标准化对我国物流业经济增长的影响<br/>——基于C-D生产函数及主成分分析法的实证研究

标准化对我国物流业经济增长的影响
——基于C-D生产函数及主成分分析法的实证研究

2018-06-12祝合良

中国流通经济 2018年6期

叶萌，祝合良

（首都经济贸易大学经济学院，北京市100070）

一、引言

伴随着经济全球化、市场一体化、贸易自由化进程的不断加快以及科技水平的迅速提高，标准化作为国民经济管理的重要内容和现代科学体系的重要组成部分，正在推动产业技术创新和扩散、提高企业生产经营效率、提升产品与服务质量、促进国际贸易发展等方面发挥积极作用，并逐渐成为助推经济增长的重要因素。

当前，物流业作为我国国民经济的基础性、战略性动脉产业，正处在由粗放式发展传统物流向集约化发展现代物流转型的过程中。在这个转型发展过程中，物流业对技术进步的要求越来越高，需求越来越大，依赖也越来越强，技术进步已经成为其业态发展不可或缺的重要依靠，而作为技术进步产物的标准和标准化建设也在物流业发展过程中发挥着越来越关键的作用。对物流业而言，标准化是实现物流管理现代化的重要手段和必要条件，是开展物流活动的技术依据，是物流活动合理、高效运行的前提，是开拓国际物流市场、促进国际贸易发展的重要保障。物流标准化水平代表着现代物流技术发展的前沿方向，是推动物流业技术进步和经济增长的重要引擎，可以规范物流活动中的生产经营行为和物流市场秩序，是推动物流业向信息化、集约化发展进而构建现代物流体系的基础，在降低物流成本、提高物流服务质量与物流效率、提升物流业经济效益等方面发挥着基础性、引领性、战略性作用。2016年12月22日，商务部和国家标准化管理委员会联合印发的《国内贸易流通标准化建设“十三五”规划（2016—2020年）》就推进物流标准化建设、构建物流标准体系等提出了相关任务和重点工程，为提高整个物流业的标准化水平指明了发展方向，更加充分地说明了标准化对物流业发展所具有的战略意义。

多年来，在国家的高度重视下，在物流业主管部门、相关协会及专业标准化技术委员会的推动下，我国物流标准化工作取得了显著进展与阶段性成果。一方面，物流标准体系进一步完善，标准制定与修订工作有序推进，标准应用范围不断扩大。截至2017年6月30日，我国已经颁布的现行物流国家标准、行业标准等共计1 013项，内容分为基础类标准、公共类标准、专业类标准、标准化工作指导性标准等四大类，涉及安全生产、包装、船舶、新闻出版、公共安全、化工、环境保护、机械、交通、粮食、林业、民用航空、农业、轻工、汽车、商业、水产、电子、商品检验、石油天然气、铁道、物资管理、兵工民品、烟草、医药、邮政等26个领域。另一方面，物流标准宣传贯彻实施成效持续凸显，标准化机制不断完善，标准服务物流业转型创新能力日益增强，对物流业健康与可持续发展发挥了积极的引导和规范作用。除编制《物流标准目录手册》等物流标准宣传贯彻材料外，物流业主管部门、相关协会及专业标准化技术委员会还通过新闻宣传、标准解读、组织培训等方式加强对物流标准的宣传贯彻，总结和交流标准实施经验。特别是通过开展物流标准化试点，进一步提高物流配送环节标准应用水平，使试点城市企业平均物流作业效率提高两倍以上，货运量提高近80%，物流成本占营业收入的比重平均下降2%。然而，尽管我国物流标准化建设获得了长足发展，但仍然存在物流标准有效供给不足、部分领域标准缺口大、物流标准制定与修订进度难以适应市场变化与行业发展需要、物流管理类标准比重不高、物流企业自主开展标准化工作的意识和能力不强、部门标准应用尚不普及等问题，这些问题直接或间接导致标准化工作无法及时有效地为物流业发展及经济增长服务。

