入境旅游对国际贸易的门槛效应与国别差异

程成 周泽奇 洪铠邦

摘 要：基于1998～2017年中国与“一带一路”沿线41个对象国的面板数据，运用扩展贸易引力模型，验证“一带一路”沿线41个对象国入境中国旅游对国际贸易的具体作用，进而以双门槛模型探究各国不同人均收入水平下，入境旅游对国际贸易作用的“非线性”变化和国别差异。研究发现：（1）41个对象国入境中国旅游对国际贸易存在正向作用。（2）入境旅游对出口贸易作用随人均收入增加不断下降，所有国家从逐利向消费阶段转变;对进口贸易作用随人均收入增长先升后降，10国处于作用较小且呈增长趋势的初始阶段，27国处于作用最大化的逐利阶段，4国处于作用最低的消费阶段。（3）相同人均收入区间内入境旅游对出口贸易作用大于进口贸易。与“一带一路”沿线国家开展旅游与贸易合作时，中国应准确把握入境旅游对国际贸易作用的国别差异，针对不同阶段制定应对策略。

关键词：入境旅游;国际贸易;门槛效应;国别差异

文章编号：2095-5960（2020）05-0024-10;中图分类号：F592;F752.7;文献标识码：A

一、问题的提出

旅游与贸易作为要素流动的主要形式，通过人员、服务、产品和资金在区域内的重新配置，使不同国家（地区）之间的联系更为紧密。当前，有学者研究多边国家（地区）旅游与贸易的因果关系，如地中海国家[1]、中国与欧洲7国[2]、伊斯兰9国[3]等;有研究两国之间旅游与贸易关系的比较分析，如德国与西班牙[4]、中国与马来西亚[5]、中国与泰国[6]等;还有研究一国内部旅游与贸易的互动关系，如中国[7]、新加坡[8]、马来西亚[9]、塞浦路斯[10]、印度[11]等。这些研究多聚焦于贸易依存度、出境旅游偏好和占入境旅游比等指标[12]，运用推拉方程和Granger因果检验分析旅游与贸易的动力机制、响应程度[13]、长期均衡与因果关系[14]，并在此基础上运用VAR模型与脉冲响应模型研究旅游与贸易的溢出效应与长期作用[15]。还有学者运用OPM模型[16]、引力模型[17]分析旅游与贸易的相互作用与影响机制。现有研究认为，入境旅游与国际贸易相互促进呈现线性互动关系。

“一带一路”倡议已成为中国对外经济政策发展的标志。[18]自倡议提出以来，中国与沿线国家贸易额从2013年14103亿美元增长至2017年14403亿美元，增长幅度仅2.23%。同期，“一带一路”沿线国家入境中国旅游人数从903万人次持续增长至1064万人次，增幅高达17.83%。[19]由此可见，“一带一路”沿线国家入境中国旅游与国际贸易近年来同步性较弱，这一现象与已有研究结论相悖。显然，入境旅游并非影响国际贸易的唯一变量，而且入境旅游对国际贸易作用可能存在突变情况，并非“线性”关系，而是呈现“非线性”变化。那么，如果剔除相关控制变量的干扰并有效减弱变量间的内生性问题，“一带一路”沿线41个对象国入境中国旅游对国际贸易的作用究竟如何？是否确实存在“非线性”变化特征？不同国家到底有何具体的国别差异？这些问题亟待深入探讨，以大力提振我国入境旅游，优化与“一带一路”沿线国家贸易合作，为“五通三同”理念的落实提供科学依据。

二、研究假设

入境旅游通过大量人员流动加速客源国与目的国之间的信息传播，并通过“兴趣与关注”和“示范与宣传”两种形式弥补彼此因信息不对称而错失的贸易机会。具体地，在入境旅游过程中，客源国旅游者会就感兴趣和关注的信息与目的国居民、企业沟通，相互了解彼此思维逻辑与理念。在语言和信息交流过程中，彼此会在观念、体制、管理方式和经营模式等方面不断磨合，逐步消除国家（地区）理念差异与文化隔阂，跨越对外投资和贸易中的语言壁垒[20]，提升相互政治与经贸互信程度，最终达成商贸订单，推动国际经贸发展。与此同时，成功的入境旅游行为会对客源国居民产生积极的“示范与宣传”效应，进一步激励客源国居民和企业前往目的国开展旅游与贸易活动。

