中日旅游服务贸易产业内贸易影响因素研究

一、绪论

（一）选题背景及研究意义 1．选题背景

进入新世纪以来，中日两国关系经历了一段蜜月期，经济贸易方面的往来愈加密切，两国的旅游服务贸易也随之快速发展，尤其到了2006年，日本开放对大陆的旅游签证，两国旅客来往人次迎来历史性的高峰，旅游贸易进出口也是水涨船高。随着中国经济的增长，以及中日两国经济文化交流的更加密切，2009至2014年中国赴日旅游人数不断增长，2014和2015年中国赴日旅游总人次平均增长率高达102%，2015年达到470万人次。另一方面，日本来华游客持续下滑，从2010年的373.12万人次持续下降到2014年为271.76万人次。

2006至2013年，中日两国旅游服务贸易进出口总额增长近45%。尤其在2011年后，中国由净出口方转变为净进口方，且逆差进一拉大。除了中国国民的收入增长，两国经济文化交流碰撞加深，使得国民更愿意出国旅行外，日本商品的优质与购物体验的舒适都是大陆游客选择前往日本旅行的重要因素。尤其是去年中国游客在日本抢购马桶、电饭煲等都是中国游客“赴日游”大热的重要体现。两国之间此消彼长的态势一步步拉大中国对日旅游服务贸易的逆差。

中国现已成为全球第二大经济体，经济实力不断提升，产业结构逐步优化,中日两国地缘临近且文化历史存在共通之处，同时，两国都拥有较为丰富的旅游文化资源，以及我国国民消费水平提高，两国经济发展水平的一步步接近，都使得中国和日本在旅游服务贸易方面成为主要的贸易伙伴。

2．研究意义

旅游服务贸易作为主要的传统服务贸易，由于其对旅游资源以及配套设施等硬件方面的特殊要求，各国国际旅游贸易的地位比较固定，但随着全球文化的交流融合，以及国民收入的上升，旅客们更加注重旅行中的体验和消费，也是的旅游服务贸易出现了很大的发展变动。

传统的国际贸易理论认为，国际贸易建立在比较优势之上，因此认为资源禀赋和偏好差异大的国家越容易产生国际贸易。但是上世纪60年代以后，世界贸

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易中的绝大部分是发生在主要的发达国家之间，发达国家和发展中国家之间的贸易在世界贸易中的比重反而不断下降。因此出现了新国际贸易理论贸易理论，该理论体系的主要观点认为，除资源差异外，规模经济可以降低产品价格和生产成本，带来差异化产品，满足各国多样性的产品消费需求，因此也成为推动国际贸易的一大原因。

但是前对于旅游服务贸易理论研究，大多是基于比较优势理论对旅游服务贸易的比较优势开展的，而且更多的是总体论述服务贸易的产业内贸易研究，较少使用产业内贸易理论单独对服务贸易业进行实证研究的。对于旅游服务贸易的关注的主要都是发生在发达国家之间的，而对经济发展水平存在较大差距的国家，双边旅游服务贸易的产业内贸易的研究较少。

本文通过对日本和中国之间旅游服务贸易的产业内贸易研究，实证分析旅游服务业产业内贸易的水平和特征，并对主要影响因素做出回归，进一步阐述我国和日本旅游服务贸易之间贸易地位变动的深层影响因素。

（二）文章结构和研究方法

本文从中日两国旅游服务贸易的旅游服务贸易的发展现状和地位变动情况出发，根据之前专家学者提出的产业内贸易衡量和研究的方法，对中日两国的旅游服务贸易的产业内贸易指数进行测定，并根据已有的实证研究结论，对主要的影响因素做主成分因素回归，分析并总结各类因素对中日两国旅游服务贸易的影响，并提出相应的政策建议。

本文通过定性分析和定量分析的研究方法，运用产业内贸易理论和方法来分析中日旅游服务业产业内贸易的相关问题。具体的方法如下：

指数分析法：

1.利用最普遍的G-L指数测量2006年至2013年中日旅游服务业的产业内贸易水平；2.为了更加有针对性地对不同类型的产业内贸易进行分析，本文还测算了垂直型和水平型产业内贸易指数，通过该指数对中日旅游服务业产业内贸易的具体类型进行分类。

计量模型分析法：本文根据中日旅游服务业产业内贸易等相关的具体数据，建立中日旅游服务业产业内贸易的计量模型，列出产业内贸易的主要影响因素，并将其对中日旅游服务业贸易的实际进行计量检验。

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本文所采用的双边旅游服务贸易数据主要来源于经济合作与发展组织（OECD）和世界银行数据库（World Bank Database），以及国际货币基金组织数据库（IMF DATA）以及《中国统计年鉴》。

