人民币汇率波动对旅游服务贸易国际竞争力的影响

李婧，徐世海

(1.池州职业技术学院经济与管理系，安徽 池州 247000； 2.池州职业技术学院基础教学部，安徽 池州 247000)

0 引言

随着全球经济一体化和区域经济合作模式的推进，我国在国际旅游服务贸易方面的发展速度加快。根据2020年《中国统计年鉴》可知，2010—2019年，我国旅游外汇收入总额保持增长趋势，2019年旅游外汇收入总额达到92 995万美元，国际旅游总收入达到1 312.54亿美元，同年入境旅游人数突破6 572万人。但是，随着国际旅游贸易的发展，我国出境旅游人数也保持了逐年增长趋势，到2018年，我国出境旅游人数达到14 972万人。因此，国际旅游贸易方面表现为支出高于收入，出境旅游人数高于入境旅游人数。自2010年起，中国旅游服务贸易的净出口小于0，即出现了较为明显的贸易逆差，该状态一直持续到2019年11月。而从2019年12月至今，我国旅游服务贸易受到了新冠肺炎疫情的冲击。根据中国旅游研究院发布的旅游贸易数据可知，2020年我国出入境旅游人数均呈现下滑趋势，出入境旅游人数增长率均为负增长，其中入境旅游人数下降超过5 000万人，我国旅游贸易市场的总损失超过150亿人民币。可见疫情虽然减少了我国旅游贸易的支出，但同时也减少了我国国际旅游贸易的收入。2021年出入境旅游人次增长率明显回升，其中出境旅游人次同期增长率为14.7%，而入境旅游人次的同期增长率为1.2%，可见新冠肺炎疫情并未改变我国旅游服务贸易的整体形势，即我国国际旅游服务业仍然存在明显的贸易逆差。综上可知，近10年来，国际旅游服务贸易的收入与支出仍然失衡，总体而言，我国国际旅游服务贸易的国际竞争压力仍然较大。

鉴于我国国际旅游服务贸易的发展现状，研究我国旅游服务贸易国际竞争力的提升路径尤为重要，但目前专门分析人民币汇率对旅游服务贸易国际竞争力影响机制的文献还较少。已有的研究成果支持我国旅游服务国际贸易的收支与人民币的升贬值存在一定的关系，但是目前国内外针对人民币汇率和旅游服务国际贸易关系研究较少，已有的研究成果大部分支持人民币汇率与旅游服务国际贸易存在单向影响关系，但是对人民币汇率波动和旅游服务贸易国际竞争力的关系则没有定论。人民币汇率是否会对我国旅游服务贸易的国际竞争力产生影响？汇率又是如何影响旅游服务贸易的国际竞争力？这些问题均有待进一步研究和分析。同时考虑到现阶段我国在旅游服务贸易市场中的地位不断提升，基于汇率管理层面提升我国旅游服务贸易国际竞争力具有现实意义。

1 文献回顾

目前，针对旅游服务国际贸易与汇率的关系的研究较多，并得到旅游服务国际贸易与汇率之间存在不同程度的相关性这一结论。其中，美元作为世界最重要的流通货币之一，大部分学者认为美元汇率对旅游服务国际贸易影响较大。Alola等[1]使用线性和非线性自回归分布滞后协整方法(ARDL)，得到美元的升值贬值会平衡美国、加拿大、墨西哥的旅游贸易，同时短期内，美元升值会恶化美国、加拿大、墨西哥的贸易平衡，但是美元升值不会对三国的长期旅游贸易产生影响。Athari等[2]使用普通最小二乘法(OLS)和广义矩方法(GMM)，得到高汇率会对旅游贸易产生消极影响，美元升值会恶化美国与其他贸易国的旅游贸易平衡，而美元贬值在短期内会改善美国的旅游贸易平衡。可见目前多数学者认为旅游服务贸易额与美元指数存在负相关关系，但是美元指数在短期内升值并不会影响旅游服务贸易额的增长。此外，许多学者也对旅游业高度发展的马来西亚、土耳其、印度、西班牙等国的汇率波动与旅游服务贸易的关系进行研究。Iik等[3]使用非线性ARDL协整方法估计了汇率对土耳其旅游贸易平衡的短期和长期影响，证明了欧元贬值增加了土耳其到西班牙旅行的游客人数，而欧元升值对西班牙的旅游平衡没有显著的影响。Karimi等[4]通过非线性回归模型分析了汇率季度变化对旅游贸易竞争能力的影响，得到马来西亚币的升值与贬值均会导致入境旅游人数的下降，即汇率波动对国家入境旅游具有消极影响，进而导致马来西亚旅游贸易国际竞争能力下降。Sharma等[5]使用非线性自回归分布式滞后模型分析出印度汇率的波动对旅游贸易需求和贸易规模的长期负面影响大于短期影响。可见大部分学者认为汇率波动不利于旅游贸易平衡，尤其是不利于入境旅游，即对本国的旅游贸易收入产生负面影响。

