旅游傳播語境下入境旅游對我國出口貿(mào)易的影響※

章秀琴

(安徽工程大學(xué)管理學(xué)院，安徽 蕪湖 241000)

近年來，受全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢、大宗商品價(jià)格走低、貿(mào)易摩擦動(dòng)力增強(qiáng)等外部環(huán)境和國內(nèi)產(chǎn)能過剩、要素成本提高等內(nèi)部因素的影響，我國對外貿(mào)易進(jìn)入以中低速增長等為主要特征的新常態(tài)[1]。Keller(1995)，Warde(1996)，Strelitz(2002)研究指出媒介會影響外國消費(fèi)者對本國文化的認(rèn)可，進(jìn)而會影響后者的出口貿(mào)易。入境旅游相當(dāng)于一種特殊的媒介——“人媒介”，它不像事先制作好的影視節(jié)目直接呈現(xiàn)給受眾，而是在高度參與性和交互性中根據(jù)對方的社會背景、文化差異等以不同的方式呈現(xiàn)不同的內(nèi)容，現(xiàn)場式傳播目的國的國家形象，零距離感知其社會價(jià)值和文化[2]；入境旅游者這種面對面的“撞擊”感受到我國國家形象及文化等相關(guān)信息具有更高的信度，會直接或間接影響其購買我國產(chǎn)品的種類和數(shù)量，影響我國出口貿(mào)易的擴(kuò)展邊際和集約邊際。

學(xué)者們從多個(gè)角度研究了入境旅游對我國出口貿(mào)易的影響。劉玉萍、郭郡郡(2011)利用月度調(diào)整數(shù)據(jù)，分析中國不同目的的入境旅游與不同類別對外貿(mào)易的關(guān)系，結(jié)果顯示：初級產(chǎn)品的出口隨時(shí)間平穩(wěn)增長，對外貿(mào)易進(jìn)口和商務(wù)旅游之間沒有長期的穩(wěn)定關(guān)系，工業(yè)產(chǎn)品出口、對外貿(mào)易出口和入境旅游之間存在雙向因果關(guān)系，其他入境旅游各類別和對外貿(mào)易各產(chǎn)品類別之間存在單向因果關(guān)系[3]。方世巧等(2012)研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易與旅游之間具有相互推拉作用，且廣西—越南進(jìn)出口總額對越南旅桂人數(shù)的貢獻(xiàn)度顯著大于越南旅桂人數(shù)對廣西—越南進(jìn)出口總額的貢獻(xiàn)度[4]。王潔潔(2012)研究發(fā)現(xiàn)，國際旅游與國際貿(mào)易之間的關(guān)系因國家及發(fā)展階段不同而呈現(xiàn)出復(fù)雜性、多樣性，其中亞洲和澳洲入境中國旅游人數(shù)的增長，能加快雙邊貿(mào)易額的增長[5]。但是，現(xiàn)有研究主要實(shí)證檢驗(yàn)了入境旅游和進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，并未從“媒介產(chǎn)品”角度分析其對出口貿(mào)易的影響機(jī)理?；诖耍疚氖紫确治鲈诼糜蝹鞑フZ境下以“人媒介”為特征的入境旅游對一國出口貿(mào)易注本文中主要指貨物出口貿(mào)易，不包括服務(wù)貿(mào)易。的影響機(jī)理，然后以我國22個(gè)主要客源國為樣本并運(yùn)用2007—2015年面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)入境旅游對我國出口貿(mào)易的影響，最后根據(jù)研究結(jié)論提出相應(yīng)對策。

1 影響機(jī)理

隨著出境游和入境游的迅猛發(fā)展，國家形象被置于以“人媒介”為核心的旅游傳播語境中。在傳統(tǒng)傳播語境下,傳播具有官方性和可控性特征，而在旅游傳播語境下，國家形象的話語權(quán)則由民間的、非可控性要素決定。入境旅游者跨越媒介圖景通過“親歷”直面鮮活的信息本體，零距離“感知”目的地國家的社會價(jià)值和文化[2]；這種面對面“撞擊”感受到的目的地國家形象及其文化等相關(guān)信息具有更高的信度，會對旅游者購買該國其他產(chǎn)品產(chǎn)生更顯著的影響。

