香港交通服务-国际旅游-货物贸易(3T)互动关系的实证研究

马红红，孙根年

（1.重庆师范大学涉外商贸学院，重庆合川401520；2.陕西师范大学旅游与环境学院，陕西西安710119）

一、引言

随着经济全球化与区域融合发展进程的加快，世界各地在交通运输、出入境旅游与国际进出口贸易领域不断发展，成为带动国家（或地区）间经济联系的重要筹码。香港地处我国华南地区，由香港岛、九龙、新界等众多岛屿组成，地理位置得天独厚，是高度繁荣的国际化大都市。香港与纽约、伦敦并称为“纽伦港”，是世界第三大金融中心，货物贸易中转集聚、航运空运便捷发达，并享有“购物天堂”的国际盛誉，吸引了四面八方的游客入境。1997年香港顺利回归中国。1998年由于受亚洲金融危机影响，香港经济贸易停滞不前、出入境旅游接连萎缩。为了重振香港，中央政府与其签署CEPA经贸协议，开放入港“自由行”，使得赴港旅游人数大幅攀升，香港迎来了经济发展的黄金期。据香港特区政府相关统计，从1998—2013年，货物贸易总额从30 710亿港元增长至76 204亿港元，涨幅达148%；交通服务进出口总额从1 375.8亿港元增长至3 829.7亿港元，涨幅达178%；而出入境旅游总额则从1 578.2亿港元增长至4 665.1亿港元，涨幅达196%。此外，瑞士洛桑IMD国际竞争力排名报告显示，2011—2012年香港国际竞争力位居全球榜首，这充分表明在中央政府的政策支持下，香港的国际地位与经济发展重获新生。除去相关政策因素，香港在交通运输、货物贸易及出入境旅游三个领域同步增长，是否三者间彼此存在某种相互联系及协整关系，这是本文研究的焦点。

回顾国内外相关文献发现，最早是交通与旅游关系的研究。保继刚、楚义芳发现交通运输是推动旅游业发展的关键［1］；苏建军研究发现旅游者数量与交通客运量之间存在某种均衡关系［2］。国际旅游与国际贸易的关系研究方面，Kulendran和Wilson首次提出国际旅游与国际贸易是否存在关系的疑问［3］，Shan和Wilson运用VAR模型对中国与伙伴国间进出口贸易与旅游的因果关系进行了实证研究，得出贸易通过引发国际关注进而带动国际旅游的发展的结论［4］；孙根年首次提出“旅游引发贸易、贸易促进旅游”的观点［6］，随后通过对日韩、东盟、蒙古边境国及欧洲七国与我国旅游流和贸易流互动关系的实证研究，发现二者存在某种关系［7-10］。有关交通与贸易关系的研究方面，曾鹏通过比较中国十大城市交通运输方式对国内贸易的贡献承载力，发现交通推动了货物贸易的发展［11］。以上研究对交通、旅游、贸易三者的互动关系提供了理论依据，但还未见从广义视角探讨交通、旅游、贸易三者间的互动关系。在案例研究地选择方面，仅局限于国与国、国家与地区之间，并没有对单独案例国（或地区）交通、旅游与贸易发展的相互关联性进行研究。杜美龄、孙根年基于世界统计数据，对国际交通-旅游-贸易（3T）间的关系进行了统计分析，模拟得出了两两间的相关性系数［12］，但其分析过于宏观，对区域发展来讲启示意义有限。此外，由于受到研究方法的局限，上述研究的可靠性有待进一步检验。

基于上述研究的不足，本文以中国香港特区为案例研究地，运用协整分析及Granger因果检验模型分析其3T间的均衡关系和因果关系，旨在揭示香港经济强大背后的内在原因，并对新丝绸之路经济带相关枢纽城市的发展与建设提供借鉴。

二、概念模型、数据来源与研究方法

（一）概念模型

如图1所示，在国际交往的空间尺度上，存在三种彼此联系的子系统，分别是交通流、旅游流和贸易流。国际交通运输货物和人员，是货物与人员大范围流动的基础。国际贸易是各种商品和资源在伙伴国之间的相互输入，加强了区域间的经贸交流，堪称国民经济增长的第三个发动机［13］。国际旅游则是人员的跨国流动，也是国际服务贸易的核心产业。从经济目的物流方式来看，进口贸易支出外汇，出口贸易收入外汇；入境旅游收入外汇，出境旅游支出外汇。