为此，本文以物流业相关数据为样本，通过建立计量经济模型，定量测算标准化对我国物流业经济增长的影响，以期为我国物流标准化战略的实施提供有力依据，并引起物流业内部以及社会各界对物流标准化建设工作的重视，进一步推进物流标准化相关工作。

二、标准化对经济增长影响相关文献综述

目前，国内外学术界对标准化对经济增长的影响机理及作用机制从理论层面已有定论，即标准化可以在推动技术创新、规范并改善经济运行秩序和质量、协调分工并提高效率、实现规模经济、降低交易成本、促进国际贸易、保障可持续发展等方面对经济增长产生影响。近年来，学术界更多关注标准化对经济增长影响的定量分析，并逐渐成为研究热点。国外比较有代表性的研究包括：德国标准化学会（DIN）的伊翁米塔格（Jungmit⁃tag A）等[1]在研究1960—1996年间标准化对德国经济增长的影响时发现，标准化对GDP增长的贡献率为0.9%；英国贸易工业部（DTI）的坦普尔（Temple P）等[2]在研究1948—2002年间标准化对英国经济增长的影响时发现，标准化对GDP增长的贡献率为0.3%。此外，澳大利亚、加拿大、法国等国家的标准化机构也先后开展了标准化对经济增长影响的定量研究。其中，澳大利亚标准局（SA）在研究1962—2003年间标准化对澳大利亚经济增长的影响时发现，标准化对GDP增长的贡献率为0.8%；加拿大标准协会（CSA）在研究1981—2004年间标准化对加拿大经济增长的影响时发现，标准化对GDP增长的贡献率为0.2%；法国标准化协会（AFNOR）在研究1950—2007年间标准化对法国经济增长的影响时发现，标准化对GDP增长的贡献率为0.8%。[3]国内比较有代表性的研究包括：刘振刚[4]研究发现，1990—2002年间标准化对我国经济增长的贡献率约为4.8%；于欣丽[5]研究发现，1978—2007年间技术标准化对我国经济增长的贡献率约为0.79%；侯俊军等[6]在研究1985—2007年间标准化对湖南省经济增长的影响时发现，标准存量每提高1%，湖南省的GDP增长约0.46%；陈阳等[7]在研究1996—2006年间标准化对我国汽车产业产出的影响时发现，有效标准存量每提高1%，汽车产业实际工业增加值提高0.243%；梁小珍等[8]在研究1978—2006年间工程建设标准化对我国经济增长的影响时发现，工程建设标准存量每增加1%，GDP会增加0.22%；胡彩梅等[9]在研究1985—2007年间技术标准对我国宏观经济增长的影响时发现，技术标准存量每变动1%，代表产出量的GDP正向变动约0.52%；周宏等[10]在研究2001—2008年间我国74个农业示范县实施标准化的经济效果时发现，农业标准化对农业经济增长的贡献率在30%左右；赵树宽等[11]在研究1985—2008年间技术标准化对我国经济增长的影响时发现，技术标准化水平每提高1%，会引起经济增长约0.23%；任坤秀[12]在研究1990—2009年间我国国家标准对国民经济增长的影响时发现，国家标准存量每提高1%，我国GDP增长6%；郭政等[13]通过对我国七个省市763家服务企业进行调查研究发现，2010年服务标准化对经济增长的贡献率约为1.04%；孙秋碧等[14]在研究1985—2010年间标准化对福建省经济增长及三次产业的影响时发现，有效标准存量每增长1%，推动整体经济增长0.28%～0.42%，推动三次产业分别增长0.62%、0.76%和0.27%；赖明发等[15]在研究1985—2011年间标准化对福建省经济增长的影响时得出了与孙秋碧等[14]一样的结论；毕红毅等[16]在研究1995—2012年间标准化对山东省电子通信产业经济增长的影响时发现，标准存量每变动1%，产出变动约0.37%；郭璟坤等[17]研究1987—2013年间标准化对我国经济增长影响时发现，标准存量每增长1%，国内生产总值增长0.78%；商黎等[18]在研究1997—2014年间标准化对我国宏观经济的影响时发现，经济增长每增加1%，标准化的贡献率约为0.11%。

