出入境旅游人數增加促進服務業監管趨同

顧振華 高翔

[摘? ? 要]國家治理體系現代化是我國一項重大戰略任務，而服務業監管體系建設則是其中的一部分，厘清服務業監體系的影響因素和路徑非常關鍵。在我國出入境旅游人數不斷攀升的背景下，旅游往來是否會促進國內服務業監管標準向世界先進水平靠攏？針對此問題，該文首先指出了服務業監管趨同→降低服務成本→吸引游客→拉動經濟→促使監管體系趨同這樣一條循環發展路徑，隨后使用中介效應模型對2014—2017年中國與44個主要經濟體的3個服務部門雙邊數據進行實證研究。結果表明：（1）中國出入境旅游人數的增加會促進國內外對服務業監管的趨同性。（2）此增加也會提高雙邊的貨物貿易額和利用外資額。（3）在物流運輸部門中，貨物進出口是服務業監管趨同的主要中介，效應大小約為40%;而在金融保險和民生基礎部門中，實際利用外資則是影響渠道，其中介效應位于30%～60%間;并且，實際利用外資的中介效應往往比貨物進出口的更顯著。該研究既豐富了已有文獻對服務業監管體系影響因素的研究視角，還將旅游帶來的影響效應從經濟層面拓展至制度層面。

[關鍵詞]出入境旅游;服務監管趨同性;貨物貿易進出口;實際利用外資

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2021）03-0014-15

Doi： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2021.03.007

引言

近年來，盡管全球經濟增長乏力，但是旅游業的發展卻異常迅猛。根據聯合國世界旅游組織（World Tourism Organization， UNWTO）的統計，2018年全球旅游業增速達到3.9%，是全球增速最快的行業之一1。其中，來自世界第一大出境游客來源國的中國游客，自然成為了該行業中最具購買力的中堅力量。令人可喜的是，不單是出境旅游，入境中國旅游的人數也在逐年上升，中國文化和旅游部發布的《2018年文化和旅游發展統計公報》顯示，2018年入境中國的游客人數已突破1.4億人次，帶來旅游收入逾1270億美元，同比增長分別為1.2%和2.9%2。與之相對應，中國的旅游服務監管標準同樣正向世界先進水平靠攏，一方面，國內旅游監管部門所依據的主要法律——《中華人民共和國旅游法》，在制定和兩次修訂過程中參考了諸如《關于旅游合同國際公約草案》等國際性旅游法律;另一方面，在國家“雙隨機、一公開”的指導原則下3，國內服務業監管體系朝著更具質量和效率的方向不斷改革，不僅放寬了市場準入門檻，減少了對市場競爭主體的干預，還增加了監管透明性。

從理論上來看，服務業監管差異是一種服務貿易壁壘和成本的表現形式，母國和東道國間不同的服務業監管標準，會讓游客在評估服務產品時付出額外的精力和代價，而服務業監管趨同則意味著游客的旅游成本下降，游客對東道國的出游意愿增加[1]。不過，旅游往來與服務業監管水平之間的影響并非是單向的，隨著母國與東道國間游客人數的不斷增加，兩國間的熟悉程度得以上升，單純依靠宣傳和營銷已無法吸引更多的游客，只有在管理水平上下工夫，切實降低游客的出游成本，提高旅游感受，才能讓旅游業持續發展。在上述雙向因果關系下，旅游人數的變化對服務業的影響已經引起了學術界的關注，Faber和Gaubert就提出旅游有助于降低市場間的流動壁壘，從而促進經濟發展[2]。但是，針對我國出入境旅游與服務業監管間關系的研究卻并不多見。

基于此，本文首先闡明了“政府服務業監管趨同→降低服務成本→吸引游客→拉動經濟→促使監管體系趨同→進一步吸引游客”這樣一條循環發展路徑，隨后利用2014—2017年中國與44個經濟體3個不同服務部門間的雙邊數據，不僅檢驗了中國出入境旅游是否會促進國內服務監管趨同性，還測算了貨物貿易進出口“物流”和實際利用國外“資金流”所起到的中介效應。本文既從邏輯推演和實證方法兩方面入手，將迅猛攀升的出入境旅游人數與服務業監管體系相聯系，豐富了已有研究文獻對服務業監管體系影響因素的研究視角，又將出入境旅游帶來的效應從經濟層面拓展至制度層面，補充了目前分析旅游效應時的局限性。

1 文獻綜述

1.1 服務業監管限制的衡量方法

與貨物貿易壁壘相比，服務貿易壁壘更具有隱蔽性、靈活性和復雜性。Hoekman率先使用頻率指數來衡量各個國家的服務貿易壁壘[3]。在此基礎上，許多學者通過對不同服務貿易壁壘賦予不同權重，不斷修正和完善Hoekman的服務貿易壁壘計算方法[4]。在諸多方法中，來自經濟合作與發展組織（Organization for Economic Co-operation and Development， OECD）的服務貿易限制指數法得到了學術界的廣泛認可和應用[5]。Grosso等將服務貿易壁壘劃分為5個方面：國外進入限制、人員流動限制、競爭限制、其他歧視性限制和監管透明性限制[6]。OECD在定義服務業監管標準時基本沿用了該內容。在這些服務貿易壁壘分類中，監管透明性限制被認為是重要的組成部分，Nordas和Rouzet就提出，隨著人流、物流、資金流和信息流的跨國交易越來越多，各國的服務業監管差異性愈發顯得重要，如果能促進服務業監管水平趨于同一水平，那么跨國交易將節省大量成本，據其測算，監管差異性降低5個基準點，服務業進出口額則分別提高約2.5%～9.0%[1]。因此，在服務貿易限制指數基礎上，OECD又推出了22個部門的服務監管差異性指數，這引發了其他相關研究。

1.2 針對服務業監管趨同或者趨異的研究

針對服務業監管趨同或者趨異的研究，主要集中于分析服務業監管差異的縮小和擴大會帶來什么影響。趙玲和李雪峰利用金融監管異質性指數研究了服務監管的差異對金融服務貿易的負面沖擊[7]。Nordas和Rouzet、王維薇均利用2011—2015年40余個國家約20個部門的數據，從不同角度就服務業監管水平趨同對服務貿易的影響進行了研究，他們都認為服務業監管趨同有助于提高服務貿易流量[1，5]。然而，反過來分析服務業監管水平的變化會受哪些因素影響的研究較為缺乏。李馨通過觀察中國-東盟自由貿易區服務貿易第二批承諾表中的內容發現，由于投資少、見效快，旅游往來成為中國-東盟自由貿易區建設的重點領域，不斷上升的旅游人數和旅游消費促使中國和東盟在旅游服務部門上的合作更加緊密，監管方互相借鑒，服務壁壘得以消減[8]。趙瑾比較了我國不同部門的服務壁壘后認為，監管手段對計算機行業影響最大，而放寬外國人員和外資市場準入將有利于削減服務壁壘[9]。Faber和Gaubert在討論旅游對地區經濟的影響時指出，旅游會帶動貿易品的生產與交換，從而降低各市場間的流動壁壘，統一管理措施，加快市場融合[2]。