旅游傳播語境下，消費(fèi)者跨越媒介圖景通過“人媒介”(旅游)“親歷”直面鮮活的信息本體，一方面對產(chǎn)品質(zhì)量的看法產(chǎn)生直接影響，另一方面通過零距離“感知”目的地國家的社會價(jià)值和文化，從而對消費(fèi)者偏好產(chǎn)生影響。消費(fèi)者通過“偏好產(chǎn)品”[注]Quinn(2009)將傳統(tǒng)媒介和旅游變量稱為“偏好商品(bias goods)”?！捌卯a(chǎn)品”的本質(zhì)是媒介產(chǎn)品。接觸并感知原產(chǎn)國產(chǎn)品和文化的正面性/負(fù)面性，可以增強(qiáng)/降低從該國進(jìn)口其他產(chǎn)品的偏好，或者說“偏好產(chǎn)品”的交易因?yàn)槠湮幕橘|(zhì)性會降低/提高兩國之間的交易成本，進(jìn)而對目的地國家的出口增長產(chǎn)生影響。理論上，這兩種影響機(jī)制綜合作用的結(jié)果是不定的，入境旅游究竟是促進(jìn)抑或阻礙我國出口貿(mào)易的增長，取決于兩種影響機(jī)制綜合作用的結(jié)果：若入境旅游對產(chǎn)品的質(zhì)量和國外消費(fèi)者偏好影響方向相同，即入境旅游對產(chǎn)品的質(zhì)量和國外消費(fèi)者偏好均產(chǎn)生積極的正面影響或消極的負(fù)面影響，則入境旅游促進(jìn)或阻礙我國出口貿(mào)易的增長；若入境旅游對產(chǎn)品的質(zhì)量和國外消費(fèi)者偏好影響方向相反，即入境旅游對產(chǎn)品的質(zhì)量產(chǎn)生積極的正面影響而對國外消費(fèi)者偏好消極的負(fù)面影響，或入境旅游對產(chǎn)品的質(zhì)量產(chǎn)生消極的負(fù)面影響而對國外消費(fèi)者偏好積極的正面影響，則入境旅游促進(jìn)抑或阻礙我國出口貿(mào)易的增長取決于兩者中誰的影響更大。

同時(shí)，由于從“偏好產(chǎn)品”帶來原產(chǎn)國形象和文化的正面性/負(fù)面性轉(zhuǎn)化為對該國其他產(chǎn)品的消費(fèi)偏好進(jìn)而實(shí)際購買需要一段時(shí)間，因此，“偏好產(chǎn)品”的出口效應(yīng)具有滯后性[6]；Quinn(2009)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，入境旅游不僅會直接影響一國出口貿(mào)易，而且對出口貿(mào)易的影響還具有滯后效應(yīng)，即一國當(dāng)年出口增長會受到上一年入境旅游的影響。

2 模型設(shè)定和估計(jì)方法說明

2.1 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

鑒于入境旅游對出口貿(mào)易的影響具有滯后效應(yīng)，同時(shí)，考慮到出口增長具有滯后效應(yīng)，即當(dāng)年出口增長會受到上一年出口增長的慣性影響(張杰等,2014;巫強(qiáng),2015)，因此需要設(shè)定動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。基于本文的研究目的構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(1)[注]為避免數(shù)據(jù)殘差的非正態(tài)分布和異方差現(xiàn)象，取各變量數(shù)據(jù)的對數(shù)形式。：

(1)

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.2 估計(jì)方法說明

由于在模型(1)中加入了一階滯后項(xiàng)作為解釋變量，可能產(chǎn)生解釋變量和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因此，用最小二乘法(OLS)、工具變量法(IV)和極大似然法(MLE)等傳統(tǒng)方法估計(jì)無法實(shí)現(xiàn)參數(shù)估計(jì)的無偏性和一致性，無法估計(jì)入境旅游對我國出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)影響，否則，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中出口變量的滯后效應(yīng)會被忽略，從而產(chǎn)生遺漏變量誤差。Arellano和Bover(1995)以及Blundell和Bond(1998)提出的動(dòng)態(tài)面板廣義矩(GMM)估計(jì)法對隨機(jī)誤差項(xiàng)的分部信息沒有嚴(yán)格要求，允許其存在異方差和序列相關(guān)，因而可得到更有效的參數(shù)估計(jì)值，甚至在數(shù)據(jù)存在單位根的情況下仍然有效(楊肅昌、馬素琳,2015)；并且通過恰當(dāng)使用工具變量法來控制未觀察到的時(shí)間和個(gè)體效應(yīng)，從而克服內(nèi)生性和遺漏變量的誤差問題。GMM估計(jì)法包括差分GMM和系統(tǒng)GMM，鑒于差分GMM法更適合本文面板數(shù)據(jù)呈“寬截面、時(shí)間短”的特點(diǎn)，因此，本文選擇差分GMM更為合適。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 全樣本估計(jì)結(jié)果及分析