图1 国际贸易、国际交通与国际旅游三维互动概念模型

国际交通与国际旅游间存在相互联系。交通运输为出入境旅游提供便利，出入境旅游发展的每一个阶段又要求加强交通基础设施建设。国际交通与贸易的作用表现为，国际交通通过远洋航运、航空、跨国铁路等实现货物的跨国交易，提高了国际贸易的效率，尤其是集装箱码头，使得国际交易成本大为降低。而国际贸易在全球范围的进一步扩大又推动了货物运输方式的变革。国际旅游即出入境旅游，可以滋生地区文化效应，这主要是由国际旅游者中的商务、会议旅游者在购买目的地旅游商品时所引发的潜在国际贸易，成为隐藏的国际货物流。而国际贸易在满足对方国家消费者需求的同时，又引发了消费者对生产地的兴趣与关注，将催生出更多的出游决策，可以说国际贸易是货物的国际旅游。

（二）数据来源与处理

本文收集1997—2013年时间序列数据：交通数据采用香港运输服务贸易额，分服务进口（记为TPimp）和出口（记为TPexp）两项；旅游数据采用旅游服务贸易额，即入境旅游（记为TRint）和出境旅游（记为TRout）；贸易数据采用狭义的商品贸易额，是香港与其贸易伙伴间的货物进口（记为TDimp）与出口（记为TDexp）。上述数据来源于香港特区政府统计处：http://www.censtatd.gov.hk（历年香港统计年刊），各指标解释权归香港特区政府统计处所有。为了消除所得数据方差，本文对各时间序列数据取自然对数形式，并不会改变时间序列数据的性质和相互关系。

（三）研究方法

本文采用协整分析与Granger因果关系检验法，假设有时序变量X和Y，若Y是X的Granger原因，则Y的变化先于X，二者存在以下关系模型：

其中，εt和 λt为随机误差项，且 E（εt，λt）=0，m 为最大滞后期。

Granger因果检验具体包括四个步骤。第一步，检验变量是否平稳。通过ADF分别检验香港交通进出口额、旅游进出口额和贸易进出口额6个差分序列是否平稳。若都是同阶单整序列，则可继续考察变量间的协整关系。第二步，对同阶单整序列进行协整检验（Cointegraion），建立变量间的协整方程并估计参数值的大小，得到相应残差序列；进一步检验残差序列的平稳性，若结果是平稳的，则表明变量间存在协整关系。第三步，分析变量间是否存在短期均衡关系。将残差看作一个解释变量，与其余反应短期波动的解释变量一起建立短期的误差修正模型（Error Correction Model）。第四步，对各组变量进行Granger因果关系检验。

三、时间序列协整分析与Granger因果关系检验

（一）变量平稳性分析

在检验变量间的协整关系之前，要进行单位根检验，以判断每个序列是否为单整序列。若某序列不平稳，则需进行一阶或二阶差分，继续检验其是否平稳。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）检验法，应用Eviews7.2软件分别对经过对数处理的香港交通服务进口额（LTPimp）、交通服务出口额（LTPexp）、入境旅游（LTRint）、出境旅游（LTRout）、进口贸易额（LTDimp）和出口贸易额（LTDexp）进行单位根检验，结果如表1所示。

表1 ADF单位根检验

检验结果表明：在5%的显著水平下，六组变量序列经过一阶差分后均平稳，即均是一阶单整I（1），时间趋势和序列自相关已消除，据此可进一步进行协整检验。

（二）协整分析

得出残差序列，并进行命名保存，且对（3）式中所得的残差序列进行单位根检验。通过分别构建香港TP与TR、TP与TD、TR与TD三组12个序列间的回归模型，依次得出残差序列e1至e12，结果如表2所示。

采用AIC最小原则确定最佳滞后阶数，检验结果显示：残差单位根检验在5%的置信水平下，均拒绝原假设，表明各个残差序列均平稳，即香港交通服务进出口与出入境旅游、货物进出口贸易之间，出入境旅游与货物进出口贸易之间存在长期均衡关系，其协整方程如表3所示。各统计量估计参数均显著，方程判决系数R2值在0.847 8以上，模拟效果较为理想。

本文采用E-G（Engle-Granger）两步检验法检验各组变量之间是否协整。其方法是：

若序列Xt和Yt都是I（1）单整的，采用OLS估计回归模型：

表2残差序列ADF根检验

表3变量间协整方程

表3中的方程（4）和（6）分别是交通服务进口和出口与入境旅游间的协整方程，TPimp与TPexp的系数估计值分别为1.235 1与1.352 8，表明交通服务出口每增长1%，入境旅游将增长1.352 8%；交通服务进口每增长1%，入境旅游将增长1.235 1%。方程（5）和（7）分别是香港交通服务进口额和出口额与出境旅游间的协整方程。TPimp与TPexp的系数估计值分别为0.319 7和0.350 2，显示出交通服务出口每增长1%，出境旅游将增长0.350 2%；交通服务进口每增长1%，出境旅游将增长0.319 7%。

