馬紅紅，孫根年

（1.重慶師范大學(xué)涉外商貿(mào)學(xué)院，重慶合川401520；2.陜西師范大學(xué)旅游與環(huán)境學(xué)院，陜西西安710119）

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化與區(qū)域融合發(fā)展進(jìn)程的加快，世界各地在交通運(yùn)輸、出入境旅游與國際進(jìn)出口貿(mào)易領(lǐng)域不斷發(fā)展，成為帶動(dòng)國家（或地區(qū)）間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的重要籌碼。香港地處我國華南地區(qū)，由香港島、九龍、新界等眾多島嶼組成，地理位置得天獨(dú)厚，是高度繁榮的國際化大都市。香港與紐約、倫敦并稱為“紐倫港”，是世界第三大金融中心，貨物貿(mào)易中轉(zhuǎn)集聚、航運(yùn)空運(yùn)便捷發(fā)達(dá)，并享有“購物天堂”的國際盛譽(yù)，吸引了四面八方的游客入境。1997年香港順利回歸中國。1998年由于受亞洲金融危機(jī)影響，香港經(jīng)濟(jì)貿(mào)易停滯不前、出入境旅游接連萎縮。為了重振香港，中央政府與其簽署CEPA經(jīng)貿(mào)協(xié)議，開放入港“自由行”，使得赴港旅游人數(shù)大幅攀升，香港迎來了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的黃金期。據(jù)香港特區(qū)政府相關(guān)統(tǒng)計(jì)，從1998—2013年，貨物貿(mào)易總額從30 710億港元增長至76 204億港元，漲幅達(dá)148%；交通服務(wù)進(jìn)出口總額從1 375.8億港元增長至3 829.7億港元，漲幅達(dá)178%；而出入境旅游總額則從1 578.2億港元增長至4 665.1億港元，漲幅達(dá)196%。此外，瑞士洛桑IMD國際競爭力排名報(bào)告顯示，2011—2012年香港國際競爭力位居全球榜首，這充分表明在中央政府的政策支持下，香港的國際地位與經(jīng)濟(jì)發(fā)展重獲新生。除去相關(guān)政策因素，香港在交通運(yùn)輸、貨物貿(mào)易及出入境旅游三個(gè)領(lǐng)域同步增長，是否三者間彼此存在某種相互聯(lián)系及協(xié)整關(guān)系，這是本文研究的焦點(diǎn)。

回顧國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，最早是交通與旅游關(guān)系的研究。保繼剛、楚義芳發(fā)現(xiàn)交通運(yùn)輸是推動(dòng)旅游業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵［1］；蘇建軍研究發(fā)現(xiàn)旅游者數(shù)量與交通客運(yùn)量之間存在某種均衡關(guān)系［2］。國際旅游與國際貿(mào)易的關(guān)系研究方面，Kulendran和Wilson首次提出國際旅游與國際貿(mào)易是否存在關(guān)系的疑問［3］，Shan和Wilson運(yùn)用VAR模型對中國與伙伴國間進(jìn)出口貿(mào)易與旅游的因果關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，得出貿(mào)易通過引發(fā)國際關(guān)注進(jìn)而帶動(dòng)國際旅游的發(fā)展的結(jié)論［4］；孫根年首次提出“旅游引發(fā)貿(mào)易、貿(mào)易促進(jìn)旅游”的觀點(diǎn)［6］，隨后通過對日韓、東盟、蒙古邊境國及歐洲七國與我國旅游流和貿(mào)易流互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)二者存在某種關(guān)系［7-10］。有關(guān)交通與貿(mào)易關(guān)系的研究方面，曾鵬通過比較中國十大城市交通運(yùn)輸方式對國內(nèi)貿(mào)易的貢獻(xiàn)承載力，發(fā)現(xiàn)交通推動(dòng)了貨物貿(mào)易的發(fā)展［11］。以上研究對交通、旅游、貿(mào)易三者的互動(dòng)關(guān)系提供了理論依據(jù)，但還未見從廣義視角探討交通、旅游、貿(mào)易三者間的互動(dòng)關(guān)系。在案例研究地選擇方面，僅局限于國與國、國家與地區(qū)之間，并沒有對單獨(dú)案例國（或地區(qū)）交通、旅游與貿(mào)易發(fā)展的相互關(guān)聯(lián)性進(jìn)行研究。杜美齡、孫根年基于世界統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對國際交通-旅游-貿(mào)易（3T）間的關(guān)系進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，模擬得出了兩兩間的相關(guān)性系數(shù)［12］，但其分析過于宏觀，對區(qū)域發(fā)展來講啟示意義有限。此外，由于受到研究方法的局限，上述研究的可靠性有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