旅游業對于服務壁壘的影響雖然已經開始受到關注，但相關研究的細化程度還不夠，因此，服務業監管水平作為服務壁壘的一種體現形式或影響因子是否會受到旅游業發展的影響，這一較為聚焦的領域目前尚缺乏實證研究對相關理論預測進行規范的量化分析。應該說，兩個國家之間的人員往來，增進了兩國在經濟、貿易、投資和服務等各方面互動，只有加快政府在監管體系上的融合才能降低要素流動的成本，提高收益。因此，已有研究還可以從以下幾個方面進行聚焦：第一，明確我國服務業監管水平與世界先進水平之間趨同或者趨異情況;第二，尋找到旅游人數增加是通過何種的渠道影響服務業監管水平變化的;第三，利用已有數據驗證旅游人數對服務業監管水平的影響效應及其機制。

2 理論分析及假說提出

從OECD服務監管指數可知，中國服務監管體系的開放程度明顯落后于其他國家，因此，對中國而言，服務監管趨同更多的是指中國服務監管水平向世界發達監管水平的追趕和靠攏。服務監管趨同減輕了游客評估服務產品質量的難度，能夠讓游客更為快速和準確地做出決策，從而增加游客數量。這種因果關系是雙向的，一方面，旅游人數的增加降低了兩國間的信息不對稱，再想依靠新鮮感或者神秘感吸引游客已不是上策，只有切實完善監管體系、減少旅游成本才是正確選擇;另一方面，旅游是兩國間的“人流”轉移，它會帶動貨物貿易進出口和對外直接投資，而隨著“物流”和“資金流”的持續轉移，服務業監管方會受到來自貨物和資金來源企業和政府、本國上級政府甚至是國際組織和國際規則的壓力，從而促使服務業監管水平提升。概括起來看，我國旅游往來與服務業監管趨同間形成了如下一條循環發展路徑：服務業監管趨同→降低服務成本→吸引游客→拉動經濟→促使監管體系趨同→進一步吸引游客。

2.1 服務監管影響旅游往來

按照世界貿易組織（WTO）于1994年制定的《服務貿易總協定》的內容，服務貿易可以分為4類：跨境支付、境外消費、商業存在和自然人流動。旅游是服務貿易中的一種，一般被歸為境外消費，即服務的生產者在本國，為來自其他國家的消費者提供相應服務，從而獲得利潤。旅游服務往往是不可儲存的，這就要求消費者和生產者在同一位置，而消費和生產則幾乎是同一時間發生的[10]。和一般的經濟行為相同，旅游的目標是在成本一定的條件下，旅游效用最大，換言之，則是旅游效用一定時，旅游成本最小。Divisekera在構建國際旅游需求函數時，將影響旅游成本的因素總結為和距離直接相關的運輸成本以及服務本身的價格[11]。陳丕積、Francois和Hoekman在分析貿易成本的影響因素時，則強調了生產者和消費者的信息不對稱和政府監管的重要性[12-13]。

隨著技術的不斷進步，不同目的地之間的交通工具日益便捷，運輸成本在整個旅游開支中的占比逐步下降。而在服務本身的價格方面，Divisekera提出，當運輸成本相同時，面對相同質量的服務，哪一個地區的服務價格低，游客就會去哪一個地區旅游。如果說運輸成本和服務價格是旅游消費者用以成本分析的信息，那么政府對服務的監管就是消費者能否有效獲取信息的最主要因素[11]。Francois和Hoekman明確指出，如果生產者能夠讓消費者較為容易且清晰地評估所獲服務的質量，那么這將會使得市場更加有效[13]。陳丕積、Qu等對于旅游市場中服務監管和信息不對稱的關系有著更為直接的描述，他們認為，旅游具有顯著的外向性，對于服務產品，生產者比消費者擁有明顯的信息優勢，如果沒有政府部門對服務業合理的監管，那就會導致檸檬市場中的逆向選擇問題，最終使得旅游市場中充斥著價格虛高的低價服務[12，14]。2015—2017年頻發的宰客事件，暴露出了國內旅游市場中生產者利用價格標準不透明、消費者對旅游地不熟悉以及政府監管不嚴的漏洞破壞旅游市場機制的問題。

2.2 服務監管趨同、信息不對稱與旅游往來

存在服務監管并不意味著就可以緩解信息不對稱的問題，只有當不同地區或者不同國家服務監管體系趨于一致，這才能使得消費者迅速評估服務的性價比并做出正確的決策。假設在旅游價格爭端事件中，事件發生地的餐食和住宿的價格標準能夠與全國各旅游景區的標準保持一致，當地的監管部門也都可以按照統一的執法標準予以監督，那么即便生產者制定了較高的價格，消費者也可以在第一時間予以發現和拒絕，這就不會引發后續的沖突。事實上，在2013年之前，我國在國家層面沒有一部專門針對旅游市場的法律，但是地方層面的旅游法規或者行政條例卻紛繁復雜，各個省市均制定了一套適用于本地區的規章制度，這一方面使得地區監管部門事實上對于旅游服務處于無法可依的狀態，另一方面在實踐中又由于各地區監管部門的執行標準不一，旅游市場呈現出較為明顯的割裂性和地方性，這無論是給國內游客還是國外游客都會帶來巨大的旅游成本。

2013年4月，第十二屆全國人民代表大會審議通過了《中華人民共和國旅游法》，并于2013年10月實施。該法案結合了中國出入境旅游的特點，以及WTO有關服務貿易的承諾，加上參考借鑒《關于旅游合同國際公約草案》等國際性旅游法律，在其總則以及部分章節中專門針對服務監管問題進行了闡釋[15]。從其內容來看，我國的服務監管體系的構建正在與世界先進水平接軌。例如，第二十八條和二十九條中規定了設立旅游機構的條件，第十六條規定了出入境旅游人員的滯留問題，第六條規定了壟斷問題，第八十五條規定了監管部門的職權范圍，第四十三條規定了景區的價格設置問題，等等，這些條款均與OECD提出的服務監管概念相近①。

