李婧，徐世海

(1.池州職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理系，安徽 池州 247000； 2.池州職業(yè)技術(shù)學(xué)院基礎(chǔ)教學(xué)部，安徽 池州 247000)

0 引言

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作模式的推進(jìn)，我國在國際旅游服務(wù)貿(mào)易方面的發(fā)展速度加快。根據(jù)2020年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》可知，2010—2019年，我國旅游外匯收入總額保持增長趨勢(shì)，2019年旅游外匯收入總額達(dá)到92 995萬美元，國際旅游總收入達(dá)到1 312.54億美元，同年入境旅游人數(shù)突破6 572萬人。但是，隨著國際旅游貿(mào)易的發(fā)展，我國出境旅游人數(shù)也保持了逐年增長趨勢(shì)，到2018年，我國出境旅游人數(shù)達(dá)到14 972萬人。因此，國際旅游貿(mào)易方面表現(xiàn)為支出高于收入，出境旅游人數(shù)高于入境旅游人數(shù)。自2010年起，中國旅游服務(wù)貿(mào)易的凈出口小于0，即出現(xiàn)了較為明顯的貿(mào)易逆差，該狀態(tài)一直持續(xù)到2019年11月。而從2019年12月至今，我國旅游服務(wù)貿(mào)易受到了新冠肺炎疫情的沖擊。根據(jù)中國旅游研究院發(fā)布的旅游貿(mào)易數(shù)據(jù)可知，2020年我國出入境旅游人數(shù)均呈現(xiàn)下滑趨勢(shì)，出入境旅游人數(shù)增長率均為負(fù)增長，其中入境旅游人數(shù)下降超過5 000萬人，我國旅游貿(mào)易市場(chǎng)的總損失超過150億人民幣?？梢娨咔殡m然減少了我國旅游貿(mào)易的支出，但同時(shí)也減少了我國國際旅游貿(mào)易的收入。2021年出入境旅游人次增長率明顯回升，其中出境旅游人次同期增長率為14.7%，而入境旅游人次的同期增長率為1.2%，可見新冠肺炎疫情并未改變我國旅游服務(wù)貿(mào)易的整體形勢(shì)，即我國國際旅游服務(wù)業(yè)仍然存在明顯的貿(mào)易逆差。綜上可知，近10年來，國際旅游服務(wù)貿(mào)易的收入與支出仍然失衡，總體而言，我國國際旅游服務(wù)貿(mào)易的國際競(jìng)爭(zhēng)壓力仍然較大。

鑒于我國國際旅游服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀，研究我國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的提升路徑尤為重要，但目前專門分析人民幣匯率對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力影響機(jī)制的文獻(xiàn)還較少。已有的研究成果支持我國旅游服務(wù)國際貿(mào)易的收支與人民幣的升貶值存在一定的關(guān)系，但是目前國內(nèi)外針對(duì)人民幣匯率和旅游服務(wù)國際貿(mào)易關(guān)系研究較少，已有的研究成果大部分支持人民幣匯率與旅游服務(wù)國際貿(mào)易存在單向影響關(guān)系，但是對(duì)人民幣匯率波動(dòng)和旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系則沒有定論。人民幣匯率是否會(huì)對(duì)我國旅游服務(wù)貿(mào)易的國際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生影響？匯率又是如何影響旅游服務(wù)貿(mào)易的國際競(jìng)爭(zhēng)力？這些問題均有待進(jìn)一步研究和分析。同時(shí)考慮到現(xiàn)階段我國在旅游服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)中的地位不斷提升，基于匯率管理層面提升我國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力具有現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)回顧