基于上述研究的不足，本文以中國香港特區(qū)為案例研究地，運(yùn)用協(xié)整分析及Granger因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头治銎?T間的均衡關(guān)系和因果關(guān)系，旨在揭示香港經(jīng)濟(jì)強(qiáng)大背后的內(nèi)在原因，并對新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶相關(guān)樞紐城市的發(fā)展與建設(shè)提供借鑒。

二、概念模型、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）概念模型

如圖1所示，在國際交往的空間尺度上，存在三種彼此聯(lián)系的子系統(tǒng)，分別是交通流、旅游流和貿(mào)易流。國際交通運(yùn)輸貨物和人員，是貨物與人員大范圍流動(dòng)的基礎(chǔ)。國際貿(mào)易是各種商品和資源在伙伴國之間的相互輸入，加強(qiáng)了區(qū)域間的經(jīng)貿(mào)交流，堪稱國民經(jīng)濟(jì)增長的第三個(gè)發(fā)動(dòng)機(jī)［13］。國際旅游則是人員的跨國流動(dòng)，也是國際服務(wù)貿(mào)易的核心產(chǎn)業(yè)。從經(jīng)濟(jì)目的物流方式來看，進(jìn)口貿(mào)易支出外匯，出口貿(mào)易收入外匯；入境旅游收入外匯，出境旅游支出外匯。

圖1 國際貿(mào)易、國際交通與國際旅游三維互動(dòng)概念模型

國際交通與國際旅游間存在相互聯(lián)系。交通運(yùn)輸為出入境旅游提供便利，出入境旅游發(fā)展的每一個(gè)階段又要求加強(qiáng)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。國際交通與貿(mào)易的作用表現(xiàn)為，國際交通通過遠(yuǎn)洋航運(yùn)、航空、跨國鐵路等實(shí)現(xiàn)貨物的跨國交易，提高了國際貿(mào)易的效率，尤其是集裝箱碼頭，使得國際交易成本大為降低。而國際貿(mào)易在全球范圍的進(jìn)一步擴(kuò)大又推動(dòng)了貨物運(yùn)輸方式的變革。國際旅游即出入境旅游，可以滋生地區(qū)文化效應(yīng)，這主要是由國際旅游者中的商務(wù)、會(huì)議旅游者在購買目的地旅游商品時(shí)所引發(fā)的潛在國際貿(mào)易，成為隱藏的國際貨物流。而國際貿(mào)易在滿足對方國家消費(fèi)者需求的同時(shí)，又引發(fā)了消費(fèi)者對生產(chǎn)地的興趣與關(guān)注，將催生出更多的出游決策，可以說國際貿(mào)易是貨物的國際旅游。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文收集1997—2013年時(shí)間序列數(shù)據(jù)：交通數(shù)據(jù)采用香港運(yùn)輸服務(wù)貿(mào)易額，分服務(wù)進(jìn)口（記為TPimp）和出口（記為TPexp）兩項(xiàng)；旅游數(shù)據(jù)采用旅游服務(wù)貿(mào)易額，即入境旅游（記為TRint）和出境旅游（記為TRout）；貿(mào)易數(shù)據(jù)采用狹義的商品貿(mào)易額，是香港與其貿(mào)易伙伴間的貨物進(jìn)口（記為TDimp）與出口（記為TDexp）。上述數(shù)據(jù)來源于香港特區(qū)政府統(tǒng)計(jì)處：http://www.censtatd.gov.hk（歷年香港統(tǒng)計(jì)年刊），各指標(biāo)解釋權(quán)歸香港特區(qū)政府統(tǒng)計(jì)處所有。為了消除所得數(shù)據(jù)方差，本文對各時(shí)間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)形式，并不會(huì)改變時(shí)間序列數(shù)據(jù)的性質(zhì)和相互關(guān)系。