纵观上述文献，国内外有关标准化对经济增长影响的定量研究不断深入，但从这些研究选择的对象看，大部分文献主要以国家整体宏观经济数据为样本进行实证分析，只有少数几个以具体产业部门数据为样本进行分析，而有关标准化对物流业经济增长影响的定量研究几乎空白，本文开展相关研究，希望以此丰富标准化与经济增长关系这一领域的研究内容。

三、标准化对我国物流业经济增长影响的实证分析

（一）模型的建立

参照我国国家标准GB/T 3533.1—2017《标准化效益评价第1部分：经济效益评价通则》中有关评价和计算标准化经济效益的方法，我国物流业标准化对其经济增长的促进作用可以利用C-D生产函数模型测算得到。运用生产函数法计算和评估物流业标准化对其经济增长的影响，应把代表我国物流业标准化水平的相关国家标准存量与行业标准存量之和数据作为投入要素，同时引入代表我国物流业技术创新水平的国内专利存量，并与物流业资本投入、劳动投入一起共同构成对我国物流业经济效益发挥作用的因素，采用计量经济方法对物流业标准化所产生的作用进行定量测算。

假设物流业标准化对其经济增长促进作用的C-D生产函数模型为：

式（1）中，LCt表示t时期物流业的产出；LAt表示t时期物流业的技术变动因素，为常量，可称为常数项；LKt表示t时期物流业的资本投入；LLt表示t时期物流业的劳动投入；LPATt表示t时期与物流业有关的国内专利存量；LSTDt表示t时期与物流业有关的国家标准存量与行业标准存量之和；α、β、γ、θ分别表示物流业资本投入、劳动投入、专利存量、标准存量对物流业产出的弹性系数。

为消除上述变量间的异方差现象，本文对式（1）两边取自然对数，并加入回归误差项μt，得到如下线性回归模型：

利用线性回归模型参数估计方法估算物流业标准化对物流业经济产出的弹性系数θ。若θ＞0，说明物流业标准化对物流业经济产出具有正向影响；若θ＜0，说明物流业标准化对物流业经济产出具有负向影响；若θ=0，说明物流业标准化对物流业经济产出没有影响。｜θ｜的大小反映物流业标准化影响物流业经济产出的强弱程度。

（二）数据变量的来源与处理

目前，由于我国物流业相关统计数据包含在交通运输、仓储和邮政业中，考虑到数据获取难度较大，同时为确保统计口径的一致性，本文以1994—2016年23年的交通运输、仓储和邮政业相关数据为样本近似代替物流业相关指标。

1.物流业产出指标（LCt）。用反映物流业经济增长数量的增加值来衡量，以交通运输、仓储和邮政业的增加值近似代替。同时，为剔除价格的影响，确保数据之间的可比性，本文以1993年为基期，利用以不变价格计算的交通运输、仓储和邮政业历年增加值数据对1994—2016年交通运输、仓储和邮政业的名义增加值进行平减，将之调整为实际增加值。具体参见表1。

2.物流业资本投入指标（LKt）。用物流业资本存量衡量，以交通运输、仓储和邮政业的资本存量近似代替。目前，由于我国没有国民经济各行业资本存量的统计数据，需要以往期固定资产投资流量的积累作为本期资本存量，并根据相关资本形成、固定资产投入、资本折旧率等数据进行推算。为此，本文中交通运输、仓储和邮政业的资本存量将采用国际上通用的永续盘存法计算得到，该方法将本期资本存量表示为上一期净资本存量（总资本存量与资本折旧之差）与本期固定资产投资之和，具体公式如下：