在全樣本下，對方程(1)進(jìn)行差分GMM回歸結(jié)果如表2所示，其中模型(1)是不包括控制變量，模型(2)和(3)是依次納入控制變量LnPY和LnPOP的估計(jì)結(jié)果。表2的回歸結(jié)果顯示，AR(2)值在10%的水平上接受了擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，Sargan檢驗(yàn)值接近于1，接受了上述工具變量“滿足過度識別約束條件”的原假設(shè)，即選擇的工具變量是有效的，故采用差分GMM法估計(jì)有效。

表2 全樣本下動(dòng)態(tài)面板差分GMM估計(jì)結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字分別為t值；***、**和*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平。下表同。

觀察表2中運(yùn)用差分GMM對模型(1)-(3)中的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

首先，從22個(gè)入境國家總體情況來看，所有解釋變量的回歸系數(shù)在不同模型中的符號整體上是一致的，均通過不同水平下的顯著性檢驗(yàn)，但并不隨著控制變量的引入而發(fā)生變化，可見動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。其中，對于中國出口到j(luò)國的貿(mào)易流量的滯后一期項(xiàng)和從j國進(jìn)入中國境內(nèi)旅游人次來說，兩者的回歸系數(shù)均大于0，這表明中國前一期出口貿(mào)易規(guī)模及其當(dāng)期入境旅游人數(shù)對我國當(dāng)前出口貿(mào)易呈顯著正向的促進(jìn)作用；另一方面表明出口貿(mào)易流量存在累積效應(yīng)，即前期的出口貿(mào)易流量對后期的出口貿(mào)易流量呈顯著的正向刺激作用，這是由于上一期進(jìn)口國消費(fèi)者的消費(fèi)慣性、消費(fèi)方式以及出口國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等導(dǎo)致的路徑依賴會對當(dāng)期的貿(mào)易往來產(chǎn)生較大的影響。而對于從j國進(jìn)入中國境內(nèi)旅游的人數(shù)的滯后一期項(xiàng)來說，其回歸系數(shù)小于0，表明我國入境旅游對出口貿(mào)易的影響并不具有滯后效應(yīng)，這與Quinn(2009)的研究結(jié)果不同。

其次，以22個(gè)入境國家作為整體考察對象，不同解釋變量對我國出口貿(mào)易影響的大小不同。表3結(jié)果顯示，t-1時(shí)期中國出口到j(luò)國的貿(mào)易每增加1%，則t時(shí)期我國出口貿(mào)易會增加0.505%；t時(shí)期中國入境旅游人數(shù)每增加1%，則t時(shí)期我國出口貿(mào)易會增加1.025%；t-1時(shí)期中國入境旅游人數(shù)每增加1%，t時(shí)期我國出口貿(mào)易不會增加，反而會減少0.518%。其實(shí)，入境旅游對我國出口貿(mào)易不具有滯后效應(yīng)，反而會對我國出口貿(mào)易增長起負(fù)向的阻礙作用；這是因?yàn)楝F(xiàn)代信息技術(shù)在旅游業(yè)中的廣泛運(yùn)用，給旅游消費(fèi)者的購買決策和消費(fèi)模式帶來了新的變化，旅游消費(fèi)者的購買決策過程包括了“認(rèn)識需求—搜集信息—評價(jià)比較—購買產(chǎn)品—購后評價(jià)—認(rèn)識需求”，這樣一個(gè)閉環(huán)不僅讓入境旅游者及時(shí)了解并參與對我國產(chǎn)品質(zhì)量的評價(jià)，而且極大縮短了入境旅游者通過“人媒介”(旅游)零距離“感知”我國的社會價(jià)值和文化的正面性并轉(zhuǎn)化為對其他產(chǎn)品的購買的時(shí)間。