（三）研究方法

本文采用協(xié)整分析與Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法，假設(shè)有時(shí)序變量X和Y，若Y是X的Granger原因，則Y的變化先于X，二者存在以下關(guān)系模型：

其中，εt和 λt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，且 E（εt，λt）=0，m 為最大滯后期。

Granger因果檢驗(yàn)具體包括四個(gè)步驟。第一步，檢驗(yàn)變量是否平穩(wěn)。通過ADF分別檢驗(yàn)香港交通進(jìn)出口額、旅游進(jìn)出口額和貿(mào)易進(jìn)出口額6個(gè)差分序列是否平穩(wěn)。若都是同階單整序列，則可繼續(xù)考察變量間的協(xié)整關(guān)系。第二步，對同階單整序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)（Cointegraion），建立變量間的協(xié)整方程并估計(jì)參數(shù)值的大小，得到相應(yīng)殘差序列；進(jìn)一步檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，若結(jié)果是平穩(wěn)的，則表明變量間存在協(xié)整關(guān)系。第三步，分析變量間是否存在短期均衡關(guān)系。將殘差看作一個(gè)解釋變量，與其余反應(yīng)短期波動(dòng)的解釋變量一起建立短期的誤差修正模型（Error Correction Model）。第四步，對各組變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

三、時(shí)間序列協(xié)整分析與Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

（一）變量平穩(wěn)性分析

在檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系之前，要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷每個(gè)序列是否為單整序列。若某序列不平穩(wěn)，則需進(jìn)行一階或二階差分，繼續(xù)檢驗(yàn)其是否平穩(wěn)。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗(yàn)法，應(yīng)用Eviews7.2軟件分別對經(jīng)過對數(shù)處理的香港交通服務(wù)進(jìn)口額（LTPimp）、交通服務(wù)出口額（LTPexp）、入境旅游（LTRint）、出境旅游（LTRout）、進(jìn)口貿(mào)易額（LTDimp）和出口貿(mào)易額（LTDexp）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的顯著水平下，六組變量序列經(jīng)過一階差分后均平穩(wěn)，即均是一階單整I（1），時(shí)間趨勢和序列自相關(guān)已消除，據(jù)此可進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整分析

得出殘差序列，并進(jìn)行命名保存，且對（3）式中所得的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通過分別構(gòu)建香港TP與TR、TP與TD、TR與TD三組12個(gè)序列間的回歸模型，依次得出殘差序列e1至e12，結(jié)果如表2所示。

采用AIC最小原則確定最佳滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示：殘差單位根檢驗(yàn)在5%的置信水平下，均拒絕原假設(shè)，表明各個(gè)殘差序列均平穩(wěn)，即香港交通服務(wù)進(jìn)出口與出入境旅游、貨物進(jìn)出口貿(mào)易之間，出入境旅游與貨物進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長期均衡關(guān)系，其協(xié)整方程如表3所示。各統(tǒng)計(jì)量估計(jì)參數(shù)均顯著，方程判決系數(shù)R2值在0.847 8以上，模擬效果較為理想。

本文采用E-G（Engle-Granger）兩步檢驗(yàn)法檢驗(yàn)各組變量之間是否協(xié)整。其方法是：

若序列Xt和Yt都是I（1）單整的，采用OLS估計(jì)回歸模型：

表2殘差序列ADF根檢驗(yàn)

表3變量間協(xié)整方程

表3中的方程（4）和（6）分別是交通服務(wù)進(jìn)口和出口與入境旅游間的協(xié)整方程，TPimp與TPexp的系數(shù)估計(jì)值分別為1.235 1與1.352 8，表明交通服務(wù)出口每增長1%，入境旅游將增長1.352 8%；交通服務(wù)進(jìn)口每增長1%，入境旅游將增長1.235 1%。方程（5）和（7）分別是香港交通服務(wù)進(jìn)口額和出口額與出境旅游間的協(xié)整方程。TPimp與TPexp的系數(shù)估計(jì)值分別為0.319 7和0.350 2，顯示出交通服務(wù)出口每增長1%，出境旅游將增長0.350 2%；交通服務(wù)進(jìn)口每增長1%，出境旅游將增長0.319 7%。

