入境旅游對國際貿(mào)易的門檻效應(yīng)與國別差異

程成 周澤奇 洪鎧邦

摘 要：基于1998～2017年中國與“一帶一路”沿線41個對象國的面板數(shù)據(jù)，運用擴展貿(mào)易引力模型，驗證“一帶一路”沿線41個對象國入境中國旅游對國際貿(mào)易的具體作用，進而以雙門檻模型探究各國不同人均收入水平下，入境旅游對國際貿(mào)易作用的“非線性”變化和國別差異。研究發(fā)現(xiàn)：（1）41個對象國入境中國旅游對國際貿(mào)易存在正向作用。（2）入境旅游對出口貿(mào)易作用隨人均收入增加不斷下降，所有國家從逐利向消費階段轉(zhuǎn)變;對進口貿(mào)易作用隨人均收入增長先升后降，10國處于作用較小且呈增長趨勢的初始階段，27國處于作用最大化的逐利階段，4國處于作用最低的消費階段。（3）相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對出口貿(mào)易作用大于進口貿(mào)易。與“一帶一路”沿線國家開展旅游與貿(mào)易合作時，中國應(yīng)準確把握入境旅游對國際貿(mào)易作用的國別差異，針對不同階段制定應(yīng)對策略。

關(guān)鍵詞：入境旅游;國際貿(mào)易;門檻效應(yīng);國別差異

文章編號：2095-5960（2020）05-0024-10;中圖分類號：F592;F752.7;文獻標(biāo)識碼：A

一、問題的提出

旅游與貿(mào)易作為要素流動的主要形式，通過人員、服務(wù)、產(chǎn)品和資金在區(qū)域內(nèi)的重新配置，使不同國家（地區(qū)）之間的聯(lián)系更為緊密。當(dāng)前，有學(xué)者研究多邊國家（地區(qū)）旅游與貿(mào)易的因果關(guān)系，如地中海國家[1]、中國與歐洲7國[2]、伊斯蘭9國[3]等;有研究兩國之間旅游與貿(mào)易關(guān)系的比較分析，如德國與西班牙[4]、中國與馬來西亞[5]、中國與泰國[6]等;還有研究一國內(nèi)部旅游與貿(mào)易的互動關(guān)系，如中國[7]、新加坡[8]、馬來西亞[9]、塞浦路斯[10]、印度[11]等。這些研究多聚焦于貿(mào)易依存度、出境旅游偏好和占入境旅游比等指標(biāo)[12]，運用推拉方程和Granger因果檢驗分析旅游與貿(mào)易的動力機制、響應(yīng)程度[13]、長期均衡與因果關(guān)系[14]，并在此基礎(chǔ)上運用VAR模型與脈沖響應(yīng)模型研究旅游與貿(mào)易的溢出效應(yīng)與長期作用[15]。還有學(xué)者運用OPM模型[16]、引力模型[17]分析旅游與貿(mào)易的相互作用與影響機制?，F(xiàn)有研究認為，入境旅游與國際貿(mào)易相互促進呈現(xiàn)線性互動關(guān)系。

“一帶一路”倡議已成為中國對外經(jīng)濟政策發(fā)展的標(biāo)志。[18]自倡議提出以來，中國與沿線國家貿(mào)易額從2013年14103億美元增長至2017年14403億美元，增長幅度僅2.23%。同期，“一帶一路”沿線國家入境中國旅游人數(shù)從903萬人次持續(xù)增長至1064萬人次，增幅高達17.83%。[19]由此可見，“一帶一路”沿線國家入境中國旅游與國際貿(mào)易近年來同步性較弱，這一現(xiàn)象與已有研究結(jié)論相悖。顯然，入境旅游并非影響國際貿(mào)易的唯一變量，而且入境旅游對國際貿(mào)易作用可能存在突變情況，并非“線性”關(guān)系，而是呈現(xiàn)“非線性”變化。那么，如果剔除相關(guān)控制變量的干擾并有效減弱變量間的內(nèi)生性問題，“一帶一路”沿線41個對象國入境中國旅游對國際貿(mào)易的作用究竟如何？是否確實存在“非線性”變化特征？不同國家到底有何具體的國別差異？這些問題亟待深入探討，以大力提振我國入境旅游，優(yōu)化與“一帶一路”沿線國家貿(mào)易合作，為“五通三同”理念的落實提供科學(xué)依據(jù)。

