香港交通服務-國際旅游-貨物貿(mào)易(3T)互動關系的實證研究

馬紅紅，孫根年

（1.重慶師范大學涉外商貿(mào)學院，重慶合川401520；2.陜西師范大學旅游與環(huán)境學院，陜西西安710119）

一、引言

隨著經(jīng)濟全球化與區(qū)域融合發(fā)展進程的加快，世界各地在交通運輸、出入境旅游與國際進出口貿(mào)易領域不斷發(fā)展，成為帶動國家（或地區(qū)）間經(jīng)濟聯(lián)系的重要籌碼。香港地處我國華南地區(qū)，由香港島、九龍、新界等眾多島嶼組成，地理位置得天獨厚，是高度繁榮的國際化大都市。香港與紐約、倫敦并稱為“紐倫港”，是世界第三大金融中心，貨物貿(mào)易中轉(zhuǎn)集聚、航運空運便捷發(fā)達，并享有“購物天堂”的國際盛譽，吸引了四面八方的游客入境。1997年香港順利回歸中國。1998年由于受亞洲金融危機影響，香港經(jīng)濟貿(mào)易停滯不前、出入境旅游接連萎縮。為了重振香港，中央政府與其簽署CEPA經(jīng)貿(mào)協(xié)議，開放入港“自由行”，使得赴港旅游人數(shù)大幅攀升，香港迎來了經(jīng)濟發(fā)展的黃金期。據(jù)香港特區(qū)政府相關統(tǒng)計，從1998—2013年，貨物貿(mào)易總額從30 710億港元增長至76 204億港元，漲幅達148%；交通服務進出口總額從1 375.8億港元增長至3 829.7億港元，漲幅達178%；而出入境旅游總額則從1 578.2億港元增長至4 665.1億港元，漲幅達196%。此外，瑞士洛桑IMD國際競爭力排名報告顯示，2011—2012年香港國際競爭力位居全球榜首，這充分表明在中央政府的政策支持下，香港的國際地位與經(jīng)濟發(fā)展重獲新生。除去相關政策因素，香港在交通運輸、貨物貿(mào)易及出入境旅游三個領域同步增長，是否三者間彼此存在某種相互聯(lián)系及協(xié)整關系，這是本文研究的焦點。

回顧國內(nèi)外相關文獻發(fā)現(xiàn)，最早是交通與旅游關系的研究。保繼剛、楚義芳發(fā)現(xiàn)交通運輸是推動旅游業(yè)發(fā)展的關鍵［1］；蘇建軍研究發(fā)現(xiàn)旅游者數(shù)量與交通客運量之間存在某種均衡關系［2］。國際旅游與國際貿(mào)易的關系研究方面，Kulendran和Wilson首次提出國際旅游與國際貿(mào)易是否存在關系的疑問［3］，Shan和Wilson運用VAR模型對中國與伙伴國間進出口貿(mào)易與旅游的因果關系進行了實證研究，得出貿(mào)易通過引發(fā)國際關注進而帶動國際旅游的發(fā)展的結論［4］；孫根年首次提出“旅游引發(fā)貿(mào)易、貿(mào)易促進旅游”的觀點［6］，隨后通過對日韓、東盟、蒙古邊境國及歐洲七國與我國旅游流和貿(mào)易流互動關系的實證研究，發(fā)現(xiàn)二者存在某種關系［7-10］。有關交通與貿(mào)易關系的研究方面，曾鵬通過比較中國十大城市交通運輸方式對國內(nèi)貿(mào)易的貢獻承載力，發(fā)現(xiàn)交通推動了貨物貿(mào)易的發(fā)展［11］。以上研究對交通、旅游、貿(mào)易三者的互動關系提供了理論依據(jù)，但還未見從廣義視角探討交通、旅游、貿(mào)易三者間的互動關系。在案例研究地選擇方面，僅局限于國與國、國家與地區(qū)之間，并沒有對單獨案例國（或地區(qū)）交通、旅游與貿(mào)易發(fā)展的相互關聯(lián)性進行研究。杜美齡、孫根年基于世界統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對國際交通-旅游-貿(mào)易（3T）間的關系進行了統(tǒng)計分析，模擬得出了兩兩間的相關性系數(shù)［12］，但其分析過于宏觀，對區(qū)域發(fā)展來講啟示意義有限。此外，由于受到研究方法的局限，上述研究的可靠性有待進一步檢驗。

基于上述研究的不足，本文以中國香港特區(qū)為案例研究地，運用協(xié)整分析及Granger因果檢驗模型分析其3T間的均衡關系和因果關系，旨在揭示香港經(jīng)濟強大背后的內(nèi)在原因，并對新絲綢之路經(jīng)濟帶相關樞紐城市的發(fā)展與建設提供借鑒。

