基于VAR模型的宜昌對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長的實證研究

安敏， 王麗娜， 何偉軍

(1. 三峽大學 經(jīng)濟與管理學院， 湖北 宜昌 443002； 2. 武漢理工大學 經(jīng)濟學院， 湖北 武漢 430070)

經(jīng)濟的快速發(fā)展有助于提高人們的收入，但同時會帶來一些諸如環(huán)境污染的“副作用”[1]。為了使社會在新經(jīng)濟形勢下得到更好的發(fā)展，我國現(xiàn)階段經(jīng)濟增長的方式需要調整升級、經(jīng)濟結構也需要進行戰(zhàn)略性的部署轉變、產(chǎn)業(yè)結構更需要進行全方面的規(guī)劃優(yōu)化。因此現(xiàn)代經(jīng)濟的增長是伴隨著產(chǎn)業(yè)結構調整的經(jīng)濟效率的提升過程[2]。

宜昌位于長江中上游分界處的鄂西地區(qū)，是我國重要的水資源戰(zhàn)略儲備地區(qū)。近年來，宜昌經(jīng)濟增長迅速，GDP從2005年的605.77億元增至2017年的3857.17億元，位于中部地區(qū)地級市的第三名。但增速逐步趨緩，2017年GDP增速僅為2.4%，其中主要原因是宜昌市政府緊緊圍繞新發(fā)展理念，承擔長江大保護重任，對全市化工產(chǎn)業(yè)、煤礦開采業(yè)開展專項整治以減少污染物排放(楊友麒，2018)。經(jīng)濟增速的放緩是宜昌直面矛盾、轉型跨越、尋求高質量的發(fā)展過程中必須承受的陣痛。

但是其中也蘊含著一些積極的變化。首先，宜昌市的改革開放水平得到了顯著的提高。2017年宜昌市進出口總額達到了184.2億元，同比增長了4.8%，較去年同期增加18.2個百分點。從2017年初三峽保稅物流中心運行后，宜昌自貿(mào)區(qū)隨之成立，此外，H986大型集裝箱檢查設備通過驗收，“宜漢歐”貨運班列加掛運行，這些都將使今后宜昌進出口貨物更加便利快捷。其次，宜昌市第三產(chǎn)業(yè)比重有了顯著上升，產(chǎn)業(yè)結構得到明顯升級，經(jīng)濟效率得到大幅提高。宜昌市旅游業(yè)對其經(jīng)濟增長做出了不容忽視的貢獻。2017年宜昌市入境游客人數(shù)和旅游外匯收入都有明顯的增長，分別達到了45.33萬人次和16750.81萬美元，同比增幅分別是4.7%和13.4%。那么宜昌市對外貿(mào)易的擴大和入境旅游的增加是否促進了其經(jīng)濟的增長，作用的動態(tài)機制是怎樣的？

一、文獻綜述

對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長間的關系一直是相關領域學者的研究重點。從研究范圍看，韓家彬等[3]和謝銳等[4]分別研究了金磚國家和中印進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用；郭雁等[5]和王磊[6]研究了中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關系后均發(fā)現(xiàn)：進口貿(mào)易能夠更好地促進我國經(jīng)濟增長；楊叢等[7]和邢勝龍[8]分別利用VAR模型和柯布-道格拉斯生產(chǎn)模型研究了對外貿(mào)易與我國區(qū)域經(jīng)濟增長之間的動態(tài)作用機制；馬青青[9]、劉菲菲[10]和宋博偉[11]則分別研究了貴州省、山西省、安徽省的進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關系。

從研究內(nèi)容看，在分析對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系時，很多學者會選擇著重分析貿(mào)易結構。裴長洪[12]通過對進口結構劃分成不同子類研究進口結構的變化方向和經(jīng)濟增長之間的關系，劉修巖等[13]利用擴展的Solow增長模型，借鑒了Feder和Al-Marhubi的方法實證檢驗了出口貿(mào)易的專業(yè)化和多樣化對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。此外，還有學者將金融改革、市場整合、實際匯率、知識產(chǎn)權出口等變量納入貿(mào)易與經(jīng)濟關系研究框架[14-17]。