目前，針對(duì)旅游服務(wù)國際貿(mào)易與匯率的關(guān)系的研究較多，并得到旅游服務(wù)國際貿(mào)易與匯率之間存在不同程度的相關(guān)性這一結(jié)論。其中，美元作為世界最重要的流通貨幣之一，大部分學(xué)者認(rèn)為美元匯率對(duì)旅游服務(wù)國際貿(mào)易影響較大。Alola等[1]使用線性和非線性自回歸分布滯后協(xié)整方法(ARDL)，得到美元的升值貶值會(huì)平衡美國、加拿大、墨西哥的旅游貿(mào)易，同時(shí)短期內(nèi)，美元升值會(huì)惡化美國、加拿大、墨西哥的貿(mào)易平衡，但是美元升值不會(huì)對(duì)三國的長期旅游貿(mào)易產(chǎn)生影響。Athari等[2]使用普通最小二乘法(OLS)和廣義矩方法(GMM)，得到高匯率會(huì)對(duì)旅游貿(mào)易產(chǎn)生消極影響，美元升值會(huì)惡化美國與其他貿(mào)易國的旅游貿(mào)易平衡，而美元貶值在短期內(nèi)會(huì)改善美國的旅游貿(mào)易平衡?？梢娔壳岸鄶?shù)學(xué)者認(rèn)為旅游服務(wù)貿(mào)易額與美元指數(shù)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是美元指數(shù)在短期內(nèi)升值并不會(huì)影響旅游服務(wù)貿(mào)易額的增長。此外，許多學(xué)者也對(duì)旅游業(yè)高度發(fā)展的馬來西亞、土耳其、印度、西班牙等國的匯率波動(dòng)與旅游服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行研究。Iik等[3]使用非線性ARDL協(xié)整方法估計(jì)了匯率對(duì)土耳其旅游貿(mào)易平衡的短期和長期影響，證明了歐元貶值增加了土耳其到西班牙旅行的游客人數(shù)，而歐元升值對(duì)西班牙的旅游平衡沒有顯著的影響。Karimi等[4]通過非線性回歸模型分析了匯率季度變化對(duì)旅游貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)能力的影響，得到馬來西亞幣的升值與貶值均會(huì)導(dǎo)致入境旅游人數(shù)的下降，即匯率波動(dòng)對(duì)國家入境旅游具有消極影響，進(jìn)而導(dǎo)致馬來西亞旅游貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)能力下降。Sharma等[5]使用非線性自回歸分布式滯后模型分析出印度匯率的波動(dòng)對(duì)旅游貿(mào)易需求和貿(mào)易規(guī)模的長期負(fù)面影響大于短期影響?？梢姶蟛糠謱W(xué)者認(rèn)為匯率波動(dòng)不利于旅游貿(mào)易平衡，尤其是不利于入境旅游，即對(duì)本國的旅游貿(mào)易收入產(chǎn)生負(fù)面影響。

人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的影響，國內(nèi)大部分學(xué)者主要是基于人民幣匯率對(duì)本國出境和入境的旅游人數(shù)的影響，間接驗(yàn)證人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國旅游服務(wù)貿(mào)易的影響。熊珍琴等[6]指出中國的旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力低于美國，這是受到匯率、政府支持以及產(chǎn)品結(jié)構(gòu)等多個(gè)因素的影響，提出人民幣匯率升值對(duì)中國旅游服務(wù)的進(jìn)口有負(fù)向影響，進(jìn)而對(duì)我國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生負(fù)向作用。劉啟仁等[7]則是將出入境人口作為本國國際競(jìng)爭(zhēng)力的重要組成部分，證明了人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)會(huì)對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生第三方市場(chǎng)效應(yīng)。

綜上可知，當(dāng)前的文獻(xiàn)對(duì)匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系研究較多，但是鮮有針對(duì)人民幣匯率波動(dòng)如何影響旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)證研究成果。加之國際旅游服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)與中國旅游服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)交匯程度提高，已有的研究是否適應(yīng)中國這一經(jīng)濟(jì)體則有待進(jìn)一步分析?？梢姰?dāng)前對(duì)國際匯率市場(chǎng)與旅游服務(wù)行業(yè)國際貿(mào)易市場(chǎng)的關(guān)系研究仍具有較大的研究空間和研究價(jià)值?；诖?，本文對(duì)人民幣匯率波動(dòng)與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間的長期和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究。