（三）创新与不足

本文的创新与独特之处在于：

1.本文单独对服务贸易中的旅游服务贸易进行产业内贸易研究，是为了更好地分析当前中日旅游服务贸易所面临的新发展态势，同时对未来的中日旅游服务贸易发展提供政策建议。

2.本文采用定量分析方式，对中日旅游服务贸易进行主成分回归分析，具有一定的科学性，使分析数据和得出结论更具有说服力。

3.由于中日两国政治关系的变动，特别加入重大政治事件的影响因素，并作为一个虚拟变量投入，选取的是2012年较为影响较为严重的“钓鱼岛事件”，作为一个政治事件影响因素一并做出回归分析。

但本文也有一些不足之处。由于缺少足够样本数量，以及一些重要的直接数据难以获得，因此本文无法做出更全面和深入的分析。另外，由于双边数据与中日两国其他主要数据的获取途径不同，会影响数据的统计口径不一致，因此数据上会存在一些偏差。

二、旅游服务贸易产业内贸易相关问题分析 （一）旅游服务业产业内贸易相关概念界定

“旅游服务贸易是指旅游服务在国家之间的有偿流动和交换过程，即国家之间相互为旅游者进行国际旅游活动所提供的各种旅游服务的交易过程。”[1]

Lee &Lloyd认为，产业内贸易除了可以界定商品之外，也应该可以涵盖服务。因此，本文对服务业产业内贸易的定义，采用货物贸易中认为产业内贸易是指一国在出口的同时又进口某种同类产品的定义，即旅游服务业产业内贸易是指一国在出口的同时又进口的旅游服务产品，包括为接待游客，提供的交通、游览、住宿、餐饮、购物、文娱等服务产品。

[1]

《复旦博学:旅游经济学原理》-2004

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在国际旅游服务贸易中，两个互相开放的国家，自然人的流动是双向的，因此这也使旅游服务贸易中产业内贸易现象成为必然。

本文关于服务贸易类的统计数据，根据的是GATS的服务贸易划分标准，按照《国际服务贸易统计手册》（EBOPS2002）标准下统计的数据所进行测量和计算的。

（二）度量与分类方法的选择

对产业内贸易的衡量方法，最普遍的G-L指数法是由Grubel和Lloyd（1975）提出。公式如下：

?Xi?Mi?GLi??1?? （2.1）

?Xi?Mi???

由于在进出口同比例增减时，G-L指数并不会变化，导致该指数失效，即该指数无法准确反映动态情况下的产业内贸易变化。因此，Brülhart（1994）提出了基于贸易增量变化的边际产业内贸易（MIIT）指数(又称A指数) ，公式为：

MIIiT?1-?Xi-?Mi?Xi??Mi （2.2）

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水平型产业内贸易（HIIT）和垂直型产业内贸易（VIIT）的分类，是根据服务产品性质差异划分的。其中，水平型服务业产业内贸易是指是指要素投入、质量、价格相似，以及消费者偏好相似的产业内贸易，主要发生在经济水平相近的国家之间；垂直型服务业产业内贸易则是指服务在品质、价格以及技术要素投入存在差异的服务之间的贸易，主要发生在发达国家和发展中国家之间。通过分类，可以在进行产业内贸易理论研究和实证研究时更具有针对性 。Thom&Mc Dowell 给出了水平型和垂直型产业内贸易指数法。水平型产业内贸易指数（HIIT）计算公式为： HII?T????

垂直型产业内贸易指数计算公式为：

?A-HIIT VIIT （1.4）

??????MIIiT （1.3） ??????Xi???Mi????Xi??Mi

（1.5）

通过该分类方法将服务业进行分类，可以根据理论经验简单得出影响该服务业产业内贸易的主要因素。根据两者的不同特点可以发现，水平型产业内贸易主要是基于产异化竞争，并带有规模经济和消费偏好多样性的特点，垂直型产业内贸易主要是基于产品和服务的质量差异，主要由要素禀赋差异等引起，主要发生在发达国家与发展中国家之间。因此，根据区分这两种不同类型，是更加研究旅游服务贸易产业内贸易的前提和首要步骤。

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旅游很大程度上是依托本国在高端电子产业、电器制造业、动漫文化产业等具有的优势，同时旅游产业的发展也带动了很多这些相关产业的发展。因此市场规模的扩大有利于两国产异化产品的互补。

因此，中日两国的市场规模应该与两国旅游贸易的产业内贸易存在正相关。即市场规模越大，表明产业内贸易程度越高。市场规模的扩大形成的规模效应，可以提高企业的生产效率，为企业降低生产成本，也为企业的生产专业化和差异化提供了可能，加速了产业内分工，增加服务产品的多样化，促进产业内贸易的发展。本文采用两国的GDP来衡量两国的市场规模。