人民币汇率波动对我国旅游服务贸易国际竞争力的影响，国内大部分学者主要是基于人民币汇率对本国出境和入境的旅游人数的影响，间接验证人民币汇率波动对我国旅游服务贸易的影响。熊珍琴等[6]指出中国的旅游服务贸易国际竞争力低于美国，这是受到汇率、政府支持以及产品结构等多个因素的影响，提出人民币汇率升值对中国旅游服务的进口有负向影响，进而对我国旅游服务贸易国际竞争力产生负向作用。刘啟仁等[7]则是将出入境人口作为本国国际竞争力的重要组成部分，证明了人民币实际汇率的波动会对旅游服务贸易产生第三方市场效应。

综上可知，当前的文献对汇率与旅游服务贸易的关系研究较多，但是鲜有针对人民币汇率波动如何影响旅游服务贸易国际竞争力的实证研究成果。加之国际旅游服务贸易市场与中国旅游服务贸易市场交汇程度提高，已有的研究是否适应中国这一经济体则有待进一步分析。可见当前对国际汇率市场与旅游服务行业国际贸易市场的关系研究仍具有较大的研究空间和研究价值。基于此，本文对人民币汇率波动与旅游服务贸易国际竞争力之间的长期和短期动态关系进行研究。

2 人民币汇率和中国国际旅游服务贸易发展情况

2.1 人民币汇率的波动性

2.1.1 人民币汇率的测量

基于Goldstein等[8]提出的实际有效汇率能够反映国家在国际上的竞争能力，本文使用实际有效汇率作为人民币汇率的测量指标。同时，借鉴吕风勇[9]对人民币实际有效汇率的测算，具体使用下列公式计算实际有效汇率指数(lnER)：

(1)

式中：lnER为人民币实际有效汇率指数；NERI为中国对L国的双边名义汇率；CPIC和CPIL分别为中国和L国的居民消费物价指数；W为中国对L国的贸易权数。同时，根据2010—2019年中国海关总署发布的进出口贸易交易情况，选择占中国总贸易额80%及以上国家的相关数据计算人民币实际有效汇率。当lnER提高，说明人民币升值，反之则说明人民币贬值。

2.1.2 人民币实际有效汇率指数的波动性

近25年来，我国人民币实际有效汇率呈现非稳定趋势，具体表现为上下波动，如图1所示。在1995—1998年为上升趋势，1999—2001年汇率的波动趋于平稳。2002—2005年人民币实际有效汇率又有明显的回落。2005—2015年整体呈现上升趋势，虽然在2010年出现小幅回落，但这个时间段人民币升值明显，而2016年之后，人民币实际有效汇率又开始下降。2018年人民币实际有效汇率呈现上升趋势。

