数字技术会促进旅游服务贸易出口吗？——基于OECD与ITU国别匹配数据的实证研究

吴中庆，戴明辉，梁 威，袁红林

（1.上海市浦东新区商务委员会投资管理处，上海 200135；2.江西财经大学国际经贸学院， 江西南昌 330077；3.江西财经大学协同创新中心，江西南昌 330077）

一、引言

改革开放四十多年来，国际贸易为中国经济腾飞插上了翅膀，是推动中国经济取得历史性成就的一个重要力量。然而，中国对外贸易结构不合理，货物贸易和服务贸易严重失衡的问题较为突出。WTO贸易统计数据表明，中国服务贸易发展滞后于货物贸易，其中旅游服务贸易的发展更是堪忧①据WTO贸易统计数据，2017年中国服务贸易出口额为2264亿美元，占全球总量的4.15%，不到当年货物贸易出口全球占比的1/3。其中，旅游服务贸易出口额为388亿美元，仅占全球总量的2.93%（数据来源：https://stats.wto.org/）。。中国国土广袤，中华文明源远流长，旅游资源丰富而多样。但是，中国旅游服务贸易的出口现状，与旅游资源禀赋优势形成了强烈反差。数字技术兴起带来了经济生活的巨大变革，中国凭借超大的市场规模等优势，在数字技术驱动商业模式创新方面走在全球前列，根据数字经济论坛（Digital Economy Forum）、阿里研究院（AliResearch）和毕马威（KPMG）联合发布的《迎接全球数字经济新浪潮——2018全球数字经济发展指数》，中国2017年度全球数字经济发展指数排名仅次于美国，位居世界第二，其中全球数字消费者分指数排名世界第一。本文对数字技术与旅游服务贸易展开理论研究，一方面丰富数字经济情形下国际贸易理论研究成果，另一方面围绕中国数字经济发展优势，在补齐旅游服务贸易出口短板上提供有针对性的政策启示，对于补充国际贸易理论与政策具有显著的学术意义。

二、文献综述

以原子能、电子计算机等技术为代表的第三次工业革命，早在二十世纪中叶就以实物形态进入人类世界。但是，数字技术紧密结合现实生活、渗透并深刻影响经济活动却初现于1990年代②1996年，加拿大学者Don Tapscott在其专著《The Digtial Economy: promise and peril in the age of networked intelligence》率先提出数字经济这一概念，其本人也被誉为“数字经济之父”；1998年，美国商务部首次发布报告《The Emerging Digital Economy》，数字经济的概念由此正式成型。，其中互联网应用扮演了极其重要的角色。数字经济赋予了传统贸易一些新内容和新特征，催生了数字时代下的新贸易形式——数字贸易③Weber（2010）认为，数字贸易是通过互联网等电子化手段传输产品与服务的商业活动，其核心是数字产品或服务的内容。马述忠等（2018）认为，数字贸易是以现代信息网络为载体，通过信息通信技术的有效使用实现传统实体货物、数字产品与服务、数字化知识与信息的高效交换，进而推动消费互联网向产业互联网转型并最终实现制造业智能化的新型贸易活动，是传统贸易在数字经济时代的拓展与延伸。，并通过提高传统经济活动的运行效率推动其快速发展（孙杰，2020）。目前，以数字技术为对象的学术研究是一项热门研究，将数字技术与传统贸易联系起来的数字贸易研究近年来开始不断涌现。

现有文献多数是研究数字技术与货物贸易的关系，主要做法是基于企业或国家层面的贸易流量数据构建拓展引力模型，利用因果推断等计量方法考察数字技术的贸易影响效应。Rodriguez-Crespo等（2019）实证研究发现，使用互联网总体上对国际贸易会产生积极的影响，但是存在显著的国别异质性，互联网对高收入国家贸易流量的影响明显大于中低收入国家。Erik等（2018）基于数字平台eBay的海量交易数据，利用DID方法实证检验了人工智能的一个关键应用——机器翻译的贸易效应，发现相对于控制组（拉美以外官方语言为非英语的国家）来说，使用数字技术可以促进实验组（拉美地区官方语言为非英语的国家）出口增长至少超过17.5%。Vemuri和Siddiqi（2009）基于1985－2005年64个国家平衡面板数据的经验研究发现，信息和通信技术基础设施、商业交易互联网的可用性对国际贸易流量具有稳健和显著的正向影响。施炳展（2016）考察互联网对中国企业出口影响的研究发现，互联网通过提高企业出口率、促进企业持续出口、降低企业出口价格，显著提升了中国企业出口价值量。何勇和陈新光（2015）将互联网因素引入到国际贸易模型的理论与实证研究中，捕捉到互联网对进口贸易额、出口贸易额及进出口贸易总额均具有显著的正向影响，但对进口贸易额的影响随一国收入水平的提高而逐渐减弱，对出口贸易额的影响随一国收入水平的提高而逐渐增强。