二、研究假設(shè)

入境旅游通過大量人員流動加速客源國與目的國之間的信息傳播，并通過“興趣與關(guān)注”和“示范與宣傳”兩種形式彌補彼此因信息不對稱而錯失的貿(mào)易機會。具體地，在入境旅游過程中，客源國旅游者會就感興趣和關(guān)注的信息與目的國居民、企業(yè)溝通，相互了解彼此思維邏輯與理念。在語言和信息交流過程中，彼此會在觀念、體制、管理方式和經(jīng)營模式等方面不斷磨合，逐步消除國家（地區(qū)）理念差異與文化隔閡，跨越對外投資和貿(mào)易中的語言壁壘[20]，提升相互政治與經(jīng)貿(mào)互信程度，最終達成商貿(mào)訂單，推動國際經(jīng)貿(mào)發(fā)展。與此同時，成功的入境旅游行為會對客源國居民產(chǎn)生積極的“示范與宣傳”效應(yīng)，進一步激勵客源國居民和企業(yè)前往目的國開展旅游與貿(mào)易活動。

人作為入境旅游和國際貿(mào)易主體，為獲取自身利益表現(xiàn)出逐利行為傾向。當(dāng)客源國居民人均收入較低時，普通民眾由于旅游成本限制缺乏跨境旅游的動力，早期入境中國旅游者多以商務(wù)旅游為目的，通過實地調(diào)查、商務(wù)談判和展會交流來了解相關(guān)貿(mào)易信息、發(fā)現(xiàn)更多貿(mào)易伙伴并獲取利益，呈現(xiàn)“逐利性”。國際貿(mào)易則是通過采購和銷售商品獲得利益，同樣呈現(xiàn)“逐利性”。這一時期，入境旅游對國際貿(mào)易作用逐漸加強。隨著客源國居民人均收入不斷提高，普通民眾愿意且能夠開展跨境旅游活動。同時，商務(wù)旅游所帶來的重復(fù)性審美已經(jīng)不能滿足客源國居民日益增長的多元化旅游需求，因而以休閑觀光、探親訪友為目的的入境旅游快速增長，入境旅游的“逐利性”不斷減弱。與1998年相比，2017年外國入境中國旅游者的旅游目的“商務(wù)”占比降至19.5%，“休閑觀光”占比升至49.3%，“探親訪友”占比升至7.7%。[21]與入境旅游不同，國際貿(mào)易的“逐利性”并不會隨著時間的推移而減少。由于休閑觀光旅游主要以境外消費的形式增加目的國旅游外匯收入，對國際貿(mào)易并無直接促進作用。因此，隨著入境旅游逐漸平民化與大眾化，入境旅游對國際貿(mào)易作用逐漸減弱。

由此考慮到，入境旅游對國際貿(mào)易可能存在作用突變情況，并非“線性”關(guān)系，而是呈現(xiàn)“非線性”變化。進而，提出“初始-逐利-消費”三階段假設(shè)，如圖1所示，相應(yīng)地具體假設(shè)H1、H2、H3如下：

H1：當(dāng)客源國人均收入小于a，客源國入境中國旅游對國際貿(mào)易作用處于初始階段。此階段，入境旅游雖以商務(wù)旅游為主，逐利性較強，但由于規(guī)模較小、發(fā)展水平較低，入境旅游對國際貿(mào)易作用不顯著。

H2：當(dāng)客源國人均收入上升至a和b之間，客源國入境中國旅游對國際貿(mào)易作用處于逐利階段。這一階段入境旅游規(guī)模擴大且以“商務(wù)”為主要目的，入境旅游對國際貿(mào)易作用相比初始階段提升顯著。

H3：當(dāng)客源國人均收入大于b，客源國入境中國旅游對國際貿(mào)易作用處于消費階段。隨著客源國居民人均收入增多，生活水平提升，以“觀光休閑”為目的的入境旅游規(guī)模不斷擴大，逐利性降低，入境旅游對國際貿(mào)易作用下降。