人作为入境旅游和国际贸易主体，为获取自身利益表现出逐利行为倾向。当客源国居民人均收入较低时，普通民众由于旅游成本限制缺乏跨境旅游的动力，早期入境中国旅游者多以商务旅游为目的，通过实地调查、商务谈判和展会交流来了解相关贸易信息、发现更多贸易伙伴并获取利益，呈现“逐利性”。国际贸易则是通过采购和销售商品获得利益，同样呈现“逐利性”。這一时期，入境旅游对国际贸易作用逐渐加强。随着客源国居民人均收入不断提高，普通民众愿意且能够开展跨境旅游活动。同时，商务旅游所带来的重复性审美已经不能满足客源国居民日益增长的多元化旅游需求，因而以休闲观光、探亲访友为目的的入境旅游快速增长，入境旅游的“逐利性”不断减弱。与1998年相比，2017年外国入境中国旅游者的旅游目的“商务”占比降至19.5%，“休闲观光”占比升至49.3%，“探亲访友”占比升至7.7%。[21]与入境旅游不同，国际贸易的“逐利性”并不会随着时间的推移而减少。由于休闲观光旅游主要以境外消费的形式增加目的国旅游外汇收入，对国际贸易并无直接促进作用。因此，随着入境旅游逐渐平民化与大众化，入境旅游对国际贸易作用逐渐减弱。

由此考虑到，入境旅游对国际贸易可能存在作用突变情况，并非“线性”关系，而是呈现“非线性”变化。进而，提出“初始-逐利-消费”三阶段假设，如图1所示，相应地具体假设H1、H2、H3如下：

H1：当客源国人均收入小于a，客源国入境中国旅游对国际贸易作用处于初始阶段。此阶段，入境旅游虽以商务旅游为主，逐利性较强，但由于规模较小、发展水平较低，入境旅游对国际贸易作用不显著。

H2：当客源国人均收入上升至a和b之间，客源国入境中国旅游对国际贸易作用处于逐利阶段。这一阶段入境旅游规模扩大且以“商务”为主要目的，入境旅游对国际贸易作用相比初始阶段提升显著。

H3：当客源国人均收入大于b，客源国入境中国旅游对国际贸易作用处于消费阶段。随着客源国居民人均收入增多，生活水平提升，以“观光休闲”为目的的入境旅游规模不断扩大，逐利性降低，入境旅游对国际贸易作用下降。

三、模型构建、变量选取与数据来源

（一）模型构建

1.扩展贸易引力模型。入境旅游并非影响国际贸易的唯一变量，为减少其他变量的干扰，得到入境旅游对国际贸易的净影响，本文将入境旅游作为核心解释变量，设定国际贸易是入境旅游和其他控制变量X的函数：Trade = F （Inbound， X），取对数后扩展贸易引力模型（1）和（2）構建如下。其中，EXit表示出口贸易，IMit表示进口贸易，INit表示入境旅游，Xit为其他控制变量，DISi表示各国与中国的地理距离，Ti为时间固定效应，ui为个体固定效应，εit为残差项。

由于贸易引力模型没有考虑双边政治经济关系对入境旅游的影响，又忽视多边贸易体制对国际贸易的规范作用，且国际贸易也会刺激入境旅游发展，两者存在反向因果关系。如果实证回归不考虑上述局限性，会导致模型内生性问题。所以，首先选用最小虚拟变量二乘法（LSDV）、随机效应极大似然估计（MLE）对模型进行回归。其中，LSDV法加入国家和时间固定效应，以降低非平衡面板数据的测量偏误并控制难以观测的异质性影响和多边贸易阻力作用，并采用稳健性标准差避免非有效的一致估计量;随机效应MLE修正随机扰动项可能存在异方差和自相关问题。但这两种估计结果无法控制因双向因果而产生的内生性问题。接着，进一步采用Hausman-Taylor（H-T）工具变量法，以入境旅游、人口规模、GDP和FDI为内生变量，以经济自由度、地理距离、通货膨胀率、资本—劳动比以及国界接壤虚拟变量为外生变量，将外生变量的平均值作为不随时间变化的内生变量的工具变量。同时，使用滞后一期入境旅游数据作为模型的核心解释变量进行回归，以有效缓解内生性问题。

