旅游传播语境下入境旅游对我国出口贸易的影响※

章秀琴

(安徽工程大学管理学院，安徽 芜湖 241000)

近年来，受全球经济复苏缓慢、大宗商品价格走低、贸易摩擦动力增强等外部环境和国内产能过剩、要素成本提高等内部因素的影响，我国对外贸易进入以中低速增长等为主要特征的新常态[1]。Keller(1995)，Warde(1996)，Strelitz(2002)研究指出媒介会影响外国消费者对本国文化的认可，进而会影响后者的出口贸易。入境旅游相当于一种特殊的媒介——“人媒介”，它不像事先制作好的影视节目直接呈现给受众，而是在高度参与性和交互性中根据对方的社会背景、文化差异等以不同的方式呈现不同的内容，现场式传播目的国的国家形象，零距离感知其社会价值和文化[2]；入境旅游者这种面对面的“撞击”感受到我国国家形象及文化等相关信息具有更高的信度，会直接或间接影响其购买我国产品的种类和数量，影响我国出口贸易的扩展边际和集约边际。

学者们从多个角度研究了入境旅游对我国出口贸易的影响。刘玉萍、郭郡郡(2011)利用月度调整数据，分析中国不同目的的入境旅游与不同类别对外贸易的关系，结果显示：初级产品的出口随时间平稳增长，对外贸易进口和商务旅游之间没有长期的稳定关系，工业产品出口、对外贸易出口和入境旅游之间存在双向因果关系，其他入境旅游各类别和对外贸易各产品类别之间存在单向因果关系[3]。方世巧等(2012)研究发现，贸易与旅游之间具有相互推拉作用，且广西—越南进出口总额对越南旅桂人数的贡献度显著大于越南旅桂人数对广西—越南进出口总额的贡献度[4]。王洁洁(2012)研究发现，国际旅游与国际贸易之间的关系因国家及发展阶段不同而呈现出复杂性、多样性，其中亚洲和澳洲入境中国旅游人数的增长，能加快双边贸易额的增长[5]。但是，现有研究主要实证检验了入境旅游和进出口贸易之间的关系，并未从“媒介产品”角度分析其对出口贸易的影响机理。基于此，本文首先分析在旅游传播语境下以“人媒介”为特征的入境旅游对一国出口贸易注本文中主要指货物出口贸易，不包括服务贸易。的影响机理，然后以我国22个主要客源国为样本并运用2007—2015年面板数据实证检验入境旅游对我国出口贸易的影响，最后根据研究结论提出相应对策。

1 影响机理

随着出境游和入境游的迅猛发展，国家形象被置于以“人媒介”为核心的旅游传播语境中。在传统传播语境下,传播具有官方性和可控性特征，而在旅游传播语境下，国家形象的话语权则由民间的、非可控性要素决定。入境旅游者跨越媒介图景通过“亲历”直面鲜活的信息本体，零距离“感知”目的地国家的社会价值和文化[2]；这种面对面“撞击”感受到的目的地国家形象及其文化等相关信息具有更高的信度，会对旅游者购买该国其他产品产生更显著的影响。

旅游传播语境下，消费者跨越媒介图景通过“人媒介”(旅游)“亲历”直面鲜活的信息本体，一方面对产品质量的看法产生直接影响，另一方面通过零距离“感知”目的地国家的社会价值和文化，从而对消费者偏好产生影响。消费者通过“偏好产品”[注]Quinn(2009)将传统媒介和旅游变量称为“偏好商品(bias goods)”。“偏好产品”的本质是媒介产品。接触并感知原产国产品和文化的正面性/负面性，可以增强/降低从该国进口其他产品的偏好，或者说“偏好产品”的交易因为其文化介质性会降低/提高两国之间的交易成本，进而对目的地国家的出口增长产生影响。理论上，这两种影响机制综合作用的结果是不定的，入境旅游究竟是促进抑或阻碍我国出口贸易的增长，取决于两种影响机制综合作用的结果：若入境旅游对产品的质量和国外消费者偏好影响方向相同，即入境旅游对产品的质量和国外消费者偏好均产生积极的正面影响或消极的负面影响，则入境旅游促进或阻碍我国出口贸易的增长；若入境旅游对产品的质量和国外消费者偏好影响方向相反，即入境旅游对产品的质量产生积极的正面影响而对国外消费者偏好消极的负面影响，或入境旅游对产品的质量产生消极的负面影响而对国外消费者偏好积极的正面影响，则入境旅游促进抑或阻碍我国出口贸易的增长取决于两者中谁的影响更大。