式（3）中，LKt为t时期的资本存量；LKt-1为t-1时期的资本存量；LIt为t时期的全社会固定资产投资额；LD为资本折旧率。1993年，我国开展了对第三产业的普查工作，形成了《中国首次第三产业普查资料（1991—1992）》，从中可以获得1992年我国交通运输、仓储和邮政业的资本存量。然后再基于1993—2016年各年的交通运输、仓储和邮政业的全社会固定资产投资额、固定资产投资价格指数和资本折旧率分别计算得到各年的交通运输、仓储和邮政业资本存量。在交通运输、仓储和邮政业资本折旧率的选择上，本文假设每年的资本折旧率相同，并根据王小鲁[19]、李晓慧[20]的方法，假设交通运输、仓储和邮政业的资本折旧率为5%。同样，为剔除价格的影响，确保数据之间的可比性，本文以1993年交通运输、仓储和邮政业的全社会固定资产投资额为基期，利用以不变价格计算的历年固定资产投资价格指数对1994—2016年间交通运输、仓储和邮政业的名义全社会固定资产投资额进行平减，将之调整为实际全社会固定资产投资额。具体参见表2。

表1 1994—2016年我国物流业增加值

3.物流业劳动投入指标（LLt）。用物流业就业人数衡量，以交通运输、仓储和邮政业的就业人数近似代替。交通运输、仓储和邮政业的就业人数为其t时期城镇单位就业人员年末人数与私营企业、个体就业人员年末人数之和。具体参见表3。

4.物流业专利投入指标（LPATt）。用其t时期得到批准授权的有效专利存量，即t时期累计公开（公告）的专利数量减去t时期已经到期的专利数量来衡量，专利的类型包括发明申请、实用新型、发明授权和外观设计。考虑到有关物流业的专利存量无法通过已经公开的统计资料获取，本文利用北京合享智慧科技有限公司开发的IncoPat科技创新情报平台，以“物流”为关键词进行搜索，近似统计并计算汇总得到与物流业有关的专利数据。具体参见表4。同时，由于我国自1985年起才开始实行专利制度，1986年起才对批准授权的专利进行公开（公告），故与物流业有关的初始专利存量就是1986年得到批准授权的物流业专利总数。

5.物流业标准化投入指标（LSTDt）。用物流业t时期实施的有效标准存量来衡量，即t时期累计实施的标准数量减去t时期废止的标准数量，且本文中的物流业标准存量为与物流业有关的国家标准存量与行业标准存量之和。物流业标准存量数据具体参见表5。

（三）研究方法

本文以扩展后的C-D生产函数模型为基础，从实证角度分析标准化对物流业经济增长的作用，所采用的研究方法是统计学和计量经济学分析中比较常用的主成分分析法。之所以采用主成分分析法，是因为这种方法可以通过线性变换将原有的多个数据指标组合成少数几个相互独立、能够充分反映总体信息的指标，进而在不丢失重要信息的前提下避开并消除指标变量间存在的多重共线性（现实中很多指标变量之间是存在多重共线性的），方便进行更加深入的分析。利用主成分分析法提取出的每个主成分都是原有多个数据指标的线性组合。从原则上讲，假设有X个变量，最多是可以提取出X个主成分的，只不过如果将之全部提取出来就丧失了利用这种方法简化数据指标的意义。一般情况下，只要提取包含90%以上信息的主成分即可，其他的主成分可以忽略不计。主成分分析法的基本原理为，将自变量（即解释变量，下同）转换成若干个主成分，这些主成分分别从不同的侧面反映自变量的综合影响且互不相关，故可将因变量（即被解释变量，下同）与这些主成分进行回归，再根据主成分与自变量之间的对应关系，求得原回归模型的估计方程。主成分分析法的具体操作主要包括以下几个步骤：一是计算原始样本数据中相关自变量的特征值、累计贡献率和特征向量；二是利用计算得到的特征值检验模型的多重共线性；三是对原始样本数据的因变量和自变量进行标准化处理，得到标准化的因变量和自变量；四是根据原始样本数据自变量的累计贡献率确定主成分变量，建立标准化后的因变量与所选择主成分变量的回归方程（即主成分回归方程）并进行估计；五是将各变量代入主成分回归方程，求解原始样本数据变量的回归模型。本文以Eviews7.2软件作为主成分分析法的研究工具。