2.面板门槛模型。借鉴Hansen面板门槛模型，依据上文提出的“初始-逐利-消费”三阶段假设，以“一带一路”沿线41个对象国人均收入为门槛变量，构建双门槛模型（3）和（4），考察入境旅游对国际贸易作用的“非线性”特征。其中，LNEXit和LNIMit分别表示t年中国与i国的出口贸易额和进口贸易额，LNINit表示t年i国入境中国旅游人数，LNINCit表示t年i国人均收入水平，Xit表示各控制变量，α、β和ρ表示待估计参数，εit为随机扰动项，γ为门槛变量，I（·）为示性函数，满足括号中条件时I（·）=1，否则I（·）=0。

（二）变量选取与数据来源

以出口贸易和进口贸易为被解释变量，入境旅游为核心解释变量，人口规模、GDP和FDI、经济自由度、地理距离、通货膨胀率、资本—劳动比、WTO以及国界接壤为其他控制变量，人均收入为门槛变量，选取“一带一路”沿线41个对象国的面板数据，样本期为1998～2017年，变量描述性统计见表1。

1.被解释变量

出口贸易和进口贸易。借鉴大多数文献做法，采用进出口货物贸易额表示国际贸易。进口或出口贸易额越高，说明中国与“一带一路”沿线国家贸易往来越活跃，来源为中经网统计数据库。

2.核心解释变量

入境旅游。入境中国旅游人数越多，意味着“一带一路”沿线国家旅游者对中国的认知及好感程度越高，来源为《中国贸易外经统计年鉴》，回归系数预期符号为正。

3.其他控制变量

（1）地理距离。该指标用于衡量货物贸易的冰山运输成本。此概念最早由Paul Samuelson提出，后由Paul Krugman引入国际贸易：假定商品抵达目的地过程如同“冰山”移动，不可避免会发生“融化”现象。[22][23]即地理距离越远，进出口贸易“冰山”运输成本越高，进出口贸易额越小。本文选取两国首都之间的地理距离代表国家之间的地理距离，来源为CEPII数据库，回归系数预期符号为负。

（2）人口规模。该指标能够在一定程度上影响一国居民的储蓄规模，进而影响进出口贸易。蔡兴等认为人口规模对贸易顺差正向或负向作用取决于一国人口年龄结构、抚养比率和预期寿命。[24]本文选取各国总人口数据，来源为世界银行WDI数据库，回归系数预期符号不确定。

（3）GDP。该指标用于衡量一国经济发展水平和消费能力。GDP越高，说明市场规模越大、消费水平越高、工业体系越完善。多样性的产品以及优质的消费市场会吸引大量的外贸企业进行采购和销售活动。本文采用各国GDP产值（2010年不变价），来源为世界银行WDI数据库，回归系数预期符号为正。

（4）经济自由度。张鹏飞认为经济自由度提升能够促进贸易便利化，有效降低贸易成本，扩大贸易规模。[25]该指标以法治、有限政府、规制效率、市场开放为主要标准，通过十项具体指标对各经济体评分，来源为美国传统基金会，回归系数预期符号为正。

（5）通货膨胀率。该指标用于衡量一国的物价水平变化，来源为UNCTAD数据库，预期符号不确定。通货膨胀率的良性增长有助于一国经济发展水平的提高，从而促进国际贸易的发展;通货膨胀的恶性增长则会损害一国经济发展，阻碍国际贸易规模的扩大。

（6）外商直接投资。马凌远认为外商直接投资具有贸易创造效应，有助于国际贸易规模的扩大。[26]本文选用各国对中国FDI净流入占GDP比重指标，来源为世界银行WDI数据库，回归系数预期符号为正。