三、模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

1.擴展貿(mào)易引力模型。入境旅游并非影響國際貿(mào)易的唯一變量，為減少其他變量的干擾，得到入境旅游對國際貿(mào)易的凈影響，本文將入境旅游作為核心解釋變量，設(shè)定國際貿(mào)易是入境旅游和其他控制變量X的函數(shù)：Trade = F （Inbound， X），取對數(shù)后擴展貿(mào)易引力模型（1）和（2）構(gòu)建如下。其中，EXit表示出口貿(mào)易，IMit表示進口貿(mào)易，INit表示入境旅游，Xit為其他控制變量，DISi表示各國與中國的地理距離，Ti為時間固定效應(yīng)，ui為個體固定效應(yīng)，εit為殘差項。

由于貿(mào)易引力模型沒有考慮雙邊政治經(jīng)濟關(guān)系對入境旅游的影響，又忽視多邊貿(mào)易體制對國際貿(mào)易的規(guī)范作用，且國際貿(mào)易也會刺激入境旅游發(fā)展，兩者存在反向因果關(guān)系。如果實證回歸不考慮上述局限性，會導(dǎo)致模型內(nèi)生性問題。所以，首先選用最小虛擬變量二乘法（LSDV）、隨機效應(yīng)極大似然估計（MLE）對模型進行回歸。其中，LSDV法加入國家和時間固定效應(yīng)，以降低非平衡面板數(shù)據(jù)的測量偏誤并控制難以觀測的異質(zhì)性影響和多邊貿(mào)易阻力作用，并采用穩(wěn)健性標(biāo)準差避免非有效的一致估計量;隨機效應(yīng)MLE修正隨機擾動項可能存在異方差和自相關(guān)問題。但這兩種估計結(jié)果無法控制因雙向因果而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。接著，進一步采用Hausman-Taylor（H-T）工具變量法，以入境旅游、人口規(guī)模、GDP和FDI為內(nèi)生變量，以經(jīng)濟自由度、地理距離、通貨膨脹率、資本—勞動比以及國界接壤虛擬變量為外生變量，將外生變量的平均值作為不隨時間變化的內(nèi)生變量的工具變量。同時，使用滯后一期入境旅游數(shù)據(jù)作為模型的核心解釋變量進行回歸，以有效緩解內(nèi)生性問題。

2.面板門檻模型。借鑒Hansen面板門檻模型，依據(jù)上文提出的“初始-逐利-消費”三階段假設(shè)，以“一帶一路”沿線41個對象國人均收入為門檻變量，構(gòu)建雙門檻模型（3）和（4），考察入境旅游對國際貿(mào)易作用的“非線性”特征。其中，LNEXit和LNIMit分別表示t年中國與i國的出口貿(mào)易額和進口貿(mào)易額，LNINit表示t年i國入境中國旅游人數(shù)，LNINCit表示t年i國人均收入水平，Xit表示各控制變量，α、β和ρ表示待估計參數(shù)，εit為隨機擾動項，γ為門檻變量，I（·）為示性函數(shù)，滿足括號中條件時I（·）=1，否則I（·）=0。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

以出口貿(mào)易和進口貿(mào)易為被解釋變量，入境旅游為核心解釋變量，人口規(guī)模、GDP和FDI、經(jīng)濟自由度、地理距離、通貨膨脹率、資本—勞動比、WTO以及國界接壤為其他控制變量，人均收入為門檻變量，選取“一帶一路”沿線41個對象國的面板數(shù)據(jù)，樣本期為1998～2017年，變量描述性統(tǒng)計見表1。

1.被解釋變量

出口貿(mào)易和進口貿(mào)易。借鑒大多數(shù)文獻做法，采用進出口貨物貿(mào)易額表示國際貿(mào)易。進口或出口貿(mào)易額越高，說明中國與“一帶一路”沿線國家貿(mào)易往來越活躍，來源為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2.核心解釋變量

入境旅游。入境中國旅游人數(shù)越多，意味著“一帶一路”沿線國家旅游者對中國的認知及好感程度越高，來源為《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》，回歸系數(shù)預(yù)期符號為正。

3.其他控制變量

（1）地理距離。該指標(biāo)用于衡量貨物貿(mào)易的冰山運輸成本。此概念最早由Paul Samuelson提出，后由Paul Krugman引入國際貿(mào)易：假定商品抵達目的地過程如同“冰山”移動，不可避免會發(fā)生“融化”現(xiàn)象。[22][23]即地理距離越遠，進出口貿(mào)易“冰山”運輸成本越高，進出口貿(mào)易額越小。本文選取兩國首都之間的地理距離代表國家之間的地理距離，來源為CEPII數(shù)據(jù)庫，回歸系數(shù)預(yù)期符號為負。