表3中的方程（8）和（10）分別是交通服務(wù)進(jìn)口和出口與貨物貿(mào)易進(jìn)口間的協(xié)整方程，TPimp與TPexp的系數(shù)估計(jì)值分是0.773 2與0.852 1，表明交通服務(wù)出口每增長1%，貨物貿(mào)易進(jìn)口將增長0.852 1%；交通服務(wù)進(jìn)口每增長1%，貨物貿(mào)易進(jìn)口將增長0.773 2%。方程（9）和（11）分別是香港交通服務(wù)進(jìn)口和出口與貨物貿(mào)易出口序列間的協(xié)整方程。TPimp與TPexp的系數(shù)估計(jì)值分別是0.727 1和0.806 6，顯示交通服務(wù)出口每增長1%，貨物貿(mào)易出口將增長0.806 6%，交通服務(wù)進(jìn)口額每增長1%，帶來貨物貿(mào)易出口0.727 1%的增長。

表3中的方程（12）和（14）分別是香港貨物貿(mào)易進(jìn)口和出口與入境旅游間的協(xié)整方程。TDimp與TDexp的系數(shù)估計(jì)值分別是1.613 7和1.688 0，表明貨物貿(mào)易出口每增長1%，入境旅游將增長1.688 0%；貨物貿(mào)易進(jìn)口每增長1%，入境旅游將增長1.613 7%。方程（13）和（15）分別是香港貨物貿(mào)易進(jìn)口和出口與出境旅游序列間的協(xié)整方程。TDimp與TDexp的系數(shù)估計(jì)值分別是0.415 9和0.430 7，表明貨物貿(mào)易出口每增長1%，出境旅游將增長0.430 7%；貨物貿(mào)易進(jìn)口每增長1%，出境旅游將增長0.415 9%。

據(jù)此可以初步判斷：香港交通服務(wù)對其國際出入境旅游和貨物進(jìn)出口貿(mào)易具有顯著拉動(dòng)效應(yīng)，且交通服務(wù)對入境旅游的效益大于出境旅游，對貨物貿(mào)易進(jìn)口的效益大于貨物貿(mào)易出口。貨物貿(mào)易對國際出入境旅游也具有明顯的拉動(dòng)效應(yīng)，系數(shù)估計(jì)值顯示貨物貿(mào)易對入境旅游的效益大于出境旅游。

（三）誤差修正模型檢驗(yàn)

協(xié)整分析表明變量間是長期均衡的，但是否存在短期均衡則要通過建立短期動(dòng)態(tài)模型來反映其偏離長期均衡的修正機(jī)制，即誤差修正模型（Error Correction Model）。在分析變量TPimp、TPexp、TRint、TRout、TDimp 和 TDexp 間長期關(guān)系的基礎(chǔ)上，采用向量誤差修正模型（VECM）進(jìn)行分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?，誤差修正項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，AIC、SC值均較小，對數(shù)似然統(tǒng)計(jì)量（Log Likelihood）較大，擬合優(yōu)度較佳，模型解釋能力較強(qiáng)，這說明香港交通服務(wù)貿(mào)易、國際出入境旅游和貨物貿(mào)易發(fā)展兩兩間存在短期均衡關(guān)系。

由表4可知，香港交通服務(wù)進(jìn)口對國際入境旅游影響的系數(shù)估計(jì)值為－0.082，即入境旅游的反向調(diào)整速度為8.2%；交通服務(wù)進(jìn)口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出境旅游的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度則為27.1%。交通服務(wù)出口對國際入境旅游影響的系數(shù)估計(jì)值為－0.073，即入境旅游的反向調(diào)整速度為7.3%，交通服務(wù)出口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出境旅游的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度則為45.9%。

香港交通服務(wù)進(jìn)口對貨物貿(mào)易進(jìn)口影響的系數(shù)估計(jì)值為－0.114，即貨物貿(mào)易進(jìn)口的反向調(diào)整速度為11.4%；交通服務(wù)進(jìn)口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致貨物貿(mào)易出口的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度則為15.5%。交通服務(wù)出口對貨物貿(mào)易進(jìn)口影響的系數(shù)估計(jì)值為－0.112，即貨物貿(mào)易進(jìn)口的反向調(diào)整速度為11.2%，交通服務(wù)出口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致貨物貿(mào)易出口的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度則為15.2%。

表4誤差修正模型檢驗(yàn)