（7）资本—劳动比。林峰等认为基于要素禀赋的偏向型增长虽然有助于贸易规模的快速扩大，但也会引发“贫困化增长”问题，恶化贸易条件。[27]该指标来源为世界银行WDI数据库，预期符号不确定。

（8）WTO。加入WTO能够有效削弱成员国之间的贸易壁垒，扩大货物的生产与贸易。将各国是否为WTO成员国作为虚拟变量，加入WTO之前的年份虚拟变量取值为0，加入WTO之后虚拟变量取值为1。数据来源于WTO官网，预期符号为正。

（9）国界接壤。以国界接壤为虚拟变量，与中国接壤国家取值为1，非接壤国家取值为0，来源为国家基础地理信息数据库。

4.门槛变量

人均收入。该指标是衡量一国居民生活水平的重要指标，人均收入越高，入境旅游中以观光休闲为目的的旅游行为占比越多，以商务和会议为目的的旅游行为占比越少。本文采用调整后的国民净人均收入（2010年不变价），即国民总收入（GNI）减去固定资本消耗和自然资源损耗调整后的净人均收入，来源为世界银行WDI数据库。

四、实证检验与结果

（一）擴展贸易引力模型与稳健性检验

表2（1）～（4）列和表3（6）～（10）列依次列出了混合OLS、LSDV法、随机效应MLE以及H-T工具变量法的回归结果。在“入境旅游对出口贸易作用”的扩展贸易引力模型中，核心解释变量入境旅游和所有控制变量的回归系数均呈现相同符号，仅有国界接壤虚拟变量的显著性水平较弱;在“入境旅游对进口贸易作用”的扩展贸易引力模型中，除通货膨胀率、WTO和国界接壤三个控制变量的显著性较弱且符号不一致外，核心解释变量入境旅游和其他控制变量的回归系数基本呈现较强显著性以及相同符号。由此可知，“一带一路”沿线41个对象国入境中国旅游对国际贸易作用显著为正，存在正向作用。

为了验证入境旅游对国际贸易作用是否会随着理论模型的改变而变化，本文构建动态面板模型进行稳健性检验，以得到相对客观的实证结果。动态系统GMM模型的优势在于不仅考虑国际贸易的时间滞后效应，即上一期国际贸易会对当期产生影响，而且能够有效减弱入境旅游等内生变量通过反向因果关系所产生的内生性问题。因而，在解释变量中引入国际贸易滞后一期项，取对数后动态面板模型（5）和（6）如下。其中，EXit表示出口贸易，IMit表示进口贸易，INit表示入境旅游，Xit为其他控制变量，εit=δi+μit。

如表2（5）列和表3（10）列所示，出口贸易和进口贸易滞后一期值的回归系数在1%的水平下显著为正，分别为0.4759和0.5358，表明国际贸易存在时间滞后效应。国家间贸易协议有效期往往持续较长时间，并且随着商贸合作顺利开展，中国外贸企业在他国开展贸易的业务熟练度得到有效提升，两国商贸合作在短时间内难以出现大幅调整。因此，上一期国际贸易对当期国际贸易存在正向促进作用。AR（2）的检验结果为0.341和0.813，表明不存在二阶序列相关;Sargan过度识别检验结果在10%的显著性水平下不能拒绝工具变量与扰动项不相关的原假设。以上两者的检验结果验证了工具变量与GMM模型设定的合理性。核心解释变量入境旅游的显著性和正负符号与LSDV法、随机效应MLE和H-T工具变量法的回归结果一致，只是系统GMM的回归系数估计值略有减小，但并未改变基本结论，因此能够支持扩展贸易引力模型的实证检验结果。

（二）入境旅游对国际贸易作用的门槛效应

扩展贸易引力模型和动态面板GMM检验初步验证了入境旅游对国际贸易存在正向作用，但无法反映入境旅游对国际贸易作用的“非线性”变化。下面，以人均收入为门槛变量，考察入境旅游对国际贸易作用的非线性特征。