關于入境旅游與經(jīng)濟增長之間的關系研究，龐麗等[18]運用格蘭杰因果檢驗法分析得出：入境旅游在中國還沒有得到足夠的發(fā)展，而且入境旅游在我國的發(fā)展存在非常明顯的區(qū)域差異性；王良健等[19]、邱亞利[20]研究均發(fā)現(xiàn)：我國入境旅游與經(jīng)濟增長之間互相促進、互相解釋且兩者互為因果；周文麗[21]和劉春濟等[22]均對國內(nèi)外有關入境旅游與經(jīng)濟增長之間關系的文獻及其研究結論進行了分析和綜述；李秋雨等[23]利用計量模型分別研究了國內(nèi)旅游業(yè)、入境旅游與經(jīng)濟增長之間的關系和作用機理。鐘高崢等[24]和張世兵[25]分別研究了西藏和湖南省入境旅游與當?shù)亟?jīng)濟增長之間的關系；翟梗呂等[26]在研究海南省入境旅游與對外貿(mào)易之間的關系的基礎上，將外商直接投資這個變量也納入了研究體系。

綜上可知，學者們?yōu)榱烁浞指敿毜胤治鰧ν赓Q(mào)易或入境旅游與經(jīng)濟增長之間的關系，選擇了從不同角度和尺度進行了研究。但是，仍存在兩點有待改進：

(1)分析上述文獻的研究框架可以發(fā)現(xiàn)：單獨研究對外貿(mào)易或入境旅游與經(jīng)濟增長關系的文獻較為豐富，但對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長三者之間彼此聯(lián)系、互相影響，同時選取這三個變量進入同一個研究框架的學者卻不是很多。

(2)分析上述文獻的區(qū)域選擇范圍可以發(fā)現(xiàn)：大多數(shù)學者會選擇收集國家或者省際層面的數(shù)據(jù)來研究對外貿(mào)易或入境旅游與經(jīng)濟增長的關系，但我國各城市經(jīng)濟發(fā)展的狀況有很大差異，以某個具體城市為研究主體的文獻較匱乏。

本文立足于正處于經(jīng)濟轉型重要時期，經(jīng)濟發(fā)展較強依賴于外貿(mào)業(yè)與旅游業(yè)的宜昌市，同時選取對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長這三個變量來構建分析框架，以期深入分析宜昌市對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長的動態(tài)作用機制。

二、模型介紹、方法及數(shù)據(jù)來源

1.模型介紹

向量自回歸(Vector Auto-regression，簡稱VAR)模型不同于以往的單變量自回歸模型，而是對多個變量在多元時間序列中的關系加以直接考慮，并在此基礎上通過將多個方程進行聯(lián)立來完成計量經(jīng)濟模型的構建[16]。模型的一般形式為：

其中：E(εt)=0，E(εt，Yt-i)=0，i=1，2，…，p；Yt是(n×1)向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機過程，βi是(n×n)的系數(shù)矩陣，Y(t-i)是Yt向量的i階滯后變量，εt是隨機擾動項。

2.方法及數(shù)據(jù)來源

為了具體研究宜昌市對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長三者之間的關系和動態(tài)作用機制，通過收集相關數(shù)據(jù)、構建VAR模型來進行實證分析。在變量選取上用進出口總額(IMEX)來反映對外貿(mào)易的變化、旅游外匯收入(TR)來反映入境旅游的變化、地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)來反映經(jīng)濟增長的變化。為避免因劇烈的數(shù)據(jù)變化而造成分析結果偏差的情況出現(xiàn)，分別用各變量的對數(shù)值LNIMEX、LNTR、LNGDP表示對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長。

使用宜昌市2005至2017年的社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)，主要來源為：《國家外匯管理局年報》《宜昌統(tǒng)計年鑒》《宜昌市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

三、結果分析

1.變量平穩(wěn)性檢驗

通過檢驗各個宏觀變量的平穩(wěn)性，可以確保對數(shù)據(jù)進行后續(xù)分析后能夠得到有效、沒有偏差的最佳回歸結果。如果檢驗結果顯示變量是非平穩(wěn)的，通常會選擇對數(shù)據(jù)進行差分變換后再檢驗，直到變量平穩(wěn)。本文采用最常見的ADF檢驗法對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。檢查過程按照帶截距項和趨勢項、帶截距項、不帶截距項和趨勢項三種模型進行檢驗，結果見表1。

