香港交通服務-國際旅游-貨物貿易(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學院，重慶合川401520；2.陜西師范大學旅游與環境學院，陜西西安710119）

一、引言

隨著經濟全球化與區域融合發展進程的加快，世界各地在交通運輸、出入境旅游與國際進出口貿易領域不斷發展，成為帶動國家（或地區）間經濟聯系的重要籌碼。香港地處我國華南地區，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，貨物貿易中轉集聚、航運空運便捷發達，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，香港經濟貿易停滯不前、出入境旅游接連萎縮。為了重振香港，中央政府與其簽署CEPA經貿協議，開放入港“自由行”，使得赴港旅游人數大幅攀升，香港迎來了經濟發展的黃金期。據香港特區政府相關統計，從1998—2013年，貨物貿易總額從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濟發展重獲新生。除去相關政策因素，香港在交通運輸、貨物貿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系及協整關系，這是本文研究的焦點。

回顧國內外相關文獻發現，最早是交通與旅游關系的研究。保繼剛、楚義芳發現交通運輸是推動旅游業發展的關鍵［1］；蘇建軍研究發現旅游者數量與交通客運量之間存在某種均衡關系［2］。國際旅游與國際貿易的關系研究方面，Kulendran和Wilson首次提出國際旅游與國際貿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易與旅游的因果關系進行了實證研究，得出貿易通過引發國際關注進而帶動國際旅游的發展的結論［4］；孫根年首次提出“旅游引發貿易、貿易促進旅游”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易流互動關系的實證研究，發現二者存在某種關系［7-10］。有關交通與貿易關系的研究方面，曾鵬通過比較中國十大城市交通運輸方式對國內貿易的貢獻承載力，發現交通推動了貨物貿易的發展［11］。以上研究對交通、旅游、貿易三者的互動關系提供了理論依據，但還未見從廣義視角探討交通、旅游、貿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、國家與地區之間，并沒有對單獨案例國（或地區）交通、旅游與貿易發展的相互關聯性進行研究。杜美齡、孫根年基于世界統計數據，對國際交通-旅游-貿易（3T）間的關系進行了統計分析，模擬得出了兩兩間的相關性系數［12］，但其分析過于宏觀，對區域發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為案例研究地，運用協整分析及Granger因果檢驗模型分析其3T間的均衡關系和因果關系，旨在揭示香港經濟強大背后的內在原因，并對新絲綢之路經濟帶相關樞紐城市的發展與建設提供借鑒。

二、概念模型、數據來源與研究方法

（一）概念模型

如圖1所示，在國際交往的空間尺度上，存在三種彼此聯系的子系統，分別是交通流、旅游流和貿易流。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。國際貿易是各種商品和資源在伙伴國之間的相互輸入，加強了區域間的經貿交流，堪稱國民經濟增長的第三個發動機［13］。國際旅游則是人員的跨國流動，也是國際服務貿易的核心產業。從經濟目的物流方式來看，進口貿易支出外匯，出口貿易收入外匯；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系。交通運輸為出入境旅游提供便利，出入境旅游發展的每一個階段又要求加強交通基礎設施建設。國際交通與貿易的作用表現為，國際交通通過遠洋航運、航空、跨國鐵路等實現貨物的跨國交易，提高了國際貿易的效率，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的潛在國際貿易，成為隱藏的國際貨物流。而國際貿易在滿足對方國家消費者需求的同時，又引發了消費者對生產地的興趣與關注，將催生出更多的出游決策，可以說國際貿易是貨物的國際旅游。

（二）數據來源與處理

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

（三）研究方法

本文采用協整分析與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。通過ADF分別檢驗香港交通進出口額、旅游進出口額和貿易進出口額6個差分序列是否平穩。若都是同階單整序列，則可繼續考察變量間的協整關系。第二步，對同階單整序列進行協整檢驗（Cointegraion），建立變量間的協整方程并估計參數值的大小，得到相應殘差序列；進一步檢驗殘差序列的平穩性，若結果是平穩的，則表明變量間存在協整關系。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、時間序列協整分析與Granger因果關系檢驗

（一）變量平穩性分析

在檢驗變量間的協整關系之前，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，則需進行一階或二階差分，繼續檢驗其是否平穩。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗法，應用Eviews7.2軟件分別對經過對數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）、進口貿易額（LTDimp）和出口貿易額（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，六組變量序列經過一階差分后均平穩，即均是一階單整I（1），時間趨勢和序列自相關已消除，據此可進一步進行協整檢驗。