二、概念模型、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）概念模型

如圖1所示，在國際交往的空間尺度上，存在三種彼此聯(lián)系的子系統(tǒng)，分別是交通流、旅游流和貿(mào)易流。國際交通運輸貨物和人員，是貨物與人員大范圍流動的基礎。國際貿(mào)易是各種商品和資源在伙伴國之間的相互輸入，加強了區(qū)域間的經(jīng)貿(mào)交流，堪稱國民經(jīng)濟增長的第三個發(fā)動機［13］。國際旅游則是人員的跨國流動，也是國際服務貿(mào)易的核心產(chǎn)業(yè)。從經(jīng)濟目的物流方式來看，進口貿(mào)易支出外匯，出口貿(mào)易收入外匯；入境旅游收入外匯，出境旅游支出外匯。

圖1 國際貿(mào)易、國際交通與國際旅游三維互動概念模型

國際交通與國際旅游間存在相互聯(lián)系。交通運輸為出入境旅游提供便利，出入境旅游發(fā)展的每一個階段又要求加強交通基礎設施建設。國際交通與貿(mào)易的作用表現(xiàn)為，國際交通通過遠洋航運、航空、跨國鐵路等實現(xiàn)貨物的跨國交易，提高了國際貿(mào)易的效率，尤其是集裝箱碼頭，使得國際交易成本大為降低。而國際貿(mào)易在全球范圍的進一步擴大又推動了貨物運輸方式的變革。國際旅游即出入境旅游，可以滋生地區(qū)文化效應，這主要是由國際旅游者中的商務、會議旅游者在購買目的地旅游商品時所引發(fā)的潛在國際貿(mào)易，成為隱藏的國際貨物流。而國際貿(mào)易在滿足對方國家消費者需求的同時，又引發(fā)了消費者對生產(chǎn)地的興趣與關注，將催生出更多的出游決策，可以說國際貿(mào)易是貨物的國際旅游。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文收集1997—2013年時間序列數(shù)據(jù)：交通數(shù)據(jù)采用香港運輸服務貿(mào)易額，分服務進口（記為TPimp）和出口（記為TPexp）兩項；旅游數(shù)據(jù)采用旅游服務貿(mào)易額，即入境旅游（記為TRint）和出境旅游（記為TRout）；貿(mào)易數(shù)據(jù)采用狹義的商品貿(mào)易額，是香港與其貿(mào)易伙伴間的貨物進口（記為TDimp）與出口（記為TDexp）。上述數(shù)據(jù)來源于香港特區(qū)政府統(tǒng)計處：http://www.censtatd.gov.hk（歷年香港統(tǒng)計年刊），各指標解釋權歸香港特區(qū)政府統(tǒng)計處所有。為了消除所得數(shù)據(jù)方差，本文對各時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)形式，并不會改變時間序列數(shù)據(jù)的性質(zhì)和相互關系。

（三）研究方法

本文采用協(xié)整分析與Granger因果關系檢驗法，假設有時序變量X和Y，若Y是X的Granger原因，則Y的變化先于X，二者存在以下關系模型：

其中，εt和 λt為隨機誤差項，且 E（εt，λt）=0，m 為最大滯后期。

Granger因果檢驗具體包括四個步驟。第一步，檢驗變量是否平穩(wěn)。通過ADF分別檢驗香港交通進出口額、旅游進出口額和貿(mào)易進出口額6個差分序列是否平穩(wěn)。若都是同階單整序列，則可繼續(xù)考察變量間的協(xié)整關系。第二步，對同階單整序列進行協(xié)整檢驗（Cointegraion），建立變量間的協(xié)整方程并估計參數(shù)值的大小，得到相應殘差序列；進一步檢驗殘差序列的平穩(wěn)性，若結果是平穩(wěn)的，則表明變量間存在協(xié)整關系。第三步，分析變量間是否存在短期均衡關系。將殘差看作一個解釋變量，與其余反應短期波動的解釋變量一起建立短期的誤差修正模型（Error Correction Model）。第四步，對各組變量進行Granger因果關系檢驗。

三、時間序列協(xié)整分析與Granger因果關系檢驗

（一）變量平穩(wěn)性分析

在檢驗變量間的協(xié)整關系之前，要進行單位根檢驗，以判斷每個序列是否為單整序列。若某序列不平穩(wěn)，則需進行一階或二階差分，繼續(xù)檢驗其是否平穩(wěn)。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗法，應用Eviews7.2軟件分別對經(jīng)過對數(shù)處理的香港交通服務進口額（LTPimp）、交通服務出口額（LTPexp）、入境旅游（LTRint）、出境旅游（LTRout）、進口貿(mào)易額（LTDimp）和出口貿(mào)易額（LTDexp）進行單位根檢驗，結果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗

