人民幣匯率波動對旅游服務貿(mào)易國際競爭力的影響

李婧，徐世海

(1.池州職業(yè)技術學院經(jīng)濟與管理系，安徽 池州 247000； 2.池州職業(yè)技術學院基礎教學部，安徽 池州 247000)

0 引言

隨著全球經(jīng)濟一體化和區(qū)域經(jīng)濟合作模式的推進，我國在國際旅游服務貿(mào)易方面的發(fā)展速度加快。根據(jù)2020年《中國統(tǒng)計年鑒》可知，2010—2019年，我國旅游外匯收入總額保持增長趨勢，2019年旅游外匯收入總額達到92 995萬美元，國際旅游總收入達到1 312.54億美元，同年入境旅游人數(shù)突破6 572萬人。但是，隨著國際旅游貿(mào)易的發(fā)展，我國出境旅游人數(shù)也保持了逐年增長趨勢，到2018年，我國出境旅游人數(shù)達到14 972萬人。因此，國際旅游貿(mào)易方面表現(xiàn)為支出高于收入，出境旅游人數(shù)高于入境旅游人數(shù)。自2010年起，中國旅游服務貿(mào)易的凈出口小于0，即出現(xiàn)了較為明顯的貿(mào)易逆差，該狀態(tài)一直持續(xù)到2019年11月。而從2019年12月至今，我國旅游服務貿(mào)易受到了新冠肺炎疫情的沖擊。根據(jù)中國旅游研究院發(fā)布的旅游貿(mào)易數(shù)據(jù)可知，2020年我國出入境旅游人數(shù)均呈現(xiàn)下滑趨勢，出入境旅游人數(shù)增長率均為負增長，其中入境旅游人數(shù)下降超過5 000萬人，我國旅游貿(mào)易市場的總損失超過150億人民幣?？梢娨咔殡m然減少了我國旅游貿(mào)易的支出，但同時也減少了我國國際旅游貿(mào)易的收入。2021年出入境旅游人次增長率明顯回升，其中出境旅游人次同期增長率為14.7%，而入境旅游人次的同期增長率為1.2%，可見新冠肺炎疫情并未改變我國旅游服務貿(mào)易的整體形勢，即我國國際旅游服務業(yè)仍然存在明顯的貿(mào)易逆差。綜上可知，近10年來，國際旅游服務貿(mào)易的收入與支出仍然失衡，總體而言，我國國際旅游服務貿(mào)易的國際競爭壓力仍然較大。

鑒于我國國際旅游服務貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀，研究我國旅游服務貿(mào)易國際競爭力的提升路徑尤為重要，但目前專門分析人民幣匯率對旅游服務貿(mào)易國際競爭力影響機制的文獻還較少。已有的研究成果支持我國旅游服務國際貿(mào)易的收支與人民幣的升貶值存在一定的關系，但是目前國內(nèi)外針對人民幣匯率和旅游服務國際貿(mào)易關系研究較少，已有的研究成果大部分支持人民幣匯率與旅游服務國際貿(mào)易存在單向影響關系，但是對人民幣匯率波動和旅游服務貿(mào)易國際競爭力的關系則沒有定論。人民幣匯率是否會對我國旅游服務貿(mào)易的國際競爭力產(chǎn)生影響？匯率又是如何影響旅游服務貿(mào)易的國際競爭力？這些問題均有待進一步研究和分析。同時考慮到現(xiàn)階段我國在旅游服務貿(mào)易市場中的地位不斷提升，基于匯率管理層面提升我國旅游服務貿(mào)易國際競爭力具有現(xiàn)實意義。

