中國—澳大利亞旅游與貿(mào)易互動關(guān)系研究

(陜西師范大學(xué) 旅游與環(huán)境學(xué)院,陜西 西安710119)

中國—澳大利亞旅游與貿(mào)易互動關(guān)系研究

李芬英,陳 瑛,劉二虎
(陜西師范大學(xué) 旅游與環(huán)境學(xué)院,陜西 西安710119)

在“海上絲綢之路”建設(shè)與“中澳自由貿(mào)易協(xié)定”簽署的契機(jī)下,中國對澳大利亞“旅游外交”作用彰顯，研究兩國旅游與貿(mào)易關(guān)系對雙邊政治經(jīng)濟(jì)合作的進(jìn)一步發(fā)展具有重要意義。在剖析旅游與貿(mào)易關(guān)系的基礎(chǔ)上,選取1995—2014年中澳兩國進(jìn)出口貿(mào)易與出境旅游數(shù)據(jù),采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法實(shí)證兩國旅游與貿(mào)易之間的互動關(guān)系。結(jié)果表明：兩國的進(jìn)口貿(mào)易是出境旅游的格蘭杰原因,出境旅游是出口貿(mào)易的格蘭杰原因。脈沖響應(yīng)分析結(jié)果顯示，無論在當(dāng)前或長期兩國旅游與貿(mào)易都會呈現(xiàn)相互影響。從宏觀層面而言,旅游偏愛度與入境客流量占比對兩國貿(mào)易依存度均產(chǎn)生正向影響,證實(shí)了中澳兩國旅游與貿(mào)易之間的互動關(guān)系,對兩國進(jìn)一步深化貿(mào)易合作，制定相關(guān)旅游政策具有一定的參考價值。

出境旅游;雙邊貿(mào)易;雙對數(shù)回歸分析;格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

1 前言

2014年中國已經(jīng)連續(xù)6年成為澳大利亞的第一大貿(mào)易伙伴、第一大出口市場和第一大進(jìn)口來源地，同時澳大利亞也長期位居我國十大貿(mào)易伙伴之列。中國與澳大利亞之間的貿(mào)易額年均增長率為21.17%,高于兩國各自對世界的貿(mào)易增長率。2015年中國與澳大利亞簽署了自由貿(mào)易協(xié)定,這將繼續(xù)促進(jìn)兩國貿(mào)易發(fā)展。在貿(mào)易關(guān)系不斷發(fā)展的同時,中國出境澳大利亞的游客量持續(xù)增長。2014年,約86萬中國游客赴澳大利亞,使中國成為澳大利亞的第二大客源市場和頂級消費(fèi)市場。研究兩國旅游與貿(mào)易之間的互動關(guān)系、進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易對兩國出境游的帶動效應(yīng),對兩國旅游與貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國外學(xué)者Wilson K[1]率先提出“國際旅游與國際貿(mào)易”是否相關(guān)的問題,并分析了澳大利亞四大客源國與貿(mào)易國美國、英國、日本、新西蘭之間的旅貿(mào)關(guān)系;Bruce Prideaux[2]認(rèn)為,傳統(tǒng)解釋貿(mào)易流量的理論可用來解釋國際旅游流,并強(qiáng)調(diào)旅游流也是貿(mào)易流;孫根年課題組最早在國內(nèi)提出貿(mào)易與旅游間具有相互關(guān)系,并實(shí)證研究了日本與中國(2010年)、歐洲七國與中國(2011年)[3]、俄口岸城市與中國(2011年)、蒙古國與中國內(nèi)蒙古自治區(qū)(2014年)[4]等雙邊出入境旅游與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系;章錦河[5]用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)證明了國際貨物貿(mào)易與入境旅游的相關(guān)關(guān)系;蘇建軍、徐璋勇[6]用動態(tài)面板模型證明國際貨物貿(mào)易對入境旅游具有較好的正溢出效應(yīng),其中出口貿(mào)易溢出效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易;葉莉、陳修謙[7]等認(rèn)為,旅游貿(mào)易互動發(fā)展能加速區(qū)域旅游一體化進(jìn)程,有利于促進(jìn)貿(mào)易兩國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。然而,對中國與澳大利亞的研究主要集中在中澳貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響[8]、兩國自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)將有效調(diào)整中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[9]、影響兩國貿(mào)易的因素以及兩國貿(mào)易發(fā)展戰(zhàn)略研究[10]、兩國貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀與潛力研究等[11],尚未有學(xué)者關(guān)注中澳雙邊貿(mào)易與入境旅游之間的關(guān)系。我國出境游客量不斷增長,中國赴澳大利亞游客量以兩位數(shù)增長率在增加,已成為澳大利亞第二大客源國。本文運(yùn)用E-G兩步協(xié)整檢驗(yàn)、雙對數(shù)回歸分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析探討了兩國旅貿(mào)互動關(guān)系,進(jìn)一步從宏觀層面分析了旅游偏愛度、入境旅游占比對兩國貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)的影響,考慮兩國人口與經(jīng)濟(jì)性質(zhì),分析計(jì)量結(jié)果出現(xiàn)的原因,并據(jù)此提出擴(kuò)大雙邊貿(mào)易與旅游吸引的相關(guān)政策建議。