同时，由于从“偏好产品”带来原产国形象和文化的正面性/负面性转化为对该国其他产品的消费偏好进而实际购买需要一段时间，因此，“偏好产品”的出口效应具有滞后性[6]；Quinn(2009)进一步研究发现，入境旅游不仅会直接影响一国出口贸易，而且对出口贸易的影响还具有滞后效应，即一国当年出口增长会受到上一年入境旅游的影响。

2 模型设定和估计方法说明

2.1 模型设定和数据来源

鉴于入境旅游对出口贸易的影响具有滞后效应，同时，考虑到出口增长具有滞后效应，即当年出口增长会受到上一年出口增长的惯性影响(张杰等,2014;巫强,2015)，因此需要设定动态面板数据模型。基于本文的研究目的构建动态面板数据模型(1)[注]为避免数据残差的非正态分布和异方差现象，取各变量数据的对数形式。：

(1)

表1 变量的描述性统计

2.2 估计方法说明

由于在模型(1)中加入了一阶滞后项作为解释变量，可能产生解释变量和随机扰动项相关导致的内生性问题，因此，用最小二乘法(OLS)、工具变量法(IV)和极大似然法(MLE)等传统方法估计无法实现参数估计的无偏性和一致性，无法估计入境旅游对我国出口贸易的动态影响，否则，动态面板数据模型中出口变量的滞后效应会被忽略，从而产生遗漏变量误差。Arellano和Bover(1995)以及Blundell和Bond(1998)提出的动态面板广义矩(GMM)估计法对随机误差项的分部信息没有严格要求，允许其存在异方差和序列相关，因而可得到更有效的参数估计值，甚至在数据存在单位根的情况下仍然有效(杨肃昌、马素琳,2015)；并且通过恰当使用工具变量法来控制未观察到的时间和个体效应，从而克服内生性和遗漏变量的误差问题。GMM估计法包括差分GMM和系统GMM，鉴于差分GMM法更适合本文面板数据呈“宽截面、时间短”的特点，因此，本文选择差分GMM更为合适。

3 实证结果与分析

3.1 全样本估计结果及分析

在全样本下，对方程(1)进行差分GMM回归结果如表2所示，其中模型(1)是不包括控制变量，模型(2)和(3)是依次纳入控制变量LnPY和LnPOP的估计结果。表2的回归结果显示，AR(2)值在10%的水平上接受了扰动项不存在二阶自相关的原假设，Sargan检验值接近于1，接受了上述工具变量“满足过度识别约束条件”的原假设，即选择的工具变量是有效的，故采用差分GMM法估计有效。

表2 全样本下动态面板差分GMM估计结果

注：括号内数字分别为t值；***、**和*分别表示在1%、5%、10%显著性水平。下表同。

观察表2中运用差分GMM对模型(1)-(3)中的估计结果发现：

首先，从22个入境国家总体情况来看，所有解释变量的回归系数在不同模型中的符号整体上是一致的，均通过不同水平下的显著性检验，但并不随着控制变量的引入而发生变化，可见动态面板模型的估计结果是稳健的。其中，对于中国出口到j国的贸易流量的滞后一期项和从j国进入中国境内旅游人次来说，两者的回归系数均大于0，这表明中国前一期出口贸易规模及其当期入境旅游人数对我国当前出口贸易呈显著正向的促进作用；另一方面表明出口贸易流量存在累积效应，即前期的出口贸易流量对后期的出口贸易流量呈显著的正向刺激作用，这是由于上一期进口国消费者的消费惯性、消费方式以及出口国的产业结构等导致的路径依赖会对当期的贸易往来产生较大的影响。而对于从j国进入中国境内旅游的人数的滞后一期项来说，其回归系数小于0，表明我国入境旅游对出口贸易的影响并不具有滞后效应，这与Quinn(2009)的研究结果不同。