從表1結果可以看出：三個變量(地區(qū)生產(chǎn)總值、進出口總額、旅游外匯收入)水平序列存在單位根I(2)是不平穩(wěn)的，二階差分序列是平穩(wěn)的。

表1 變量的ADF平穩(wěn)性檢驗結果

2.協(xié)整檢驗

為避免變量之間可能存在的“偽回歸”現(xiàn)象，選擇可驗證是否存在“偽回歸”問題的辦法協(xié)整方法[27]。本文選擇常用于檢驗兩個或兩個以上變量間關系的Johansen協(xié)整檢驗法，對三個變量LNGDP、LNIMEX、LNTR之間是否存在協(xié)整關系進行檢驗。檢驗結果見表2。根據(jù)表2的研究結果，在5%的置信水平下，以下兩個假設：協(xié)整向量等于0和協(xié)整向量大于或等于2均無法成立。

表2 協(xié)整檢驗結果

這表明被檢驗的三個變量(LNGDP、LNIMEX、LNTR)之間有且只有1個協(xié)整向量，即：宜昌市對外貿(mào)易(IMEX)、入境旅游(TR)和經(jīng)濟增長(GDP)三者之間存在一種長期協(xié)整關系的概率高達95%。這種協(xié)整關系的方程為：

LNGDP=1.089531LNIMEX-0.037161LNTR

(0.03710) (0.05521)

從上面的方程可以看出，LNIMEX前的系數(shù)正，LNTR前的系數(shù)為負。這表明宜昌市對外貿(mào)易對其經(jīng)濟增長有正向的影響作用，而入境旅游則相反。每單位進出口總額的增長將促進宜昌市GDP增長1.09個單位，而每單位旅游外匯收入的增長將使GDP減少0.04個單位，對外貿(mào)易對宜昌市經(jīng)濟增長的正效應大于入境旅游帶來的負效應。一方面，外貿(mào)業(yè)一直是宜昌的重點產(chǎn)業(yè)，另一方面由于宜昌市旅游景點知名度不足、機場等設施建成時間不長等原因，宜昌市入境旅游對其經(jīng)濟增長還存在一定負向影響。

3.格蘭杰因果檢驗

一般情況下，如果確認了各變量之間存在協(xié)整關系，就應該進一步檢驗這些變量間是否存在因果關系及存在何種因果關系，即誰的變化會具體引起誰的反應。通常會選擇的方法是格蘭杰因果檢驗法，通過該檢驗結果分析和確認變量之間具體的因果關系。檢驗結果見表3。

表3 Granger因果檢驗結果

從表3可以看出：在5%的顯著性水平下，第一，宜昌市對外貿(mào)易是宜昌經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因；第二，宜昌市入境旅游是宜昌經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因；第三，宜昌市對外貿(mào)易是宜昌入境旅游的單向格蘭杰原因。以上研究結論表明：隨著宜昌市對外貿(mào)易開放程度不斷提高、入境旅游人數(shù)不斷增多，這兩者對宜昌市的經(jīng)濟增長會產(chǎn)生越來越顯著的影響。同時，進出口貿(mào)易量的增多也會提高宜昌市在全球市場上的知名度，從而吸引入境游客，增加宜昌市的旅游外匯收入。

4.向量自回歸(VAR)模型的構建

根據(jù)上述討論，選擇LNGDP、LNIMEX、LNTR為要分析的三個變量進行建模。在建模之前，應該先確定模型具體的滯后階數(shù)，這一步驟通常是利用相關確定準則來判斷(結果見表4)，確定好滯后階數(shù)后再構建相應階數(shù)的3維VAR模型。

表4 向量自回歸模型滯后階數(shù)的確定

由表4可以看出，6個確定準則中有5個準則都表示1階是最優(yōu)滯后階數(shù)，因此應將VAR模型的滯后期確定為1 期，即建立VAR(1)。模型方程如下：

通過AR根圖(如圖1)來觀察并加以判斷，如果模型所有的AR根都沒超出單位圓范圍，則說明構建的是一個穩(wěn)定的模型。模型具有穩(wěn)定性可以有效保

圖1 VAR(1)模型AR根圖

證模型在進行脈沖響應和方差分解后所得的分析結果是正確有效的。

5.脈沖響應分析

為了進一步分析模型中各個變量間的關系、受到?jīng)_擊后會產(chǎn)生何種動態(tài)影響及作用效果，一般情況下選擇的分析方法是脈沖響應函數(shù)(Impulse response function，IRF)(結果見圖2)。橫軸表示滯后期數(shù)，單位是年，本文研究時將其設置為了13年，這是為了與收集數(shù)據(jù)的時間跨度保持一致。實線表示一個標準差沖擊后各變量對此的響應，虛線表示加或減兩倍標準差沖擊后各變量對此的響應。