研究数字技术对服务贸易影响的现有文献，主要是从总量上考察数字技术对服务贸易的影响效应，具体到WTO及其服务贸易总协定（GATS）四种细分模式（跨境交付、境外消费、商业存在、自然人流动）下的研究不多，可能与这方面统计数据不足有关。Choi（2010）基于1990－2006年151个国家的面板数据研究了Pooled OLS、FE、GMM等三种情形，估计结果表明，互联网发展对服务贸易进出口、进口和出口均具有促进作用，其中对服务贸易出口的影响大于进口，对服务贸易进出口总量的影响介于进口和出口之间。夏杰长和王欠欠（2019）基于2003－2012年全球33个客源国和86个目的国之间的双边网址数量（除2003年、2009年，其他年份用双边互联网使用人数进行替代）和旅游服务贸易价值量数据，发现互联网发展对双边旅游服务贸易具有显著的正向影响，其贸易弹性（0.83%）要强于总服务贸易（0.73%）、国际金融服务贸易（0.55%）、国际视听服务贸易（0.45%）和货物贸易（0.3%），发达国家双边旅游服务贸易从互联网发展中的受益程度（贸易弹性0.71%）高于发展中国家（贸易弹性0.59%）。杨巧（2018）利用2005－2015年152个国家的面板数据，实证发现互联网普及率的提高显著促进了服务贸易进出口，发达国家互联网普及率对服务贸易出口的促进作用大于发展中国家，而发展中国家互联网普及率对服务贸易进口的促进作用大于发达国家。

从现有数字技术对国际贸易的影响研究来看，国际贸易的主要不足包括：一是存在不平衡性，由于货物贸易在主流贸易理论中的核心地位，加上货物贸易的统计体系相对服务贸易更为成熟，导致数字技术的贸易效应研究依然没有摆脱“货强服弱”的路径依赖；二是存在局限性，数字技术通过降低贸易成本、改变贸易模式等方式对贸易经济学产生了冲击，数字时代下围绕服务贸易的研究逐渐增多，但是研究成果还比较单薄，往往止步于贸易总量的影响效应；三是研究深度不够，针对数字技术影响服务贸易的精细化研究以及对作用机制的逻辑探索还比较欠缺，因此对政策含义的理论支持不足。

本文的主要贡献包括：一是把数字技术的贸易效应研究细化到旅游服务贸易领域，丰富了数字时代下服务贸易研究的理论体系；二是通过对时变特征与国别分组的考察与分析，放大了数字服务贸易之于政策启示的正外部性；三是深入到数字技术影响旅游服务贸易出口的机制研究，厘清数字技术贸易效应背后的逻辑脉络。

三、理论分析与研究假说

旅游服务贸易出口归根结底属于经济学中的一个基本研究对象—需求，而需求变动则包括沿需求曲线移动和需求曲线移动两种情况。以数字技术为研究视角，考察其对旅游服务贸易出口的影响效应，同样可以在需求变动的理论框架下进行分析。在沿需求曲线移动的情形下，数字技术通过降低信息不对称迎合出境旅游的需求。通过节约旅游服务供需双方之间的搜寻与匹配成本，促进旅游服务价格下降，由此产生沿需求曲线向下移动的情况，即旅游服务需求的扩张。在需求曲线移动的情形下，数字技术通过商业模式创新创造出境旅游的需求，以及通过旅游市场转移引领出境旅游的需求。通过强化消费者对旅游服务的偏好，由此产生需求曲线向右移动的情况，同样引起旅游服务需求的扩张。图1给出数字技术促进旅游服务贸易出口的机理，下文再做更为细致的理论分析。

