模型：。
表是分組嵌套模型的比較結果可知在將假設三條路徑係數分別８，Ｈ５設為相等之後χ２值的改變量分別為．Ｐ．．Ｐ．．，４８４１（＝００２８）、００１４（＝０９０６）、６Ｐ．在功能性體驗對重購意向社會性體驗對重購意向的影響兩２８６（＝００１２），、條路徑上達到了顯著水平即限製模型限製模型與未限製模型兩模型，ＦＥ、ＳＥ是存在顯著差異的服務類型的調節效應存在即在體驗型服務中顧客的功，。，能性體驗社會性體驗對重構意向的影響程度較之在信任型服務中更強假設、，得到支持沒有得到支持Ｈ５ａ、Ｈ５ｃ，Ｈ５ｂ。
服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響１１１五討論當前關注顧客參與企業與顧客互動及與顧客共創價值的理念日益成為，、學界和業界重視的問題服務企業與顧客的互動是值得深入研究的本文借，。
鑒國內外學者的觀點提出了運用服務界麵的思想對其進行分析（Ｉｎｔｅｒｆａｃｅ），並構建了服務界麵對顧客服務體驗及重購意向的影響模型。
顧客進入到服務場景中就會在服務的互動中創造價值這期間顧客的所，，見所聞和所感均來源於服務企業的人際交互界麵和物態交互界麵實證研、。
究結果表明人際交互界麵對顧客的功能性體驗情感性體驗有顯著的影響，、，但是對顧客的社會性體驗影響不顯著物態交互界麵會對三類體驗都產生顯，著的影響這說明服務企業的物態環境設施對企業的服務傳遞產生直接影。，響例如服務環境的裝潢布置溫度照明音樂和氣味等都會影響顧客對服，，、、、務的感知體驗指出服務場所周圍的環境質量對於服務接觸。Ｂｉｔｎｅｒ（１９９２），質量有影響這與本文的研究結果是一致的，。
在本文中社會性體驗主要是指消費者的社會歸屬感和受尊重感社，。
會性體驗更多的是從同一服務環境中關係較近的顧客的互動中獲取的服，務的場景服務本身的符號性意義也會對顧客的社會性體驗產生影響而、。
人際交互界麵主要對顧客的功能性體驗和情感性體驗產生影響例如在。，一次短時間服務接觸中顧客在服務中感受到良好的人際交互意味著他與，，服務人員有良好的溝通服務人員可以明確地了解顧客的需求並作出反饋，，這有助於提高服務質量進而讓顧客產生好的功能性體驗同時彬彬有禮，。，的服務人員的熱情招待會在短時間的交互中使顧客感受到精神上的愉悅，，即情感性體驗顧客社會歸屬感的產生依賴於時間積累和多次享受到高質。
量的服務還受到人際交互雙方關係親疏遠近的影響當某種服務場所的，。
格調氛圍與消費者的身份契合時或者一起接受服務的是熟人朋友時社，、，會性體驗容易被激發。
本文發現由服務界麵產生的服務體驗對重購意向的影響路徑均達到了顯著但是服務類型會對其產生調節作用具體來說在功能性體驗對重購意向，。，的影響路徑上服務類型的調節效應顯著分組的路徑分析結果顯示在信任，。，型和體驗型服務中功能性體驗都會顯著地影響到顧客的重購意向但是在，，，體驗型服務中功能性體驗對重購意向的影響更強在信任型服務中顧客往，。，往會因為專業知識的欠缺而無法在服務互動過程的短時間內憑借有限的功，能性體驗對服務質量進行客觀正確的判斷與之不同體驗型服務中功能性；，，體驗的好壞往往可以較直觀準確地讓顧客體察判斷出該次服務交易中服務質量的優劣因此對重購意向的影響會更強，。
１１２南大商學評論（第２７輯）在社會性體驗對重購意向的影響上服務類型的調節效應顯著在信任，。
型服務中當顧客可以對服務作出全麵評價的時候才有作出重購決策的可，，能服務界麵交互固然會影響到顧客的社會歸屬感受尊重感等社會性體驗。、，但是這並不能顯著地影響到顧客下次是否依然使用該服務顧客更關心的是，信任型服務的功能如何而與之不同的是在體驗型服務中顧客的社會性體；，，驗是他們判斷服務質量好壞的重要依據如餐飲行業許多顧客不僅僅會考慮，，飯店菜肴的口味還會由於這個餐館或酒店的風格契合了顧客某種社交活動，的需要而對其提供的服務產生重購意向，。
在情感性體驗對重購意向的影響上服務類型的調節效應不顯著整體，。
結構方程模型路徑分析結果也顯示在三種體驗對重購意向的影響中情感性，，體驗對重購意向的影響是最弱的可見無論何種服務類型情感性體驗都不。，是顧客是否產生重購意向的最重要標準顧客的美好體驗感受往往是功能與，情感的雙重滿足。
六理論意義與啟示服務界麵的思想突破了單一的顧客視角服務過程以互動的視角對服務，傳遞過程進行考察打開了一個嶄新的服務研究視野已有研究者對服務，。“藍圖服務接觸服務交互和服務場景等進行過探討服務界麵的研”、“”、“”“”，究延伸了對服務企業與顧客互動的理解以界麵的視角整合企業與顧客的所，有互動環節進行研究分析了服務界麵感知對顧客體驗與重購意向的影響關，係這些研究將有利於幫助企業更好地建立與顧客的互動關係。。
在中國本土文化背景下關係是重要的社會文化和行為觀念企業與，“”，顧客的互動過程對顧客的態度感知和行為意向都有影響服務企業與顧客關、，係的建立和維護更需要關注企業與顧客的互動界麵服務界麵的概念和理論。
將服務企業與顧客互動中的表象情感和行為要素整合起來解釋了交互界麵、，對顧客體驗和重購意向的影響為中國的服務企業更好地管理客戶關係提供，了直接的理論參考和實踐指導。
對於企業實踐而言當服務的生產越來越關注顧客需求的變化越來越向，、定製化發展時就需要關注企業與顧客的交互環節這些交互環節是企業傳遞，，服務傳遞顧客價值並滿足顧客需求的直接載體與渠道服務界麵讓企業更、。
係統和全麵地審視顧客所接觸到的可視可聞和可感的環節這些環節對顧客、，的服務感知體驗有直接的影響對服務企業界麵的管理能夠讓服務企業發。，現服務互動中的薄弱環節在人際交互界麵和物態交互界麵中采取有針對性，，的措施給予彌補和改進使得為顧客提供精益服務成為可能企業通過交互，。
服務界麵感知對顧客體驗與行為意向的影響１１３界麵的優化可以增進顧客的功能性體驗情感性體驗和社會性體驗促進重購、，行為產生顧客忠誠最終形成企業的持續競爭優勢，，。
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