其次，以22个入境国家作为整体考察对象，不同解释变量对我国出口贸易影响的大小不同。表3结果显示，t-1时期中国出口到j国的贸易每增加1%，则t时期我国出口贸易会增加0.505%；t时期中国入境旅游人数每增加1%，则t时期我国出口贸易会增加1.025%；t-1时期中国入境旅游人数每增加1%，t时期我国出口贸易不会增加，反而会减少0.518%。其实，入境旅游对我国出口贸易不具有滞后效应，反而会对我国出口贸易增长起负向的阻碍作用；这是因为现代信息技术在旅游业中的广泛运用，给旅游消费者的购买决策和消费模式带来了新的变化，旅游消费者的购买决策过程包括了“认识需求—搜集信息—评价比较—购买产品—购后评价—认识需求”，这样一个闭环不仅让入境旅游者及时了解并参与对我国产品质量的评价，而且极大缩短了入境旅游者通过“人媒介”(旅游)零距离“感知”我国的社会价值和文化的正面性并转化为对其他产品的购买的时间。

3.2 分区域估计结果及分析

表3表明，我国入境旅游主要客源国分布在亚洲地区，2015年亚洲9国进入我国境内旅游规模达到1 640多万人次，占比超过60%，欧洲其次占比将近20%，北美洲和大洋洲占比分布约为10%和3%；随着“一带一路”串起旅游发展新空间，联结起沿线各国的文化和经济，为我国入境旅游带来新的契机，2015年“一带一路(B&R)”国家进入我国境内旅游规模达到946万人次，占比超过35%。整体来看，我国入境旅游客源国表现出如下的洲际分布特征：集中分布在亚洲各国，其中“一带一路”沿线国家分布呈增长态势，广泛分布在欧洲和美洲各国，分散分布在大洋洲等国家。

表3 2015年我国入境旅游客源国地理分布情况

为了进一步考察国际旅游语境下入境旅游对我国出口贸易的地区差异，笔者将22个国家分成亚洲和非亚洲区域[注]22个国家分别位于亚洲、欧洲、北美洲和大洋洲，但由于大洋洲和北美洲包含国家数目少，若单独进行估计，会出现奇异矩阵，故最终采用了亚洲和非亚洲的区域划分。以及“一带一路”(B&R)发展中国家和非“一带一路”发达国家[注]根据联合国的《2014年度人类发展指数》，本文8个“一带一路(B&R)”国家属于发展中国家，而14个非“一带一路”国家属于发达国家，因此两种分类标准的结果相同。分别进行差分GMM，估计结果见表4，结果显示，AR(2)和Sargan值均大于0.10，表明使用的工具变量有效，即采用差分GMM估计有效。

表4 分区域动态面板差分GMM估计结果

首先，考察入境旅游对我国出口贸易增长的影响是否存在洲际差异。亚洲和非亚洲的当期入境旅游人次对出口贸易的影响均呈正相关，但前者不显著而后者显著，且对我国出口贸易增长效应的洲际差异不明显，入境旅游人次每增加1%，亚洲和非亚洲对我国出口贸易分别促进0.643%和0.709%；入境旅游对出口贸易增长的滞后效应也由于闭环的消费决策过程而均呈显著性负相关。以“人媒介”为核心的入境旅游通过面对面“撞击”感受到的目的地国家形象及其文化等，会因为两国文化的差异性而对目的地出口贸易的增长产生不同的影响：由于亚洲和我国的历史渊源及地理位置的天然优势，亚洲入境旅游对我国出口贸易的促进作用主要源于需求的相似性；而经济发展水平较高的欧洲、北美洲等非亚洲，对外来文化具有更大的包容性[7]，其对我国出口贸易的促进作用主要源于需求的互补性。