圖2 脈沖響應結果

分析圖2可以發(fā)現(xiàn)，當GDP在本期受到一個標準差的沖擊后，其自身從第1期開始就立即有響應，且是一種明顯的正向響應，但這種正向響應呈先增后減的趨勢，在第2期達到峰值后一直穩(wěn)定不變直至第5期才開始遞減，遞減幅度越來越緩；進出口總額和旅游外匯收入對其沖擊的響應較為相似，都是在第1期時達到峰值，在第二期驟降后又緩慢回升，且慢慢趨于穩(wěn)定。不同的是進出口總額對其沖擊的響應一直是正向響應，且在第3期回升后又呈緩慢下降趨勢，在最后兩期趨近于0，而旅游外匯收入在第2期變?yōu)樨撓蝽憫瑥牡?期開始轉變?yōu)檎蝽憫笠恢边f增。這表明隨著期數(shù)的增加：經(jīng)濟增長對其自身的促進作用越來越小；經(jīng)濟增長可以在短期內(nèi)很好地促進對外貿(mào)易的發(fā)展，但這種促進作用會持續(xù)降低；經(jīng)濟增長對入境旅游的拉動作用會越來越大。

當進出口總額在本期受到一個標準差的沖擊，GDP在第1期沒有響應，從第2期開始有正向響應且呈增長趨勢，在第5期達到峰值，穩(wěn)定不變至第9期后開始降低，但期末仍為正向響應且全程波動幅度較小。進出口總額自身和旅游外匯收入對其沖擊的響應較為相似，且和它們各自對GDP沖擊的響應也較為一致。不同之處在于，第13期時進出口總額對其自身沖擊的正向響應要比其對GDP沖擊的正向響應明顯，旅游外匯收入對進出口總額沖擊在當期沒有響應然后一直呈遞增狀態(tài)，且負向響應的持續(xù)時間要大于其對GDP沖擊負向響應的時間。這表明隨著期數(shù)的增加：經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易的沖擊反應有滯后性，且對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動作用先增后減；對外貿(mào)易對其自身的拉動作用越來越小；對外貿(mào)易對入境旅游的拉動作用在后期會一直增加。

當旅游外匯收入在本期受到一個標準差的沖擊，GDP和進出口總額對其沖擊響應的趨勢較為相似，都在當期沒有響應，然后呈先減后增趨勢，從第2期開始到第13期一直是負向響應。不同的是，GDP的響應波動幅度較進出口總額的響應波動幅度大一些。旅游外匯收入對自身沖擊的響應從當期開始一直呈遞減趨勢，且在第8期時由正向響應轉變?yōu)樨撓蝽憫?。這表明隨著期數(shù)的增加：經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易對入境旅游沖擊的反應均具有滯后性，而且入境旅游對這兩者的拉動作用還未完全顯現(xiàn)出來；入境旅游對其自身的拉動作用越來越小。

6.方差分解分析

當一個變量受到?jīng)_擊后，其他變量會對這種變化產(chǎn)生反應。脈沖響應能夠讓我們直觀地看到這種影響的強弱程度及方向，而方差分解則可以讓我們了解到這個變量對其他變量反應的具體貢獻度。從效果的描述上來看，前者是一種絕對強度的描述，而后者則不同，是一種相對狀態(tài)的描述。與進行脈沖響應分析時相同，我們同樣選定13期為滯后期進行方差分解，分別利用三個變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、進出口總額(IMEX)、旅游外匯收入(TR)的方差分解表(表5)和分解圖(圖3)進行相關分析。