3.2 分區(qū)域估計(jì)結(jié)果及分析

表3表明，我國入境旅游主要客源國分布在亞洲地區(qū)，2015年亞洲9國進(jìn)入我國境內(nèi)旅游規(guī)模達(dá)到1 640多萬人次，占比超過60%，歐洲其次占比將近20%，北美洲和大洋洲占比分布約為10%和3%；隨著“一帶一路”串起旅游發(fā)展新空間，聯(lián)結(jié)起沿線各國的文化和經(jīng)濟(jì)，為我國入境旅游帶來新的契機(jī)，2015年“一帶一路(B&R)”國家進(jìn)入我國境內(nèi)旅游規(guī)模達(dá)到946萬人次，占比超過35%。整體來看，我國入境旅游客源國表現(xiàn)出如下的洲際分布特征：集中分布在亞洲各國，其中“一帶一路”沿線國家分布呈增長態(tài)勢，廣泛分布在歐洲和美洲各國，分散分布在大洋洲等國家。

表3 2015年我國入境旅游客源國地理分布情況

為了進(jìn)一步考察國際旅游語境下入境旅游對我國出口貿(mào)易的地區(qū)差異，筆者將22個(gè)國家分成亞洲和非亞洲區(qū)域[注]22個(gè)國家分別位于亞洲、歐洲、北美洲和大洋洲，但由于大洋洲和北美洲包含國家數(shù)目少，若單獨(dú)進(jìn)行估計(jì)，會出現(xiàn)奇異矩陣，故最終采用了亞洲和非亞洲的區(qū)域劃分。以及“一帶一路”(B&R)發(fā)展中國家和非“一帶一路”發(fā)達(dá)國家[注]根據(jù)聯(lián)合國的《2014年度人類發(fā)展指數(shù)》，本文8個(gè)“一帶一路(B&R)”國家屬于發(fā)展中國家，而14個(gè)非“一帶一路”國家屬于發(fā)達(dá)國家，因此兩種分類標(biāo)準(zhǔn)的結(jié)果相同。分別進(jìn)行差分GMM，估計(jì)結(jié)果見表4，結(jié)果顯示，AR(2)和Sargan值均大于0.10，表明使用的工具變量有效，即采用差分GMM估計(jì)有效。

表4 分區(qū)域動(dòng)態(tài)面板差分GMM估計(jì)結(jié)果

首先，考察入境旅游對我國出口貿(mào)易增長的影響是否存在洲際差異。亞洲和非亞洲的當(dāng)期入境旅游人次對出口貿(mào)易的影響均呈正相關(guān)，但前者不顯著而后者顯著，且對我國出口貿(mào)易增長效應(yīng)的洲際差異不明顯，入境旅游人次每增加1%，亞洲和非亞洲對我國出口貿(mào)易分別促進(jìn)0.643%和0.709%；入境旅游對出口貿(mào)易增長的滯后效應(yīng)也由于閉環(huán)的消費(fèi)決策過程而均呈顯著性負(fù)相關(guān)。以“人媒介”為核心的入境旅游通過面對面“撞擊”感受到的目的地國家形象及其文化等，會因?yàn)閮蓢幕牟町愋远鴮δ康牡爻隹谫Q(mào)易的增長產(chǎn)生不同的影響：由于亞洲和我國的歷史淵源及地理位置的天然優(yōu)勢，亞洲入境旅游對我國出口貿(mào)易的促進(jìn)作用主要源于需求的相似性；而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的歐洲、北美洲等非亞洲，對外來文化具有更大的包容性[7]，其對我國出口貿(mào)易的促進(jìn)作用主要源于需求的互補(bǔ)性。

其次，考察入境旅游對我國出口貿(mào)易增長是否受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及“一帶一路”倡議的影響。“一帶一路”發(fā)展中國家和非“一帶一路”發(fā)達(dá)國家的當(dāng)期入境旅游人次對出口貿(mào)易的影響均呈正相關(guān)，但前者不顯著而后者顯著，且對我國出口貿(mào)易增長效應(yīng)的差異明顯，發(fā)達(dá)國家入境旅游人次每增加1%，提升我國出口貿(mào)易1.387%。入境旅游對出口貿(mào)易增長的滯后效應(yīng)因國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而不同，“一帶一路”發(fā)展中國家的影響除了因?yàn)殚]環(huán)的消費(fèi)決策過程之外，較低的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會直接降低其進(jìn)口消費(fèi)的能力，故呈顯著性負(fù)相關(guān)，即對出口貿(mào)易增長不具有“滯后效應(yīng)”；而非“一帶一路”發(fā)達(dá)國家的影響呈正相關(guān)，但未通過顯著性檢驗(yàn)，這表明這些國家較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接支撐了入境旅游帶來的后續(xù)消費(fèi)，且超過了因?yàn)殚]環(huán)消費(fèi)決策帶來的負(fù)面效應(yīng)，因此非“一帶一路”發(fā)達(dá)國家入境旅游對我國出口貿(mào)易增長的影響具有“滯后效應(yīng)”。