（2）人口規(guī)模。該指標(biāo)能夠在一定程度上影響一國居民的儲蓄規(guī)模，進而影響進出口貿(mào)易。蔡興等認為人口規(guī)模對貿(mào)易順差正向或負向作用取決于一國人口年齡結(jié)構(gòu)、撫養(yǎng)比率和預(yù)期壽命。[24]本文選取各國總?cè)丝跀?shù)據(jù)，來源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，回歸系數(shù)預(yù)期符號不確定。

（3）GDP。該指標(biāo)用于衡量一國經(jīng)濟發(fā)展水平和消費能力。GDP越高，說明市場規(guī)模越大、消費水平越高、工業(yè)體系越完善。多樣性的產(chǎn)品以及優(yōu)質(zhì)的消費市場會吸引大量的外貿(mào)企業(yè)進行采購和銷售活動。本文采用各國GDP產(chǎn)值（2010年不變價），來源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，回歸系數(shù)預(yù)期符號為正。

（4）經(jīng)濟自由度。張鵬飛認為經(jīng)濟自由度提升能夠促進貿(mào)易便利化，有效降低貿(mào)易成本，擴大貿(mào)易規(guī)模。[25]該指標(biāo)以法治、有限政府、規(guī)制效率、市場開放為主要標(biāo)準，通過十項具體指標(biāo)對各經(jīng)濟體評分，來源為美國傳統(tǒng)基金會，回歸系數(shù)預(yù)期符號為正。

（5）通貨膨脹率。該指標(biāo)用于衡量一國的物價水平變化，來源為UNCTAD數(shù)據(jù)庫，預(yù)期符號不確定。通貨膨脹率的良性增長有助于一國經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，從而促進國際貿(mào)易的發(fā)展;通貨膨脹的惡性增長則會損害一國經(jīng)濟發(fā)展，阻礙國際貿(mào)易規(guī)模的擴大。

（6）外商直接投資。馬凌遠認為外商直接投資具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，有助于國際貿(mào)易規(guī)模的擴大。[26]本文選用各國對中國FDI凈流入占GDP比重指標(biāo)，來源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，回歸系數(shù)預(yù)期符號為正。

（7）資本—勞動比。林峰等認為基于要素稟賦的偏向型增長雖然有助于貿(mào)易規(guī)模的快速擴大，但也會引發(fā)“貧困化增長”問題，惡化貿(mào)易條件。[27]該指標(biāo)來源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，預(yù)期符號不確定。

（8）WTO。加入WTO能夠有效削弱成員國之間的貿(mào)易壁壘，擴大貨物的生產(chǎn)與貿(mào)易。將各國是否為WTO成員國作為虛擬變量，加入WTO之前的年份虛擬變量取值為0，加入WTO之后虛擬變量取值為1。數(shù)據(jù)來源于WTO官網(wǎng)，預(yù)期符號為正。

（9）國界接壤。以國界接壤為虛擬變量，與中國接壤國家取值為1，非接壤國家取值為0，來源為國家基礎(chǔ)地理信息數(shù)據(jù)庫。

4.門檻變量

人均收入。該指標(biāo)是衡量一國居民生活水平的重要指標(biāo)，人均收入越高，入境旅游中以觀光休閑為目的的旅游行為占比越多，以商務(wù)和會議為目的的旅游行為占比越少。本文采用調(diào)整后的國民凈人均收入（2010年不變價），即國民總收入（GNI）減去固定資本消耗和自然資源損耗調(diào)整后的凈人均收入，來源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

四、實證檢驗與結(jié)果

（一）擴展貿(mào)易引力模型與穩(wěn)健性檢驗

表2（1）～（4）列和表3（6）～（10）列依次列出了混合OLS、LSDV法、隨機效應(yīng)MLE以及H-T工具變量法的回歸結(jié)果。在“入境旅游對出口貿(mào)易作用”的擴展貿(mào)易引力模型中，核心解釋變量入境旅游和所有控制變量的回歸系數(shù)均呈現(xiàn)相同符號，僅有國界接壤虛擬變量的顯著性水平較弱;在“入境旅游對進口貿(mào)易作用”的擴展貿(mào)易引力模型中，除通貨膨脹率、WTO和國界接壤三個控制變量的顯著性較弱且符號不一致外，核心解釋變量入境旅游和其他控制變量的回歸系數(shù)基本呈現(xiàn)較強顯著性以及相同符號。由此可知，“一帶一路”沿線41個對象國入境中國旅游對國際貿(mào)易作用顯著為正，存在正向作用。