其次，考察入境旅游对我国出口贸易增长是否受到经济发展水平及“一带一路”倡议的影响。“一带一路”发展中国家和非“一带一路”发达国家的当期入境旅游人次对出口贸易的影响均呈正相关，但前者不显著而后者显著，且对我国出口贸易增长效应的差异明显，发达国家入境旅游人次每增加1%，提升我国出口贸易1.387%。入境旅游对出口贸易增长的滞后效应因国家经济发展水平不同而不同，“一带一路”发展中国家的影响除了因为闭环的消费决策过程之外，较低的经济发展水平会直接降低其进口消费的能力，故呈显著性负相关，即对出口贸易增长不具有“滞后效应”；而非“一带一路”发达国家的影响呈正相关，但未通过显著性检验，这表明这些国家较高经济发展水平直接支撑了入境旅游带来的后续消费，且超过了因为闭环消费决策带来的负面效应，因此非“一带一路”发达国家入境旅游对我国出口贸易增长的影响具有“滞后效应”。

4 结论与启示

首先分析在旅游传播语境下以“人媒介”为特征的入境旅游对一国出口贸易的影响机理，然后基于2007—2015年我国22个主要客源国的面板数据，采用差分GMM法分别从全样本、洲际差异、“一带一路”倡议影响三个方面实证检验入境旅游对我国出口贸易的影响及其滞后效应。实证研究发现：入境旅游对我国出口贸易增长呈显著正向的促进作用，且不具有滞后效应；亚洲和非亚洲客源国的入境旅游对我国出口贸易增长呈差异性正相关，但对我国出口贸易增长效应的洲际差异不明显；“一带一路”发展中国家和非“一带一路”发达国家的入境旅游人次对出口贸易的影响呈不同显著水平的正相关。根据上述结论，提出如下对策建议：

第一，使入境旅游成为我国经济贸易增长的新动力。根据中国旅游研究院研究结果，总体上来看，当前我国入境游客的消费水平依然偏低，其旅行的主要目的是游览观光以及休闲度假，因此，入境游客主要通过零距离“感知”我国的社会价值和文化，促进了国内外文化的交融，提升了入境旅游者对中国商品的消费偏好。因此，在出口增长乏力的经济新常态下，优化国家旅游形象的同时进一步弥补短板，使入境旅游成为我国经济贸易增长的新动力。

第二，延迟入境旅游对出口增长的滞后效应。理论上，入境旅游对一国出口贸易的影响具有若干期的滞后效应，但根据实证研究结果发现，总体上来看，由于现代信息技术在旅游业中的广泛应用导致闭环消费决策带来的负面效应，入境旅游对我国出口贸易增长的影响并不具有滞后效应。在信息技术背景下，为延迟这种滞后效应对我国出口贸易的正向作用，需要加大开发以真实生活方式体验为主要内容的旅游产品，同时借全域旅游大势为入境旅游注入新动力。

第三，进一步深化与“一带一路”国家的旅游合作。2015年来华旅游入境2 598.54万人次中，亚洲游客占比63%，而欧洲、北美洲等非亚洲游客仅占37%。由于亚洲庞大的入境旅游流量及其与中国的历史渊源和地理位置的天然优势，因此“一带一路”倡议的实施有助于提升亚洲入境旅游对我国出口增长的贡献度。“一带一路”倡议从国家战略集约化开发客源市场，强调入境旅游是树立和优化国家形象的“人媒介”，增强了这些国家消费者对我国商品的消费偏好；同时，政府和产业界结合沿线国家入境游客的需求特点，进一步深化与“一带一路”国家的旅游合作，统筹各地精选特色旅游产品，构建适销对路的旅游产品体系，有利于提升沿线国家入境游客的消费水平。