表2 1994—2016年我国物流业全社会固定资产投资额、固定资产投资价格指数及资本存量

表3 1994—2016年我国物流业就业人员年末人数

表4 1994—2016年我国物流业有效专利存量

表5 1994—2016年我国物流业有效标准存量

（四）实证过程及结果分析

本文首先运用普通最小二乘法（OLS）对式（2）进行估计。具体结果参见表6。

由表6中的回归结果可知，调整后的R2为 0.997 025，F统计量为 1 844.150，p值为0.000 000。这些数据说明，四个自变量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt能够较好地解释因变量 ln⁃LCt的变异，模型整体拟合效果较好。但是，由于D-W统计量为0.754 696，表明模型存在自相关性。而且，在0.05的显著性水平下，除常数项lnLAt和自变量lnLPATt外，自变量 lnLKt、lnLLt、lnLSTDt的系数均未通过显著性检验，且lnLLt的系数估计值为负数，并不符合经济理论的预期。初步分析认为，导致上述问题的原因可能是自变量与因变量之间存在多重共线性。接下来分别通过各自变量与因变量之间的简单相关系数矩阵进行判定。具体参见表7。

由表7可知，除自变量lnLLt外，自变量lnLKt、lnLPATt、lnLSTDt均与因变量 lnLCt高度相关，且自变量 lnLKt、lnLPATt、lnLSTDt相互之间也高度相关。对此也可利用主成分分析中的特征值进一步加以验证，这里设定四个主成分分别为Z1、Z2、Z3、Z4，其对应的特征值分别为λ1、λ2、λ3、λ4。具体参见表 8上半部分。

表6 因变量lnLCt与自变量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的回归估计结果

表7 因变量lnLCt与自变量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的简单相关系数矩阵

由表 8上半部分可知，λ1=3.034 558，λ2=0.934 503，λ3=0.028 195，λ4=0.002 744，其中λ3≈0，λ4≈0，且λ1·λ2·λ3·λ4=0.000 219 4≈0，同样表明模型中的变量存在多重共线性。

接下来，运用主成分回归对原模型的多重共线性进行处理。首先通过因变量lnLCt及自变量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的标准差和均值对相关原始数据进行标准化处理。具体参见表9。同时，设定新生成的标准化因变量和自变量分别为nlnLCt、nlnLKt、nlnLLt、nlnLPATt、nlnLSTDt。具体参见表10。

表8 自变量 lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的主成分分析结果

表9 因变量lnLCt及自变量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的标准差和均值

继而结合表8的相关数据和表10的标准化变量建立主成分回归方程。由表8上半部分可知，因主成分Z1和Z2的累计贡献率已经达到99.23%，故模型只需要取主成分变量Z1和Z2来建立回归方程即可。由表8下半部分可以得到Z1、Z2两个主成分分别为：

表10 标准化的因变量nlnLCt及标准化的自变量nlnLKt、nlnLLt、nlnLPATt、nlnLSTDt序列

对新生成的标准化因变量nlnLCt和主成分Z1、Z2进行回归估计。具体结果参见表11。

由表11的主成分回归结果可知，Z1和Z2的系数在统计上均显著，调整后的R2为0.993 777，说明模型拟合优度很高，但D-W统计量为0.530 515，说明模型仍然存在自相关性。

为消除模型存在的自相关性，本文运用广义差分法，加入变量AR（q）进行调整，这里的q为自相关阶数。为此，本文首先需要确定自相关阶数，对表11中的回归估计结果进行序列相关性的拉格朗日乘数（LM）检验。具体结果参见表12。