表5 各變量方差分解表

結合表5和圖3，可以發(fā)現(xiàn)：GDP可以解釋其自身47%的波動，0-37%的波動由對外貿(mào)易解釋，0-16%的波動由入境旅游解釋。與其它變量相比，引起宜昌市地區(qū)生產(chǎn)總值變化的最大原因來自其自身。第1期的時候，GDP的波動100%由自身解釋，隨后它對自身波動的解釋能力逐漸遞減，在第13期時降低為47%，但仍比對外貿(mào)易和入境旅游的解釋能力顯著。這表明宜昌市經(jīng)濟增長具有自我促進能力。對外貿(mào)易對GDP變化的解釋能力一直呈遞增趨勢，但其增長率越來越小，在第12期前后，貢獻率穩(wěn)定在36%左右。入境旅游對GDP變化的解釋能力也一直呈遞增狀態(tài)，在第12期前后上下浮動較小，貢獻率穩(wěn)定在15%左右。

圖3 各變量方差分解圖

而表5和圖3同樣顯示進出口總額的波動49%由經(jīng)濟增長解釋，40%的波動由自身解釋，0-10%的波動由入境旅游解釋。與其它變量相比，引起宜昌市進出口總額變化的最大原因來自地區(qū)生產(chǎn)總值，說明宜昌市對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長有較強的依賴性。GDP對進出口總額變化的解釋能力在第1期達到峰值，隨后一直呈遞減狀態(tài)，在第12期時穩(wěn)定在47%，仍起主要作用。對外貿(mào)易對自身波動的解釋能力一直穩(wěn)定在39%左右，說明對外貿(mào)易對自身有較強的依賴性，且這種依賴性是穩(wěn)定存在的。入境旅游對進出口總額波動的解釋能力一直呈遞增狀態(tài)，但增長幅度越來越小，在第12期前后貢獻率穩(wěn)定在10%左右。說明隨著宜昌市入境旅游人數(shù)的逐年增多，其對進出口總額的影響雖然越來越大，但是宜昌市對外貿(mào)易主要還是靠經(jīng)濟增長和自身來促進。

旅游外匯收入的波動26%由GDP解釋，0-40%的波動由對外貿(mào)易解釋，34%的波動由自身解釋。與其它變量相比，引起宜昌市旅游外匯收入變化的最大原因來自于對外貿(mào)易，這符合前面得出的對外貿(mào)易是入境旅游的格蘭杰原因。GDP對旅游外匯收入變化的解釋能力第1期為18%，隨后降低，在第五期后又轉變?yōu)樵鲩L趨勢且增長幅度越來越小，在第13期時貢獻率為26%。宜昌市GDP對旅游外匯收入波動的貢獻率在整個時期內(nèi)波動幅度不大，這也說明經(jīng)濟增長對入境旅游的帶動效應是較為穩(wěn)定的。對外貿(mào)易對旅游外匯收入變化的解釋能力第1期不到1%，但在第2期的時候激增為37%，隨后呈較為平穩(wěn)的上下波動狀態(tài)，在第12期的時候穩(wěn)定在39%左右。入境旅游對自身變化的解釋能力在第1期時高達81%，但在第2期時驟減為46%，隨后一直呈較為平穩(wěn)的遞減狀態(tài)，在第13期時為34%。

四、結論及政策建議

1.結論

本文基于VAR模型，收集了宜昌市2005-2017年間進出口總額、旅游外匯收入和地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)，研究了宜昌市對外貿(mào)易(IMEX)、入境旅游(TR)與經(jīng)濟增長(GDP)三者之間的動態(tài)作用機制和關系。經(jīng)過研究，得出以下結論：

(1)宜昌市對外貿(mào)易、入境旅游與經(jīng)濟增長三者彼此影響、互相解釋。對外貿(mào)易和入境旅游都可以解釋經(jīng)濟增長，且對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的解釋能力要大于入境旅游，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的貢獻率在期末達到37%，而入境旅游在期末的貢獻率則為16%。對外貿(mào)易可以解釋入境旅游，對外貿(mào)易對入境旅游波動的貢獻率在期末達到了40%，甚至超過了入境旅游自身對其波動的解釋能力。

(2)宜昌市對外貿(mào)易可以拉動經(jīng)濟增長。分析回歸方程可得：對外貿(mào)易前的系數(shù)為正，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長有正效應；而宜昌市經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易沖擊的響應為顯著的正向響應；從方差分解圖得出：隨著期數(shù)的增加，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的影響程度一直在增強。