為了驗證入境旅游對國際貿(mào)易作用是否會隨著理論模型的改變而變化，本文構(gòu)建動態(tài)面板模型進行穩(wěn)健性檢驗，以得到相對客觀的實證結(jié)果。動態(tài)系統(tǒng)GMM模型的優(yōu)勢在于不僅考慮國際貿(mào)易的時間滯后效應(yīng)，即上一期國際貿(mào)易會對當(dāng)期產(chǎn)生影響，而且能夠有效減弱入境旅游等內(nèi)生變量通過反向因果關(guān)系所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。因而，在解釋變量中引入國際貿(mào)易滯后一期項，取對數(shù)后動態(tài)面板模型（5）和（6）如下。其中，EXit表示出口貿(mào)易，IMit表示進口貿(mào)易，INit表示入境旅游，Xit為其他控制變量，εit=δi+μit。

如表2（5）列和表3（10）列所示，出口貿(mào)易和進口貿(mào)易滯后一期值的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，分別為0.4759和0.5358，表明國際貿(mào)易存在時間滯后效應(yīng)。國家間貿(mào)易協(xié)議有效期往往持續(xù)較長時間，并且隨著商貿(mào)合作順利開展，中國外貿(mào)企業(yè)在他國開展貿(mào)易的業(yè)務(wù)熟練度得到有效提升，兩國商貿(mào)合作在短時間內(nèi)難以出現(xiàn)大幅調(diào)整。因此，上一期國際貿(mào)易對當(dāng)期國際貿(mào)易存在正向促進作用。AR（2）的檢驗結(jié)果為0.341和0.813，表明不存在二階序列相關(guān);Sargan過度識別檢驗結(jié)果在10%的顯著性水平下不能拒絕工具變量與擾動項不相關(guān)的原假設(shè)。以上兩者的檢驗結(jié)果驗證了工具變量與GMM模型設(shè)定的合理性。核心解釋變量入境旅游的顯著性和正負符號與LSDV法、隨機效應(yīng)MLE和H-T工具變量法的回歸結(jié)果一致，只是系統(tǒng)GMM的回歸系數(shù)估計值略有減小，但并未改變基本結(jié)論，因此能夠支持擴展貿(mào)易引力模型的實證檢驗結(jié)果。

（二）入境旅游對國際貿(mào)易作用的門檻效應(yīng)

擴展貿(mào)易引力模型和動態(tài)面板GMM檢驗初步驗證了入境旅游對國際貿(mào)易存在正向作用，但無法反映入境旅游對國際貿(mào)易作用的“非線性”變化。下面，以人均收入為門檻變量，考察入境旅游對國際貿(mào)易作用的非線性特征。

從表4門檻檢驗結(jié)果可知，以人均收入為門檻變量時，入境旅游對進口貿(mào)易作用模型的雙重門檻呈現(xiàn)1%顯著性水平，雙重門檻估計值分別為7.932和9.914;入境旅游對出口貿(mào)易作用模型的雙重門檻呈現(xiàn)1%的顯著性水平，雙重門檻估計值分別為8.701和9.914。由此可知，“入境旅游對進口貿(mào)易作用”和“入境旅游對出口貿(mào)易作用”模型都存在雙重門檻值?；谝陨先司杖腚p重門檻值進一步分析入境旅游對國際貿(mào)易作用，估計結(jié)果見表5。