2 人民幣匯率和中國國際旅游服務(wù)貿(mào)易發(fā)展情況

2.1 人民幣匯率的波動(dòng)性

2.1.1 人民幣匯率的測(cè)量

基于Goldstein等[8]提出的實(shí)際有效匯率能夠反映國家在國際上的競(jìng)爭(zhēng)能力，本文使用實(shí)際有效匯率作為人民幣匯率的測(cè)量指標(biāo)。同時(shí)，借鑒呂風(fēng)勇[9]對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的測(cè)算，具體使用下列公式計(jì)算實(shí)際有效匯率指數(shù)(lnER)：

(1)

式中：lnER為人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)；NERI為中國對(duì)L國的雙邊名義匯率；CPIC和CPIL分別為中國和L國的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)；W為中國對(duì)L國的貿(mào)易權(quán)數(shù)。同時(shí)，根據(jù)2010—2019年中國海關(guān)總署發(fā)布的進(jìn)出口貿(mào)易交易情況，選擇占中國總貿(mào)易額80%及以上國家的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算人民幣實(shí)際有效匯率。當(dāng)lnER提高，說明人民幣升值，反之則說明人民幣貶值。

2.1.2 人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的波動(dòng)性

近25年來，我國人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)非穩(wěn)定趨勢(shì)，具體表現(xiàn)為上下波動(dòng)，如圖1所示。在1995—1998年為上升趨勢(shì)，1999—2001年匯率的波動(dòng)趨于平穩(wěn)。2002—2005年人民幣實(shí)際有效匯率又有明顯的回落。2005—2015年整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，雖然在2010年出現(xiàn)小幅回落，但這個(gè)時(shí)間段人民幣升值明顯，而2016年之后，人民幣實(shí)際有效匯率又開始下降。2018年人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。

圖1 人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的波動(dòng)趨勢(shì)圖

2.2 旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力情況

2.2.1 旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的測(cè)量

基于Durand等[10]對(duì)國際競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)量指標(biāo)的設(shè)定，結(jié)合Bobirca[11]對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的評(píng)估，借鑒汪瑞英等[12]對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的測(cè)量，本文選擇國際市場(chǎng)占有率(IMS)、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)(RCA)、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)(TC)、凈出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)(NRCA)作為測(cè)量指標(biāo)。

各指標(biāo)計(jì)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為中國旅游服務(wù)產(chǎn)品t年的出口額；TSTEt為全球旅游服務(wù)產(chǎn)品t年的總出口額；TSEt為中國t年的總出口額；ACTEt為全球t年的總出口額；TSPICt為中國旅游服務(wù)產(chǎn)品t年的進(jìn)口額；TICt為中國t年的總進(jìn)口額。

基于旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力4個(gè)測(cè)量指標(biāo)的取值范圍，4個(gè)測(cè)量指標(biāo)均為正向指標(biāo)，當(dāng)國際市場(chǎng)占有率越大，則旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)被分為4個(gè)檔次，當(dāng)取值大于2.5，則說明旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力極強(qiáng)，當(dāng)取值為[1.25,2.5],則旅游服務(wù)的競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)，當(dāng)取值為[0.8,1.25)，則旅游服務(wù)的競(jìng)爭(zhēng)力一般，當(dāng)其小于0.8，說明旅游服務(wù)的競(jìng)爭(zhēng)力較弱。貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)越接近1，則旅游服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)越明顯，貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)越接近-1，則旅游服務(wù)貿(mào)易的比較劣勢(shì)越明顯。當(dāng)凈出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)大于0，說明中國的旅游服務(wù)貿(mào)易存在競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，當(dāng)凈出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)小于0，說明中國的旅游服務(wù)貿(mào)易存在競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)。