(3)入境旅游在回歸方程中的系數(shù)為負，經(jīng)濟增長對入境旅游沖擊的響應也為負向響應，但這種負向響應有降低的趨勢。

(4)宜昌市對外貿(mào)易對GDP的拉動作用顯著強于入境旅游帶來的負效應。由協(xié)整方程可得：對外貿(mào)易前的系數(shù)要顯著大于入境旅游前系數(shù)的絕對值；而由經(jīng)濟增長的方差分解表也可以看出：在第13期時，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長波動的貢獻率達到37%，而入境旅游對經(jīng)濟增長波動的貢獻率則為16%。分析脈沖響應結果也可看出：經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易沖擊的響應雖在后期有所減弱，但一直顯著為正，而對入境旅游沖擊的響應則經(jīng)歷先增后減且一直不明顯。

(5)宜昌市對外貿(mào)易對入境旅游的影響十分顯著。從格蘭杰檢驗結果可以看出：宜昌市對外貿(mào)易是入境旅游的單向格蘭杰原因；而從入境旅游的方差分解圖可以看出：對外貿(mào)易對入境旅游波動的解釋能力在第13期達到了40%，超過了入境旅游自身對其波動的解釋能力。

2.政策建議

根據(jù)上述研究結論，提出以下幾點建議：

(1)宜昌市應充分重視對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長和入境旅游的拉動作用。利用自身作為黃金水道重要節(jié)點的優(yōu)勢和首批國家物流樞紐的戰(zhàn)略地位，擴大對外貿(mào)易額，同時還應重視進口貿(mào)易的作用；抓住宜昌自貿(mào)區(qū)與三峽保稅物流中心帶來的外貿(mào)機遇，扭轉現(xiàn)階段一般貿(mào)易仍是宜昌市對外貿(mào)易主要方式的局面，重視加工貿(mào)易，充分發(fā)揮保稅區(qū)的作用；努力開拓新的貿(mào)易市場，讓對外貿(mào)易成為促進宜昌市經(jīng)濟增長的“主力軍”；加快外貿(mào)業(yè)和旅游業(yè)相關產(chǎn)業(yè)集聚，促進規(guī)模經(jīng)濟發(fā)展，頒布一攬子相互協(xié)調的規(guī)劃和政策，讓對外貿(mào)易更好地帶動入境旅游的發(fā)展。

(2)宜昌市應正確認識入境旅游的顯著作用，發(fā)揮入境旅游對經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易的積極作用。隨著全球經(jīng)濟的快速發(fā)展，旅游業(yè)的綜合效益和戰(zhàn)略性地位越來越高，它不僅對環(huán)境資源消耗低，而且能提供很多就業(yè)機會，旅游行業(yè)也快速躍升為發(fā)展最快的“綠色朝陽產(chǎn)業(yè)”[25]。其中，入境旅游業(yè)這種“無形貿(mào)易”促進國家經(jīng)濟長期增長的作用尤其顯著，在諸如促進資本積累，激發(fā)出口學習效應等方面都有十分顯著的優(yōu)勢[22]。宜昌市政府應該大力發(fā)展入境旅游業(yè)，統(tǒng)籌協(xié)調好旅游業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)的關系，爭取早日讓入境旅游對經(jīng)濟增長展現(xiàn)正向拉動作用，促進入境旅游業(yè)與對外貿(mào)易共榮發(fā)展。對于入境旅游，應利用與“一帶一路”沿線國家的外貿(mào)機遇，提高宜昌市旅游景點在國際社會上的影響力和知名度，不僅要鞏固原有的客源，還應該大力發(fā)掘市場的多元化；加大建設相關基礎設施的資金投入，優(yōu)化入境游客的旅游體驗，規(guī)范入境旅游相關法律法規(guī)，保障入境游客的合法權益；培養(yǎng)接待入境游客的導游，加強當?shù)鼐用衽c入境游客的文化交流，努力通過交流和尊重來消除入境旅游與當?shù)鼐用竦母糸u；塑造當?shù)芈糜纹放?，如三峽文化等，強化品牌在國際上的吸引力，讓宜昌市的入境旅游業(yè)得到更好的發(fā)展。