從圖1中可以看到，從該法律實施以來，中國與其主要的旅游往來國之間的服務監管差異指數從總體上來看呈現出下降態勢，這表明國內服務業監管正在逐步與其他國家縮小差距，特別是與美國、日本和法國等發達國家間的服務業監管體系日益趨同。不過，從OECD服務監管指數可知，中國的服務監管體系的開放程度明顯落后于其他國家，因此，對中國而言，服務監管趨同更多的是中國服務監管水平向世界發達監管水平的追趕和靠攏。

2.3 旅游往來促進服務監管趨同

從上述分析可知，兩個國家間的服務監管趨同降低了旅游成本，使得出入境旅游人數增加。這種因果關系并非是單向的，而是雙向的。隨著兩國間的旅游往來人數增加，它們之間的服務監管體系也會越來越一致，這就形成了政府服務業監管趨同先降低服務成本，隨后吸引游客，再拉動經濟，最后又回到促使監管體系趨同，并進一步吸引游客，這樣一條循環發展路徑，而其背后的動因有以下兩個方面。

第一，旅游業本身已成為拉動經濟發展的重要支柱，隨著游客人數增加，東道國的相關信息被快速傳播，只有服務監管標準更加適合消費者的要求才能吸引更多游客。根據國家統計局的數據，2017年中國旅游及相關產業的增加值達到3.7萬億元，占GDP比重為4.5%②。毫無疑問，旅游業已經成為中國經濟發展的重要產業之一，特別是對于我國香港、蘇州、杭州、廈門和西安等著名旅游城市而言，旅游業對當地經濟的影響更是舉足輕重。正如Marrocu和Paci所言，大規模的人流，加上發達的現代信息傳播技術，降低了兩個國家或者地區之間的信息不對稱，旅游目的國再想依靠新鮮感或者神秘感吸引旅客已不是上策，只有切實提高產品的質量或者減少消費者的成本才是正確選擇[16]。在實踐中，為了進一步激發旅游市場活力，《中華人民共和國旅游法》先后于2016年和2018年進行了兩次修訂，這兩次修訂中均包含了對服務監管體系的優化。在首次修改中，將原法律條款中的第四十一條、第九十六條和第九十八條中的領隊資格審批取消，事實上降低了對人員流動的監管;在二次修改中，將原法律條款中的第八十三條、第九十五條和第一百零四條中多個其他服務監管部門統一修改為市場監督管理部門，事實上更加明確了服務監管主體，增加了監管的透明性1。基于此，提出如下待實證檢驗的假設：

假設1：中國出入境旅游人數的上漲，促進了中國與其他國家間的服務業監管趨同

第二，旅游是兩個國家之間的人流轉移，它會帶動兩國的貨物貿易進出口和對外直接投資，相比旅游的人流，貨物和資金的持續流入同樣要求母國和東道國之間的服務監管體系趨同。人流本身就是信息的載體，加上發達的現代信息傳播技術，信息不對稱的現象在旅游往來頻繁的兩個國家間被大大緩解。Morales等在已有研究的基礎上，建立了一個“拓展引力”模型，他們提出一個國家或者企業會選擇與自己母國或者熟悉的市場相類似的國家進行出口和投資，這是因為與母國或者熟悉市場類似，意味著在政府監管體系、消費者偏好、同類型產品競爭程度以及上下游行業等方面具有信息優勢，這就大大降低了出口或者投資的成本，經過他們的測算，母國與東道國各方面的趨同會降低成本約27%～40%[17]。石張宇等以及包富華等分別利用中國旅游人數與貨物進出口和實際利用外資的數據，驗證了人流帶來物流和資金流這一觀點[18-19]。

那么，對服務業的監管方而言，一方面，政府主動降低監管壁壘和成本，有助于吸引更多的貨物和資金流入[20];另一方面，隨著貨物和資金源源不斷持續的流動，服務業監管方會受到來自進出口商、外資來源企業和政府、本國上級政府甚至是國際組織和國際規則的壓力，倒逼改革，從而促使服務業的監管水平提升。蒙英華和黃建忠比較了不同貿易方式的監管原則后認為，貨物、服務、支付或者自然人的流動需要有針對性且更為國際化的監管服務[21]。邵雪峰和任春楊在研究中國自由貿易區內的外商投資時則發現，外商投資的大量涌入，要求自由貿易區的監管方能夠更加高效地對接國際投資規則，切實降低資金在自由貿易區內的流動成本[22]。為了探究中國出入境旅游是否會通過貨物貿易進出口和實際利用外資這兩個中介，促使國內服務業監管趨同，提出如下待實證檢驗的假設：

假設2：中國出入境旅游人數的上漲，增加了中國與其他國家之間的貨物貿易進出口，從而促使中國與其他國家間的服務業監管趨同

假設3：中國出入境旅游人數的上漲，增加了中國實際利用其他國家資金的數量，從而促使了中國與其他國家間的服務業監管趨同

3 實證數據、模型和方法

3.1 樣本選擇與數據來源

從中國與他國旅游和經貿往來的角度考慮，本文的研究對象由36個OECD國家以及其他8個世界主要經貿國家組成，樣本區間為2014—2017年2。選擇這樣44個國家作為研究對象主要是因為，根據中國旅游研究院2017年發布的《中國出境旅游發展年度報告2017》和《中國旅游統計年鑒2017》顯示，中國出境旅游主要目的國，以及入境中國的主要客源國包括日本、韓國、美國、俄羅斯、馬來西亞、菲律賓、加拿大、德國、英國、澳大利亞等，其中，大多數國家已經包含在了本文的研究對象之中。除此之外，從旅游滿意度上來說，中國游客對這些國家的服務質量滿意程度，以及這些國家游客對中國的服務質量滿意程度都較高，這表明中國與這些國家在旅游上的往來較為持續和穩定，這就在保持樣本完整性的同時避免了樣本數據出現較大波動。

選擇2014—2017年作為樣本區間，主要是出于雙邊旅游數據和服務監管差異性數據準確性和連貫性的考慮。本文中的雙邊旅游數據，來自UNWTO的旅游統計概要數據庫。服務監管差異性和限制程度數據則來自OECD數據庫。前者記錄了從1995年開始截止2017年世界各國的雙邊出入境旅游數據，后者則是較新的數據，從2014才開始計算，持續記錄至今OECD國家以及部分發展中強國的服務限制指數和服務監管差異性指數，這些指數按照不同的服務部門進行分類。因此，綜合本文的研究目標和不同數據庫的特點，最終選擇了36個OECD國家以及其他8個世界主要經貿國家作為研究對象，2014—2017年作為樣本區間。