从表4门槛检验结果可知，以人均收入为门槛变量时，入境旅游对进口贸易作用模型的双重门槛呈现1%显著性水平，双重门槛估计值分别为7.932和9.914;入境旅游对出口贸易作用模型的双重门槛呈现1%的显著性水平，双重门槛估计值分别为8.701和9.914。由此可知，“入境旅游对进口贸易作用”和“入境旅游对出口贸易作用”模型都存在双重门槛值。基于以上人均收入双重门槛值进一步分析入境旅游对国际贸易作用，估计结果见表5。

1.入境旅游对出口贸易作用随人均收入增加不断下降

从表5可知，当人均收入对数值小于8.701时，入境旅游对出口贸易作用的回归系数为0.429;当人均收入对数值介于8.701和9.914之间，回归系数降至0.382;当人均收入对数值大于9.914时，回归系数进一步降至0.298。这表明随着人均收入的提升，入境旅游对出口贸易作用在1%显著性水平上持续下降，其对出口贸易作用从逐利阶段逐渐转为消费阶段。主要原因在于入境旅游逐利性随人均收入的增长而不断下降。数据显示，1998～2017年外国入境中国商务旅游人数占比从42.5%下降至19.5%，休闲观光旅游人数占比从37.6%升至49.3%。由于休闲观光旅游的跨境消费不会引起要素禀赋的国际转移，也不会直接参与贸易生产、加工与销售等环节，因而在“一带一路”沿线国家入境中国旅游逐利性不断下降的背景下，入境旅游对出口贸易作用不断减弱，假设H2和H3得到验证。

2.入境旅游对进口贸易作用随人均收入增长先升后降

由表5可知，当人均收入对数值小于7.932时，入境旅游对进口贸易作用的回归系数为0.196;当人均收入对数值介于7.932和9.914之间，回归系数升至0.274;当人均收入对数值大于9.914时，回归系数降至0.125。这表明随着人均收入的提升，入境旅游对进口贸易作用在1%显著性水平上经历了先升后降的过程，即不同人均收入水平下，入境旅游对进口贸易作用呈现三阶段“非线性”变化。随人均收入的增长以及居民可支配收入和生活水平的提升，入境旅游对进口贸易作用随逐利性的波动变化而经历初始阶段、逐利阶段和消费阶段，假设H1、H2和H3得以验证。

值得注意的是：入境旅游对出口贸易和进口贸易作用在人均收入第三个区间均出现下降。由于“一带一路”沿线41个对象国居民生活水平的提升，入境中国旅游逐利性的大幅下降使其对国际贸易作用出现一定的减弱。同时贸易保护主义抬头、外需低迷以及国际经济总体复苏乏力的国际环境也对这一作用有所限制。

3.相同人均收入区间内入境旅游对出口贸易作用大于进口贸易

与入境旅游对进口贸易作用表现出的 “非线性”变化不同，入境旅游对出口贸易作用呈现为持续下降，并且相同人均收入区间内入境旅游对出口贸易作用的回归系数均大于进口贸易，这表明入境旅游对出口贸易作用大于进口贸易。主要原因在于：其一，中国的进出口贸易发展极不平衡，国际贸易顺差巨大，出口贸易的发展明显快于进口贸易。因此，入境旅游对出口贸易作用更早进入逐利阶段，并且在相同人均收入区间内入境旅游对出口贸易作用大于进口贸易。其二，在中国对外开放政策促进下，中国利用FDI规模不断扩大，大部分跨国公司将资金、技术与原材料资源结合，大力发展出口加工贸易，推动了中国出口贸易规模的几何级增长。在此期间，入境商务旅游作为FDI主要人员流动形式也呈现迅速增长趋势。由此可见，相比于进口贸易，入境旅游与出口贸易的联系更为紧密，对出口贸易作用更大。

（三）入境旅游对国际贸易作用的国别差异

基于入境旅游对国际贸易作用门槛效应估计结果，将“一带一路”沿线41个对象国按2017年调整后的国民净人均收入水平划分为三类，并按照东南亚、南亚、西亚北非、中亚、独联体和欧洲六大区域归类。