图1 人民币实际有效汇率指数的波动趋势图

2.2 旅游服务贸易国际竞争力情况

2.2.1 旅游服务贸易国际竞争力的测量

基于Durand等[10]对国际竞争力测量指标的设定，结合Bobirca[11]对旅游服务贸易国际竞争力的评估，借鉴汪瑞英等[12]对旅游服务贸易国际竞争力的测量，本文选择国际市场占有率(IMS)、显示性比较优势指数(RCA)、贸易竞争优势指数(TC)、净出口显示性比较优势(NRCA)作为测量指标。

各指标计算公式如下：

IMSCt=TSEVCt/TSTEt(0≤IMSCt≤1)

(2)

RCACt=(TSEVCt/TSEt)/(TSTEt/ACTEt)

(3)

TCCt=(TSEVCt-TSPICt)/(TSEVCt+TSPICt)

(-1≤TCCt≤1)

(4)

NRCACt=(TSEVCt/TSEt)-(TSPICt/TICt)

(5)

式(2)—(5)中：TSEVCt为中国旅游服务产品t年的出口额；TSTEt为全球旅游服务产品t年的总出口额；TSEt为中国t年的总出口额；ACTEt为全球t年的总出口额；TSPICt为中国旅游服务产品t年的进口额；TICt为中国t年的总进口额。

基于旅游服务贸易国际竞争力4个测量指标的取值范围，4个测量指标均为正向指标，当国际市场占有率越大，则旅游服务贸易国际竞争力越强。显示性比较优势指数被分为4个档次，当取值大于2.5，则说明旅游服务贸易国际竞争力极强，当取值为[1.25,2.5],则旅游服务的竞争力较强，当取值为[0.8,1.25)，则旅游服务的竞争力一般，当其小于0.8，说明旅游服务的竞争力较弱。贸易竞争力指数越接近1，则旅游服务贸易比较优势越明显，贸易竞争力指数越接近-1，则旅游服务贸易的比较劣势越明显。当净出口显示性比较优势大于0，说明中国的旅游服务贸易存在竞争优势，当净出口显示性比较优势小于0，说明中国的旅游服务贸易存在竞争劣势。

图2 1995—2019年旅游服务贸易IMS变化趋势图

2.2.2 旅游服务贸易竞争力情况

25年来，随着我国国际旅游服务贸易的发展，在进入国际旅游服务贸易市场的初期阶段，我国的旅游服务贸易的国际市场占有率、显示性比较优势指数、贸易竞争优势指数、净出口显示性比较优势均有明显的发展，且有递增趋势，但是当中国开始深入到国际旅游服务贸易市场，并成为国际旅游服务贸易市场的重要参与国后，中国与发达国家在旅游服务贸易方面的差距就有所体现，发达国家的旅游服务贸易的发展优势明显。其中1995—2019年我国旅游服务贸易的国际市场占有率的波动较小，在[0.021,0.048]区间内波动,具体如图2所示。而国际旅游贸易的显示性比较优势指数变动较大，在1995—2001年保持了递增趋势，但是仍然未达到1，这一时间段的显示性比较优势一般，详见图3。2003—2013年，我国的国际旅游贸易的显示性比较优势较弱，2014—2016年显示性比较优势指数大于0.8，2017年国际旅游贸易的显示性比较优势持续下降。通过1995—2019年的贸易竞争优势指数可知，从2009年开始，我国的国际旅游贸易竞争优势指数小于0，同时越来越接近-1，与国际上其他国家的国际旅游贸易对比，我国的贸易弱势越发明显，具体如图4所示。此外，我国的国际旅游贸易的净出口显示性比较优势从2009年开始均低于0，说明从2009年开始我国国际旅游贸易出现竞争劣势，具体如图5所示。

图3 1995—2019年旅游服务贸易RCA变化趋势

图4 1995—2019年旅游服务贸易TC变化趋势

根据对1995—2019年旅游服务贸易IMS、RCA、TC、NRCA的统计可知(见表1)，我国的旅游服务贸易的国际市场占有率均值为0.035 56，说明我国旅游服务贸易的国际市场占有率仍然很低。显示性比较优势指数的均值为0.723 84，低于0.8，说明我国旅游服务贸易不具有比较优势。此外，贸易竞争优势指数为-0.149 28，净出口显示性比较优势的均值为-0.011 12，均低于0。综上可知，我国目前的旅游服务贸易的国际竞争力较弱。