參考對國家出入境旅游研究的一般數據處理過程，本文對樣本數據按照以下步驟進行處理：① 將各國不同服務部門分為與旅游相關的物流運輸、金融保險以及民生基礎3個部門，將部門數據與國別數據相匹配，使樣本從國家×年份拓展為國家×年份×部門數據;② 由于中國與其他國家的雙邊出入境旅游數據，以及作為中介變量中國實際利用外資額度存在少量的缺失值，按照國家×年份進行插值和外推以彌補少量缺失值;③ 剔除了經過插值法和外推法后，雙邊出入境旅游數據和中介變量缺失的國家;④ 剔除了控制變量中人均GDP、人均固定資產投資額以及勞動力占比等數據缺失的觀測樣本點。最終，經上述處理后，剩余的數據共包括37個國家1。

本文的主要數據來源由5個數據庫組成：第一，服務限制指數和服務監管差異性指數來自OECD數據庫;第二，入境中國旅游或者訪問人數、中國入境其他國家旅游或者訪問人數以及中國出入境旅游和訪問總人數來自UNWTO的旅游統計概要數據庫;第三，各個國家人均GDP、人均固定資產投資額和勞動力占總人口比例來自世界銀行的WDI數據庫;第四，中國實際利用其他國家的投資數額來自國家統計局數據庫，而中國與其他國家雙邊進出口數據則來自UNcomtrade數據庫;第五，自然災害造成的破壞損失額和技術性災難次數來自世界災難數據庫。

除此之外，本文在整合和匹配不同海關編碼的貿易額時使用了聯合國貿易數據中心提供的不同貿易標準轉換表，在控制不隨時間改變的變量時，還使用了來自法國國際經濟研究中心（CEPII）推出的世界各國地理信息數據。

3.2 模型設定與變量定義

一個國家出入境旅游人數的增長作為人流乃至信息流的代理變量，它會為該國帶來更多的“物流”和“資金流”，而“物流”和“資金流”的變化則又會成為旅游人數變化促進該國服務業監管趨同的媒介。除此之外，服務監管和限制程度往往還會和一個國家的經濟發展水平、資本和勞動力稟賦以及國家間距離存在一定的聯系[23-25]。基于此，為了檢驗上文假設中所提出的，中國出入境旅游人數變化是否能夠促使中國服務監管水平向世界平均水平靠攏，以及二者在影響過程中哪些因素起到了中介效應，利用溫忠麟等提出的中介效應模型[26]，將待檢驗的模型設定為如下形式：

[regulatoryit=β0+β1touristsit+Xγ+τ+uit] （1）

[tradeit=α0+α1touristsit+Xγ+τ+uit] （2）

[investit=γ0+γ1touristsit+Xγ+τ+uit] （3）

[regulatoryit=θ0+θ1tradeit+θ2investit+θ3touristsit+Xγ+τ+uit] （4）

模型（1）和模型（4）中，被解釋變量regulatory表示中國在t年與第i個經濟體在服務監管上存在的差異水平，參考已有文獻的方法[5]，使用OECD數據庫提供的服務監管差異性指數作為衡量指標。由于服務領域部門眾多，不同服務部門的特點不盡相同，因此需要根據本文實證檢驗的內容選擇與其特點相關的服務部門。通過理論分析可知，旅游往來除了自身會促進服務業監管趨同外，還有貨物進出口和實際利用外資這兩個中介影響服務業監管。貨物進出口涉及貨物的運輸、通關和儲存等問題，與物流運輸部門較為相關;實際利用外資涉及資金的流轉和結算，與金融保險服務較為相關;而游客往來需要生產商提供衣、食、住、行以及維權等服務，因此與民生基礎服務部門較為相關。

在OECD數據庫的劃分標準基礎上，參考擴展的國際收支服務分類標準（EBOPS），將模型（1）和模型（4）中的服務監管差異性指數分為3個部門：物流運輸服務regulatory1、金融保險服務regulatory2和民生基礎服務regulatory3。其中，物流運輸服務部門包含了原先數據庫中的貨物裝卸服務、報關服務、貨運代理服務、倉儲服務、公路貨物運輸和鐵路貨物運輸5個部門，將這些部門的服務監管差異性指數取平均值作為regulatory1;金融保險服務部門包含了原先數據庫中的商業銀行服務、會計服務和保險服務3個部門，將這些部門的服務監管差異性指數取平均值作為regulatory2;民生基礎服務部門包含了建筑服務、建設服務、信使服務和法律服務4個部門，將這些部門的服務監管差異性指數取平均值作為regulatory32[7]。

為了更全面地進行實證檢驗，本文一方面將部門數據加入國家×年份的樣本之中，形成國家×年份×部門的混合橫截面數據并回歸，另一方面也對不同服務部門進行了回歸，觀察模型（1）至模型（4）在不同部門之間的是否存在不同影響結果。

模型（1）至模型（4）中，主要解釋變量tourists表示中國在t年與第i個經濟體相互間雙邊旅游往來人數，基于Khan等的方法[27]，使用中國在t年入境第i個經濟體的游客或訪問者數量以及第i個經濟體在t年入境中國的游客或訪問者數量之和，占中國t年總出入境游客或訪問者數量的百分比作為衡量指標，這樣既反映了t年中國與第i個經濟體在旅游上的雙邊往來，同時也使用了總的旅游數量來進行標準化。模型（2）至模型（3）中，參考Faber和Gaubert以及包富華等的方法[2，19]，使用貨物貿易進出口額trade和中國實際利用外資額invest作為反映“物流”和“資金”流的中介變量，使用t年中國對第i個經濟體的進出口總額對數值，以及t年中國實際利用第i個經濟體的外資總額對數值作為衡量指標。

模型（1）至模型（4）中，X是一個國別控制變量向量，用以控制其他影響中國與其他國家服務監管差異、貨物貿易往來和實際利用外資的因素。無論是貨物貿易還是服務貿易，按照常用的貿易引力模型，一個國家的貿易和投資的變化往往與該國的經濟發展水平和要素稟賦存在相關性，參考夏天然和陳憲、孟雪等的方法[23-25]，使用第i個經濟體在t年的人均GDP對數值pergdp、人均固定資本投資額對數值percapital和勞動力數量占總人口比例labor作為控制變量，它們分別作為經濟體經濟發展、資本和勞動力稟賦的衡量指標。除了以上控制變量之外，使用中國與第i個經濟體的加權地理距離的對數值作為控制變量。[τ]是年度效應和行業效應，使用行業虛擬變量和年份虛擬變量加以控制。