图1 数字技术影响旅游服务贸易出口的形成机理

（一）基于沿需求曲线移动的理论分析

一国数字技术发展程度越高，其通过数字手段（如政府或企业基于流媒体方式进行广告宣传，以及普通民众经由社交软件进行自媒体传播等）向他国宣传旅游信息的能力就越强。同时，一国数字技术发展程度越高，其通过数字手段获取他国旅游信息的能力也越强。因此，只有在目的国和客源国数字技术协同发展的情况下，数字技术促进旅游信息传播与吸收的功效才更加理想，其促进旅游服务贸易出口的影响效应更加显著。云计算、大数据等数字技术的交互使用，通过在供给侧帮助企业对目标客户进行画像，精准捕捉客户个性化需求，在需求侧可以帮助消费者有效匹配与之出境旅游偏好相符的目的国及产品，然后通过互联网、移动终端的各种应用程序向潜在消费者精准投放旅游广告。旅游广告在电子传输（Electronic Transmission）载体与对象方面的创新应用，减少了由于信息不对称造成的出境旅游消费不足的问题，旅游产业链其他环节的数字赋能，在降低信息不对称、挖掘旅游潜力方面的表现同样朝极致化方向发展。以出境旅游成本开支占比较大的航空费用为例，Google Flights和天巡网（Sky Scanner）等专业网站所提供的航班价格查询与订购功能，可以帮助消费者快速找到最优惠的价格，付款和登机手续也可以在线完成，甚至可以将登机牌下载到消费者的移动设备上①World Trade Organization, 2018.The future of world trade: How digital technologies are transforming global commerce[R].World Trade Report 2018.https:///www.wto.org/english/res_e/publications_e/world_trade_report18_e.pdf。。

数字技术通过降低信息不对称来迎合旅游需求，其本质是通过技术创新降低旅游出行中的搜寻与匹配成本，从而带来出境旅游服务价格的下降，体现为沿需求曲线向下移动导致的出境旅游服务需求扩张。

（二）基于需求曲线移动的理论分析

1.商业模式创新

数字技术的发展，最为重要的一个特征是不断向传统行业渗透，其与三次产业中的服务业融合程度最高。其中，数字技术与旅游业的结合，带来了旅游业的深刻变革。以互联网等传统方式为代表的数字技术应用，其主要功能在于促进旅游信息的传播与吸收，颠覆了纸媒体时代下的旅游营销模式，以及其他旅游产业链上的效率增进与成本节约。如果说数字技术在降低信息不对称方面的作用主要体现在迎合旅游消费需求，那么基于数字技术的商业模式创新则创造了旅游消费需求。数字技术与产业资源融合可以推动相关产业实现数字科技改造，如聚合旅游产业潜藏的价值信息，带动数字出行、智能旅游等新业态转型升级（Leo Kumar，2017；刘雪梅和杨晨熊，2017）。随着“互联网+旅游”等商业模式创新步伐的不断加快，注重对数据要素的收集、处理、分析与应用的大数据手段是创造旅游需求的重要利器。作为一个拥有超大规模市场优势的数字技术应用强国，我国目前大力推动智慧旅游①根据国家旅游局2015年1月10日发布的《关于促进智慧旅游发展的指导意见》，智慧旅游是运用新一代信息网络技术和装备，充分准确及时感知和使用各类旅游信息，从而实现旅游服务、旅游管理、旅游营销、旅游体验的智能化，促进旅游业态向综合性和融合型转型升级。的实践表明，数字技术正在不断精进旅游服务并创造旅游应用场景，景区刷脸入园、智能化办签、定制化旅游、利用VR或AR技术为游客提供沉浸式体验等多元化旅游服务和产品供给，由此开发了旅游市场中极具潜力游客的隐藏需求（黄蕊和李雪威，2021）。