由表12可知，在0.05的显著性水平下，F统计量的p值（0.006 7）和LM统计量的p值（0.009 0）均显著，说明模型存在自相关性。同时，残差序列一阶滞后的p值（0.005 6）也显著，进一步说明模型存在一阶自相关。为此，应加入变量AR（1）来消除模型的自相关性。加入AR（1）后的回归结果参见表13。接下来，再次对表13的回归估计结果进行LM检验。具体结果参见表14。

根据表13和表14，修正后的主成分回归结果表明，模型存在的自相关性已经消除，且其他指标符合既定要求，进而可以得到修正后的主成分回归方程为：

将式（4）、式（5）代入式（6），得到式（7）：

表11 标准化的因变量nlnLCt与主成分Z1、Z2的回归估计结果

表12 表11回归估计结果的LM检验

表13 加入变量AR（1）后的标准化因变量nlnLCt与主成分Z1、Z2的回归估计结果

表14 表13回归估计结果的LM检验

接下来根据式（7）中nlnLKt、nlnLLt、nlnLPATt、nlnLSTDt的系数以及表9中因变量lnLCt与自变量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt的均值和标准差求解原回归模型的系数α、β、γ、θ。具体为：

进而可以得到常数项lnLAt的系数C。具体为：

最终得到如下方程：

由式（8）可知，代表物流业资本投入、劳动投入、专利投入、标准化投入指标的自变量lnLKt、lnLLt、lnLPATt、lnLSTDt（分别对应物流业的资本存量、劳动就业人数、专利存量和标准存量）对代表我国物流业经济增长指标的因变量lnLCt（即物流业产出）的影响程度分别为0.369 120、0.005 127、0.155 620、0.203 621。结合本文的研究主题可以知道，在其他投入要素保持不变的情况下，我国物流业标准存量每提高1%，物流业产出将增加0.203 621%。这说明，标准化对物流业经济增长具有一定的正向促进作用，其作用仅次于资本投入，高于专利投入和劳动投入，居第二位。

四、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文通过将标准存量引入C-D生产函数，运用我国物流业（用交通运输、仓储和邮政业近似代替）1994—2016年数据，采用主成分分析法实证分析标准化对物流业经济增长的影响。研究表明，标准化对我国物流业经济增长具有正向促进作用，即标准存量每提高1%，我国物流业产出增长0.203 621%，高于专利投入和劳动投入对物流业经济增长的影响，仅次于资本投入对物流业经济增长的影响，排在第二位。

（二）政策建议

结合上述实证研究结果，本文认为，标准化对我国物流业发展的作用是相当重要的，甚至可以说是我国物流业发展的一个基本保障，只有充分认识标准化的重要意义，才能将物流业相关标准真正贯彻到物流生产经营活动的各个环节，进而提高我国物流业整体发展质量和水平。在我国物流业标准化发展进程中，无论是发挥统筹和引导作用的政府部门，还是发挥落实和主导作用的物流企业，均应始终以健全物流标准体系、提高物流标准应用水平、完善物流标准化工作基础作为三大目标，以合力解决当前物流标准化建设中存在的问题为己任，通过一系列切实有效的举措来持续增强物流标准化对行业发展和经济增长的助推作用。具体应重点做好以下四个方面的工作：