从表6可知，在入境旅游对出口贸易作用门槛模型中，当人均收入小于6009美元，回归系数为0.429的国家有19个。其中，东南亚国家5个，南亚国家4个，西亚北非国家4个，中亚国家2个，独联体国家3个，欧洲国家1个。当人均收入介于6009美元和20211美元之间，回归系数为0.382的国家有18个。其中，东南亚国家1个，西亚北非国家4个，中亚国家1个，独联体国家2个，欧洲国家10个。当人均收入大于20211美元，回归作用系数为0.298的国家有4个。其中，东南亚国家1个，西亚北非国家1个，欧洲国家2个。

从表7可知，在入境旅游对进口贸易作用门槛模型中，当人均收入小于2785美元，回归系数为0.196的国家有10个。其中，东南亚国家3个，南亚国家3个，西亚北非国家1个，中亚国家2个，独联体国家1个。当人均收入介于2785美元和20211美元之间，回归系数为0.274的国家有27个。其中，东南亚国家3个，南亚国家1个，西亚北非国家7个，中亚国家1个，独联体国家4个，欧洲国家11个。当人均收入大于20211美元，回归系数为0.125的国家有4个。其中，东南亚国家1个，西亚北非国家1个，欧洲国家2个。

结合三阶段假设模型发现，“一带一路”41个对象国入境中国旅游对出口贸易和进口贸易作用国别差异顯著。对出口贸易作用全部处于逐利和消费阶段，对进口贸易作用处于初始阶段的国家占比24.39%，处于逐利阶段的国家占比65.85%，处于消费阶段的国家占比9.76%。具体至国别如下：（1）柬埔寨、老挝、越南、孟加拉国、印度、巴基斯坦、埃及、吉尔吉斯斯坦、乌兹别克斯坦和摩尔多瓦10国入境中国旅游对进口贸易作用较低，但呈增长趋势，处于初始阶段。（2）马来西亚、泰国、菲律宾、斯里兰卡、巴林、伊朗、约旦、黎巴嫩、阿曼、沙特、土耳其、阿尔巴尼亚、保加利亚、克罗地亚、捷克、爱沙尼亚、匈牙利、拉脱维亚、波兰、罗马尼亚、斯洛伐克和希腊、哈萨克斯坦、亚美尼亚、白俄罗斯、俄罗斯和乌克兰27国入境中国旅游对进口贸易作用最大，处于逐利阶段。（3）柬埔寨、老挝、菲律宾、泰国、越南、孟加拉国、印度、巴基斯坦、斯里兰卡、埃及、伊朗、约旦、黎巴嫩、吉尔吉斯斯坦、乌兹别克斯坦、亚美尼亚、摩尔多瓦、乌克兰、阿尔巴尼亚19国入境中国旅游对出口贸易作用最大，处于逐利转消费阶段。（4）马来西亚、巴林、沙特阿拉伯、土耳其、阿曼、哈萨克斯坦、白俄罗斯、俄罗斯、保加利亚、捷克、爱沙尼亚、克罗地亚、匈牙利、拉脱维亚、波兰、罗马尼亚、斯洛伐克、希腊18国入境中国旅游对出口贸易作用开始下降，处于消费阶段。（5）新加坡、以色列、塞浦路斯和斯洛文尼亚4国入境中国旅游对进口和出口贸易作用均最低，处于消费阶段。

五、结论与讨论

（一）主要研究结论

本文选取1998～2017年中国与“一带一路”沿线41个对象国入境旅游与国际贸易的面板数据，首先运用扩展贸易引力模型，在剔除相关控制变量的干扰并有效减弱模型内生性问题情况下，验证“一带一路”沿线41个对象国入境中国旅游对国际贸易的具体作用，进而以双门槛模型探究各国不同人均收入水平下，入境旅游对国际贸易作用的“非线性”变化和国别差异。研究发现：（1）“一带一路”沿线41个对象国入境中国旅游对国际贸易存在正向作用，但回归系数相比其他控制变量略低。（2）入境旅游对出口贸易作用随人均收入增加不断下降，对进口贸易作用随人均收入增长先升后降。相同人均收入区间内入境旅游对出口贸易作用大于进口贸易。主要原因在于，中国国际贸易顺差巨大，出口贸易的发展明显快于进口贸易。在此期间，入境商务旅游作为FDI的主要人员流动形式也呈现迅速增长趋势，与出口贸易的联系更为紧密，对出口贸易作用更大。（3）“一带一路”沿线41个对象国入境中国旅游对出口贸易作用不断下降，正从逐利阶段向消费阶段转变;对进口贸易作用主要处于逐利阶段。