4 結(jié)論與啟示

首先分析在旅游傳播語境下以“人媒介”為特征的入境旅游對一國出口貿(mào)易的影響機(jī)理，然后基于2007—2015年我國22個(gè)主要客源國的面板數(shù)據(jù)，采用差分GMM法分別從全樣本、洲際差異、“一帶一路”倡議影響三個(gè)方面實(shí)證檢驗(yàn)入境旅游對我國出口貿(mào)易的影響及其滯后效應(yīng)。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：入境旅游對我國出口貿(mào)易增長呈顯著正向的促進(jìn)作用，且不具有滯后效應(yīng)；亞洲和非亞洲客源國的入境旅游對我國出口貿(mào)易增長呈差異性正相關(guān)，但對我國出口貿(mào)易增長效應(yīng)的洲際差異不明顯；“一帶一路”發(fā)展中國家和非“一帶一路”發(fā)達(dá)國家的入境旅游人次對出口貿(mào)易的影響呈不同顯著水平的正相關(guān)。根據(jù)上述結(jié)論，提出如下對策建議：

第一，使入境旅游成為我國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易增長的新動(dòng)力。根據(jù)中國旅游研究院研究結(jié)果，總體上來看，當(dāng)前我國入境游客的消費(fèi)水平依然偏低，其旅行的主要目的是游覽觀光以及休閑度假，因此，入境游客主要通過零距離“感知”我國的社會價(jià)值和文化，促進(jìn)了國內(nèi)外文化的交融，提升了入境旅游者對中國商品的消費(fèi)偏好。因此，在出口增長乏力的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，優(yōu)化國家旅游形象的同時(shí)進(jìn)一步彌補(bǔ)短板，使入境旅游成為我國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易增長的新動(dòng)力。

第二，延遲入境旅游對出口增長的滯后效應(yīng)。理論上，入境旅游對一國出口貿(mào)易的影響具有若干期的滯后效應(yīng)，但根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，總體上來看，由于現(xiàn)代信息技術(shù)在旅游業(yè)中的廣泛應(yīng)用導(dǎo)致閉環(huán)消費(fèi)決策帶來的負(fù)面效應(yīng)，入境旅游對我國出口貿(mào)易增長的影響并不具有滯后效應(yīng)。在信息技術(shù)背景下，為延遲這種滯后效應(yīng)對我國出口貿(mào)易的正向作用，需要加大開發(fā)以真實(shí)生活方式體驗(yàn)為主要內(nèi)容的旅游產(chǎn)品，同時(shí)借全域旅游大勢為入境旅游注入新動(dòng)力。

第三，進(jìn)一步深化與“一帶一路”國家的旅游合作。2015年來華旅游入境2 598.54萬人次中，亞洲游客占比63%，而歐洲、北美洲等非亞洲游客僅占37%。由于亞洲龐大的入境旅游流量及其與中國的歷史淵源和地理位置的天然優(yōu)勢，因此“一帶一路”倡議的實(shí)施有助于提升亞洲入境旅游對我國出口增長的貢獻(xiàn)度?！耙粠б宦贰背h從國家戰(zhàn)略集約化開發(fā)客源市場，強(qiáng)調(diào)入境旅游是樹立和優(yōu)化國家形象的“人媒介”，增強(qiáng)了這些國家消費(fèi)者對我國商品的消費(fèi)偏好；同時(shí)，政府和產(chǎn)業(yè)界結(jié)合沿線國家入境游客的需求特點(diǎn)，進(jìn)一步深化與“一帶一路”國家的旅游合作，統(tǒng)籌各地精選特色旅游產(chǎn)品，構(gòu)建適銷對路的旅游產(chǎn)品體系，有利于提升沿線國家入境游客的消費(fèi)水平。