图5 1995—2019年旅游服务贸易NRCA变化趋势

表1 IMS、RCA、TC、NRCA统计分析

结合当前旅游服务贸易国际竞争力的4个评价指标，使用主成分分析法求取中国旅游服务贸易国际竞争力综合得分，共提取到2个主成分，2个主成分的总解释率达到85.428%，超过85%，说明提取后的主成分能够解释原来4个因子的信息(如表2所示)。而后利用得分矩阵求取中国旅游服务贸易国际竞争力综合得分。

表2 主成分分析结果

根据主成分分析法计算可知，1995—2019年中国旅游服务贸易国际竞争力综合得分趋势如图6所示。我国在国际旅游贸易方面合作伙伴的增多，以及国际旅游贸易范围和距离的扩大，使得我国在国际旅游贸易方面可供选择的旅游目标国增多，明显增加了我国游客的出境旅游人数和出境旅游支出。但是我国本土的旅游服务规划和发展条件相对于发达国家仍存在较大的不足，使得我国的国际竞争力偏弱，且在出境旅游贸易规模增加而入境旅游规模相对增速不明显的情况下，2003—2013年我国旅游服务贸易国际竞争力下降趋势明显。

图6 1995—2019年中国旅游服务贸易国际竞争力变化趋势

2.2.3 人民币汇率波动对国际旅游服务贸易国际竞争力的影响机理

基于要素禀赋理论，国际贸易受到了要素变动的影响，用汇率表示人民币升值和贬值，即作为旅游贸易的资本要素，汇率的波动势必会引起国际贸易竞争力的变化。国际旅游服务贸易是一个动态发展过程，因此基于动态贸易理论的层面上，在国家能够充分发挥旅游资源和旅游服务技术的基础上，成本越低，则旅游竞争优势越大。人民币汇率波动对国际旅游服务贸易国际竞争力的影响主要是基于旅游价格的层面，即旅游成本的层面上，当人民币贬值，会进一步吸引入境旅游人数，有利于扩大入境旅游规模，提高我国旅游产品的总收入(对外出口额)，从而对我国旅游服务贸易国际竞争力产生积极影响。同时，汇率波动对国际旅游服务贸易的影响符合马歇尔—勒纳条件，即人民币汇率的贬值会改变我国的国际旅游服务贸易收入与支出情况，进而改善旅游服务贸易逆差。结合1995—2019年我国人民币汇率的变化趋势和旅游服务贸易国际竞争力的变化趋势可知，人民币汇率波动与旅游服务贸易国际竞争力的变化表现为相反的趋势。可见，当人民币升值，导致入境人员的中国旅游服务产品的消费成本增加，进而限制了入境旅游人数，使得外汇收入降低，不利于中国旅游服务贸易产品的对外输出，降低了我国的旅游服务贸易的总出口额，不利于我国国际旅游服务贸易国际竞争力的提升。

3 人民币汇率对旅游服务贸易国际竞争力影响的实证分析

3.1 平稳性检验

将ADF单位根检验作为研究方法，能够充分确定检验序列处于平稳状态。因此，本文使用ADF检验各变量的平稳性，具体通过EVIEWS6.0对3个变量进行ADF检验，当ADF的统计值小于5%、1%的临界值或是P值在0.05或是0.01上显著，则说明被检验的变量平稳。

表3的ADF检验结果表明，在1%的显著性水平下，旅游服务贸易国际竞争力、人民币汇率的水平序列均没有拒绝具有单位根的假设，所以其序列没有通过单位根检验，这表明在1%的显著性水平下所选变量都不是平稳数列，但是所选变量的一阶差分序列都在1%的显著性水平下，拒绝具有单位根的假设，所以其一阶差分序列通过单位根检验，均为一阶单整序列，可以运用协整方法研究变量之间的相互关系。