（二）讨论与建议

“一带一路”沿线国家经济发展水平参差不齐，各国的政治制度、人口规模、经济发展水平、基础设施建设、语言文化、生活习惯等存在相异性，在开展旅游与贸易合作时，中国应准确把握入境旅游对国际贸易作用的国别差异，针对不同阶段制定应对策略。

1.处于初始阶段，入境旅游对进口贸易作用较弱的对象国。中国应积极推进“一带一路”基础设施投资与建设，推动沿线国家产业升级和经济发展，提升居民人均收入。同时，开展多样化国际旅游合作，积极宣传推广中国特色旅游资源，与沿线国家签订旅游合作协议，开展旅游推介会和文化旅游年等宣传活动，通过各地自然与文化资源的有机互补打造中国旅游品牌与国际形象。完善旅游基础设施建设，营造舒适安全旅游环境，提升“一带一路”沿线国家入境中国旅游积极性和中国国际旅游竞争力。

2.处于逐利阶段，入境旅游对进口贸易作用最大化的对象国。积极举办国际商务会展、国际贸易博览会等大型国际性会展活动，通过完善国内交通与旅游基础设施等配套设施，培养会展旅游服务人才，改善国际会展旅游接待条件。国际会展旅游是经济发展的助推器，能够提升国家形象与品牌影响力，促进知识、技术、产品等信息的国际交流合作，吸引大量外国人员入境中国商务旅游并创造商机，推动中国国际贸易尤其是进口贸易的发展。

3.处于逐利转消费阶段，入境旅游对出口贸易作用最大化的对象国。推动商务旅游与观光休闲旅游结合发展，鼓励围绕景区建设舒适的商务会谈场所，开设符合外国旅游者意愿的新型商务旅游产品，提升入境中国商务旅游的吸引力与有效率。辅助的休闲观光旅游有助于入境外国旅游者参与商务会展时领略当地风土人情，从而丰富旅游体验，减弱商务旅游的重复性审美疲劳，最大程度发挥入境旅游对出口贸易的作用。在中美贸易摩擦背景下，积极与“一带一路”沿线国家开展旅游合作，推动中国产品“走出去”，能够在一定程度上规避风险，维护出口贸易整体稳定发展。

4.处于消费阶段，入境旅游对进口贸易和出口贸易作用均最低的对象国。关注休闲观光旅游者入境旅游的带动效应，围绕住宿、餐饮、娱乐、购物、旅游服务企业等旅游要素，不断完善要素配套，大幅度提升旅游接待品质和旅游体验质量。打造中国文化特色与印记的高质量产品并加强信息宣传，提高休闲观光入境旅游者在旅游购物和产品消费过程中对中国产品的认可度，扩大客源国对中国产品的需求，通过供货商或中间商增加贸易订单，增强国际贸易的合作层次。积极发展跨境电商，为入境旅游者及客源国居民提供跨境沟通渠道，满足因需求扩大而增加的贸易订单，从而促使入境旅游与国际贸易发展进入新的增长阶段。

参考文献：

[1]Ozcan C C. International trade and tourism for Mediterranean countries：A panel causality analysis[J]. Theoretical & Applied Economics，2016，23（1）：203～212.

[2]赵多平，孙根年，苏建军.欧洲七国入境中国旅游与进出口贸易的关系——1985～2009年的协整分析和Granger因果关系检验[J].世界地理研究，2011，20（4）：121～133.

[3]Khalid H A，Qudair A I. The Causal Relationship between Tourism and International Trade in Some Islamic Countries[J]. Economics Studies，2004，5（5）：45～56.