2.旅游市场转移

通过降低信息不对称迎合旅游需求，以及通过商业模式创新创造旅游需求，其本质上是双边旅游服务贸易存量上的原始创造或二次开发，讨论局限于旅游服务贸易市场供求视角下的两国情形。从世界范围内来看，数字技术发展不平衡还会带来旅游服务贸易市场的结构性变化，产生出境旅游的市场转移效应。刘啟仁等（2019）关于汇率变动对旅游服务贸易的影响研究发现，客源国本币实际汇率升值一方面会从集约边际上显著增加对原有目的国的旅游消费，另一方面会从扩展边际上显著提升向新目的国出境旅游的概率，即本币实际汇率升值会对旅游服务贸易产生“第三方市场效应”②这里的“集约边际”和“扩展边际”概念借用了异质性企业贸易理论的提法，前者是指原目的国对客源国旅游服务贸易出口的增加，后者是指新目的国对客源国旅游服务贸易出口的增加。。在控制客源国数字技术的情况下，当目的国数字技术发展水平上升到一个新的高度时，对客源国消费者来说，必然导致其旅游服务降低信息不对称拥有更为显著的商业模式创新效应，从而降低旅游消费的贸易成本，增强旅游消费的福利效应。具体来说，一国数字技术发展水平越高，越有利于通过降低贸易成本和改善消费体验，强化消费者对其旅游服务的国别偏好，进而会形成旅游服务贸易出口的集约边际和扩展边际效应。

关于数字技术通过商业模式创新创造旅游需求，以及通过旅游市场转移引领旅游需求的情形分析，是通过对一国旅游产业的数字赋能，叠加旅游服务消费的价格竞争力，形成或强化该国在世界范围内旅游服务贸易出口的比较优势，从而带来消费者出境旅游需求的国别偏好，体现为需求曲线向右移动导致的出境旅游服务需求扩张。

（三）基于理论分析提出的研究假说

基于沿需求曲线移动和需求曲线移动两种情形下的理论分析，表明一国数字技术在迎合出境旅游需求、创造出境旅游需求、引领出境旅游需求三个方面都发挥了重要作用，产生旅游服务贸易出口的促进效应，由此提出假说1。

假说1：数字技术有利于促进旅游服务贸易出口。

在数字技术通过降低信息不对称引起的沿需求曲线移动，以及通过旅游市场转移引起的需求曲线移动的理论分析中，发现一国旅游服务价格竞争优势的形成乃至比较优势的强化，与数字技术发展导致的贸易成本下降关系密切，表明贸易成本可能在数字技术影响旅游服务贸易出口方面扮演传导角色，由此提出假说2。

假说2：数字技术通过降低贸易成本促进旅游服务贸易出口。

四、模型、变量与数据

（一）模型设定

本文以2008－2017年经济合作与发展组织（OECD）入境旅游贸易价值量数据，按照“年份—目的国—客源国”关键字与国际电信联盟（ITU）信息通信技术发展指数匹配得到的观测数据为研究样本，通过计量回归考察数字技术对旅游服务贸易出口的影响效应，设定拓展引力模型如下①本文实证数据涉及的年份（2008、2010、2011、2012、2013、2015、2016、2017）不具有连续性，所以参照夏杰长和王欠欠（2019）的做法，使用Pooled OLS进行回归。：

式（1）中，被解释变量lnTourismijt表示第t年客源国j到目的国i出境旅游产生总消费价值量的对数，lnICTijt表示第t年目的国i和客源国j数字技术发展水平的复合情况，Xjt表 示第t年客源国j影响其出境旅游有关特征变量的集合，δi、θt分别表示目的国i的国家效应和年份t的时间效应，εijt表示随机扰动项。

（二）变量说明及数据来源

1.被解释变量

出境旅游服务贸易价值量（Tourismijt）的基础数据来源于OECD数据库的出境旅游（Outbound tourism）统计指标，为了消除可能存在的异方差问题，对Tourismijt进行对数化处理得到lnTourismijt，作为本文的被解释变量。由于客源国经济规模控制变量与这里的被解释变量观测数据为同一年份，所以不需要按照物价平减指数进行校正。

2.解释变量

关于数字技术的测度方法，本文参照OH等（2020）的办法，选取ITU发布的信息与通信技术发展指数（ICT Development Index）来衡量一国数字技术发展水平①具体数据来自于《ITU Measuring the Information Society Reports》（2007、2009、2010、2011、2012、2013、2014、2015、2016、2017、2018），这也是制约本文只能使用2008－2017年实证数据的原因。。考虑到数字技术影响旅游服务贸易出口取决于客源国和目的国数字技术协同发展水平，所以按照规模报酬不变的CD生产函数方法进行复合，即ICTijt=（假定双边国家数字技术起相同作用，所以α初始取值为0.5，后续稳健性检验对其进行调整），以其对数值（lnICTijt）作为解释变量。