1.入境旅游對出口貿(mào)易作用隨人均收入增加不斷下降

從表5可知，當(dāng)人均收入對數(shù)值小于8.701時，入境旅游對出口貿(mào)易作用的回歸系數(shù)為0.429;當(dāng)人均收入對數(shù)值介于8.701和9.914之間，回歸系數(shù)降至0.382;當(dāng)人均收入對數(shù)值大于9.914時，回歸系數(shù)進一步降至0.298。這表明隨著人均收入的提升，入境旅游對出口貿(mào)易作用在1%顯著性水平上持續(xù)下降，其對出口貿(mào)易作用從逐利階段逐漸轉(zhuǎn)為消費階段。主要原因在于入境旅游逐利性隨人均收入的增長而不斷下降。數(shù)據(jù)顯示，1998～2017年外國入境中國商務(wù)旅游人數(shù)占比從42.5%下降至19.5%，休閑觀光旅游人數(shù)占比從37.6%升至49.3%。由于休閑觀光旅游的跨境消費不會引起要素稟賦的國際轉(zhuǎn)移，也不會直接參與貿(mào)易生產(chǎn)、加工與銷售等環(huán)節(jié)，因而在“一帶一路”沿線國家入境中國旅游逐利性不斷下降的背景下，入境旅游對出口貿(mào)易作用不斷減弱，假設(shè)H2和H3得到驗證。

2.入境旅游對進口貿(mào)易作用隨人均收入增長先升后降

由表5可知，當(dāng)人均收入對數(shù)值小于7.932時，入境旅游對進口貿(mào)易作用的回歸系數(shù)為0.196;當(dāng)人均收入對數(shù)值介于7.932和9.914之間，回歸系數(shù)升至0.274;當(dāng)人均收入對數(shù)值大于9.914時，回歸系數(shù)降至0.125。這表明隨著人均收入的提升，入境旅游對進口貿(mào)易作用在1%顯著性水平上經(jīng)歷了先升后降的過程，即不同人均收入水平下，入境旅游對進口貿(mào)易作用呈現(xiàn)三階段“非線性”變化。隨人均收入的增長以及居民可支配收入和生活水平的提升，入境旅游對進口貿(mào)易作用隨逐利性的波動變化而經(jīng)歷初始階段、逐利階段和消費階段，假設(shè)H1、H2和H3得以驗證。

值得注意的是：入境旅游對出口貿(mào)易和進口貿(mào)易作用在人均收入第三個區(qū)間均出現(xiàn)下降。由于“一帶一路”沿線41個對象國居民生活水平的提升，入境中國旅游逐利性的大幅下降使其對國際貿(mào)易作用出現(xiàn)一定的減弱。同時貿(mào)易保護主義抬頭、外需低迷以及國際經(jīng)濟總體復(fù)蘇乏力的國際環(huán)境也對這一作用有所限制。

3.相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對出口貿(mào)易作用大于進口貿(mào)易

與入境旅游對進口貿(mào)易作用表現(xiàn)出的 “非線性”變化不同，入境旅游對出口貿(mào)易作用呈現(xiàn)為持續(xù)下降，并且相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對出口貿(mào)易作用的回歸系數(shù)均大于進口貿(mào)易，這表明入境旅游對出口貿(mào)易作用大于進口貿(mào)易。主要原因在于：其一，中國的進出口貿(mào)易發(fā)展極不平衡，國際貿(mào)易順差巨大，出口貿(mào)易的發(fā)展明顯快于進口貿(mào)易。因此，入境旅游對出口貿(mào)易作用更早進入逐利階段，并且在相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對出口貿(mào)易作用大于進口貿(mào)易。其二，在中國對外開放政策促進下，中國利用FDI規(guī)模不斷擴大，大部分跨國公司將資金、技術(shù)與原材料資源結(jié)合，大力發(fā)展出口加工貿(mào)易，推動了中國出口貿(mào)易規(guī)模的幾何級增長。在此期間，入境商務(wù)旅游作為FDI主要人員流動形式也呈現(xiàn)迅速增長趨勢。由此可見，相比于進口貿(mào)易，入境旅游與出口貿(mào)易的聯(lián)系更為緊密，對出口貿(mào)易作用更大。

（三）入境旅游對國際貿(mào)易作用的國別差異

基于入境旅游對國際貿(mào)易作用門檻效應(yīng)估計結(jié)果，將“一帶一路”沿線41個對象國按2017年調(diào)整后的國民凈人均收入水平劃分為三類，并按照東南亞、南亞、西亞北非、中亞、獨聯(lián)體和歐洲六大區(qū)域歸類。