[4]Gil-Alana L A，Fischer C. International travelling and trade：further evidence for the case of Spanish wine based on fractional vector autoregressive specifications[J]. Applied Economic，2010，42（19）：2417～2434.

[5]程成，周澤奇，宋建林. 中马出入境旅游与进出口贸易关系辨析[J]. 中国-东盟研究， 2017（4）：141～160.

[6]宋建林，程成，周泽奇.东南亚金融危机后中泰旅游与贸易互动关系研究[J].东南亚纵横，2018（4）：75～83.

[7]韩亚芬，孙根年.中国主要客源地进出口贸易与入境旅游发展关系的研究[J].资源开发与市场，2011（8）：744～746.

[8]Khan H，Toh R S，Chua L. Tourism and Trade：Cointegration and Granger Causality Tests[J]. Journal of Travel Research，2005，44（2）：171～176.

[9]Kadir N，Jusoff K. The Cointegration and Causality Tests for Tourism and Trade in Malaysia[J]. International Journal of Economics & Finance，2010，2（1）：126～135.

[10]Katircioglu S. Tourism，trade and growth：the case of Cyprus[J]. Applied Economics，2009，41（21）：2741～2750.

[11]Suresh K G，Tiwari A K，et al. Tourism，trade and economic growth in India：a frequency-domain analysis of causality[J]. Anatolia-International Journal of Tourism and Hospitality Research，2017，29（3）：319～325.

[12]杜美龄，孙根年.30年来国际“贸易—交通—旅游”（3T）互动的统计分析[J].人文地理，2015，30（2）：155～160.

[13]郑鹏，马耀峰，王洁洁，等.基于“推—拉”理论的美国旅游者旅华流动影响因素研究[J].人文地理，2010（5）：112～117.

[14]林龙飞，易可.入境旅游与对外贸易动态关系研究[J].北京第二外国语学院学报，2014，36（3）：25～31.

[15]苏建军，徐璋勇，赵多平.国际货物贸易与入境旅游的关系及其溢出效应[J].旅游学刊，2013，28（5）：43～52.

[16]Satheesh A，Russell T. Does tourism remote cross-border trade [J]. American Journal of Agricultural Economics，2003，85（3）：569～579.

[17]Santana-Gallego M，Ledesma-Rodríguez F J，Pérez-Rodríguez J V. International trade and tourism flows：An extension of the gravity model [J]. Economic Modelling，2016，52（15）：1026～1033.

[18]饶兆斌.马来西亚和中国的“五通”：挑战和机遇[J].中国-东盟研究，2018（3）：47～64.

[19]中国旅游研究院.“一带一路”旅游大数据专题报告（全文）[R/OL].[2019～10～07].http：//www.sohu.com/a/256708340_124717.

[20]白仲林，罗枢.“一带一路”战略下语言资本的政策选择——基于中国OFDI区位选择的实证研究[J].江西师范大学学报（哲学社会科学版），2019（3）：122～129.

[21]中华人民共和国文化和旅游部. 旅游抽样调查资料2018[M].北京：中国旅游出版社，2018.

[22]Krugman P. Scale Economies，Product Differentiation， and the Pattern of Trade[J]. The American Economic Review，1980，70（5）：950～959.

[23]Bergstrand J H. The Gravity Equation in International Trade：Some Microeconomic Foundations and Empirical Evidence[J]. The Review of Economics and Statistics，1985，67（3）：474～481.

[24]蔡兴，刘子兰. 人口因素与东亚贸易顺差——基于人口年龄结构、预期寿命和性别比率等人口因素的实证研究[J]. 中国软科学，2013，33（9）：48～59.

[25]张鹏飞. 基础设施建设对“一带一路”亚洲国家双边贸易影响研究：基于引力模型扩展的分析[J]. 世界经济研究，2018，292（6）：72～84;138.

[26]马凌远. FDI对国际贸易的影响：来自中国的证据[J]. 中南财经政法大学学报，2008（5）：37～41.

[27]林峰，向倩兰，邓可斌. Burgess推论成立吗——服务贸易差额扩大恶化货物贸易条件的跨国实证[J]. 国际贸易问题，2018（4）：90～102.