檢驗結果表明：在5%的顯著水平下，六組變量序列經(jīng)過一階差分后均平穩(wěn)，即均是一階單整I（1），時間趨勢和序列自相關已消除，據(jù)此可進一步進行協(xié)整檢驗。

（二）協(xié)整分析

得出殘差序列，并進行命名保存，且對（3）式中所得的殘差序列進行單位根檢驗。通過分別構建香港TP與TR、TP與TD、TR與TD三組12個序列間的回歸模型，依次得出殘差序列e1至e12，結果如表2所示。

采用AIC最小原則確定最佳滯后階數(shù)，檢驗結果顯示：殘差單位根檢驗在5%的置信水平下，均拒絕原假設，表明各個殘差序列均平穩(wěn)，即香港交通服務進出口與出入境旅游、貨物進出口貿(mào)易之間，出入境旅游與貨物進出口貿(mào)易之間存在長期均衡關系，其協(xié)整方程如表3所示。各統(tǒng)計量估計參數(shù)均顯著，方程判決系數(shù)R2值在0.847 8以上，模擬效果較為理想。

本文采用E-G（Engle-Granger）兩步檢驗法檢驗各組變量之間是否協(xié)整。其方法是：

若序列Xt和Yt都是I（1）單整的，采用OLS估計回歸模型：

表2殘差序列ADF根檢驗

表3變量間協(xié)整方程

表3中的方程（4）和（6）分別是交通服務進口和出口與入境旅游間的協(xié)整方程，TPimp與TPexp的系數(shù)估計值分別為1.235 1與1.352 8，表明交通服務出口每增長1%，入境旅游將增長1.352 8%；交通服務進口每增長1%，入境旅游將增長1.235 1%。方程（5）和（7）分別是香港交通服務進口額和出口額與出境旅游間的協(xié)整方程。TPimp與TPexp的系數(shù)估計值分別為0.319 7和0.350 2，顯示出交通服務出口每增長1%，出境旅游將增長0.350 2%；交通服務進口每增長1%，出境旅游將增長0.319 7%。

表3中的方程（8）和（10）分別是交通服務進口和出口與貨物貿(mào)易進口間的協(xié)整方程，TPimp與TPexp的系數(shù)估計值分是0.773 2與0.852 1，表明交通服務出口每增長1%，貨物貿(mào)易進口將增長0.852 1%；交通服務進口每增長1%，貨物貿(mào)易進口將增長0.773 2%。方程（9）和（11）分別是香港交通服務進口和出口與貨物貿(mào)易出口序列間的協(xié)整方程。TPimp與TPexp的系數(shù)估計值分別是0.727 1和0.806 6，顯示交通服務出口每增長1%，貨物貿(mào)易出口將增長0.806 6%，交通服務進口額每增長1%，帶來貨物貿(mào)易出口0.727 1%的增長。

表3中的方程（12）和（14）分別是香港貨物貿(mào)易進口和出口與入境旅游間的協(xié)整方程。TDimp與TDexp的系數(shù)估計值分別是1.613 7和1.688 0，表明貨物貿(mào)易出口每增長1%，入境旅游將增長1.688 0%；貨物貿(mào)易進口每增長1%，入境旅游將增長1.613 7%。方程（13）和（15）分別是香港貨物貿(mào)易進口和出口與出境旅游序列間的協(xié)整方程。TDimp與TDexp的系數(shù)估計值分別是0.415 9和0.430 7，表明貨物貿(mào)易出口每增長1%，出境旅游將增長0.430 7%；貨物貿(mào)易進口每增長1%，出境旅游將增長0.415 9%。

據(jù)此可以初步判斷：香港交通服務對其國際出入境旅游和貨物進出口貿(mào)易具有顯著拉動效應，且交通服務對入境旅游的效益大于出境旅游，對貨物貿(mào)易進口的效益大于貨物貿(mào)易出口。貨物貿(mào)易對國際出入境旅游也具有明顯的拉動效應，系數(shù)估計值顯示貨物貿(mào)易對入境旅游的效益大于出境旅游。