從表6可知，在入境旅游對出口貿(mào)易作用門檻模型中，當(dāng)人均收入小于6009美元，回歸系數(shù)為0.429的國家有19個。其中，東南亞國家5個，南亞國家4個，西亞北非國家4個，中亞國家2個，獨聯(lián)體國家3個，歐洲國家1個。當(dāng)人均收入介于6009美元和20211美元之間，回歸系數(shù)為0.382的國家有18個。其中，東南亞國家1個，西亞北非國家4個，中亞國家1個，獨聯(lián)體國家2個，歐洲國家10個。當(dāng)人均收入大于20211美元，回歸作用系數(shù)為0.298的國家有4個。其中，東南亞國家1個，西亞北非國家1個，歐洲國家2個。

從表7可知，在入境旅游對進口貿(mào)易作用門檻模型中，當(dāng)人均收入小于2785美元，回歸系數(shù)為0.196的國家有10個。其中，東南亞國家3個，南亞國家3個，西亞北非國家1個，中亞國家2個，獨聯(lián)體國家1個。當(dāng)人均收入介于2785美元和20211美元之間，回歸系數(shù)為0.274的國家有27個。其中，東南亞國家3個，南亞國家1個，西亞北非國家7個，中亞國家1個，獨聯(lián)體國家4個，歐洲國家11個。當(dāng)人均收入大于20211美元，回歸系數(shù)為0.125的國家有4個。其中，東南亞國家1個，西亞北非國家1個，歐洲國家2個。

結(jié)合三階段假設(shè)模型發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”41個對象國入境中國旅游對出口貿(mào)易和進口貿(mào)易作用國別差異顯著。對出口貿(mào)易作用全部處于逐利和消費階段，對進口貿(mào)易作用處于初始階段的國家占比24.39%，處于逐利階段的國家占比65.85%，處于消費階段的國家占比9.76%。具體至國別如下：（1）柬埔寨、老撾、越南、孟加拉國、印度、巴基斯坦、埃及、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦和摩爾多瓦10國入境中國旅游對進口貿(mào)易作用較低，但呈增長趨勢，處于初始階段。（2）馬來西亞、泰國、菲律賓、斯里蘭卡、巴林、伊朗、約旦、黎巴嫩、阿曼、沙特、土耳其、阿爾巴尼亞、保加利亞、克羅地亞、捷克、愛沙尼亞、匈牙利、拉脫維亞、波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克和希臘、哈薩克斯坦、亞美尼亞、白俄羅斯、俄羅斯和烏克蘭27國入境中國旅游對進口貿(mào)易作用最大，處于逐利階段。（3）柬埔寨、老撾、菲律賓、泰國、越南、孟加拉國、印度、巴基斯坦、斯里蘭卡、埃及、伊朗、約旦、黎巴嫩、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦、亞美尼亞、摩爾多瓦、烏克蘭、阿爾巴尼亞19國入境中國旅游對出口貿(mào)易作用最大，處于逐利轉(zhuǎn)消費階段。（4）馬來西亞、巴林、沙特阿拉伯、土耳其、阿曼、哈薩克斯坦、白俄羅斯、俄羅斯、保加利亞、捷克、愛沙尼亞、克羅地亞、匈牙利、拉脫維亞、波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克、希臘18國入境中國旅游對出口貿(mào)易作用開始下降，處于消費階段。（5）新加坡、以色列、塞浦路斯和斯洛文尼亞4國入境中國旅游對進口和出口貿(mào)易作用均最低，處于消費階段。

五、結(jié)論與討論

（一）主要研究結(jié)論

本文選取1998～2017年中國與“一帶一路”沿線41個對象國入境旅游與國際貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，首先運用擴展貿(mào)易引力模型，在剔除相關(guān)控制變量的干擾并有效減弱模型內(nèi)生性問題情況下，驗證“一帶一路”沿線41個對象國入境中國旅游對國際貿(mào)易的具體作用，進而以雙門檻模型探究各國不同人均收入水平下，入境旅游對國際貿(mào)易作用的“非線性”變化和國別差異。研究發(fā)現(xiàn)：（1）“一帶一路”沿線41個對象國入境中國旅游對國際貿(mào)易存在正向作用，但回歸系數(shù)相比其他控制變量略低。（2）入境旅游對出口貿(mào)易作用隨人均收入增加不斷下降，對進口貿(mào)易作用隨人均收入增長先升后降。相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對出口貿(mào)易作用大于進口貿(mào)易。主要原因在于，中國國際貿(mào)易順差巨大，出口貿(mào)易的發(fā)展明顯快于進口貿(mào)易。在此期間，入境商務(wù)旅游作為FDI的主要人員流動形式也呈現(xiàn)迅速增長趨勢，與出口貿(mào)易的聯(lián)系更為緊密，對出口貿(mào)易作用更大。（3）“一帶一路”沿線41個對象國入境中國旅游對出口貿(mào)易作用不斷下降，正從逐利階段向消費階段轉(zhuǎn)變;對進口貿(mào)易作用主要處于逐利階段。