圖2 1995—2019年旅游服務(wù)貿(mào)易IMS變化趨勢(shì)圖

2.2.2 旅游服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力情況

25年來，隨著我國國際旅游服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，在進(jìn)入國際旅游服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)的初期階段，我國的旅游服務(wù)貿(mào)易的國際市場(chǎng)占有率、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)、凈出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)均有明顯的發(fā)展，且有遞增趨勢(shì)，但是當(dāng)中國開始深入到國際旅游服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)，并成為國際旅游服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)的重要參與國后，中國與發(fā)達(dá)國家在旅游服務(wù)貿(mào)易方面的差距就有所體現(xiàn)，發(fā)達(dá)國家的旅游服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展優(yōu)勢(shì)明顯。其中1995—2019年我國旅游服務(wù)貿(mào)易的國際市場(chǎng)占有率的波動(dòng)較小，在[0.021,0.048]區(qū)間內(nèi)波動(dòng),具體如圖2所示。而國際旅游貿(mào)易的顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)變動(dòng)較大，在1995—2001年保持了遞增趨勢(shì)，但是仍然未達(dá)到1，這一時(shí)間段的顯示性比較優(yōu)勢(shì)一般，詳見圖3。2003—2013年，我國的國際旅游貿(mào)易的顯示性比較優(yōu)勢(shì)較弱，2014—2016年顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)大于0.8，2017年國際旅游貿(mào)易的顯示性比較優(yōu)勢(shì)持續(xù)下降。通過1995—2019年的貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)可知，從2009年開始，我國的國際旅游貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)小于0，同時(shí)越來越接近-1，與國際上其他國家的國際旅游貿(mào)易對(duì)比，我國的貿(mào)易弱勢(shì)越發(fā)明顯，具體如圖4所示。此外，我國的國際旅游貿(mào)易的凈出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)從2009年開始均低于0，說明從2009年開始我國國際旅游貿(mào)易出現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)，具體如圖5所示。

圖3 1995—2019年旅游服務(wù)貿(mào)易R(shí)CA變化趨勢(shì)

圖4 1995—2019年旅游服務(wù)貿(mào)易TC變化趨勢(shì)

根據(jù)對(duì)1995—2019年旅游服務(wù)貿(mào)易IMS、RCA、TC、NRCA的統(tǒng)計(jì)可知(見表1)，我國的旅游服務(wù)貿(mào)易的國際市場(chǎng)占有率均值為0.035 56，說明我國旅游服務(wù)貿(mào)易的國際市場(chǎng)占有率仍然很低。顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)的均值為0.723 84，低于0.8，說明我國旅游服務(wù)貿(mào)易不具有比較優(yōu)勢(shì)。此外，貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)為-0.149 28，凈出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)的均值為-0.011 12，均低于0。綜上可知，我國目前的旅游服務(wù)貿(mào)易的國際競(jìng)爭(zhēng)力較弱。

圖5 1995—2019年旅游服務(wù)貿(mào)易NRCA變化趨勢(shì)

表1 IMS、RCA、TC、NRCA統(tǒng)計(jì)分析

結(jié)合當(dāng)前旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的4個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，使用主成分分析法求取中國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力綜合得分，共提取到2個(gè)主成分，2個(gè)主成分的總解釋率達(dá)到85.428%，超過85%，說明提取后的主成分能夠解釋原來4個(gè)因子的信息(如表2所示)。而后利用得分矩陣求取中國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力綜合得分。

表2 主成分分析結(jié)果

根據(jù)主成分分析法計(jì)算可知，1995—2019年中國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力綜合得分趨勢(shì)如圖6所示。我國在國際旅游貿(mào)易方面合作伙伴的增多，以及國際旅游貿(mào)易范圍和距離的擴(kuò)大，使得我國在國際旅游貿(mào)易方面可供選擇的旅游目標(biāo)國增多，明顯增加了我國游客的出境旅游人數(shù)和出境旅游支出。但是我國本土的旅游服務(wù)規(guī)劃和發(fā)展條件相對(duì)于發(fā)達(dá)國家仍存在較大的不足，使得我國的國際競(jìng)爭(zhēng)力偏弱，且在出境旅游貿(mào)易規(guī)模增加而入境旅游規(guī)模相對(duì)增速不明顯的情況下，2003—2013年我國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力下降趨勢(shì)明顯。

圖6 1995—2019年中國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力變化趨勢(shì)

2.2.3 人民幣匯率波動(dòng)對(duì)國際旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的影響機(jī)理