2 指標(biāo)方法選取

20世紀(jì)90年代是我國出境旅游發(fā)展的起步階段,赴澳大利亞旅游人次十分有限,年均低于1萬人次,而澳大利亞入境中國旅游也是在此時開展起來的。改革開放初期,澳大利亞與中國旅游高層互訪頻繁,入境旅游位序較高，位居中國入境旅游第三位[12]。20世紀(jì)80—90年代,由于澳大利亞經(jīng)濟(jì)不景氣,財(cái)政赤字居高不下,出境中國旅游人次出現(xiàn)大幅度下降,1995年位序下滑到第十三位。為了排除這些因素的影響并結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性,本文主要選擇1995年以后的數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)關(guān)系研究。

在國際貿(mào)易流量分析中,通常利用貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)來代表雙邊貿(mào)易往來的密集程度。Brown最早提出了貿(mào)易結(jié)合度的概念,后來在小島清等學(xué)者的改進(jìn)下,被應(yīng)用于雙邊貿(mào)易關(guān)系分析之中[13]。TCDab表示a、b兩國之間的貿(mào)易結(jié)合度；Xab表示a→b的出口額；Xa表示同期a國的出口總額；Mb表示b國的進(jìn)口總額；Mw表示世界進(jìn)口總額。若TCDab大于1,表明a、b兩國貿(mào)易聯(lián)系較為緊密。TCDab的數(shù)值越大,表示a→b貿(mào)易依賴程度越大、互補(bǔ)性越強(qiáng)。反之,則表明兩國貿(mào)易關(guān)系較為松散,見表1。

表1 數(shù)據(jù)來源、描述與變量處理方法

注:數(shù)據(jù)均為1995—2014年,貿(mào)易額以2005年美元不變價為準(zhǔn)。

本文在確定20年來兩國旅游與進(jìn)出口貿(mào)易具有協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上,分別對進(jìn)出口貿(mào)易額與入境客流量的雙對數(shù)進(jìn)行了回歸分析,分析了兩經(jīng)濟(jì)變量之間互動作用的強(qiáng)度,定量了揭示兩者間互動作用的本質(zhì)關(guān)系,再進(jìn)一步運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)兩者間的具體因果關(guān)系。為了直觀看出兩變量之間的相互關(guān)系,對其進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上,定義旅游偏愛度與兩國貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)兩指標(biāo)(表1),運(yùn)用OLS回歸方法計(jì)算兩者之間彈性系數(shù),進(jìn)一步從宏觀層面上為中澳出入境旅游與貿(mào)易依存度關(guān)系提供基本參數(shù)。

3 中澳出入境客流量與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的分析

3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先,本文對所有變量的單位根進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn),以判定每個時間序列變量是否為同階單整序列[14]。然后，利用Eviews 8.0軟件分別對中國出境澳大利亞客流量(Tca)、澳大利亞出境中國客流量(Tac)、中國出口澳大利亞貿(mào)易額(EXPca)、中國進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額(IMPca)、中澳兩國貿(mào)易總額(Ltrade)5組變量取自然對數(shù)以消除時間序列間的異方差;第三，對取完對數(shù)的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),最佳滯后期選擇采用AIC最小準(zhǔn)則確定,結(jié)果見表2。

從表2可知,所有時間序列變量在水平狀態(tài)下均不平穩(wěn),但經(jīng)過一階差分后,在5%顯著性水平下平穩(wěn),屬一階單整Ⅰ(1),可進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注:C、T、K分別表示是否包含常數(shù)項(xiàng)、時間趨勢項(xiàng)和滯后期數(shù)。