表3中的方程（8）和（10）分别是交通服务进口和出口与货物贸易进口间的协整方程，TPimp与TPexp的系数估计值分是0.773 2与0.852 1，表明交通服务出口每增长1%，货物贸易进口将增长0.852 1%；交通服务进口每增长1%，货物贸易进口将增长0.773 2%。方程（9）和（11）分别是香港交通服务进口和出口与货物贸易出口序列间的协整方程。TPimp与TPexp的系数估计值分别是0.727 1和0.806 6，显示交通服务出口每增长1%，货物贸易出口将增长0.806 6%，交通服务进口额每增长1%，带来货物贸易出口0.727 1%的增长。

表3中的方程（12）和（14）分别是香港货物贸易进口和出口与入境旅游间的协整方程。TDimp与TDexp的系数估计值分别是1.613 7和1.688 0，表明货物贸易出口每增长1%，入境旅游将增长1.688 0%；货物贸易进口每增长1%，入境旅游将增长1.613 7%。方程（13）和（15）分别是香港货物贸易进口和出口与出境旅游序列间的协整方程。TDimp与TDexp的系数估计值分别是0.415 9和0.430 7，表明货物贸易出口每增长1%，出境旅游将增长0.430 7%；货物贸易进口每增长1%，出境旅游将增长0.415 9%。

据此可以初步判断：香港交通服务对其国际出入境旅游和货物进出口贸易具有显著拉动效应，且交通服务对入境旅游的效益大于出境旅游，对货物贸易进口的效益大于货物贸易出口。货物贸易对国际出入境旅游也具有明显的拉动效应，系数估计值显示货物贸易对入境旅游的效益大于出境旅游。

（三）误差修正模型检验

协整分析表明变量间是长期均衡的，但是否存在短期均衡则要通过建立短期动态模型来反映其偏离长期均衡的修正机制，即误差修正模型（Error Correction Model）。在分析变量TPimp、TPexp、TRint、TRout、TDimp 和 TDexp 间长期关系的基础上，采用向量误差修正模型（VECM）进行分析，检验结果如表4所示。可以看出，误差修正项系数均为负，符合反向修正机制，AIC、SC值均较小，对数似然统计量（Log Likelihood）较大，拟合优度较佳，模型解释能力较强，这说明香港交通服务贸易、国际出入境旅游和货物贸易发展两两间存在短期均衡关系。

由表4可知，香港交通服务进口对国际入境旅游影响的系数估计值为－0.082，即入境旅游的反向调整速度为8.2%；交通服务进口短期内波动，导致出境旅游的波动，波动的反向调整速度则为27.1%。交通服务出口对国际入境旅游影响的系数估计值为－0.073，即入境旅游的反向调整速度为7.3%，交通服务出口短期内波动，导致出境旅游的波动，波动的反向调整速度则为45.9%。

香港交通服务进口对货物贸易进口影响的系数估计值为－0.114，即货物贸易进口的反向调整速度为11.4%；交通服务进口短期内波动，导致货物贸易出口的波动，波动的反向调整速度则为15.5%。交通服务出口对货物贸易进口影响的系数估计值为－0.112，即货物贸易进口的反向调整速度为11.2%，交通服务出口短期内波动，导致货物贸易出口的波动，波动的反向调整速度则为15.2%。

表4误差修正模型检验

香港货物贸易进口对入境旅游影响的系数估计值为－0.126，即入境旅游的反向调整速度为12.6%；货物贸易进口短期内波动，导致出境旅游的波动，波动的反向调整速度则为46.9%。香港货物贸易出口对入境旅游影响的系数估计值为－0.128，即入境旅游的反向调整速度为12.8%；货物贸易出口短期内波动，导致出境旅游的波动，波动的反向调整速度则为47.6%。

可见，在交通服务的短期波动影响下，出境旅游恢复长期均衡的速度快于入境旅游，货物贸易出口恢复长期均衡的速度快于货物贸易进口。在货物贸易的短期波动影响下，出境旅游恢复长期均衡的速度也快于入境旅游。

（四）Granger因果关系分析

协整分析和误差修正模型表明香港交通服务进出口、国际出入境旅游、货物贸易进出口两两间存在长期均衡关系和短期变动调整，但是否构成因果关系，还要进行Granger因果关系检验，检验结果如表5所示。

香港交通服务与国际旅游的检验结果显示：交通服务进口和出口均是其入境旅游的单项Granger原因，反之不成立，原因是1997年香港回归中国，在内引外联政策支持下，运输方式多样化及便捷化突出。如香港与内地间空运、港粤间铁路客运、珠江内河客运等的建设与使用，极大地满足了港内外人员流动，为大陆游客赴港旅游提供了便利。香港交通服务进口和出口与其出境旅游额无Granger原因，是受香港面积、人口等先天资源限制，香港出境旅游在2002年以后增幅减缓，交通难以驱动其出境旅游增长。