1 文獻回顧

目前，針對旅游服務國際貿(mào)易與匯率的關系的研究較多，并得到旅游服務國際貿(mào)易與匯率之間存在不同程度的相關性這一結(jié)論。其中，美元作為世界最重要的流通貨幣之一，大部分學者認為美元匯率對旅游服務國際貿(mào)易影響較大。Alola等[1]使用線性和非線性自回歸分布滯后協(xié)整方法(ARDL)，得到美元的升值貶值會平衡美國、加拿大、墨西哥的旅游貿(mào)易，同時短期內(nèi)，美元升值會惡化美國、加拿大、墨西哥的貿(mào)易平衡，但是美元升值不會對三國的長期旅游貿(mào)易產(chǎn)生影響。Athari等[2]使用普通最小二乘法(OLS)和廣義矩方法(GMM)，得到高匯率會對旅游貿(mào)易產(chǎn)生消極影響，美元升值會惡化美國與其他貿(mào)易國的旅游貿(mào)易平衡，而美元貶值在短期內(nèi)會改善美國的旅游貿(mào)易平衡?？梢娔壳岸鄶?shù)學者認為旅游服務貿(mào)易額與美元指數(shù)存在負相關關系，但是美元指數(shù)在短期內(nèi)升值并不會影響旅游服務貿(mào)易額的增長。此外，許多學者也對旅游業(yè)高度發(fā)展的馬來西亞、土耳其、印度、西班牙等國的匯率波動與旅游服務貿(mào)易的關系進行研究。Iik等[3]使用非線性ARDL協(xié)整方法估計了匯率對土耳其旅游貿(mào)易平衡的短期和長期影響，證明了歐元貶值增加了土耳其到西班牙旅行的游客人數(shù)，而歐元升值對西班牙的旅游平衡沒有顯著的影響。Karimi等[4]通過非線性回歸模型分析了匯率季度變化對旅游貿(mào)易競爭能力的影響，得到馬來西亞幣的升值與貶值均會導致入境旅游人數(shù)的下降，即匯率波動對國家入境旅游具有消極影響，進而導致馬來西亞旅游貿(mào)易國際競爭能力下降。Sharma等[5]使用非線性自回歸分布式滯后模型分析出印度匯率的波動對旅游貿(mào)易需求和貿(mào)易規(guī)模的長期負面影響大于短期影響?？梢姶蟛糠謱W者認為匯率波動不利于旅游貿(mào)易平衡，尤其是不利于入境旅游，即對本國的旅游貿(mào)易收入產(chǎn)生負面影響。

人民幣匯率波動對我國旅游服務貿(mào)易國際競爭力的影響，國內(nèi)大部分學者主要是基于人民幣匯率對本國出境和入境的旅游人數(shù)的影響，間接驗證人民幣匯率波動對我國旅游服務貿(mào)易的影響。熊珍琴等[6]指出中國的旅游服務貿(mào)易國際競爭力低于美國，這是受到匯率、政府支持以及產(chǎn)品結(jié)構(gòu)等多個因素的影響，提出人民幣匯率升值對中國旅游服務的進口有負向影響，進而對我國旅游服務貿(mào)易國際競爭力產(chǎn)生負向作用。劉啟仁等[7]則是將出入境人口作為本國國際競爭力的重要組成部分，證明了人民幣實際匯率的波動會對旅游服務貿(mào)易產(chǎn)生第三方市場效應。

綜上可知，當前的文獻對匯率與旅游服務貿(mào)易的關系研究較多，但是鮮有針對人民幣匯率波動如何影響旅游服務貿(mào)易國際競爭力的實證研究成果。加之國際旅游服務貿(mào)易市場與中國旅游服務貿(mào)易市場交匯程度提高，已有的研究是否適應中國這一經(jīng)濟體則有待進一步分析?？梢姰斍皩H匯率市場與旅游服務行業(yè)國際貿(mào)易市場的關系研究仍具有較大的研究空間和研究價值?；诖耍疚膶θ嗣駧艆R率波動與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間的長期和短期動態(tài)關系進行研究。

2 人民幣匯率和中國國際旅游服務貿(mào)易發(fā)展情況

2.1 人民幣匯率的波動性

2.1.1 人民幣匯率的測量

基于Goldstein等[8]提出的實際有效匯率能夠反映國家在國際上的競爭能力，本文使用實際有效匯率作為人民幣匯率的測量指標。同時，借鑒呂風勇[9]對人民幣實際有效匯率的測算，具體使用下列公式計算實際有效匯率指數(shù)(lnER)：

(1)