表3 平稳检验结果

3.2 协整关系检验

3.2.1 Johansen检验

Johansen检验，又称JJ检验，能够检验多个具有同阶单整变量之间是否存在协整关系。因此本文采用Johansen协整检验方法对相关因素进行长期均衡关系的检验。

从表4的迹检验P值和最大特征根检验P值来看，在0.05水平上存在一个协整关系，即所选变量之间存在长期的协整关系。

表4 Johansen协整检验结果

3.2.2 协整方程估计

由于lnER、SICT存在一个协整关系，可使用协整模型构建实际有效汇率与旅游服务贸易国际竞争力之间长期的均衡关系。基于此，本文构建的协整关系模型如下：

SICTt=c+αlnERt+θt

模型(1)

式中θt为随机误差项。当lnER提高一个单位，则SICT会发生(c+α)的变化。

对模型进行测试，得到的回归结果为协整方程估计参数，具体如表5所示。

表5 协整方程估计参数

根据上述方程的估计系数表明，长期来看人民币汇率对旅游服务贸易国际竞争力的影响为负向。同时，根据D-W检验可知，D-W值为2.122，大于5%的临界值，说明人民币汇率、旅游服务贸易国际竞争力之间的长期协整关系成立。

进一步对残差序列的平稳性进行检验，得到结果如表6。

表6 残差平稳性检验

上述协整方程中的残差平稳，进一步说明人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力之间存在长期且稳定的协整关系。同时，人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力之间的弹性系数为-2.400 596，可见人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力存在长期的负相关关系。这说明人民币实际有效汇率指数增加一个单位，则旅游服务贸易国际竞争力下降2.400 596个单位。

3.3 误差修正模型

基于长期协整关系模型中截距项不为0，人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力之间的长期协整关系成立，为进一步检验人民币汇率波动与旅游服务贸易国际竞争力之间是否存在短期非均衡关系，以及长期均衡关系和短期非均衡关系的自我调节变化，建立误差修正模型。

将长期协整模型中残差作为误差修正项，并建立误差修正模型，用误差修正模型反映人民币汇率波动与旅游服务贸易国际竞争力的短期动态关系，以及旅游服务贸易国际竞争力在短期内的动态调整过程。模型中引入误差修正项ECM，若滞后阶期为1，则得到的短期误差修正模型为：

ΔlnSICT=c+αΔlnER+βECM(-1)+u

模型(2)

式中：β=1-θt；ECM(-1)=lnSICTt-1-c-αlnLERt-1。

首先结合最优之后阶期的选定，依据AIC和SC最小准则，确定最优滞后阶期，基于研究数据的时间范畴为25年，分析滞后1阶期到滞后8阶期的AIC值和SC值，如表7所示。在最优滞后阶数的判断中，可以看到滞后期为1时，AIC和SC同时达到了最小，分别为-7.619 49、-7.442 12，确定模型最优滞后阶期为1阶。

表7 各滞后阶期的AIC和SC值

选择滞后1阶变量及误差修正项，对lnER和lnLPOG、lnICOP估计误差修正模型，得到各变量系数、t统计量，如表 8所示。

表8 误差修正模型分析结果

表8中ΔSICTt-1、ΔlnER、ECM(-1)这 3 个变量的系数均显著，因此得到修正模型如下：

ΔSICTt=1.487 198+0.782 682ΔSICTt-1-0.765 866ΔlnERt-0.205 055ECM(-1)

式中ECM(-1)=SICTt-1-3.678+

2.400 596lnERt-1。

从建立的误差修正模型可知，误差修正项ECM的估计参数为-0.205 055，误差向后修正，负向反馈机制成立，说明误差修正模型是正确的，即当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以20.51%的力度将非平衡拉回到均衡状态。同时，所有变量的系数均显著，说明旅游服务贸易国际竞争力短期波动受到短期人民币汇率波动和误差修正项的双重影响。短期内人民币波动对旅游服务贸易国际竞争力波动的影响显著为负，这表明人民币汇率走势对旅游服务贸易国际竞争力波动具有明显的负向预期作用，人民币汇率的系数估值为-0.765 866。