（三）誤差修正模型檢驗

協(xié)整分析表明變量間是長期均衡的，但是否存在短期均衡則要通過建立短期動態(tài)模型來反映其偏離長期均衡的修正機制，即誤差修正模型（Error Correction Model）。在分析變量TPimp、TPexp、TRint、TRout、TDimp 和 TDexp 間長期關系的基礎上，采用向量誤差修正模型（VECM）進行分析，檢驗結果如表4所示?？梢钥闯觯`差修正項系數(shù)均為負，符合反向修正機制，AIC、SC值均較小，對數(shù)似然統(tǒng)計量（Log Likelihood）較大，擬合優(yōu)度較佳，模型解釋能力較強，這說明香港交通服務貿(mào)易、國際出入境旅游和貨物貿(mào)易發(fā)展兩兩間存在短期均衡關系。

由表4可知，香港交通服務進口對國際入境旅游影響的系數(shù)估計值為－0.082，即入境旅游的反向調(diào)整速度為8.2%；交通服務進口短期內(nèi)波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調(diào)整速度則為27.1%。交通服務出口對國際入境旅游影響的系數(shù)估計值為－0.073，即入境旅游的反向調(diào)整速度為7.3%，交通服務出口短期內(nèi)波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調(diào)整速度則為45.9%。

香港交通服務進口對貨物貿(mào)易進口影響的系數(shù)估計值為－0.114，即貨物貿(mào)易進口的反向調(diào)整速度為11.4%；交通服務進口短期內(nèi)波動，導致貨物貿(mào)易出口的波動，波動的反向調(diào)整速度則為15.5%。交通服務出口對貨物貿(mào)易進口影響的系數(shù)估計值為－0.112，即貨物貿(mào)易進口的反向調(diào)整速度為11.2%，交通服務出口短期內(nèi)波動，導致貨物貿(mào)易出口的波動，波動的反向調(diào)整速度則為15.2%。

表4誤差修正模型檢驗

香港貨物貿(mào)易進口對入境旅游影響的系數(shù)估計值為－0.126，即入境旅游的反向調(diào)整速度為12.6%；貨物貿(mào)易進口短期內(nèi)波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調(diào)整速度則為46.9%。香港貨物貿(mào)易出口對入境旅游影響的系數(shù)估計值為－0.128，即入境旅游的反向調(diào)整速度為12.8%；貨物貿(mào)易出口短期內(nèi)波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調(diào)整速度則為47.6%。

可見，在交通服務的短期波動影響下，出境旅游恢復長期均衡的速度快于入境旅游，貨物貿(mào)易出口恢復長期均衡的速度快于貨物貿(mào)易進口。在貨物貿(mào)易的短期波動影響下，出境旅游恢復長期均衡的速度也快于入境旅游。

（四）Granger因果關系分析

協(xié)整分析和誤差修正模型表明香港交通服務進出口、國際出入境旅游、貨物貿(mào)易進出口兩兩間存在長期均衡關系和短期變動調(diào)整，但是否構成因果關系，還要進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果如表5所示。

香港交通服務與國際旅游的檢驗結果顯示：交通服務進口和出口均是其入境旅游的單項Granger原因，反之不成立，原因是1997年香港回歸中國，在內(nèi)引外聯(lián)政策支持下，運輸方式多樣化及便捷化突出。如香港與內(nèi)地間空運、港粵間鐵路客運、珠江內(nèi)河客運等的建設與使用，極大地滿足了港內(nèi)外人員流動，為大陸游客赴港旅游提供了便利。香港交通服務進口和出口與其出境旅游額無Granger原因，是受香港面積、人口等先天資源限制，香港出境旅游在2002年以后增幅減緩，交通難以驅(qū)動其出境旅游增長。

交通服務與貨物貿(mào)易的檢驗結果顯示：香港交通服務進口和出口均是貨物貿(mào)易進口的單項Granger原因，反之不成立，香港交通服務進口和出口也是貨物貿(mào)易出口額增長的單項Granger原因，反之也不成立。進入21世紀，國際交通驅(qū)動貨物貿(mào)易增長，間接地促進了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。隨著香港與內(nèi)地間空運、珠江內(nèi)河客運、公路及內(nèi)河集裝箱貨運等多樣化運輸方式的相繼產(chǎn)生，香港更多的跨境貿(mào)易變?yōu)楝F(xiàn)實。香港貨物貿(mào)易進出口額不是其進出口交通額的Granger原因，這是因為，1997年以來，香港交通服務進出口額的年增長率高于貨物貿(mào)易進出口額的年增長率。