基于要素稟賦理論，國際貿(mào)易受到了要素變動(dòng)的影響，用匯率表示人民幣升值和貶值，即作為旅游貿(mào)易的資本要素，匯率的波動(dòng)勢(shì)必會(huì)引起國際貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的變化。國際旅游服務(wù)貿(mào)易是一個(gè)動(dòng)態(tài)發(fā)展過程，因此基于動(dòng)態(tài)貿(mào)易理論的層面上，在國家能夠充分發(fā)揮旅游資源和旅游服務(wù)技術(shù)的基礎(chǔ)上，成本越低，則旅游競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)越大。人民幣匯率波動(dòng)對(duì)國際旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的影響主要是基于旅游價(jià)格的層面，即旅游成本的層面上，當(dāng)人民幣貶值，會(huì)進(jìn)一步吸引入境旅游人數(shù)，有利于擴(kuò)大入境旅游規(guī)模，提高我國旅游產(chǎn)品的總收入(對(duì)外出口額)，從而對(duì)我國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生積極影響。同時(shí)，匯率波動(dòng)對(duì)國際旅游服務(wù)貿(mào)易的影響符合馬歇爾—勒納條件，即人民幣匯率的貶值會(huì)改變我國的國際旅游服務(wù)貿(mào)易收入與支出情況，進(jìn)而改善旅游服務(wù)貿(mào)易逆差。結(jié)合1995—2019年我國人民幣匯率的變化趨勢(shì)和旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的變化趨勢(shì)可知，人民幣匯率波動(dòng)與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的變化表現(xiàn)為相反的趨勢(shì)?？梢?，當(dāng)人民幣升值，導(dǎo)致入境人員的中國旅游服務(wù)產(chǎn)品的消費(fèi)成本增加，進(jìn)而限制了入境旅游人數(shù)，使得外匯收入降低，不利于中國旅游服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)品的對(duì)外輸出，降低了我國的旅游服務(wù)貿(mào)易的總出口額，不利于我國國際旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的提升。

3 人民幣匯率對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力影響的實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

將ADF單位根檢驗(yàn)作為研究方法，能夠充分確定檢驗(yàn)序列處于平穩(wěn)狀態(tài)。因此，本文使用ADF檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，具體通過EVIEWS6.0對(duì)3個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，當(dāng)ADF的統(tǒng)計(jì)值小于5%、1%的臨界值或是P值在0.05或是0.01上顯著，則說明被檢驗(yàn)的變量平穩(wěn)。

表3的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力、人民幣匯率的水平序列均沒有拒絕具有單位根的假設(shè)，所以其序列沒有通過單位根檢驗(yàn)，這表明在1%的顯著性水平下所選變量都不是平穩(wěn)數(shù)列，但是所選變量的一階差分序列都在1%的顯著性水平下，拒絕具有單位根的假設(shè)，所以其一階差分序列通過單位根檢驗(yàn)，均為一階單整序列，可以運(yùn)用協(xié)整方法研究變量之間的相互關(guān)系。

表3 平穩(wěn)檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

3.2.1 Johansen檢驗(yàn)

Johansen檢驗(yàn)，又稱JJ檢驗(yàn)，能夠檢驗(yàn)多個(gè)具有同階單整變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。因此本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)相關(guān)因素進(jìn)行長期均衡關(guān)系的檢驗(yàn)。

從表4的跡檢驗(yàn)P值和最大特征根檢驗(yàn)P值來看，在0.05水平上存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即所選變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.2 協(xié)整方程估計(jì)

由于lnER、SICT存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，可使用協(xié)整模型構(gòu)建實(shí)際有效匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間長期的均衡關(guān)系?；诖?，本文構(gòu)建的協(xié)整關(guān)系模型如下：

SICTt=c+αlnERt+θt

模型(1)

式中θt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。當(dāng)lnER提高一個(gè)單位，則SICT會(huì)發(fā)生(c+α)的變化。

對(duì)模型進(jìn)行測(cè)試，得到的回歸結(jié)果為協(xié)整方程估計(jì)參數(shù)，具體如表5所示。

表5 協(xié)整方程估計(jì)參數(shù)