3.3 內生性處理和統計方法

在許多學者看來，包括服務監管水平差異在內的服務貿易壁壘，是反映國家在政府治理、公共安全、基礎設施以及人文環境綜合表現的指標，若該指標能夠不斷改善，不僅會促進整個服務行業的整體效率，也會提升以體驗為主的消費者剩余，從而吸引更多的消費者[28]。因此，兩個國家之間的旅游往來與它們間的服務監管差異可能會存在雙向因果關系。另外，一個國家的對外開放往往并不局限在某個領域，人流、物流和資金流都會隨著不斷開放而產生變化，這些變化之間又相互具有緊密的聯系。那么，模型（1）至模型（4）中的解釋變量tourists，就會和被解釋變量regulatory以及中介變量trade和invest之間產生內生性問題，需要找到較合適的工具變量加以處理。工具變量的選擇一般需要具備兩個條件：一是工具變量要和中國出入境旅游內生解釋變量tourists之間相關;二是工具變量要和被解釋變量服務監管差異，中介變量貨物貿易進出口額trade和中國實際利用外資invest之間不相關。

由于出入境旅游選擇涉及消費者的偏好，而服務監管趨同與否涉及政府治理，它們二者之間直接或者間接的相關性較為密切，如果單純從經濟因素中選擇工具變量很難同時滿足與出入境旅游人數相關，但與政府服務業監管水平無關的條件。Acemoglu等在挑選工具變量時指出，可以從短期和長期以及經濟因素和非經濟因素兩個層面來考慮工具變量，當被解釋變量是一個受到持續影響的經濟變量時，可以將工具變量選擇為一個短期的非經濟因素，反之亦然，這樣可以更好地滿足工具變量的條件[29]。那么，政府往往希望通過監管水平的提升進一步推動服務業的發展，這屬于長期的經濟效果，因此可以選擇短期影響消費者旅游決策的非經濟因素作為工具變量。

傅蘊英等認為，重大的自然災害會給區域旅游業帶來十分劇烈的影響，最為直接的沖擊就是會降低游客對災害發生國的安全性評價，從而減少災害發生國的游客數量[30]。同樣的道理，殷杰和鄭向敏也提出類似“上海12·31踩踏事件”這種重大非自然災害也會嚴重影響游客的安全，如果災害發生國政府不能有效和及時地處理這類事件就會對旅游業帶來負面影響[31]。自然災害正是具有突發性和不可控性的短期非經濟因素，它們直接的影響主要集中于游客的心理層面。對于一個國家的服務監管水平、進出口水平以及利用外資水平而言，自然災害往往被歸為隨機干擾因素，從長期來看，隨機干擾因素不會帶來顯著影響。基于此，選擇第i個經濟體在t年自然災害造成的破壞損失額damage和第i個經濟體在t年技術性災害發生次數times作為兩個工具變量。在進行工具變量回歸時，對工具變量進行了弱工具變量檢驗以及過度識別檢驗，檢驗結果基本滿足了工具變量所要求的條件。

在選擇計量方法方面，使用混合OLS法而不是固定效應模型進行回歸，這是主要出于以下兩個方面的考慮，一方面，模型（1）至模型（4）中已經加入了不隨時間改變的國家間距離因素wdistance，以及不隨個體改變的因素年份虛擬變量，因此相比固定效應模型，使用混合OLS法讓結果更加有效;另一方面，通過Hausman檢驗后也發現，結果無法拒絕固定效應模型與混合OLS法之間不存在系統差異的原假設。為了緩解模型（1）至模型（4）中可能產生的異方差問題，利用異方差穩健標準誤進行了處理。最后，為了緩解離群值對文中模型帶來的影響，本文對控制變量使用了winsorize方法，在樣本前后1%的水平上進行縮尾處理。

4 結果與分析

4.1 描述性統計

表1描述了本文模型（1）至模型（4）中被解釋變量、解釋變量、中介變量和工具變量的具體信息。當樣本類型是國家×年份×部門的混合橫截面數據時，表1中的regulatory反映的是中國與其他國家服務監管水平差異，從結果中看到，中國與其他國家的服務監管水平差異的平均值為0.375，最小值為0.005，最大值高達0.472，結合圖1數據可知，雖然中國的服務業正在逐步開放，但是中國的服務監管開放程度不僅低于經濟較為發達的OECD國家，同時也落后于世界平均水平。而從分部門的國家×年份面板數據中可以看到，不同服務部門的監管差異存在較為明顯的差距，物流運輸部門的服務監管差異regulatory1最低，金融保險部門的服務監管差異regulatory2最高。隨著中國電子商務和快遞行業的迅猛發展，物流運輸部門的開放程度明顯加快，這就使得中國在物流運輸部門上的監管水平正在縮小與發達國家之間的差距。同時，中國金融服務行業在國際范圍內的競爭力還不強，金融監管體制還需要更加完善，加上目前世界經濟下行壓力加大，不穩定因素增加，金融風險不斷累積，因此，金融監管限制仍舊較高[30]。

從主要解釋變量tourists的結果可以看到，中國與不同國家的旅游往來各不相同，平均值0.472，最小值0.005和最大值4.645意味著，中國與一個經濟體之間雙邊出入境旅游人數占總出入境人數的平均占比為0.472%，最低比例僅為0.005%，而最高比例則為4.645%。從中介變量trade和invest的結果可以看到，中國與OECD或者世界其他主要經濟體之間的貨物進出口平均保持在百億美元規模，平均實際利用外資額則保持在千萬美元規模，最高達到50億美元左右。表1中還列示了工具變量damage和times的具體信息，從結果中可知，自然災害帶來的破壞損失平均也達到了千萬美元級別，與中國平均實際利用外資額度相當，而自然災害在某一年對一個經濟體最大破壞損失總額高達千億美元級別，相當于一個發展中國家一年的GDP;一個經濟體每年會發生約3次技術性災害，這些數據表明自然災害和技術性災害確實會帶來不小的沖擊。通過表1對模型（1）至模型（4）中各類變量平均值、標準差和最值的描述發現，模型中所使用的數據在經過處理后，已基本排除了離群值的干擾。

4.2 回歸結果與分析

表2報告了利用國家×年份×部門混合截面數據對模型（1）至模型（4）進行回歸的結果，與后4列相比，前4列結果中控制了部門虛擬變量，未加入控制變量。具體而言，第1列和第5列對應的是模型（1）的結果，第2列和第6列對應模型（2）的結果，第3列和第7列對應模型（3）的結果，第4列和第8列對應模型（4）的結果。從結果可知，無論是否加入控制變量，中國出入境旅游人數的增加不僅會對服務監管差異性起到削減作用，同時也會帶來更多的貨物貿易流量和實際利用外資額度，且這些結果均在1%的顯著性水平上保持顯著。具體而言，中國與其他經濟體雙邊旅游來往人數占比增加1%，國內服務監管差異性指數將會下降約0.01～0.02，而中國與其他經濟體之間的貨物貿易進出口額將增加約1.2%～2.1%，中國實際利用外資額將增加約1.8%～1.9%。