3.控制变量

控制变量（Xjt）包括客源国国家层面的特征变量，主要是纳入拓展引力模型中反映经济规模、人口规模、地理特征、文化特征、开放程度等方面的因素。其中，经济规模用客源国j第t年国内生产总值（lnGDPjt）衡量；人口规模用客源国j第t年人口基数（lnPOPjt）衡量；地理特征用客源国与目的国距离（lndistance）、是否接壤（contig）衡量；文化特征用客源国与目的国是否拥有共同语言（comlang）、是否曾为共同殖民地（comcol）衡量；开放程度用客源国j第t年对外贸易依存度（openjt）、是否加入WTO（WTOjt）衡量。控制变量具体定义详见表1。

表1 控制变量定义

（三）描述性统计

表2报告了进入计量模型式（1）的所有变量的描述性统计情况，并针对被解释变量与解释变量进行了相关性分析。从Spearman相关系数检验结果来看，初步可以判断数字技术（lnICT）与旅游服务贸易出口（lnTourism）在统计上表现为显著的正向关系，两者之间在逻辑上是否存在因果效应，则是本文着力要探索的问题。

表2 描述性统计

表2 （续）

五、实证结果分析

（一）基准回归

基于2008、2010、2011、2012、2013、2015、2016、2017年累计8个年份的入境旅游贸易价值量，得到样本容量为2132个“年份—目的国—客源国”的面板数据。基准回归结果见表3。其中，模型（1）是在控制国家效应和时间效应下仅针对解释变量（lnICT）进行的回归，模型（2）－（6）是在逐步引入经济规模（lnGDPj）、人口规模（lnPOPj）、地理特征（lndistance和contig）、文化特征（comlang和comcol）、开放程度（openj和WTOj）等控制变量后的回归结果。

表3 基准回归结果

由表3可以看出，从模型（1）到模型（6）中，数字技术（lnICT）的回归系数均在1%的水平下显著为正，表明数字技术对旅游贸易价值量（lnTourism）存在高度显著的正向影响，与夏杰长和王欠欠（2019）关于双边网址数量视角下的旅游服务贸易出口效应结论一致，并初步验证了上文提出的假说1。另外，多变量联合显著性F检验同样高度显著，其对应的伴随概率p值均远远小于1%；在加入全部控制变量后，拟合优度Adj-R2达到0.7877，总体来看本文的基准回归效果较为理想。

从控制变量的回归结果来看，总体与理论预期基本一致。其中，客源国经济规模（lnGDPj）显著为正，表明一国经济发展情况越好，越有利于其国民出境旅游；客源国人口基数（lnPOPj）不显著，表明一国人口基数并不是其国民出境旅游的充分条件；两国距离（lndistance）越远或领土接壤（contig），越有利于出境旅游服务贸易增长；两国拥有共同语言（comlang），有利于促进出境旅游服务贸易发展；曾共同被他国殖民（comcol）的回归结果不显著，说明两国被共同殖民并没有促进其文化交融；客源国外贸依存度（openj）及加入WTO（WTOj）的回归结果显著为负，可能是货物贸易对出境旅游服务贸易存在替代效应，而非WTO成员在民众出境旅游方面表现出一定的融入全球的国民偏好。

（二）内生性检验

关于数字技术促进旅游服务贸易出口可能存在的内生性问题，主要来源于遗漏变量偏误和逆向因果关系。本文在面板数据的基础上控制了国家效应和时间效应，所以能够缓解由遗漏变量偏误导致的内生性问题。但是当一国民众倾向于选择到某一个目的国出境旅游时，可能会间接促进两国政府和民间力量围绕旅游服务贸易进行数字技术投资，进而为出境旅游提供更加便利化的数字服务，即数字技术与旅游服务贸易出口可能会存在逆向因果的关系。

本文按照构造工具变量（IV）的“滞后期法”，选取数字技术（lnICT）的滞后1期和滞后2期作为lnICT的IV。一方面，一国数字技术的发展具有连续性，所以IV满足相关性条件；另一方面旅游服务贸易出口与滞后1期和滞后2期的lnICT不相关，所以IV满足外生性条件。表4报告了基于广义矩估计（GMM）和有限信息最大似然估计（LIML）方法的内生性检验结果。