3.2 變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

采用Engel-Granger兩步法檢驗(yàn)變量之間是否協(xié)整[15],判斷中澳兩國旅游與貿(mào)易間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。對中國出境澳大利亞客流量與中國出口澳大利亞貿(mào)易額、中國進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額、中國對澳大利亞貿(mào)易總額,澳大利亞出境中國客流量與澳大利亞出口中國貿(mào)易額、澳大利亞進(jìn)口中國貿(mào)易額、澳大利亞對中國的貿(mào)易總額分別進(jìn)行OLS回歸,回歸方程為:

Yi=α0+α1Xi+ei

(1)

其次，對生成殘差序列分別記為e1、e2、e3、e4,采用AIC最小準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù),對其進(jìn)行單位根(ADF檢驗(yàn)),若平穩(wěn)，說明兩變量之間具有長期均衡關(guān)系。殘差估計(jì)模型公式為:

(2)

式(1)為協(xié)整回歸方程;式(2)中若ei—I(0),則兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系,對變量ltca、ltac、lexp、limp、lTrade做回歸得到殘差結(jié)果(表3)。在6組殘差在水平狀態(tài)下,單位根檢驗(yàn)結(jié)果均通過5%的顯著性水平,即殘差序列不存在單位根,在水平狀態(tài)下平穩(wěn)，表明中國出境澳大利亞客流量與中國出口澳大利亞貿(mào)易額、中國進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額、中澳貿(mào)易總額,以及澳大利亞出境中國客流量與澳大利亞出口中國貿(mào)易額、澳大利亞進(jìn)口中國貿(mào)易額、中澳貿(mào)易總額之間分別具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3 殘差序列檢驗(yàn)結(jié)果

注:***表示在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

3.3 旅游與貿(mào)易關(guān)聯(lián)帶動方程估計(jì)

6組變量之間回歸方程估計(jì)結(jié)果見表4。調(diào)整后的R2值均較高,表明方程擬合優(yōu)度較高;系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值較高,表明系數(shù)估計(jì)較顯著。方程(3)—(5)分別表明中國出口澳大利亞貿(mào)易額、中國進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額、兩國貿(mào)易總額對中國出境澳大利亞旅游客流量的彈性系數(shù)分別為0.66、0.643、0.685,即中國出口澳大利亞貿(mào)易額、中國進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額、對澳大利亞貿(mào)易總額每增加1%,會帶動澳大利亞出境中國旅游人次分別增加0.76%、0.643%、0.685%。方程(6)—(8)分別表明澳大利亞出口中國貿(mào)易額、澳大利亞進(jìn)口中國貿(mào)易額、兩國貿(mào)易總額對澳大利亞出境中游客的彈性系數(shù)分別為0.379、0.523、0.444,即澳大利亞出口中國貿(mào)易額、澳大利亞進(jìn)口中國貿(mào)易額、對中國貿(mào)易總額每增加1%,會帶動澳大利亞出境中國的旅游人次分別增加0.379%、0.523%、0.444%。

表4 入境旅游客流量、進(jìn)口貿(mào)易額和出口貿(mào)易額的協(xié)整方程

3.4 中澳貿(mào)易與旅游格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文驗(yàn)證了中澳貿(mào)易與旅游之間的協(xié)整關(guān)系,且雙對數(shù)回歸分析結(jié)果表明旅游與貿(mào)易之間存在正向帶動效應(yīng)，本文采用AIC最小準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù),對中澳貿(mào)易和旅游變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(表5)。

結(jié)果表明,在10%顯著性水平下，中國出境澳大利亞旅游是出口澳大利亞貿(mào)易的單向格蘭杰原因。在5%顯著性水平下,中國進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易是出境澳大利亞旅游的單向格蘭杰原因,澳大利亞出境中國旅游是澳大利亞出口中國貿(mào)易的的單向格蘭杰原因；在10%顯著性水平下,澳大利亞進(jìn)口中國貿(mào)易是澳大利亞出境中國旅游的單向格蘭杰原因。