交通服务与货物贸易的检验结果显示：香港交通服务进口和出口均是货物贸易进口的单项Granger原因，反之不成立，香港交通服务进口和出口也是货物贸易出口额增长的单项Granger原因，反之也不成立。进入21世纪，国际交通驱动货物贸易增长，间接地促进了地区经济发展。随着香港与内地间空运、珠江内河客运、公路及内河集装箱货运等多样化运输方式的相继产生，香港更多的跨境贸易变为现实。香港货物贸易进出口额不是其进出口交通额的Granger原因，这是因为，1997年以来，香港交通服务进出口额的年增长率高于货物贸易进出口额的年增长率。

表5 Granger因果关系检验

国际旅游与货物贸易的检验结果显示：入境旅游是货物贸易进口的单项Granger原因，反之不成立，出境旅游是货物贸易出口的单项Granger原因，反之也不成立。香港回归后，内地启动“赴港游”，大陆游客占香港入境旅游比迅速攀升，频繁的文化交流与人员往来促进了进出口货物贸易的增长。货物贸易进口是出境旅游的单项Granger原因，反之不成立，货物贸易出口是入境旅游的单项Granger原因，反之也不成立。2003年，香港与内地签署APEC经贸协议，与内陆之间的贸易往来更加频繁，其货物贸易进出口总额增长进入新一轮快速增长阶段。本地出口货物越多，所获得外地的兴趣与关注就越多，入境旅游额增长就越明显，相反，进口外地货物越多，香港本地居民就会更多关注外地货物，从而引发更多出境旅游。

四、结论及启示

本文运用协整分析与Granger因果检验法，对香港交通服务、国际旅游和货物贸易之间的关系进行了实证分析，得出以下结论：（1）交通服务对出入境旅游和货物进出口贸易具有显著拉动效应，货物进出口贸易对国际出入境旅游也具有明显的拉动效应。交通服务进出口对入境旅游的弹性分别是1.235 1与1.352 8，对出境旅游的弹性分别是0.319 7和0.350 2；对货物进口的弹性分别是0.773 2与0.852 1，对货物出口的弹性分别是0.727 1和0.806 6。货物贸易进出口对入境旅游的弹性分别是1.613 7与1.688 0，对出境旅游的弹性分别是0.415 9和0.430 7。（2）香港交通服务进出口与出入境旅游、货物贸易进出口两两间存在短期波动并能回到长期均衡。交通服务进口短期内波动，导致出入境旅游与贸易进出口的波动，入境旅游的反向调整速度为8.2%，出境则为27.1%，货物贸易进口的反向调整速度为11.4%，出口则为15.5%。交通服务出口短期内波动，导致出入境旅游与贸易进出口的波动，波动的反向调整速度入境旅游为7.3%，出境则为45.9%，货物贸易进口为11.2%，出口则为15.2%。货物贸易进口短期内波动，导致出入境旅游的波动，入境的反向调整速度为12.6%，出境则为46.9%。货物贸易出口短期内波动，导致出入境旅游的波动，波动的反向调整速度入境为12.8%，出境则为47.6%。（3）交通服务进出口是入境旅游的单项Granger原因，与出境旅游无Granger原因；交通服务进出口是货物贸易进出口的单项Granger原因，货物贸易进出口不是交通服务进出口的Granger原因；货物贸易进口是出境旅游的单项Granger原因，出口则是入境旅游的单项Granger原因；入境旅游是货物贸易进口的单项Granger原因，出境旅游则是其货物贸易出口的单项Granger原因。这表明，交通服务是区域经济大流通的先决条件，为人员流动与货物流动奠定了基础，在此基础上，旅游与贸易实现了相互推动，进而驱动区域实现综合信息流通。

交通服务贸易与旅游服务贸易同属服务贸易的主要项目，货物贸易则属于传统贸易，本文从香港服务贸易与货物贸易的关系视角，探讨各部门服务贸易与其货物贸易的因果关系，对政府制定政策提供了借鉴，要不断扩大运输服务贸易的出口，增加基础设施建设，提高港口、物流运输效率，为货物的进出口提供保障，进而间接促进人员的跨国流动，形成人与货互动的开放局面。“一带一路”倡议对于洛阳、西安、银川、乌鲁木齐等中西部丝路沿线城市来讲，是机遇更是挑战。香港3T互动的历史经验表明，只有抓住机遇，通过加强高铁、航空运输等交通基础建设，扩大人员与货物流动的范围，深化贸易畅通与往来的途径，才能在经济全球化加速发展的背景下，推动深层次对外开放和实现区域经济的发展。