式中：lnER為人民幣實際有效匯率指數(shù)；NERI為中國對L國的雙邊名義匯率；CPIC和CPIL分別為中國和L國的居民消費物價指數(shù)；W為中國對L國的貿(mào)易權(quán)數(shù)。同時，根據(jù)2010—2019年中國海關總署發(fā)布的進出口貿(mào)易交易情況，選擇占中國總貿(mào)易額80%及以上國家的相關數(shù)據(jù)計算人民幣實際有效匯率。當lnER提高，說明人民幣升值，反之則說明人民幣貶值。

2.1.2 人民幣實際有效匯率指數(shù)的波動性

近25年來，我國人民幣實際有效匯率呈現(xiàn)非穩(wěn)定趨勢，具體表現(xiàn)為上下波動，如圖1所示。在1995—1998年為上升趨勢，1999—2001年匯率的波動趨于平穩(wěn)。2002—2005年人民幣實際有效匯率又有明顯的回落。2005—2015年整體呈現(xiàn)上升趨勢，雖然在2010年出現(xiàn)小幅回落，但這個時間段人民幣升值明顯，而2016年之后，人民幣實際有效匯率又開始下降。2018年人民幣實際有效匯率呈現(xiàn)上升趨勢。

圖1 人民幣實際有效匯率指數(shù)的波動趨勢圖

2.2 旅游服務貿(mào)易國際競爭力情況

2.2.1 旅游服務貿(mào)易國際競爭力的測量

基于Durand等[10]對國際競爭力測量指標的設定，結(jié)合Bobirca[11]對旅游服務貿(mào)易國際競爭力的評估，借鑒汪瑞英等[12]對旅游服務貿(mào)易國際競爭力的測量，本文選擇國際市場占有率(IMS)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)(RCA)、貿(mào)易競爭優(yōu)勢指數(shù)(TC)、凈出口顯示性比較優(yōu)勢(NRCA)作為測量指標。

各指標計算公式如下：

IMSCt=TSEVCt/TSTEt(0≤IMSCt≤1)

(2)

RCACt=(TSEVCt/TSEt)/(TSTEt/ACTEt)

(3)

TCCt=(TSEVCt-TSPICt)/(TSEVCt+TSPICt)

(-1≤TCCt≤1)

(4)

NRCACt=(TSEVCt/TSEt)-(TSPICt/TICt)

(5)

式(2)—(5)中：TSEVCt為中國旅游服務產(chǎn)品t年的出口額；TSTEt為全球旅游服務產(chǎn)品t年的總出口額；TSEt為中國t年的總出口額；ACTEt為全球t年的總出口額；TSPICt為中國旅游服務產(chǎn)品t年的進口額；TICt為中國t年的總進口額。

基于旅游服務貿(mào)易國際競爭力4個測量指標的取值范圍，4個測量指標均為正向指標，當國際市場占有率越大，則旅游服務貿(mào)易國際競爭力越強。顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)被分為4個檔次，當取值大于2.5，則說明旅游服務貿(mào)易國際競爭力極強，當取值為[1.25,2.5],則旅游服務的競爭力較強，當取值為[0.8,1.25)，則旅游服務的競爭力一般，當其小于0.8，說明旅游服務的競爭力較弱。貿(mào)易競爭力指數(shù)越接近1，則旅游服務貿(mào)易比較優(yōu)勢越明顯，貿(mào)易競爭力指數(shù)越接近-1，則旅游服務貿(mào)易的比較劣勢越明顯。當凈出口顯示性比較優(yōu)勢大于0，說明中國的旅游服務貿(mào)易存在競爭優(yōu)勢，當凈出口顯示性比較優(yōu)勢小于0，說明中國的旅游服務貿(mào)易存在競爭劣勢。