表4 内生性检验结果

基于GMM和LIML估计方法，以及考虑异方差稳健标准误（robust）的内生性检验结果表明，相同IV估计方法下lnICT的回归系数均相同且显著大于0，加入“robust”选项后的显著性水平略有下降，但都达到了1%的显著性水平；不同IV估计方法下lnICT的回归系数略有差异，但始终显著为正。另外，识别不足检验Anderson canon.corr.LM统计量对应的伴随概率p值均小于1%，弱工具变量检验Cragg-Donald Wald F统计量均远大于经验法则10，过度识别检验Sargan（或Hansen J）统计量对应的伴随概率p值均超过10%。上述估计和检验结果说明，本文所选取的IV是有效的，由此验证了数字技术正向影响旅游服务贸易出口的因果效应。

（三）动态效应分析和异质性检验

1.动态效应分析

为更加细致地考察数字技术对旅游服务贸易出口影响效应的演化趋势，本文构造数字技术代理变量（lnICT）与年份虚拟变量Yj（被考察年份为j时，取值为1；否则，取值为0）的交乘项（lnICT×Yj），替换基准回归中的解释变量lnICT①lnICT不能加入计量模型，否则会引起完全共线性问题。重新回归，表5报告了动态效应检验结果。

表5 动态效应检验结果

从解释变量的回归系数及其连线图的形态来看，总体上数字技术正向影响旅游服务贸易出口具有良好的稳健性（各年份lnICT的回归系数均显著为正），但表现出非线性增长的时变特征。其中，2008－2015年lnICT的回归系数逐渐变小、显著性水平逐渐减弱，数字技术正向影响旅游服务贸易出口呈现出边际贡献递减的经济规律；2016年lnICT的回归系数（1.0888）陡升至考察期内的最高水平，2017年又表现出明显的回落趋势，数字技术正向影响旅游服务贸易出口的贸易弹性边际递减规律再次显现。

2.异质性检验

本文基于发达（北方）经济体和发展中（南方）经济体两大阵营的基础数据①本文根据UN关于人类发展指数、WB关于高收入经济体、IMF和CIA关于发达经济体的相关评价标准，将样本中的美国、加拿大、澳大利亚、新西兰、英国、爱尔兰、法国、荷兰、比利时、卢森堡、德国、奥地利、瑞士、挪威、冰岛、丹麦、瑞典、芬兰、意大利、西班牙、葡萄牙、希腊、斯洛文尼亚、捷克、斯洛伐克、马耳他、塞浦路斯、日本、韩国、新加坡、以色列等31个发达经济体归类为北方，其余经济体视为南方。，构造“北—北”“北—南”“南—北”“南—南”4个子样本组合，通过计量分析捕捉数字技术影响旅游服务贸易出口的“南北”异质性，表6报告了异质性检验结果。

表6 国别异质性检验结果

从解释变量回归系数的形态来看，数字技术对旅游服务贸易出口的影响存在明显的国别组合异质性。首先，“北—南”“南—北”两对经济体组合的回归系数不显著，说明数字技术对发展程度迥异的经济体之间的旅游服务贸易出口没有影响；其次，“北—北”“南—南”两对经济体组合的回归系数均显著为正，说明数字技术对发展程度相似经济体之间的旅游服务贸易出口具有正向影响；最后，“南—南”经济体组合的回归系数及其显著性水平明显大于“北—北”组合经济体，表明数字技术对旅游服务贸易出口的促进在南方经济体潜力最大。其原因可能是，两大阵营经济体之间存在“数字鸿沟”，数字技术发展程度的不平衡抵消了其对旅游服务贸易出口的促进作用；同一阵营内部经济体之间数字技术较为均衡，其协同效应有利于促进旅游服务贸易出口；虽然南方经济体数字技术发展相对滞后，但是其提升的空间和潜力相对更大，相应对旅游服务贸易出口的促进作用也更强。杨巧（2018）基于总体服务贸易出口的研究认为，发达国家互联网普及率对服务贸易出口的促进作用大于发展中国家；而本文基于细化到服务贸易出口的研究认为，数字技术对“南—南”经济体旅游服务贸易出口的促进作用大于“北—北”经济体，说明针对服务贸易总量下的精细化研究可能会得到新的发现。