兩國出境旅游都是各自出口貿(mào)易的格蘭杰原因,即出境旅游帶動出口貿(mào)易。兩國貿(mào)易互補(bǔ)性極強(qiáng)：中國出口澳大利亞的產(chǎn)品主要是工業(yè)制成品,而澳大利亞出口中國的產(chǎn)品主要集中在農(nóng)產(chǎn)品與礦物原料[16]。兩國商務(wù)旅游者發(fā)現(xiàn),市場與拓展市場將本國的產(chǎn)品營銷出去。即出境旅游帶動出口貿(mào)易,但是這種帶動需要商務(wù)游客時間上的磋商期,這也是格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果中會有一年滯后期的原因,但目前出口貿(mào)易并沒有對兩國出境旅游產(chǎn)生帶動效應(yīng)。

兩國的進(jìn)口貿(mào)易是出境對方旅游的格蘭杰原因,即進(jìn)口貿(mào)易帶動出境游。這是由于澳大利亞是中國的貿(mào)易逆差國,中國進(jìn)口澳大利亞的貿(mào)易額遠(yuǎn)超過出口的貿(mào)易額。兩國進(jìn)出口存在不對稱性[17],中國對澳大利亞的貿(mào)易逆差由1995年9.5億美元擴(kuò)大到2013年的614億美元;進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額的年均增長率為22.9%,高于中國出境澳大利亞游客年均增長率(18%),進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展快于出境澳大利亞旅游。從澳大利亞的角度看,進(jìn)口工業(yè)制成品的廣泛使用,使中國商品文化融入到澳大利亞,且對中國的關(guān)注度與向往度不斷提高,引發(fā)出境旅游。但由于商品外部性作用的發(fā)揮需要一定的周期,受中澳兩國地理距離的影響,進(jìn)口貿(mào)易對出境旅游的影響存在滯后期。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注:*表示在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了進(jìn)一步分析兩國貿(mào)易與入境旅游相互間的沖擊效應(yīng),引入脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的信息沖擊對變量當(dāng)前和未來取值的影響。進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析的前提是要求建立的向量自回歸模型(Vector Autoregressive Model,VAR)具備穩(wěn)定性。經(jīng)過檢驗(yàn),VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1,均落在單位圓內(nèi),滿足穩(wěn)定性條件(限于篇幅,檢驗(yàn)過程和結(jié)果未列出)。由于本文主要討論入境旅游與進(jìn)出口貿(mào)易間的關(guān)系,暫不考慮出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易之間的相互沖擊。

對中國層面的分析:當(dāng)一個單位的對澳大利亞出口貿(mào)易額沖擊產(chǎn)生后,中國出境澳大利亞旅游人數(shù)在三年后開始增長,約在第五年后達(dá)到最高值并開始趨于穩(wěn)定增長(圖1)。出口澳大利亞貿(mào)易一開始對出境澳大利亞旅游的拉動作用較弱,其后逐漸增強(qiáng)。我國出境澳大利亞旅游的發(fā)展晚于出口澳大利亞貿(mào)易。當(dāng)一個單位的對澳大利亞進(jìn)口貿(mào)易額的沖擊產(chǎn)生后,出境澳大利亞的客流量在當(dāng)年會迅速增加,第二年達(dá)到最高值,隨后增長態(tài)勢會有微弱的下降,約第五年后趨于穩(wěn)定增長(圖2),說明進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額的增長對出境澳大利亞旅游具有十分顯著的促進(jìn)作用。隨著澳大利亞商品文化融入中國，引發(fā)了我國國內(nèi)居民對澳大利亞的向往,這就解釋了我國居民在澳大利亞旅游購物消費(fèi)位居世界第一的現(xiàn)象。進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易相對于出口澳大利亞貿(mào)易對中國出境澳大利亞旅游的帶動作用更迅速、程度也更強(qiáng)。圖3和圖4說明中國出境澳大利亞旅游客流量的某一沖擊會給中國對澳大利亞進(jìn)口、出口貿(mào)易額帶來同向沖擊效應(yīng),且第三年開始逐漸增強(qiáng),第七年帶動效應(yīng)最強(qiáng),出境澳旅游帶動了澳大利亞的進(jìn)出口貿(mào)易。