1.进一步健全物流标准体系。政府主管部门及物流业相关专业标准化技术委员会要在全面、系统、完整梳理当前我国物流标准体系的同时，立足并顺应现代物流业创新发展的新形势新要求，从物流业主体（物流企业）、客体（商品和服务）、载体（物流装备、载具器具、信息系统等基础设施）、行为（包装、运输、仓储等一系列活动）等方面入手厘清物流标准体系范畴，研究并制定框架，进一步明确物流业相关标准的适用范围、边界和分类。要合理划分不同层级标准的制定范围，避免重复，减少交叉，使各个层级的标准都能够有效衔接并相互配套。要进一步优化不同层级物流标准的结构，一方面持续增强物流业相关国家标准和行业标准对物流生产经营活动和管理工作的基础性、通用性支撑作用；另一方面结合各地物流业发展以及当前物流市场、业态创新等方面的实际需要，建立具有地域特色的地方物流标准体系和由物流企业联盟共同制定的团体标准体系，支持地方标准、团体标准逐步转化为行业标准甚至国家标准。要发挥物流企业对标准的领航者与风向标作用，政府主管部门及物流业相关专业标准化技术委员会通过政策支持与资金扶持，帮助物流企业加强自身标准化人才队伍建设，鼓励物流企业以自主技术优势为核心制定高于我国物流业国家、行业、地方等标准且具备较强竞争力的企业标准，并建立现代物流企业标准体系，推动物流企业标准化管理体制与运行机制创新。

2.切实做好物流业相关标准制定与修订工作。政府主管部门及物流业相关专业标准化技术委员会要结合当前物流业发展实际，切实抓好物流业重点领域、新业态以及新模式的标准制定与修订工作，加快标准制定与更新速度，废除我国相对落后的标准，提高我国物流业标准的适用性、有效性，适应经济全球化、市场一体化、贸易自由化的需要。要通过制定和修订物流业相关领域的系列化、综合性标准，提高物流标准的配套性、系统性，形成覆盖面广、内容完备、衔接紧密的物流标准体系，避免物流标准的散乱化和碎片化。要加强对标准制定与修订工作的指导，增强物流标准起草单位的代表性和物流企业参与的广泛性，以此提高物流标准的质量和相关工作的科学化水平。在做好上述工作的同时，为了更好地为整个物流业的发展服务，政府主管部门或物流业相关专业标准化技术委员会还要定期更新物流标准目录并编制动态管理、类别清晰的物流标准体系表。

3.加大物流标准宣传贯彻与实施应用力度。政府主管部门和物流业相关专业标准化技术委员会要加强物流标准化理念推广与知识普及工作，特别是对出台的相关标准及时进行解读释义，同时加大对物流业现有国家和行业两个层级标准的宣传贯彻力度，倡导物流企业以国家和行业两个层级的标准为依据进一步规范生产经营和服务管理行为。要建立国家和行业两个层级物流标准实施的监督评估与考核机制，由物流企业定期就相关标准贯彻情况与实施效果向政府主管部门或物流业相关专业标准化技术委员会进行报告，由政府主管部门或物流业相关专业标准化技术委员会进行综合分析与考核评价，以此作为今后进行政策和资金扶持的重要参考。要把国家物流标准化战略实施与物流标准化试点示范工作有机结合起来，把物流标准化基础理论与实际应用有效结合起来，继续做好以标准托盘、标准包装等为代表的物流标准化专项行动，积极组织开展物流标准化示范区、示范企业建设等试点示范项目，提高试点示范工作的质量和效益，并在此基础上及时总结和反馈物流标准化实施应用的先进经验和做法，编制典型案例，加强物流企业之间的工作交流和经验推广。物流行业协会和物流企业要主动开展物流标准宣传贯彻与培训工作，力争使每项物流标准都可以在发布实施后根植于心。

4.进一步深化物流标准化国际交流与合作。政府主管部门、物流业相关专业标准化技术委员会和物流企业要围绕我国提出的“一带一路”倡议，以贸易、投资合作以及援助等形式大力推动物流业相关国家标准、行业标准、企业标准“走出去”。要加强对国际物流标准信息的跟踪和评估以及对国外发达国家物流标准的研究，积极借鉴并参考国外物流标准化工作先进经验和模式，提高对物流业相关国际标准的采标率，确保我国物流标准与国际物流标准的一致性，以此提高我国物流标准在国际上的话语权和物流业的竞争力。要加强与物流标准化相关的国际组织以及国外物流协会的交流合作，积极参与国际物流标准化活动和国际物流标准制定工作。

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