（四）稳健性检验

上文在基准回归中逐步加入控制变量的实证结果表明，数字技术正向影响旅游服务贸易出口的研究结论具有一定的稳健性。本文进一步根据旅游服务贸易出口价值量调整样本范围，以及通过调整数字技术测度公式中的复合弹性参数α的取值，展开稳健性检验，表7报告了检验结果。

表7 稳健性检验结果

1.调整样本范围

根据旅游服务贸易出口价值量横截面数据确定中位数，再将整体样本分为“中位数以下”“中位数以上”2个子样本，基于Pooled OLS方法分别进行回归，lnICT的回归系数均显著为正，但是“中位数以下”子样本的回归系数及其显著性水平明显小于“中位数以上”子样本，可能是对于吸引他国游客入境旅游人数较少的目的国来说，由于旅游资源、配套条件等禀赋劣势导致其出口旅游服务贸易的能力受到限制，进而对数字技术的敏感性不够①统计数据也印证了这一点，“中位数以下”子样本lnTourism的标准差0.6564，明显低于“中位数以上”子样本的标准差0.8639。。

2.调整复合弹性参数α取值

将双边数字技术复合弹性参数α由基准回归中的0.5分别调整为0.4和0.6，继续按照上述办法进行回归，lnICT的回归系数分别为1.0521、1.0607，在1%的水平上仍然显著，说明调整复合弹性参数α取值不会改变数字技术对旅游服务贸易出口的正向影响。

上述稳健性检验结果表明，虽然lnICT的回归系数及显著性水平存在一定差异，但其符号方向和显著性水平没有发生根本的改变，说明本文关于 数字技术正向影响旅游服务贸易出口的基本结论具有良好的稳健性。

（五）作用机制检验

本文通过构造中介变量—贸易成本，采用中介效应模型分析数字技术促进旅游服务贸易出口的作用机理。

关于数字技术通过贸易成本影响旅游服务贸易出口的传导路径，设想如图2所示。

图2 数字技术影响旅游服务贸易出口的传导路径

数字技术通过贸易成本影响旅游服务贸易出口的计量方程构建如下：

式（2）贸易成本（lnTradecostijt）对数字技术（lnICTijt）的回归，主要目的是检验贸易成本作为中介变量是否显著，希望得到的实证结果是显著为负。式（3）是在上文计量方程式（1）的右边加入中介变量lnTradecostijt，主要目的是检验数字技术是否存在通过贸易成本影响旅游服务贸易出口的作用机制，希望得到的实证结果是显著为负，显著为正（部分传导）或不显著（完全传导）。其中，lnTradecostijt来自于World Bank贸易成本数据库（International Trade Costs），按照“年份—目的国—客源国”关键字与式（1）的研究样本进行匹配，得到式（2）～（3）所需要的实证数据。需要说明的是，International Trade Costs数据库仅提供了农业（Agriculture）、制造业（Maufacturing）和总体贸易（Total-Trade）3个部门（Sector）的双边贸易成本，根据本文的研究需要，从相关性角度排除Agriculture和Maufacturing统计指标，选取Total Trade用以衡量中介变量—贸易成本。此外，其他控制变量及扰动项与式（1）一致，不再赘述。

1.参数估计方法检验

本文参考温忠麟等（2004）的做法，采用参数估计方法进行检验，检验结果如表8所示。在模型（1）中，数字技术（lnICT）对旅游服务贸易出口（lnTourism）有显著的正向影响（β=1.0850；p<1%）；在模型（2）中，lnICT对贸易成本（lnTradecost）有显著的负向影响（β=−0.5917；p<1%）；模型（3）在模型（1）的基础上加入中介变量（lnTradecost）后，lnICT对lnTourism仍然存在显著的正向影响（β=0.7379；p<1%），但回归系数及其显著性水平均出现一定程度的下降，而lnTradecost对lnTourism继续保持显著的负向影响（β=-0.5865；p<1%），回归系数变化较小但显著性水平明显上升。回归结果表明，数字技术促进旅游服务贸易出口的作用机制部分来自于贸易成本的路径传导。