圖1 出口澳大利亞貿(mào)易對出境澳大利亞旅游的沖擊

圖2 進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易對出境澳大利亞旅游的沖擊

圖3 出境澳大利亞旅游對出口澳大利亞貿(mào)易的沖擊

圖4 出境澳大利亞旅游對進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易的沖擊

對澳大利亞層面的分析:當(dāng)一個單位澳大利亞出口中國的貿(mào)易額產(chǎn)生沖擊作用后,在當(dāng)期澳大利亞入境中國旅游的客流量會迅速增長,約在兩年達(dá)到最高值,此后這種增長趨勢會小幅度緩慢下降(圖5)。當(dāng)一個單位進(jìn)口中國的貿(mào)易額沖擊產(chǎn)生后,出境中國的游客量將產(chǎn)生強(qiáng)烈的正向反應(yīng),約在第二年后達(dá)到最高值,隨后出現(xiàn)衰減趨勢,約在第六年后趨于穩(wěn)定增長態(tài)勢(圖6)。這說明進(jìn)口中國的商品、服務(wù)文化因中國與澳大利亞強(qiáng)烈的差異化吸引了澳大利亞居民的出游,但是這種沖擊呈現(xiàn)下降后的穩(wěn)定趨勢是受澳大利亞人口增長的限制。圖7、圖8顯示當(dāng)一個單位的澳大利亞入境中國客流量產(chǎn)生沖擊作用后,澳大利亞對中國的進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額的響應(yīng)趨勢基本一致,在短期或長期內(nèi)均有一定的帶動效應(yīng)。

圖5 出口中國貿(mào)易對出境中國旅游的沖擊

圖6 進(jìn)口中國貿(mào)易對出境中國旅游的沖擊

圖7 出境中國旅游對出口中國貿(mào)易的沖擊

圖8 出境中國旅游對進(jìn)口中國貿(mào)易的沖擊

4 兩個斷面旅游互動與貿(mào)易依存度的關(guān)系

4.1 中國視角的分析

對澳大利亞貿(mào)易依存度與出境澳旅游偏好關(guān)系:20年來,中國對澳大利亞貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)呈波動上升的趨勢(圖9),1998年出現(xiàn)金融危機(jī)時,中國對澳貿(mào)易依賴程度最低,貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)僅為0.955。1995—2014年,兩國之間貿(mào)易額以年均21.167%的增長率增加,中國對澳大利亞的貿(mào)易依賴程度加大,2011年中國對澳大利亞的貿(mào)易依賴程度最大為1.46。中國對澳的旅游偏愛度可劃分為三個階段:1995—2001年上升階段、2002—2009年下降階段、2010—2014年緩慢波動上升階段。中國出境澳大利亞的游客年均增長率為18%,高于中國出鏡游客總量的年均增長率16%,說明中國對澳旅游偏愛度穩(wěn)定中略有上升,并與對澳的貿(mào)易依賴程度呈現(xiàn)正相關(guān)。

圖9 中國對澳大利亞的貿(mào)易結(jié)合度與旅游偏愛度

圖10 中國對澳大利亞的貿(mào)易結(jié)合度與占澳入境游客量比

對澳大利亞貿(mào)易依存度與占澳大利亞入境旅游比關(guān)系:20年來,中國占澳大利亞入境旅游的比重呈穩(wěn)定上升的趨勢(圖10),中國出境澳大利亞旅游的占比由1995年1.1%增長到2014年的13.5%,成為澳大利亞第二大客源國。國外學(xué)者Emily Ma取1991—2015年中國出境澳大利亞旅游月度數(shù)據(jù),運(yùn)用自回歸移動平均模型(ARIMA)對未來游客量進(jìn)行估計(jì)。實(shí)證結(jié)果表明，2016年中國約有112.4萬人次出境澳旅游,同比增長16%,成為澳大利亞第一大客源國,且未來三年內(nèi)赴澳大利亞旅游人數(shù)將持續(xù)上升[18]。為了定量測定中國占澳大利亞入境游客比重對澳大利亞貿(mào)易依賴程度的影響,運(yùn)用雙對數(shù)回歸模型得出邊際彈性系數(shù)為0.156。即中國出境澳大利亞旅游人次占澳大利亞入境總?cè)舜蔚谋壤吭黾?%,中國對澳大利亞的貿(mào)易依賴程度將增加0.156%。