表5 Granger因果關系檢驗

國際旅游與貨物貿(mào)易的檢驗結果顯示：入境旅游是貨物貿(mào)易進口的單項Granger原因，反之不成立，出境旅游是貨物貿(mào)易出口的單項Granger原因，反之也不成立。香港回歸后，內(nèi)地啟動“赴港游”，大陸游客占香港入境旅游比迅速攀升，頻繁的文化交流與人員往來促進了進出口貨物貿(mào)易的增長。貨物貿(mào)易進口是出境旅游的單項Granger原因，反之不成立，貨物貿(mào)易出口是入境旅游的單項Granger原因，反之也不成立。2003年，香港與內(nèi)地簽署APEC經(jīng)貿(mào)協(xié)議，與內(nèi)陸之間的貿(mào)易往來更加頻繁，其貨物貿(mào)易進出口總額增長進入新一輪快速增長階段。本地出口貨物越多，所獲得外地的興趣與關注就越多，入境旅游額增長就越明顯，相反，進口外地貨物越多，香港本地居民就會更多關注外地貨物，從而引發(fā)更多出境旅游。

四、結論及啟示

本文運用協(xié)整分析與Granger因果檢驗法，對香港交通服務、國際旅游和貨物貿(mào)易之間的關系進行了實證分析，得出以下結論：（1）交通服務對出入境旅游和貨物進出口貿(mào)易具有顯著拉動效應，貨物進出口貿(mào)易對國際出入境旅游也具有明顯的拉動效應。交通服務進出口對入境旅游的彈性分別是1.235 1與1.352 8，對出境旅游的彈性分別是0.319 7和0.350 2；對貨物進口的彈性分別是0.773 2與0.852 1，對貨物出口的彈性分別是0.727 1和0.806 6。貨物貿(mào)易進出口對入境旅游的彈性分別是1.613 7與1.688 0，對出境旅游的彈性分別是0.415 9和0.430 7。（2）香港交通服務進出口與出入境旅游、貨物貿(mào)易進出口兩兩間存在短期波動并能回到長期均衡。交通服務進口短期內(nèi)波動，導致出入境旅游與貿(mào)易進出口的波動，入境旅游的反向調(diào)整速度為8.2%，出境則為27.1%，貨物貿(mào)易進口的反向調(diào)整速度為11.4%，出口則為15.5%。交通服務出口短期內(nèi)波動，導致出入境旅游與貿(mào)易進出口的波動，波動的反向調(diào)整速度入境旅游為7.3%，出境則為45.9%，貨物貿(mào)易進口為11.2%，出口則為15.2%。貨物貿(mào)易進口短期內(nèi)波動，導致出入境旅游的波動，入境的反向調(diào)整速度為12.6%，出境則為46.9%。貨物貿(mào)易出口短期內(nèi)波動，導致出入境旅游的波動，波動的反向調(diào)整速度入境為12.8%，出境則為47.6%。（3）交通服務進出口是入境旅游的單項Granger原因，與出境旅游無Granger原因；交通服務進出口是貨物貿(mào)易進出口的單項Granger原因，貨物貿(mào)易進出口不是交通服務進出口的Granger原因；貨物貿(mào)易進口是出境旅游的單項Granger原因，出口則是入境旅游的單項Granger原因；入境旅游是貨物貿(mào)易進口的單項Granger原因，出境旅游則是其貨物貿(mào)易出口的單項Granger原因。這表明，交通服務是區(qū)域經(jīng)濟大流通的先決條件，為人員流動與貨物流動奠定了基礎，在此基礎上，旅游與貿(mào)易實現(xiàn)了相互推動，進而驅(qū)動區(qū)域?qū)崿F(xiàn)綜合信息流通。

交通服務貿(mào)易與旅游服務貿(mào)易同屬服務貿(mào)易的主要項目，貨物貿(mào)易則屬于傳統(tǒng)貿(mào)易，本文從香港服務貿(mào)易與貨物貿(mào)易的關系視角，探討各部門服務貿(mào)易與其貨物貿(mào)易的因果關系，對政府制定政策提供了借鑒，要不斷擴大運輸服務貿(mào)易的出口，增加基礎設施建設，提高港口、物流運輸效率，為貨物的進出口提供保障，進而間接促進人員的跨國流動，形成人與貨互動的開放局面?！耙粠б宦贰背h對于洛陽、西安、銀川、烏魯木齊等中西部絲路沿線城市來講，是機遇更是挑戰(zhàn)。香港3T互動的歷史經(jīng)驗表明，只有抓住機遇，通過加強高鐵、航空運輸?shù)冉煌ɑA建設，擴大人員與貨物流動的范圍，深化貿(mào)易暢通與往來的途徑，才能在經(jīng)濟全球化加速發(fā)展的背景下，推動深層次對外開放和實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。