圖2 1995—2019年旅游服務貿(mào)易IMS變化趨勢圖

2.2.2 旅游服務貿(mào)易競爭力情況

25年來，隨著我國國際旅游服務貿(mào)易的發(fā)展，在進入國際旅游服務貿(mào)易市場的初期階段，我國的旅游服務貿(mào)易的國際市場占有率、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、貿(mào)易競爭優(yōu)勢指數(shù)、凈出口顯示性比較優(yōu)勢均有明顯的發(fā)展，且有遞增趨勢，但是當中國開始深入到國際旅游服務貿(mào)易市場，并成為國際旅游服務貿(mào)易市場的重要參與國后，中國與發(fā)達國家在旅游服務貿(mào)易方面的差距就有所體現(xiàn)，發(fā)達國家的旅游服務貿(mào)易的發(fā)展優(yōu)勢明顯。其中1995—2019年我國旅游服務貿(mào)易的國際市場占有率的波動較小，在[0.021,0.048]區(qū)間內(nèi)波動,具體如圖2所示。而國際旅游貿(mào)易的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)變動較大，在1995—2001年保持了遞增趨勢，但是仍然未達到1，這一時間段的顯示性比較優(yōu)勢一般，詳見圖3。2003—2013年，我國的國際旅游貿(mào)易的顯示性比較優(yōu)勢較弱，2014—2016年顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)大于0.8，2017年國際旅游貿(mào)易的顯示性比較優(yōu)勢持續(xù)下降。通過1995—2019年的貿(mào)易競爭優(yōu)勢指數(shù)可知，從2009年開始，我國的國際旅游貿(mào)易競爭優(yōu)勢指數(shù)小于0，同時越來越接近-1，與國際上其他國家的國際旅游貿(mào)易對比，我國的貿(mào)易弱勢越發(fā)明顯，具體如圖4所示。此外，我國的國際旅游貿(mào)易的凈出口顯示性比較優(yōu)勢從2009年開始均低于0，說明從2009年開始我國國際旅游貿(mào)易出現(xiàn)競爭劣勢，具體如圖5所示。

圖3 1995—2019年旅游服務貿(mào)易RCA變化趨勢

圖4 1995—2019年旅游服務貿(mào)易TC變化趨勢

根據(jù)對1995—2019年旅游服務貿(mào)易IMS、RCA、TC、NRCA的統(tǒng)計可知(見表1)，我國的旅游服務貿(mào)易的國際市場占有率均值為0.035 56，說明我國旅游服務貿(mào)易的國際市場占有率仍然很低。顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)的均值為0.723 84，低于0.8，說明我國旅游服務貿(mào)易不具有比較優(yōu)勢。此外，貿(mào)易競爭優(yōu)勢指數(shù)為-0.149 28，凈出口顯示性比較優(yōu)勢的均值為-0.011 12，均低于0。綜上可知，我國目前的旅游服務貿(mào)易的國際競爭力較弱。

圖5 1995—2019年旅游服務貿(mào)易NRCA變化趨勢

表1 IMS、RCA、TC、NRCA統(tǒng)計分析

結(jié)合當前旅游服務貿(mào)易國際競爭力的4個評價指標，使用主成分分析法求取中國旅游服務貿(mào)易國際競爭力綜合得分，共提取到2個主成分，2個主成分的總解釋率達到85.428%，超過85%，說明提取后的主成分能夠解釋原來4個因子的信息(如表2所示)。而后利用得分矩陣求取中國旅游服務貿(mào)易國際競爭力綜合得分。

表2 主成分分析結(jié)果

根據(jù)主成分分析法計算可知，1995—2019年中國旅游服務貿(mào)易國際競爭力綜合得分趨勢如圖6所示。我國在國際旅游貿(mào)易方面合作伙伴的增多，以及國際旅游貿(mào)易范圍和距離的擴大，使得我國在國際旅游貿(mào)易方面可供選擇的旅游目標國增多，明顯增加了我國游客的出境旅游人數(shù)和出境旅游支出。但是我國本土的旅游服務規(guī)劃和發(fā)展條件相對于發(fā)達國家仍存在較大的不足，使得我國的國際競爭力偏弱，且在出境旅游貿(mào)易規(guī)模增加而入境旅游規(guī)模相對增速不明顯的情況下，2003—2013年我國旅游服務貿(mào)易國際競爭力下降趨勢明顯。