4.2 澳大利亞視角的分析

對華貿(mào)易依存度與出境中國旅游的偏好關(guān)系:20年來,澳大利亞對中國貿(mào)易依存度呈穩(wěn)定上升的趨勢(圖11),貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)均大于1,表明貿(mào)易依賴程度和緊密程度越來越大。2011年澳大利亞對中國貿(mào)易依賴度最高,相應(yīng)指數(shù)為6.56。澳大利亞對中國進(jìn)出口貿(mào)易總額占澳對外總貿(mào)易額的比例從1995年的1.2%上升到2014年的46.5%。這一比例在“中澳簽訂自貿(mào)協(xié)定”、“中國海上絲綢之路建設(shè)”的背景下將會呈現(xiàn)更樂觀的趨勢。20年來澳大利亞對中國旅游偏愛度趨勢大致分為兩個階段:1995—2007年上升階段,從2008年全球金融危機(jī)開始澳大利亞對中國的旅游偏愛呈現(xiàn)下降趨勢。為了定量測定澳大利亞對中國的旅游偏愛度對中國貿(mào)易依賴程度的影響,運(yùn)用雙對數(shù)回歸模型得出邊際彈性系數(shù)為1.46。即澳大利亞對中國的旅游偏愛度每增加1%,對中國的貿(mào)易依存度將增加1.46%,表明兩者之間為正相關(guān)性。

圖11 澳大利亞對中國的貿(mào)易結(jié)合度與旅游偏愛度

圖12 澳大利亞對中國的貿(mào)易結(jié)合度與占中國入境游客量比

對華貿(mào)易依存度與占中國入境旅游的比關(guān)系:澳大利亞占中國入境旅游比從1998年全球金融危機(jī)開始呈下降趨勢,2003年受SARS影響，澳大利亞出境中國游客占比降到最低2.2%; 2004—2012年呈波動上升的趨勢,2009年后恢復(fù)上升趨勢,2012年達(dá)到2.85%(圖12)。澳大利亞作為中國的主要客源國,位序變化從第十三位上升到第九位。為了定量化澳大利亞占中國入境旅游比對中個貿(mào)易依賴度的影響,運(yùn)用雙對數(shù)回歸模型得出邊際彈性系數(shù)為3.1789。即占中國入境旅游比每增加1%,對中國的貿(mào)易依賴度將增加3.1789%。

5 結(jié)論與政策建議

主要是:①1E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果說明,入境旅游與進(jìn)出口貿(mào)易以及兩國總貿(mào)易變量間存在長期均衡關(guān)系。②由雙對數(shù)回歸方程3—5可知,出口澳大利亞貿(mào)易額、中國進(jìn)口澳大利亞貿(mào)易額、兩國貿(mào)易總額每增加一個億會使中國出境澳大利亞旅游人數(shù)分別增加0.661萬人次、0.643萬人次、0.685萬人次。③由雙對數(shù)回歸方程6—8可知,澳大利亞出口中國貿(mào)易額、澳大利亞進(jìn)口中國貿(mào)易額、兩國貿(mào)易總額每增加一個億,會使澳大利亞出境中游客人數(shù)分別增加0.379萬人次、0.523人次、0.443萬人次。④格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知,在一定的滯后期內(nèi),兩國進(jìn)口貿(mào)易促進(jìn)了出境旅游,出境旅游又促進(jìn)了出口貿(mào)易。⑤脈沖響應(yīng)分析結(jié)果表明,進(jìn)出口澳大利亞貿(mào)易對出境澳大利亞旅游無論在短期或者長期內(nèi)有一定的拉動作用;出境澳大利亞旅游客流量的某一沖擊也會給中國對澳大利亞進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額帶來正向沖擊效應(yīng);而進(jìn)出口中國貿(mào)易能在一定時期內(nèi)帶動澳大利亞出境中國旅游,這種帶動作用受澳大利亞人口增長限制而減弱;澳大利亞入境中國的游客量對中國進(jìn)出口澳大利亞貿(mào)易額有正向的沖擊效應(yīng)。⑥宏觀層面分析,從中國視角看,近年來中國對澳大利亞的旅游偏愛度呈現(xiàn)波動中上升的趨勢且高于中國總出境年均增長率,中國占澳大利亞入境旅游市場比例不斷上升。同時,由于兩國間商品結(jié)構(gòu)具有互補(bǔ)性,中澳之間貿(mào)易額迅速增長,中國對澳大利亞貿(mào)易依賴度不斷加大。入境客流量占比每提高1%,中國對澳貿(mào)易依賴度將提高0.156%。從澳大利亞視角看,對中國旅游偏愛度每增加1%,對中國的貿(mào)易依賴度將增加1.46%；澳大利亞對中國入境客流量比每增加1%,對中國的貿(mào)易依賴度將增加3.1789%。