根據(jù)上述方程的估計(jì)系數(shù)表明，長期來看人民幣匯率對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的影響為負(fù)向。同時(shí)，根據(jù)D-W檢驗(yàn)可知，D-W值為2.122，大于5%的臨界值，說明人民幣匯率、旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間的長期協(xié)整關(guān)系成立。

進(jìn)一步對(duì)殘差序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表6。

表6 殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

上述協(xié)整方程中的殘差平穩(wěn)，進(jìn)一步說明人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間存在長期且穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間的彈性系數(shù)為-2.400 596，可見人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力存在長期的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這說明人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)增加一個(gè)單位，則旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力下降2.400 596個(gè)單位。

3.3 誤差修正模型

基于長期協(xié)整關(guān)系模型中截距項(xiàng)不為0，人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間的長期協(xié)整關(guān)系成立，為進(jìn)一步檢驗(yàn)人民幣匯率波動(dòng)與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間是否存在短期非均衡關(guān)系，以及長期均衡關(guān)系和短期非均衡關(guān)系的自我調(diào)節(jié)變化，建立誤差修正模型。

將長期協(xié)整模型中殘差作為誤差修正項(xiàng)，并建立誤差修正模型，用誤差修正模型反映人民幣匯率波動(dòng)與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，以及旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力在短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。模型中引入誤差修正項(xiàng)ECM，若滯后階期為1，則得到的短期誤差修正模型為：

ΔlnSICT=c+αΔlnER+βECM(-1)+u

模型(2)

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

首先結(jié)合最優(yōu)之后階期的選定，依據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后階期，基于研究數(shù)據(jù)的時(shí)間范疇為25年，分析滯后1階期到滯后8階期的AIC值和SC值，如表7所示。在最優(yōu)滯后階數(shù)的判斷中，可以看到滯后期為1時(shí)，AIC和SC同時(shí)達(dá)到了最小，分別為-7.619 49、-7.442 12，確定模型最優(yōu)滯后階期為1階。

表7 各滯后階期的AIC和SC值

選擇滯后1階變量及誤差修正項(xiàng)，對(duì)lnER和lnLPOG、lnICOP估計(jì)誤差修正模型，得到各變量系數(shù)、t統(tǒng)計(jì)量，如表 8所示。

表8 誤差修正模型分析結(jié)果

表8中ΔSICTt-1、ΔlnER、ECM(-1)這 3 個(gè)變量的系數(shù)均顯著，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。

從建立的誤差修正模型可知，誤差修正項(xiàng)ECM的估計(jì)參數(shù)為-0.205 055，誤差向后修正，負(fù)向反饋機(jī)制成立，說明誤差修正模型是正確的，即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以20.51%的力度將非平衡拉回到均衡狀態(tài)。同時(shí)，所有變量的系數(shù)均顯著，說明旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力短期波動(dòng)受到短期人民幣匯率波動(dòng)和誤差修正項(xiàng)的雙重影響。短期內(nèi)人民幣波動(dòng)對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力波動(dòng)的影響顯著為負(fù)，這表明人民幣匯率走勢(shì)對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力波動(dòng)具有明顯的負(fù)向預(yù)期作用，人民幣匯率的系數(shù)估值為-0.765 866。

3.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

基于人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間存在長期協(xié)整關(guān)系，對(duì)人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行長期均衡的因果關(guān)系檢驗(yàn)。將置信水平設(shè)置為95%，滯后階數(shù)為1時(shí),格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，拒絕“人民幣匯率不是旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的格蘭杰原因”原假設(shè)，即人民幣匯率波動(dòng)是旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力格蘭杰原因通過檢驗(yàn)。接受“旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力不是人民幣匯率的格蘭杰原因”原假設(shè)。因此，人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間僅存在一條單向的因果關(guān)系，即為人民幣匯率單向影響旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力。