香港貨物貿(mào)易進(jìn)口對入境旅游影響的系數(shù)估計(jì)值為－0.126，即入境旅游的反向調(diào)整速度為12.6%；貨物貿(mào)易進(jìn)口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出境旅游的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度則為46.9%。香港貨物貿(mào)易出口對入境旅游影響的系數(shù)估計(jì)值為－0.128，即入境旅游的反向調(diào)整速度為12.8%；貨物貿(mào)易出口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出境旅游的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度則為47.6%。

可見，在交通服務(wù)的短期波動(dòng)影響下，出境旅游恢復(fù)長期均衡的速度快于入境旅游，貨物貿(mào)易出口恢復(fù)長期均衡的速度快于貨物貿(mào)易進(jìn)口。在貨物貿(mào)易的短期波動(dòng)影響下，出境旅游恢復(fù)長期均衡的速度也快于入境旅游。

（四）Granger因果關(guān)系分析

協(xié)整分析和誤差修正模型表明香港交通服務(wù)進(jìn)出口、國際出入境旅游、貨物貿(mào)易進(jìn)出口兩兩間存在長期均衡關(guān)系和短期變動(dòng)調(diào)整，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

香港交通服務(wù)與國際旅游的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：交通服務(wù)進(jìn)口和出口均是其入境旅游的單項(xiàng)Granger原因，反之不成立，原因是1997年香港回歸中國，在內(nèi)引外聯(lián)政策支持下，運(yùn)輸方式多樣化及便捷化突出。如香港與內(nèi)地間空運(yùn)、港粵間鐵路客運(yùn)、珠江內(nèi)河客運(yùn)等的建設(shè)與使用，極大地滿足了港內(nèi)外人員流動(dòng)，為大陸游客赴港旅游提供了便利。香港交通服務(wù)進(jìn)口和出口與其出境旅游額無Granger原因，是受香港面積、人口等先天資源限制，香港出境旅游在2002年以后增幅減緩，交通難以驅(qū)動(dòng)其出境旅游增長。

交通服務(wù)與貨物貿(mào)易的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：香港交通服務(wù)進(jìn)口和出口均是貨物貿(mào)易進(jìn)口的單項(xiàng)Granger原因，反之不成立，香港交通服務(wù)進(jìn)口和出口也是貨物貿(mào)易出口額增長的單項(xiàng)Granger原因，反之也不成立。進(jìn)入21世紀(jì)，國際交通驅(qū)動(dòng)貨物貿(mào)易增長，間接地促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。隨著香港與內(nèi)地間空運(yùn)、珠江內(nèi)河客運(yùn)、公路及內(nèi)河集裝箱貨運(yùn)等多樣化運(yùn)輸方式的相繼產(chǎn)生，香港更多的跨境貿(mào)易變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)。香港貨物貿(mào)易進(jìn)出口額不是其進(jìn)出口交通額的Granger原因，這是因?yàn)椋?997年以來，香港交通服務(wù)進(jìn)出口額的年增長率高于貨物貿(mào)易進(jìn)出口額的年增長率。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

國際旅游與貨物貿(mào)易的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：入境旅游是貨物貿(mào)易進(jìn)口的單項(xiàng)Granger原因，反之不成立，出境旅游是貨物貿(mào)易出口的單項(xiàng)Granger原因，反之也不成立。香港回歸后，內(nèi)地啟動(dòng)“赴港游”，大陸游客占香港入境旅游比迅速攀升，頻繁的文化交流與人員往來促進(jìn)了進(jìn)出口貨物貿(mào)易的增長。貨物貿(mào)易進(jìn)口是出境旅游的單項(xiàng)Granger原因，反之不成立，貨物貿(mào)易出口是入境旅游的單項(xiàng)Granger原因，反之也不成立。2003年，香港與內(nèi)地簽署APEC經(jīng)貿(mào)協(xié)議，與內(nèi)陸之間的貿(mào)易往來更加頻繁，其貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額增長進(jìn)入新一輪快速增長階段。本地出口貨物越多，所獲得外地的興趣與關(guān)注就越多，入境旅游額增長就越明顯，相反，進(jìn)口外地貨物越多，香港本地居民就會(huì)更多關(guān)注外地貨物，從而引發(fā)更多出境旅游。