3.4 格兰杰因果关系检验

基于人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力之间存在长期协整关系，对人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力进行长期均衡的因果关系检验。将置信水平设置为95%，滞后阶数为1时,格兰杰因果检验结果表明，拒绝“人民币汇率不是旅游服务贸易国际竞争力的格兰杰原因”原假设，即人民币汇率波动是旅游服务贸易国际竞争力格兰杰原因通过检验。接受“旅游服务贸易国际竞争力不是人民币汇率的格兰杰原因”原假设。因此，人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力之间仅存在一条单向的因果关系，即为人民币汇率单向影响旅游服务贸易国际竞争力。

表9 格兰杰因果关系检验

4 结论

4.1 研究结论

基于我国出入境旅游贸易均表现出明显的回升趋势，鉴于当前我国出境旅游人次的增长率仍然大于入境旅游人次的增长率，考虑到全球贸易市场环境下的旅游服务贸易市场与人民币汇率之间的联动关系，使用主成分分析法和时间序列分析法，经过协整检验和ECM模型分析，得出以下结论：①我国旅游服务贸易国际竞争力指数整体上仍然偏低，我国的旅游服务贸易国际竞争力仍然表现出下降趋势；②人民币汇率以及旅游服务贸易国际竞争力序列均属于1阶单整序列，经过回归分析可知人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力之间存在长期协整关系，长期情况下，人民币汇率对旅游服务贸易国际竞争力产生负向影响；③人民币汇率与旅游服务贸易国际竞争力存在短期非均衡关系，短期内人民币汇率波动仍然对旅游服务贸易国际竞争力产生负向影响；④当旅游服务贸易国际竞争力的短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以20.51%的力度将旅游服务贸易国际竞争力非平衡状态拉回到均衡状态。

4.2 建议

在目前我国国际旅游服务市场全面回暖的情况下，国际旅游服务行业仍然应当重视人民币汇率风险管理。我国人民币汇率的波动对我国旅游服务国际竞争力造成明显的冲击。在国际市场中，中国应当积极出台有关人民币升值的政策与要求，通过经济与贸易层面上的相关手段，增加我国国际旅游贸易的汇率风险管理水平。同时，合理使用具有汇率倾斜的旅游贸易工具，在工具中加入汇率的影响因素，制定标准化的人民币汇率波动监测模式。特别是在新冠肺炎疫情环境下，根据国外疫情的发展情况以及相应的旅行限制政策，观察疫情情况相对乐观且疫苗接种情况良好的国家的汇率波动情况，相应的旅游贸易政策应当向疫情情况相对乐观的国家倾斜。基于动态贸易理论，积极出台政策，维护我国与其他国家汇率的稳定性，确保我国旅游服务贸易成本的相对优势，大力吸引汇率波动较低、疫情情况乐观的国家旅客入境旅游，提高入境旅游人数，进而降低人民币汇率波动对旅游服务国际贸易的冲击。

加强国际旅游服务行业管理。积极寻找汇率的盈亏收益点，国际旅游服务企业应该了解汇率的具体走势，并采取合理的分析举措与相关的优化措施，行业从业人员应当保持对人民币贬值引起的旅游服务国际贸易竞争力下降的敏感性。企业应综合考虑在目前市场环境下汇率风险管理人员的综合水平、企业抗风险能力等因素，合理调整发展战略。例如，随着美国旅行限制的撤销，中美出入境旅游贸易势必回暖，这种情况下，在中美双边旅游服务贸易中，我国旅游服务企业应当重视中美汇率波动可能引起的旅游贸易风险，并在旅游服务企业的国际贸易过程中积极规避因为人民币汇率波动而带来的风险，进而稳步提升旅游服务贸易国际竞争力。