當未加入控制變量時，中國出入境旅游人數對于服務監管差異性的影響完全通過貨物貿易進出口和實際利用外資兩個中介產生影響，兩者的中介效應比例約為37%，該結果至少在5%的顯著性水平上保持顯著;當加入控制變量和虛擬變量時，貨物貿易進出口的中介效應不再顯著，而實際利用外資的中介效應則由原來的37%下降為20%左右，中國出入境旅游人數對于服務監管差異性的直接影響效應占80%。另外，從后4列控制變量的結果可以看到，這些控制變量均至少在10%的顯著性水平上與被解釋變量存在相關性，這也說明了本文控制變量選取的合理性。

概括起來看，表2中結果從數據上支持了假設中的觀點，它們不僅驗證了旅游人數增加促進了服務業監管趨同，還驗證了背后的影響機制。一方面，旅游往來的頻繁，事實上是一種以人流為載體的信息交換，通過大量出入境旅游母國與東道國之間的信息不對稱狀況得以充分改善，這促發了政府通過服務監管趨同降低游客成本的動機;另一方面，人流帶動了物流和資金流的轉移，二者讓服務業監管方感受到來自貨物和資金來源企業和政府、本國上級政府甚至是國際組織和國際規則的壓力，從而促使服務業監管水平提升。

上述結果可使政府對于國內服務監管水平有一個更加全面的了解。一方面，考慮到中國監管水平相對于世界較高水平而言仍處于較低位置，因此，這種趨同事實上體現出了中國服務業監管水平的提升;另一方面，伴隨人流而來的物流和資金流，三者相輔相成，共同對服務業監管水平產生了影響。我國政府應該順勢而為，借旅游業快速發展之機，提升服務業監管水平，這不僅反過來惠及服務業，同時對于涉及貨物和資金的行業也大有裨益。

為了進一步觀察不同服務部門的監管差異性影響因素，表3報告了分部門的模型（1）至模型（4）的回歸結果，從結果中可以看到，首先無論是物流運輸、金融保險還是民生基礎，中國出入境旅游人數的增加都會對服務監管差異性起到削減作用，且這些結果均在1%的顯著性水平上保持顯著。具體而言，中國與其他經濟體雙邊旅游來往人數占比增加1%，國內服務監管差異性指數將會下降約0.01～0.03。其次，中國出入境旅游人數的增加也會提高貨物貿易進出口額和實際利用外資額，且結果在1%的顯著性水平上保持顯著。具體而言，中國與其他經濟體雙邊旅游來往人數占比增加1%，中國與其他經濟體之間的貨物貿易進出口額將增加約1.9%，中國實際利用外資額將增加約2.1%。

最后，不同中介在不同部門中的效應不盡相同，在物流運輸部門中，中國出入境旅游人數對于服務監管差異性的影響主要通過貨物貿易進出口這個中介產生影響，與直接效應相比，貨物貿易進出口的中介效應約占總效應的40%;在金融保險部門，實際利用外資是主要中介，它的中介效應約占總效應的44%，而在民生基礎部門，旅游人數的直接效用最為顯著，實際利用外資具有一定的中介效應。這樣結果基本驗證了假設2和假設3中有關中介變量的觀點，即貨物貿易進出口與實際利用外資是出入境旅游影響服務監管差異的兩大媒介。

分部門的回歸結果較好地揭示了不同中介在不同部門中的作用。物流運輸部門主要以貨物運輸為主，因此貨物貿易進出口是該部門的主要影響中介，而金融保險部門和民生基礎部門則需要大量的資金投入，因此這兩個部門的主要中介是實際利用外資。對于國內政府而言，對不同部門的服務監管水平的提升路徑需要區別對待，這樣才能夠起到事半功倍的效果。

4.3 穩健性檢驗

為了緩解旅游與服務監管水平之間可能存在的雙向因果關系，使用自然災害造成的破壞損失額damage和技術性災害發生次數times作為中國旅游雙邊來往的工具變量進行回歸。表4報告了工具變量回歸的結果，從中可以發現，在任何一個部門中，中國出入境旅游人數的增加仍舊促進了服務監管趨同，且這些結果均至少在5%的顯著性水平上保持顯著。除此之外，中國出入境旅游人數的增加也會提高貨物貿易進出口額和實際利用外資額，且結果在1%的顯著性水平上保持顯著。不過，在物流運輸部門中，貨物貿易進出口這個中介變量與直接效應相比并不顯著。相比較而言，在金融保險部門和民生基礎部門中，中國出入境旅游人數對服務業監管的影響仍通過實際利用外資產生影響，與直接效應相比，實際利用外資的中介效應分別約占總效應的56%和48%。該結果驗證了假設2和假設3中有關中介變量的觀點。

表5報告了基于評分的服務監管差異性指數作為被解釋變量的回歸結果。除了貨物進出口作為中介變量的顯著性有所降低之外，表5中的結果與表3基本保持一致，無論是物流運輸、金融保險還是民生基礎，中國出入境旅游人數的增加仍舊顯著促進服務業監管趨同。在金融保險部門和民生基礎部門中，中國出入境旅游人數對于服務監管差異性的影響仍舊通過實際利用外資這個中介產生影響，與直接效應相比，實際利用外資的中介效應分別約占總效應的60%和33%。這樣的結果再一次驗證了假設2和假設3中有關中介變量的觀點。

值得一提的是，表4最后兩行報告了對工具變量進行的過度識別檢驗和弱工具變量檢驗，從p值大小來看，過度識別檢驗均無法在5%的顯著性水平上拒絕工具變量與被解釋變量不存在內生性的原假設，且可以在1%的顯著性水平上拒絕工具變量存在弱工具變量的原假設，這也就驗證了工具變量選取的合理性。本文還通過剔除部分經濟體樣本、縮短研究區間、加入區分游客形式的控制變量、更換計量方法等方式進行穩健性檢驗、結果基本保持一致。

5 結論與政策啟示

5.1 結論

為了探究日益高漲的中國出入境旅游人數是否會促進國內服務監管水平向世界先進水平靠攏，本文首先通過理論分析，闡明了“政府服務業監管趨同→降低服務成本→吸引游客→拉動經濟→促使監管體系趨同→進一步吸引游客”這樣一條循環發展路徑，隨后采用中介效用模型和工具變量法，對2014—2017年中國與44個國家3個不同服務部門間的雙邊數據展開了實證研究。結果表明：

第一，中國出入境旅游人數的增加會顯著促進國內服務監管趨同性，中國與其他經濟體雙邊旅游來往人數占比增加1%，國內服務監管趨同性將會增加約1%～3%，考慮到中國監管水平相對于世界較高水平而言仍處于較低位置，因此這種趨同事實上體現出了中國服務業監管水平的提升。