（二）協整分析

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，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，即香港交通服務進出口與出入境旅游、貨物進出口貿易之間，出入境旅游與貨物進出口貿易之間存在長期均衡關系，其協整方程如表3所示。各統計量估計參數均顯著，方程判決系數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整方程，TPimp與TPexp的系數估計值分別為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整方程。TPimp與TPexp的系數估計值分別為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易進口間的協整方程，TPimp與TPexp的系數估計值分是0.773 2與0.852 1，表明交通服務出口每增長1%，貨物貿易進口將增長0.852 1%；交通服務進口每增長1%，貨物貿易進口將增長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易出口序列間的協整方程。TPimp與TPexp的系數估計值分別是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）分別是香港貨物貿易進口和出口與入境旅游間的協整方程。TDimp與TDexp的系數估計值分別是1.613 7和1.688 0，表明貨物貿易出口每增長1%，入境旅游將增長1.688 0%；貨物貿易進口每增長1%，入境旅游將增長1.613 7%。方程（13）和（15）分別是香港貨物貿易進口和出口與出境旅游序列間的協整方程。TDimp與TDexp的系數估計值分別是0.415 9和0.430 7，表明貨物貿易出口每增長1%，出境旅游將增長0.430 7%；貨物貿易進口每增長1%，出境旅游將增長0.415 9%。

據此可以初步判斷：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，對貨物貿易進口的效益大于貨物貿易出口。貨物貿易對國際出入境旅游也具有明顯的拉動效應，系數估計值顯示貨物貿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。可以看出，誤差修正項系數均為負，符合反向修正機制，AIC、SC值均較小，對數似然統計量（Log Likelihood）較大，擬合優度較佳，模型解釋能力較強，這說明香港交通服務貿易、國際出入境旅游和貨物貿易發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估計值為－0.082，即入境旅游的反向調整速度為8.2%；交通服務進口短期內波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調整速度則為27.1%。交通服務出口對國際入境旅游影響的系數估計值為－0.073，即入境旅游的反向調整速度為7.3%，交通服務出口短期內波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調整速度則為45.9%。

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

表4誤差修正模型檢驗

香港貨物貿易進口對入境旅游影響的系數估計值為－0.126，即入境旅游的反向調整速度為12.6%；貨物貿易進口短期內波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調整速度則為46.9%。香港貨物貿易出口對入境旅游影響的系數估計值為－0.128，即入境旅游的反向調整速度為12.8%；貨物貿易出口短期內波動，導致出境旅游的波動，波動的反向調整速度則為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，貨物貿易出口恢復長期均衡的速度快于貨物貿易進口。在貨物貿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、貨物貿易進出口兩兩間存在長期均衡關系和短期變動調整，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，在內引外聯政策支持下，運輸方式多樣化及便捷化突出。如香港與內地間空運、港粵間鐵路客運、珠江內河客運等的建設與使用，極大地滿足了港內外人員流動，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，交通難以驅動其出境旅游增長。

交通服務與貨物貿易的檢驗結果顯示：香港交通服務進口和出口均是貨物貿易進口的單項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，國際交通驅動貨物貿易增長，間接地促進了地區經濟發展。隨著香港與內地間空運、珠江內河客運、公路及內河集裝箱貨運等多樣化運輸方式的相繼產生，香港更多的跨境貿易變為現實。香港貨物貿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

國際旅游與貨物貿易的檢驗結果顯示：入境旅游是貨物貿易進口的單項Granger原因，反之不成立，出境旅游是貨物貿易出口的單項Granger原因，反之也不成立。香港回歸后，內地啟動“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易的增長。貨物貿易進口是出境旅游的單項Granger原因，反之不成立，貨物貿易出口是入境旅游的單項Granger原因，反之也不成立。2003年，香港與內地簽署APEC經貿協議，與內陸之間的貿易往來更加頻繁，其貨物貿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，從而引發更多出境旅游。

四、結論及啟示

本文運用協整分析與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易具有顯著拉動效應，貨物進出口貿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波動，導致出入境旅游與貿易進出口的波動，入境旅游的反向調整速度為8.2%，出境則為27.1%，貨物貿易進口的反向調整速度為11.4%，出口則為15.5%。交通服務出口短期內波動，導致出入境旅游與貿易進出口的波動，波動的反向調整速度入境旅游為7.3%，出境則為45.9%，貨物貿易進口為11.2%，出口則為15.2%。貨物貿易進口短期內波動，導致出入境旅游的波動，入境的反向調整速度為12.6%，出境則為46.9%。貨物貿易出口短期內波動，導致出入境旅游的波動，波動的反向調整速度入境為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易進出口的單項Granger原因，貨物貿易進出口不是交通服務進出口的Granger原因；貨物貿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；入境旅游是貨物貿易進口的單項Granger原因，出境旅游則是其貨物貿易出口的單項Granger原因。這表明，交通服務是區域經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，旅游與貿易實現了相互推動，進而驅動區域實現綜合信息流通。

交通服務貿易與旅游服務貿易同屬服務貿易的主要項目，貨物貿易則屬于傳統貿易，本文從香港服務貿易與貨物貿易的關系視角，探討各部門服務貿易與其貨物貿易的因果關系，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。“一帶一路”倡議對于洛陽、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。香港3T互動的歷史經驗表明，只有抓住機遇，通過加強高鐵、航空運輸等交通基礎建設，擴大人員與貨物流動的范圍，深化貿易暢通與往來的途徑，才能在經濟全球化加速發展的背景下，推動深層次對外開放和實現區域經濟的發展。