四、結(jié)論及啟示

本文運(yùn)用協(xié)整分析與Granger因果檢驗(yàn)法，對香港交通服務(wù)、國際旅游和貨物貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：（1）交通服務(wù)對出入境旅游和貨物進(jìn)出口貿(mào)易具有顯著拉動(dòng)效應(yīng)，貨物進(jìn)出口貿(mào)易對國際出入境旅游也具有明顯的拉動(dòng)效應(yīng)。交通服務(wù)進(jìn)出口對入境旅游的彈性分別是1.235 1與1.352 8，對出境旅游的彈性分別是0.319 7和0.350 2；對貨物進(jìn)口的彈性分別是0.773 2與0.852 1，對貨物出口的彈性分別是0.727 1和0.806 6。貨物貿(mào)易進(jìn)出口對入境旅游的彈性分別是1.613 7與1.688 0，對出境旅游的彈性分別是0.415 9和0.430 7。（2）香港交通服務(wù)進(jìn)出口與出入境旅游、貨物貿(mào)易進(jìn)出口兩兩間存在短期波動(dòng)并能回到長期均衡。交通服務(wù)進(jìn)口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出入境旅游與貿(mào)易進(jìn)出口的波動(dòng)，入境旅游的反向調(diào)整速度為8.2%，出境則為27.1%，貨物貿(mào)易進(jìn)口的反向調(diào)整速度為11.4%，出口則為15.5%。交通服務(wù)出口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出入境旅游與貿(mào)易進(jìn)出口的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度入境旅游為7.3%，出境則為45.9%，貨物貿(mào)易進(jìn)口為11.2%，出口則為15.2%。貨物貿(mào)易進(jìn)口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出入境旅游的波動(dòng)，入境的反向調(diào)整速度為12.6%，出境則為46.9%。貨物貿(mào)易出口短期內(nèi)波動(dòng)，導(dǎo)致出入境旅游的波動(dòng)，波動(dòng)的反向調(diào)整速度入境為12.8%，出境則為47.6%。（3）交通服務(wù)進(jìn)出口是入境旅游的單項(xiàng)Granger原因，與出境旅游無Granger原因；交通服務(wù)進(jìn)出口是貨物貿(mào)易進(jìn)出口的單項(xiàng)Granger原因，貨物貿(mào)易進(jìn)出口不是交通服務(wù)進(jìn)出口的Granger原因；貨物貿(mào)易進(jìn)口是出境旅游的單項(xiàng)Granger原因，出口則是入境旅游的單項(xiàng)Granger原因；入境旅游是貨物貿(mào)易進(jìn)口的單項(xiàng)Granger原因，出境旅游則是其貨物貿(mào)易出口的單項(xiàng)Granger原因。這表明，交通服務(wù)是區(qū)域經(jīng)濟(jì)大流通的先決條件，為人員流動(dòng)與貨物流動(dòng)奠定了基礎(chǔ)，在此基礎(chǔ)上，旅游與貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了相互推動(dòng)，進(jìn)而驅(qū)動(dòng)區(qū)域?qū)崿F(xiàn)綜合信息流通。

交通服務(wù)貿(mào)易與旅游服務(wù)貿(mào)易同屬服務(wù)貿(mào)易的主要項(xiàng)目，貨物貿(mào)易則屬于傳統(tǒng)貿(mào)易，本文從香港服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的關(guān)系視角，探討各部門服務(wù)貿(mào)易與其貨物貿(mào)易的因果關(guān)系，對政府制定政策提供了借鑒，要不斷擴(kuò)大運(yùn)輸服務(wù)貿(mào)易的出口，增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高港口、物流運(yùn)輸效率，為貨物的進(jìn)出口提供保障，進(jìn)而間接促進(jìn)人員的跨國流動(dòng)，形成人與貨互動(dòng)的開放局面?！耙粠б宦贰背h對于洛陽、西安、銀川、烏魯木齊等中西部絲路沿線城市來講，是機(jī)遇更是挑戰(zhàn)。香港3T互動(dòng)的歷史經(jīng)驗(yàn)表明，只有抓住機(jī)遇，通過加強(qiáng)高鐵、航空運(yùn)輸?shù)冉煌ɑA(chǔ)建設(shè)，擴(kuò)大人員與貨物流動(dòng)的范圍，深化貿(mào)易暢通與往來的途徑，才能在經(jīng)濟(jì)全球化加速發(fā)展的背景下，推動(dòng)深層次對外開放和實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。