圖6 1995—2019年中國旅游服務貿(mào)易國際競爭力變化趨勢

2.2.3 人民幣匯率波動對國際旅游服務貿(mào)易國際競爭力的影響機理

基于要素稟賦理論，國際貿(mào)易受到了要素變動的影響，用匯率表示人民幣升值和貶值，即作為旅游貿(mào)易的資本要素，匯率的波動勢必會引起國際貿(mào)易競爭力的變化。國際旅游服務貿(mào)易是一個動態(tài)發(fā)展過程，因此基于動態(tài)貿(mào)易理論的層面上，在國家能夠充分發(fā)揮旅游資源和旅游服務技術的基礎上，成本越低，則旅游競爭優(yōu)勢越大。人民幣匯率波動對國際旅游服務貿(mào)易國際競爭力的影響主要是基于旅游價格的層面，即旅游成本的層面上，當人民幣貶值，會進一步吸引入境旅游人數(shù)，有利于擴大入境旅游規(guī)模，提高我國旅游產(chǎn)品的總收入(對外出口額)，從而對我國旅游服務貿(mào)易國際競爭力產(chǎn)生積極影響。同時，匯率波動對國際旅游服務貿(mào)易的影響符合馬歇爾—勒納條件，即人民幣匯率的貶值會改變我國的國際旅游服務貿(mào)易收入與支出情況，進而改善旅游服務貿(mào)易逆差。結(jié)合1995—2019年我國人民幣匯率的變化趨勢和旅游服務貿(mào)易國際競爭力的變化趨勢可知，人民幣匯率波動與旅游服務貿(mào)易國際競爭力的變化表現(xiàn)為相反的趨勢?？梢姡斎嗣駧派?，導致入境人員的中國旅游服務產(chǎn)品的消費成本增加，進而限制了入境旅游人數(shù)，使得外匯收入降低，不利于中國旅游服務貿(mào)易產(chǎn)品的對外輸出，降低了我國的旅游服務貿(mào)易的總出口額，不利于我國國際旅游服務貿(mào)易國際競爭力的提升。

3 人民幣匯率對旅游服務貿(mào)易國際競爭力影響的實證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

將ADF單位根檢驗作為研究方法，能夠充分確定檢驗序列處于平穩(wěn)狀態(tài)。因此，本文使用ADF檢驗各變量的平穩(wěn)性，具體通過EVIEWS6.0對3個變量進行ADF檢驗，當ADF的統(tǒng)計值小于5%、1%的臨界值或是P值在0.05或是0.01上顯著，則說明被檢驗的變量平穩(wěn)。

表3的ADF檢驗結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，旅游服務貿(mào)易國際競爭力、人民幣匯率的水平序列均沒有拒絕具有單位根的假設，所以其序列沒有通過單位根檢驗，這表明在1%的顯著性水平下所選變量都不是平穩(wěn)數(shù)列，但是所選變量的一階差分序列都在1%的顯著性水平下，拒絕具有單位根的假設，所以其一階差分序列通過單位根檢驗，均為一階單整序列，可以運用協(xié)整方法研究變量之間的相互關系。

表3 平穩(wěn)檢驗結(jié)果

3.2 協(xié)整關系檢驗

3.2.1 Johansen檢驗

Johansen檢驗，又稱JJ檢驗，能夠檢驗多個具有同階單整變量之間是否存在協(xié)整關系。因此本文采用Johansen協(xié)整檢驗方法對相關因素進行長期均衡關系的檢驗。

從表4的跡檢驗P值和最大特征根檢驗P值來看，在0.05水平上存在一個協(xié)整關系，即所選變量之間存在長期的協(xié)整關系。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

3.2.2 協(xié)整方程估計

由于lnER、SICT存在一個協(xié)整關系，可使用協(xié)整模型構(gòu)建實際有效匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間長期的均衡關系?；诖?，本文構(gòu)建的協(xié)整關系模型如下：

SICTt=c+αlnERt+θt

模型(1)

式中θt為隨機誤差項。當lnER提高一個單位，則SICT會發(fā)生(c+α)的變化。

對模型進行測試，得到的回歸結(jié)果為協(xié)整方程估計參數(shù)，具體如表5所示。

表5 協(xié)整方程估計參數(shù)