主要是:①發(fā)揮貿(mào)易與旅游的相互作用。進(jìn)一步開展與澳大利亞經(jīng)貿(mào)合作,改變中澳貿(mào)易逆差,加大對澳大利亞出口貿(mào)易,促進(jìn)澳大利亞入境中國旅游。在中國出境澳大利亞游客數(shù)量和占比不斷上升的同時,帶動中國對澳大利亞的出口。中澳雙方要簡化通關(guān)手續(xù)、縮短通關(guān)時間,提高中澳之間貨物與人員的流動效率。②優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，促進(jìn)澳大利亞入境旅游。當(dāng)前,中澳兩國貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一,實(shí)現(xiàn)兩國貿(mào)易總額的擴(kuò)大與貿(mào)易新格局,需要兩國不斷拓展貿(mào)易合作新領(lǐng)域。澳大利亞成為世界上首個對我國以負(fù)面清單模式做出服務(wù)貿(mào)易承諾的國家,將大大促進(jìn)兩國之間服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大與結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。中澳服務(wù)貿(mào)易相對于貨物貿(mào)易而言規(guī)模較小、地位較低、發(fā)展?jié)摿Υ?成為未來中澳貿(mào)易潛力方向。在服務(wù)貿(mào)易中旅游服務(wù)占有一定的比例,我國應(yīng)完善基礎(chǔ)設(shè)施與旅游服務(wù),以吸引更多的澳大利亞入境游客。③以旅游帶動貿(mào)易促進(jìn)雙邊外交。澳大利亞是美國在西太平洋地區(qū)主要盟國之一,理應(yīng)成為中國戰(zhàn)略上爭取的對象。中國出境澳大利亞旅游帶動服務(wù)貿(mào)易發(fā)展，為澳大利亞GDP增長做出了較大的貢獻(xiàn)，也對兩國外交產(chǎn)生了積極影響,為鞏固和推進(jìn)兩國政治關(guān)系提供了條件和機(jī)會。

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EmpiricalStudyonInteractionRelationsofSINO-AustraliaBilateralTourismandTrade

LI Fen-ying,CHEN Ying,LIU Er-hu
(College of Tourism and Environment,Shanxi Normal University,Xi′an 710119,China)

Under the back ground of the construction of China maritime silk road and the signing of the free trade agreement between China and Australia,China′s outbound tourism had more and more impact on Australia′s development.What′s more,China′s outbound tourism was also affecting the diplomatic relations between the two countries.The study of the relationship between tourism and trade was of great significance to further cooperation between the two countries.Based on the dates of inbound tourism,import and export trade and total trade between China and Australia from 1995 to 2014,this paper applied the co-integration test and Granger causality test to establish the equations and analyze the long-run equilibrium and casual relationship between tourism and trade.It eas shown that the import trade had the positive impact on outbound tourism and was the granger reason of outbound tourism.Outbound tourism was the granger reason of export trade.At the micro level,tourism and trade had long-term equilibrium relationship,import trade was the Granger reason of outbound tourism,outbound tourism was the Granger reason of export trade between the two countries.Impulse response analysis showed that:No matter in the current or long-term,trade and tourism between the two countries would have inter-influence on each other.Further,study on macro level showed that tourism preference and inbound tourism accounted had positive effect on trade dependence between the two countries. This paper confirmed the interactive relationship between tourism and trade,which had a certain reference value to deepen the trade cooperation and formulated the relevant tourism policies.

outbound tourism;bilateral trade;double logarithm regression analysis;Granger causality

10.3969/j.issn.1005-8141.2017.06.015

F590.3

A

1005-8141(2017)06-0721-06

2017-04-24；

2017-05-10

陜西省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目“‘一帶一路’背景下陜西對中亞五國直接投資的區(qū)域和產(chǎn)業(yè)選擇研究”(編號:2016KRM035);2011年度教育部人文社會科學(xué)研究西部和邊疆地區(qū)基金項(xiàng)目(編號:11XJAZH001)。

李芬英(1993-),女,山西省臨汾人,碩士研究生,研究方向?yàn)槿蚧c區(qū)域投資環(huán)境。

陳瑛(1963-),女,重慶市人,教授,博士生導(dǎo)師,研究方向?yàn)槿蚧c區(qū)域投資環(huán)境。