（二）討論與建議

“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟發(fā)展水平參差不齊，各國的政治制度、人口規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、語言文化、生活習(xí)慣等存在相異性，在開展旅游與貿(mào)易合作時，中國應(yīng)準確把握入境旅游對國際貿(mào)易作用的國別差異，針對不同階段制定應(yīng)對策略。

1.處于初始階段，入境旅游對進口貿(mào)易作用較弱的對象國。中國應(yīng)積極推進“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施投資與建設(shè)，推動沿線國家產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟發(fā)展，提升居民人均收入。同時，開展多樣化國際旅游合作，積極宣傳推廣中國特色旅游資源，與沿線國家簽訂旅游合作協(xié)議，開展旅游推介會和文化旅游年等宣傳活動，通過各地自然與文化資源的有機互補打造中國旅游品牌與國際形象。完善旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，營造舒適安全旅游環(huán)境，提升“一帶一路”沿線國家入境中國旅游積極性和中國國際旅游競爭力。

2.處于逐利階段，入境旅游對進口貿(mào)易作用最大化的對象國。積極舉辦國際商務(wù)會展、國際貿(mào)易博覽會等大型國際性會展活動，通過完善國內(nèi)交通與旅游基礎(chǔ)設(shè)施等配套設(shè)施，培養(yǎng)會展旅游服務(wù)人才，改善國際會展旅游接待條件。國際會展旅游是經(jīng)濟發(fā)展的助推器，能夠提升國家形象與品牌影響力，促進知識、技術(shù)、產(chǎn)品等信息的國際交流合作，吸引大量外國人員入境中國商務(wù)旅游并創(chuàng)造商機，推動中國國際貿(mào)易尤其是進口貿(mào)易的發(fā)展。

3.處于逐利轉(zhuǎn)消費階段，入境旅游對出口貿(mào)易作用最大化的對象國。推動商務(wù)旅游與觀光休閑旅游結(jié)合發(fā)展，鼓勵圍繞景區(qū)建設(shè)舒適的商務(wù)會談場所，開設(shè)符合外國旅游者意愿的新型商務(wù)旅游產(chǎn)品，提升入境中國商務(wù)旅游的吸引力與有效率。輔助的休閑觀光旅游有助于入境外國旅游者參與商務(wù)會展時領(lǐng)略當(dāng)?shù)仫L(fēng)土人情，從而豐富旅游體驗，減弱商務(wù)旅游的重復(fù)性審美疲勞，最大程度發(fā)揮入境旅游對出口貿(mào)易的作用。在中美貿(mào)易摩擦背景下，積極與“一帶一路”沿線國家開展旅游合作，推動中國產(chǎn)品“走出去”，能夠在一定程度上規(guī)避風(fēng)險，維護出口貿(mào)易整體穩(wěn)定發(fā)展。

4.處于消費階段，入境旅游對進口貿(mào)易和出口貿(mào)易作用均最低的對象國。關(guān)注休閑觀光旅游者入境旅游的帶動效應(yīng)，圍繞住宿、餐飲、娛樂、購物、旅游服務(wù)企業(yè)等旅游要素，不斷完善要素配套，大幅度提升旅游接待品質(zhì)和旅游體驗質(zhì)量。打造中國文化特色與印記的高質(zhì)量產(chǎn)品并加強信息宣傳，提高休閑觀光入境旅游者在旅游購物和產(chǎn)品消費過程中對中國產(chǎn)品的認可度，擴大客源國對中國產(chǎn)品的需求，通過供貨商或中間商增加貿(mào)易訂單，增強國際貿(mào)易的合作層次。積極發(fā)展跨境電商，為入境旅游者及客源國居民提供跨境溝通渠道，滿足因需求擴大而增加的貿(mào)易訂單，從而促使入境旅游與國際貿(mào)易發(fā)展進入新的增長階段。

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