根據(jù)上述方程的估計系數(shù)表明，長期來看人民幣匯率對旅游服務貿(mào)易國際競爭力的影響為負向。同時，根據(jù)D-W檢驗可知，D-W值為2.122，大于5%的臨界值，說明人民幣匯率、旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間的長期協(xié)整關系成立。

進一步對殘差序列的平穩(wěn)性進行檢驗，得到結(jié)果如表6。

表6 殘差平穩(wěn)性檢驗

上述協(xié)整方程中的殘差平穩(wěn)，進一步說明人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間存在長期且穩(wěn)定的協(xié)整關系。同時，人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間的彈性系數(shù)為-2.400 596，可見人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力存在長期的負相關關系。這說明人民幣實際有效匯率指數(shù)增加一個單位，則旅游服務貿(mào)易國際競爭力下降2.400 596個單位。

3.3 誤差修正模型

基于長期協(xié)整關系模型中截距項不為0，人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間的長期協(xié)整關系成立，為進一步檢驗人民幣匯率波動與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間是否存在短期非均衡關系，以及長期均衡關系和短期非均衡關系的自我調(diào)節(jié)變化，建立誤差修正模型。

將長期協(xié)整模型中殘差作為誤差修正項，并建立誤差修正模型，用誤差修正模型反映人民幣匯率波動與旅游服務貿(mào)易國際競爭力的短期動態(tài)關系，以及旅游服務貿(mào)易國際競爭力在短期內(nèi)的動態(tài)調(diào)整過程。模型中引入誤差修正項ECM，若滯后階期為1，則得到的短期誤差修正模型為：

ΔlnSICT=c+αΔlnER+βECM(-1)+u

模型(2)

式中：β=1-θt；ECM(-1)=lnSICTt-1-c-αlnLERt-1。

首先結(jié)合最優(yōu)之后階期的選定，依據(jù)AIC和SC最小準則，確定最優(yōu)滯后階期，基于研究數(shù)據(jù)的時間范疇為25年，分析滯后1階期到滯后8階期的AIC值和SC值，如表7所示。在最優(yōu)滯后階數(shù)的判斷中，可以看到滯后期為1時，AIC和SC同時達到了最小，分別為-7.619 49、-7.442 12，確定模型最優(yōu)滯后階期為1階。

表7 各滯后階期的AIC和SC值

選擇滯后1階變量及誤差修正項，對lnER和lnLPOG、lnICOP估計誤差修正模型，得到各變量系數(shù)、t統(tǒng)計量，如表 8所示。

表8 誤差修正模型分析結(jié)果

表8中ΔSICTt-1、ΔlnER、ECM(-1)這 3 個變量的系數(shù)均顯著，因此得到修正模型如下：

ΔSICTt=1.487 198+0.782 682ΔSICTt-1-0.765 866ΔlnERt-0.205 055ECM(-1)

式中ECM(-1)=SICTt-1-3.678+

2.400 596lnERt-1。

從建立的誤差修正模型可知，誤差修正項ECM的估計參數(shù)為-0.205 055，誤差向后修正，負向反饋機制成立，說明誤差修正模型是正確的，即當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以20.51%的力度將非平衡拉回到均衡狀態(tài)。同時，所有變量的系數(shù)均顯著，說明旅游服務貿(mào)易國際競爭力短期波動受到短期人民幣匯率波動和誤差修正項的雙重影響。短期內(nèi)人民幣波動對旅游服務貿(mào)易國際競爭力波動的影響顯著為負，這表明人民幣匯率走勢對旅游服務貿(mào)易國際競爭力波動具有明顯的負向預期作用，人民幣匯率的系數(shù)估值為-0.765 866。

3.4 格蘭杰因果關系檢驗

基于人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間存在長期協(xié)整關系，對人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力進行長期均衡的因果關系檢驗。將置信水平設置為95%，滯后階數(shù)為1時,格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，拒絕“人民幣匯率不是旅游服務貿(mào)易國際競爭力的格蘭杰原因”原假設，即人民幣匯率波動是旅游服務貿(mào)易國際競爭力格蘭杰原因通過檢驗。接受“旅游服務貿(mào)易國際競爭力不是人民幣匯率的格蘭杰原因”原假設。因此，人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間僅存在一條單向的因果關系，即為人民幣匯率單向影響旅游服務貿(mào)易國際競爭力。