表8 基于参数估计方法的检验结果

2.非参数估计方法检验

上述基于参数估计方法进行的统计推断，可能会存在结果不稳定的问题①参数估计方法假设扰动项服从某个特定的分布（如正态分布），过于严格的假定可能会导致统计推断的结果不稳定。。为此，本文再利用Hayes和Scharkow（2013）提出的非参数估计自抽样（Bootstrap）方法进行检验（n=5000），表9报告了检验结果。其中，数字技术（lnICT）通过贸易成本（lnTradecost）对旅游贸易出口（lnTourism）的间接效应点估计值为0.5552，其偏差矫正的95%置信区间[0.4447，0.7224]不包括0；而在控制了lnTradecost的中介作用后，lnICT对lnTourism的直接效应点估计值为0.0022，其偏差矫正的95%置信区间[−0.3363，0.2950]包括0。这一结果表明，数字技术促进旅游贸易出口的作用机制，完全通过贸易成本进行传导。另外，被解释变量（lnTradecost）、中介变量（lnTradecost）及解释变量（lnICT）之间的回归结果与参数估计方法的形态一致，说明作用机制检验结果具有较好的稳健性①数字技术（lnICT）对旅游服务贸易出口（lnTourism）存在显著的正向影响，其点估计值为0.5574，偏差矫正的95%置信区间[0.2301，0.8993]不包括0；lnICT对贸易成本（lnTradecost）存在显著的负向影响，其点估计值为−0.5421，偏差矫正的95%置信区间[−0.6390，−0.4702]不包括0；lnTradecost对lnTourism存在显著的负向影响，其点估计值为−1.0240，偏差矫正的95%置信区间[−1.2641，−0.7982]不包括0。。

表9 基于非参数估计方法的检验结果

综合作用机制检验结果，参数估计方法和非参数估计方法发现了三个特征：一是数字技术对旅游服务贸易出口具有促进效应；二是数字技术对贸易成本具有抑制效应；三是降低贸易成本有利于促进旅游服务贸易出口。更为重要的是，实证结果揭示了数字技术正向影响旅游服务贸易出口的作用机制，即数字技术是通过降低贸易成本的传导路径实现对旅游服务贸易出口的促进作用，验证了上文提出的假说2。其中，参数估计方法反映出部分传导的作用机制，而非参数估计方法则捕捉到完全传导的作用机制。

六、主要结论与政策启示

本文围绕数字技术对旅游服务贸易出口的影响效应，进行理论分析并提出了研究假说。基于OECD与ITU的国别匹配数据，通过构造拓展引力模型并使用Pooled OLS估计方法，对研究假说进行了验证。结果发现：（1）数字技术对旅游服务贸易出口具有显著的正向影响，内生性检验和稳健性检验表明，数字技术对旅游服务贸易出口的促进作用存在因果效应；（2）除个别年份的正向冲击之外，数字技术对旅游服务贸易出口的正向影响表现出边际贡献递减的时变特征，说明数字技术促进旅游服务贸易出口的经验规律基本与经济学直觉相符；（3）数字技术对旅游服务贸易出口的促进作用在“南—南”和“北—北”经济体组合中较为明显，且前者强于后者，而在“北—南”和“南—北”经济体组合中并不明显。基于中介效应模型的作用机制检验发现，参数和非参数估计方法一致表明，数字技术通过降低贸易成本的传导路径实现对旅游服务贸易出口的正向影响。

从世界形势来看，随着新冠疫苗的推广，世界经济将逐渐复苏。在全球出境旅游报复性消费的未来预期下，中国应该抓住契机推动对外贸易高质量发展。（1）加快5G网络建设，巩固并扩大我国数字技术应用优势，推动信息通信技术与商旅模式创新迭代升级，为境外游客提供更加友好的消费环境；（2）加快落实“五通”目标任务，弥合我国与“一带一路”沿线国家之间的“数字鸿沟”，提升数字技术对旅游服务贸易出口的促进效应；（3）强化国际交流与合作，推动《区域全面经济伙伴关系协定》（RCEP）、《中欧自由贸易协定》等RTA和BIT贸易协定加快生效，实质性降低双边贸易成本；（4）积极参与全球数字贸易治理体系建设，对内处理好公平竞争与市场垄断，对外平衡好数字流通与数据安全，在数字规则制定和制度设计方面主动掌握话语权。