第二，中國出入境旅游人數的增加會顯著提高貨物貿易進出口額和實際利用外資額，中國與其他經濟體雙邊旅游來往人數占比增加1%，它們之間的貨物貿易進出口額將增加約1.9%，中國實際利用外資額將增加約2.1%，該結果較為充分地體現了目前已有文獻中有關人流、物流和資金流之間的相輔相成關系，同時也為尋找出入境旅游究竟通過什么中介影響到服務監管水平而打下基礎。

第三，在物流運輸部門中，貨物貿易進出口是出入境旅游影響服務監管趨同性的主要中介，中介效應約占總效應的40%;在金融保險部門和民生基礎部門中，實際利用外資是出入境旅游影響服務監管趨同性的中介，中介效應約占總效應的30%～60%，且實際利用外資的中介效應比貨物貿易進出口更顯著，該結果不僅明確了不同媒介在不同部門中所承擔的中介效應大小，同時還對不同影響中介進行了相互比較，考察了不同中介的顯著程度。

5.2 研究貢獻

本文的貢獻在于：首先，在研究視角上，與已有文獻集中討論服務監管差異對其他領域都產生了怎樣影響不同，本文反過來探究了什么因素導致了國內服務業監管水平與世界水平越來越趨同，這是對已有文獻的補充;其次，在研究結論上，本文一方面用新的、更加細節的旅游數據證實了中國出入境旅游人數的上升會促進中外旅游業監管趨同，另一方面用中介效應的計量方法突出了貨物貿易進出口和實際利用外資在上述作用中所起到的中介作用;最后，在數據處理和穩健性方法上，本文按照不同服務業部門的特點將原始數據的類型拓展為國家×年份×部門的混合截面數據，并利用工具變量法等，緩解了由可能存在的反向因果關系所導致的內生性問題對本文結論的不利影響。

5.3 政策啟示

上述結論一方面從旅游的角度補充了學術界有關降低服務貿易壁壘的研究，另一方面對于中國政府實施服務行業的進一步對外開放有著十分重要的啟示作用。

第一，我國服務業監管體系應向國際一流水平齊，加速融入全球經濟治理改革之中。隨著中國進一步開放，出入境旅游的人數逐年增加，這些游客在國別、語言、文化和信仰等傳統方面，以及消費習慣、認知習慣和溝通習慣等行為方面不盡相同，這些都對國內各個服務行業的監管標準提出了新的挑戰，也給國內監管方提供了更多渠道去了解和學習其他國家是如何進行服務監管。如果想要進一步吸引游客往來，在監管體系和標準上縮小與世界先進水平的差距，將會切實降低游客的成本，真正推動我國旅游業高質量發展。

第二，從部分行業和產品開始，逐步建立領先于他國的監管標準，通過人流、物流以及資金流的往來，使得其他國家的監管體系向我國趨同。在全球貿易保護主體抬頭的背景下，我國始終堅持對外開放，將“一帶一路”倡議、自由貿易試驗區以及區域全面經濟伙伴關系等開放政策付諸實踐。在我國的人流、物流和資金流源源不斷流入其他國家的同時，也遇到了不少由于我國與東道國存在制度、法律、文化和標準等各方面差異而導致的問題。我國在世界經濟發展中的地位與日俱增，如果能夠先從部分行業或者產品入手，建立一套領先他國的標準，對于中國模式和中國方案的輸出十分有益。

第三，細化各服務行業的微觀數據和信息，為全方位評估我國服務業發展及影響因素提供有力支持。目前，有關旅游業及其他服務行業的報告層出不窮，但是多數報告都是基于宏觀的國別或者省級旅游數據。若能細化我國出入境旅游的雙邊或者多邊數據，并通過更加精密的模型和大數據技術進行信息挖掘和分析，將不僅有利于企業和商家精準定位和捕捉消費者的偏好，同時也會給政府更好地進行服務監管提供幫助。在條件允許的范圍內，政府、智庫、研究機構、高校以及社會組織等應該進一步公開微觀化的旅游數據，為更加深入地認識和分析旅游業提供數據基礎。

參考文獻（References）

[1] NORDAS H K， ROUZET D. The impact of service trade restrictiveness on trade flow[J]. The World Economy， 2017， 40（6）： 1155-1183.

[2] FABER B， GAUBERT C. Tourism and economic development： Evidence from Mexicos coastline[J]. American Economic Review， 2019， 109（6）： 2245-2293.

[3] HOEKMAN B. Assessing the general agreement on trade in services[M]// MARTIN W， WINTERSEDS A L. The Uruguay Round and the Developing Countries. Cambridge： Cambridge University Press， 1996： 88-124.

[4] 劉慶林， 白潔. 中國服務貿易壁壘測度： 基于頻度分析的方法[J]. 財貿經濟， 2014（1）： 75-83. [LIU Qinglin， BAI Jie. Measure of service trade barriers in China based on frequency analysis method[J]. Finance & Trade Economics， 2014（1）： 75-83.]

[5] 王維薇. 減少監管分歧會促進服務貿易增長嗎？[J]. 世界經濟研究， 2019（3）： 44-56. [WANG Weiwei. Does the regulatory divergence reduction will promote service trade？[J]. World Economy Studies， 2019（3）： 44-56.]

[6] GROSSO M G， GONZALES F， MIROUDOT S， et al. Services Trade Restrictiveness Index （STRI）： Scoring and Weighting Methodology[R]//. OECD Trade Policy Papers， No.177. Paris： OECD Publishing， 2016： 5-7.

[7] 趙玲， 李雪峰. 監管政策異質性對金融服務貿易的影響研究[J]. 上海對外經貿大學學報， 2018（6）： 29-39. [ZHAO Ling， LI Xuefeng. The study of impact of regulatory heterogeneity on financial services trade[J]. Journal of Shanghai University of International Business and Economics， 2018（6）： 29-39.]

[8] 李馨. 中國-東盟自貿區旅游服務貿易壁壘研究——基于對CAFTA服務貿易第二批承諾表的觀察[J]. 山東社會科學， 2014， 225（5）： 131-169. [LI Xin. A study on the trade barriers to tourism services in China-ASEAN free trade area—— Based on the observation of the second batch of CAFTA service trade commitments[J]. Shandong Social Sciences， 2014， 225（5）： 131-169.]

[9] 趙瑾. 全球服務貿易壁壘： 主要手段、行業特點與國家分布——基于OECD服務貿易限制的分析[J]. 國際貿易， 2017（2）： 31-39. [ZHAO Jin. Global service trade barriers： main methods， industry features and country distribution： An analysis based on OECD service trade restrictions[J]. Intertrade， 2017（2）： 31-39.]