表9 格蘭杰因果關系檢驗

4 結(jié)論

4.1 研究結(jié)論

基于我國出入境旅游貿(mào)易均表現(xiàn)出明顯的回升趨勢，鑒于當前我國出境旅游人次的增長率仍然大于入境旅游人次的增長率，考慮到全球貿(mào)易市場環(huán)境下的旅游服務貿(mào)易市場與人民幣匯率之間的聯(lián)動關系，使用主成分分析法和時間序列分析法，經(jīng)過協(xié)整檢驗和ECM模型分析，得出以下結(jié)論：①我國旅游服務貿(mào)易國際競爭力指數(shù)整體上仍然偏低，我國的旅游服務貿(mào)易國際競爭力仍然表現(xiàn)出下降趨勢；②人民幣匯率以及旅游服務貿(mào)易國際競爭力序列均屬于1階單整序列，經(jīng)過回歸分析可知人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力之間存在長期協(xié)整關系，長期情況下，人民幣匯率對旅游服務貿(mào)易國際競爭力產(chǎn)生負向影響；③人民幣匯率與旅游服務貿(mào)易國際競爭力存在短期非均衡關系，短期內(nèi)人民幣匯率波動仍然對旅游服務貿(mào)易國際競爭力產(chǎn)生負向影響；④當旅游服務貿(mào)易國際競爭力的短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以20.51%的力度將旅游服務貿(mào)易國際競爭力非平衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4.2 建議

在目前我國國際旅游服務市場全面回暖的情況下，國際旅游服務行業(yè)仍然應當重視人民幣匯率風險管理。我國人民幣匯率的波動對我國旅游服務國際競爭力造成明顯的沖擊。在國際市場中，中國應當積極出臺有關人民幣升值的政策與要求，通過經(jīng)濟與貿(mào)易層面上的相關手段，增加我國國際旅游貿(mào)易的匯率風險管理水平。同時，合理使用具有匯率傾斜的旅游貿(mào)易工具，在工具中加入?yún)R率的影響因素，制定標準化的人民幣匯率波動監(jiān)測模式。特別是在新冠肺炎疫情環(huán)境下，根據(jù)國外疫情的發(fā)展情況以及相應的旅行限制政策，觀察疫情情況相對樂觀且疫苗接種情況良好的國家的匯率波動情況，相應的旅游貿(mào)易政策應當向疫情情況相對樂觀的國家傾斜?；趧討B(tài)貿(mào)易理論，積極出臺政策，維護我國與其他國家匯率的穩(wěn)定性，確保我國旅游服務貿(mào)易成本的相對優(yōu)勢，大力吸引匯率波動較低、疫情情況樂觀的國家旅客入境旅游，提高入境旅游人數(shù)，進而降低人民幣匯率波動對旅游服務國際貿(mào)易的沖擊。

加強國際旅游服務行業(yè)管理。積極尋找匯率的盈虧收益點，國際旅游服務企業(yè)應該了解匯率的具體走勢，并采取合理的分析舉措與相關的優(yōu)化措施，行業(yè)從業(yè)人員應當保持對人民幣貶值引起的旅游服務國際貿(mào)易競爭力下降的敏感性。企業(yè)應綜合考慮在目前市場環(huán)境下匯率風險管理人員的綜合水平、企業(yè)抗風險能力等因素，合理調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略。例如，隨著美國旅行限制的撤銷，中美出入境旅游貿(mào)易勢必回暖，這種情況下，在中美雙邊旅游服務貿(mào)易中，我國旅游服務企業(yè)應當重視中美匯率波動可能引起的旅游貿(mào)易風險，并在旅游服務企業(yè)的國際貿(mào)易過程中積極規(guī)避因為人民幣匯率波動而帶來的風險，進而穩(wěn)步提升旅游服務貿(mào)易國際競爭力。