表9 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

4 結(jié)論

4.1 研究結(jié)論

基于我國出入境旅游貿(mào)易均表現(xiàn)出明顯的回升趨勢(shì)，鑒于當(dāng)前我國出境旅游人次的增長率仍然大于入境旅游人次的增長率，考慮到全球貿(mào)易市場(chǎng)環(huán)境下的旅游服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)與人民幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，使用主成分分析法和時(shí)間序列分析法，經(jīng)過協(xié)整檢驗(yàn)和ECM模型分析，得出以下結(jié)論：①我國旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)整體上仍然偏低，我國的旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力仍然表現(xiàn)出下降趨勢(shì)；②人民幣匯率以及旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力序列均屬于1階單整序列，經(jīng)過回歸分析可知人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力之間存在長期協(xié)整關(guān)系，長期情況下，人民幣匯率對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生負(fù)向影響；③人民幣匯率與旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力存在短期非均衡關(guān)系，短期內(nèi)人民幣匯率波動(dòng)仍然對(duì)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生負(fù)向影響；④當(dāng)旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力的短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以20.51%的力度將旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力非平衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4.2 建議

在目前我國國際旅游服務(wù)市場(chǎng)全面回暖的情況下，國際旅游服務(wù)行業(yè)仍然應(yīng)當(dāng)重視人民幣匯率風(fēng)險(xiǎn)管理。我國人民幣匯率的波動(dòng)對(duì)我國旅游服務(wù)國際競(jìng)爭(zhēng)力造成明顯的沖擊。在國際市場(chǎng)中，中國應(yīng)當(dāng)積極出臺(tái)有關(guān)人民幣升值的政策與要求，通過經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易層面上的相關(guān)手段，增加我國國際旅游貿(mào)易的匯率風(fēng)險(xiǎn)管理水平。同時(shí)，合理使用具有匯率傾斜的旅游貿(mào)易工具，在工具中加入?yún)R率的影響因素，制定標(biāo)準(zhǔn)化的人民幣匯率波動(dòng)監(jiān)測(cè)模式。特別是在新冠肺炎疫情環(huán)境下，根據(jù)國外疫情的發(fā)展情況以及相應(yīng)的旅行限制政策，觀察疫情情況相對(duì)樂觀且疫苗接種情況良好的國家的匯率波動(dòng)情況，相應(yīng)的旅游貿(mào)易政策應(yīng)當(dāng)向疫情情況相對(duì)樂觀的國家傾斜?；趧?dòng)態(tài)貿(mào)易理論，積極出臺(tái)政策，維護(hù)我國與其他國家匯率的穩(wěn)定性，確保我國旅游服務(wù)貿(mào)易成本的相對(duì)優(yōu)勢(shì)，大力吸引匯率波動(dòng)較低、疫情情況樂觀的國家旅客入境旅游，提高入境旅游人數(shù)，進(jìn)而降低人民幣匯率波動(dòng)對(duì)旅游服務(wù)國際貿(mào)易的沖擊。

加強(qiáng)國際旅游服務(wù)行業(yè)管理。積極尋找匯率的盈虧收益點(diǎn)，國際旅游服務(wù)企業(yè)應(yīng)該了解匯率的具體走勢(shì)，并采取合理的分析舉措與相關(guān)的優(yōu)化措施，行業(yè)從業(yè)人員應(yīng)當(dāng)保持對(duì)人民幣貶值引起的旅游服務(wù)國際貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力下降的敏感性。企業(yè)應(yīng)綜合考慮在目前市場(chǎng)環(huán)境下匯率風(fēng)險(xiǎn)管理人員的綜合水平、企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力等因素，合理調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略。例如，隨著美國旅行限制的撤銷，中美出入境旅游貿(mào)易勢(shì)必回暖，這種情況下，在中美雙邊旅游服務(wù)貿(mào)易中，我國旅游服務(wù)企業(yè)應(yīng)當(dāng)重視中美匯率波動(dòng)可能引起的旅游貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)，并在旅游服務(wù)企業(yè)的國際貿(mào)易過程中積極規(guī)避因?yàn)槿嗣駧艆R率波動(dòng)而帶來的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而穩(wěn)步提升旅游服務(wù)貿(mào)易國際競(jìng)爭(zhēng)力。