[10] HILL T P. On goods and services[J]. The Review of Income and Wealth， 1977， 23（4）： 315-338.

[11] DIVISEKERA S. A model of demand for international tourism[J]. Annals of Tourism Research， 2003， 30（1）： 31-49.

[12] 陳丕積. 旅游市場信息不對稱及政府行為[J]. 旅游學刊， 2000， 15（2）： 27-30. [CHEN Piji. Information asymmetry of the tourism market and the governments behavior[J]. Tourism Tribune， 2000， 15（2）： 27-30.]

[13] FRANCOIS J F， HOEKMAN B. Services trade and policy[J]. Journal of Economic Literature， 2009， 48（3）： 642-692.

[14] QU R L， ENNEW C， SINCLAIR M T. The impact of regulation and ownership structure on market orientation in the tourism industry in China [J]. Tourism Management， 2005， 26（6）： 939-950.

[15] 夏雨. 論我國國際旅游法律制度的缺失與構建——以和平崛起為視角[J]. 武漢大學學報（哲學社會科學版）， 2010， 63（3）： 416-421. [XIA Yu. On the deficiency and construction of the international tourism legal system in our country[J]. Wuhan University Journal （Philosophy & Social Science Edition）， 2010， 63（3）： 416-421.]

[16] MARROCU E， PACI R. They arrive with new information： Tourism flows and production efficiency in the European regions[J]. Tourism Management， 2011， 32（4）： 750-758.

[17] MORALES E， SHEU G， ZAHLER A. Extended gravity[J]. The Review of Economic Studies， 2019， 86（6）： 2668-2712.

[18] 石張宇， 程乾， 李海建. 我國國際貨物貿易與商務入境旅游間互動關系研究[J]. 國際商務（對外經濟貿易大學學報）， 2019（4）： 28-42. [SHI Zhangyu， CHENG Qian， LI Haijian. Interactive relationship of international goods trade and business inbound tourism in China[J]. International Business （Journal of University of International Business and Economics） 2019（4）： 28-42.]

[19] 包富華， 張曼， 朱美寧. FDI與入境商務旅游的互動關系研究——以江、浙、滬為例[J]. 世界地理研究， 2018， 27（5）： 157-166. [BAO Fuhua， ZHANG Man， ZHU Meining. Study on the interaction relationship between inbound business tourism and FDI[J]. World Regional Studies， 2018， 27（5）： 157-166.]

[20] 林祺， 林僖. 削減服務貿易壁壘有助于經濟增長嗎——基于國際面板數據的研究[J]. 國際貿易問題， 2014（8）： 79-89. [LIN Qi， LIN Xi. Fewer barriers to trade in services and economic growth： A study based on international panel data[J]. Journal of International Trade， 2014（8）： 79-89.]

[21] 蒙英華， 黃建忠. 中國自由貿易試驗區（港）服務貿易開放風險研究[J]. 上海對外經貿大學學報， 2019（1）： 49-59. [MENG Yinghua， HUANG Jianzhong. Opening risk of services trade in China pilot free trade zone（port）[J]. Journal of Shanghai University of International Business and Economics， 2019（1）： 49-59.]

[22] 邵學峰， 任春楊. 中國自由貿易區外商投資事中事后監管制度優化研究——基于新制度經濟學理論視角[J]. 經濟縱橫， 2016（11）： 38-42. [SHAO Xuefeng， REN Chunyang. Research on optimization of post-event supervision system in foreign investment in China free trade area： Based on the theoretical perspective of new institutional economics[J]. Economic Review Journal， 2016（11）： 38-42.]

[23] 夏天然， 陳憲. 多部門視角下的服務貿易壁壘度量[J]. 上海交通大學學報（哲學社會科學版）， 2015， 23（2）： 76-86. [XIA Tianran， CHEN Xian. Measurement of barriers to trade in services from the perspective of various sectors[J]. Journal of Shanghai Jiaotong University （Philosophy and Social Sciences Edition）， 2015， 23（2）： 76-86.]

[24] 孟雪， 陳靚， 徐麗青. 服務貿易開放水平的量化研究——基于韓國對中國、澳大利亞承諾的對比分析[J]. 國際商務（對外經濟貿易大學學報）， 2017（1）： 40-51. [MENG Xue， CHEN Liang， XU Liqing. Quantifying the service trade openness comparative analysis on commitments of Korea to China and Australia[J]. International Business （Journal of University of International Business and Economics）， 2017（1）： 40-51.]

[25] 龔靜， 尹忠明. 國際服務貿易成本影響因素分析——基于40個經濟體面板數據的研究[J]. 商業研究， 2017（5）： 93-99. [GONG Jing， YIN Zhongming. An analysis of the determinants of international service trade costs： Research based on the panel data of 40 economies[J]. Commercial Research， 2017（5）： 93-99.]

[26] 溫忠麟， 張雷， 侯杰泰， 等. 中介效應檢驗程序及其應用[J]. 心理學報， 2004， 36（5）： 614-620. [WENG Zhonglin， ZHANG Lei， HOU Jietai， et al. Testing and application of the mediating effects[J]. Acta Psychologica Sinica， 2004， 36（5）： 614-620.]

[27] KHAN H， TOH R S， CHUA L. Tourism and trade： cointegration and Granger causality tests[J]. Journal of Travel Research， 2005， 44（2）： 171-176.

[28] PRIDEAUX B. Factors affecting bilateral tourism flows[J]. Annals of Tourism Research， 2005， 32（3）： 780-801.

[29] ACEMOGLU D， JOHN S， ROBINSON J A. The colonial origins of comparative development： an empirical investigation[J]. American Economic Review， 2001， 91（5）： 1369-1401.

[30] 傅蘊英， 宋沁蓓， 康繼軍. 自然災害型重大危機事件對區域旅游業沖擊的效果評估： 基于合成控制法的量化研究[J]. 旅游學刊， 2019， 34（6）： 124-134. [FU Yunying， SONG Qinbei， KANG Jijun. Evaluation of the impact of disaster crisis on regional tourism： Based on the synthetic control method[J]. Tourism Tribune， 2019， 34（6）： 124-134.]

[31] 殷杰， 鄭向敏. 高聚集游客群安全的影響因素與實現路徑——基于扎根理論的探索[J]. 旅游學刊， 2018， 33（7）： 133-144. [YIN Jie， ZHENG Xiangmin. Application of grounded theory to identify factors influencing the security of highly aggregated tourist crowds and their implementation paths[J]. Tourism Tribune， 2018， 33（7）： 133-144.]