表格 6 中日2006-2013年GDP 单位：十亿美元（2015年现价） 年份 中2006 2007 3542.45 4356.347 2008 4519.951 4849.185 2009 4990.526 5035.141 2010 5930.393 5495.387 2011 7321.986 5896.224 2012 8221.015 5960.269 2013 9490.845 4919.589 国2751.924 GDP 日本4356.845 GDP 数据来源 IMF数据库 3．市场开放程度

一个开放程度高的市场，其贸易自由化程度也就越高。如果一个国家的经济越开放，那么相应的贸易壁垒也就越低，产业内贸易水平也就越高。因为一个开放的经济体就更容易参与到世界经济中，也拥有了更多的贸易机会，产业内贸易水平也会相应提高。

从中日两国双边旅游贸易发展史就可以看出，在2006年日本对大陆开放旅游签证之后，两国的旅游服务贸易额大幅上升。日本作为世界主要的发达资本主义国家，市场开放程度较高。而中国在逐步实行的市场化改革中，对外开放程度也越来越高，尤其是在服务行业对外开放的试点，更加进一步加快了市场化和国际化。这个趋势与两国旅游服务贸易增长的大趋势较为接近。

因此，市场开放程度应该对产业内贸易存在正相关。本文用中国和日本服务贸易依存度来衡量中国和日本之间服务市场开放度。服务贸易依存度计算：

服务贸易依存度?

服务贸易总额

GDP- １１ -

表格 7 中日服务贸易依存度

年份 中国服务贸易7.01 7.12 6.77 5.78 5.99 5.66 5.75 5.65 依存度 日本服务贸易5.80 6.41 6.56 5.50 5.44 5.31 5.41 6.34 依存度 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 数据来源 IMF数据库 4．外国直接投资

一般对外直接投资对产业内贸易的影响有两种情况，一是为了满足差异化产品的需求，以及形成规模经济效应降低成本，在海外开展直接投资，则两者之间存在着互补关系；一是为了分割生产的各个环节，利用相对比较优势优化行业内的国际分工，寻求更具有资源相对优势的地区，则两者之间存在着替代关系。

日本一直是我国接受外国直接投资的主要来源地之一，这与我国投资项目的对外优惠政策，以及劳动力等资源成本的廉价有关。日本对华直接投资也进一步带动了我国产业规模的扩大，间接地影响了规模市场这一因素，也是追求产品差异化的一种实现方式。但随着我国劳动力资源等优势的逐渐消失，近几年来，日本对华直接投资产生了一些波动，这与旅游服务贸易的曲线变动较为吻合。但是，由于数据的限制，本文并没有使用日本对华服务业的直接投资，而只是采用了日本对华的直接投资总额。根据其他的一些资料显示，日本对华服务行业的直接投资在近些年并不存在大幅的下降，这与日本对华直接投资的总额变动并不一致，因此产生的回归结果可能并不那么显著，与实际会存在一定的偏差。

FDI主要有两种，分别是以降低成本为主的垂直型直接投资和市场主导型的水平型直接投资。与日本相比，中国拥有人力资源、土地资源成本等优势，因此日本每年都有大量的对华直接投资。这些直接投资可以推动中国的产业优化升级和服务业的产业深化，有利于产业内贸易的发展。因此外国直接投资与产业内贸易存在正相关。

表格 8 2006-2013年日本对华直接投资 单位：百万美元

年份

2006 2007 2008 2009 - １２ -

2010 2011 2012 2013

日本对华4598.06 3589.22 3652.35 4104.97 4083.72 6329.63 7351.56 7058.17 直接投资 数据来源 《中国统计年鉴》 5．重大政治事件

中日两国之间的政治关系一直较为脆弱，日本政府一直拒绝正面历史，而且一再做出极端的举动。但两国在经济合作方面一直在不断地加深。但是不可否认的是，两国政治上的波动会影响两国旅游贸易的发展，两国旅游贸易的产业内贸易也会受到波及。因为中日两国是在2006年开放旅游签证的，这个政策因素在选取的数据中并没有体现，因此不会对该要素的选择存在任何影响。而在2012年，日本的“购岛事件”更是引起了中国国民不满情绪的高涨，在短时间内，对两国的经济造成了一定的负面影响。从GL指数的变动上来看，2012年的GL指数的确有大幅的下降，日本来华旅游的人次也持续减少。本文将“钓鱼岛事件”作为一次重大的政治事件，并作为一个虚拟变量。

另外，由于2009年收到国际金融危机的影响，GL指数在2009年达到最低谷，根据所掌握的数据来看，其余变量在这一年并没有看到这种突然的大幅变动趋势，可见国际金融危机对旅游进出口的影响是明显的，而对其余变量如一国的GDP，对外直接投资等影响并不明显，这也和这些变量大多具有时间上的稳定趋势有关，受突发因素的影响并不会如进出口那么明显。因此，由于本文在变量中并没有考虑该因素，因此在回归时可能会导致一些变量存在不显著的情况。

（二）计量分析 1．模型设定

基于上述分析选定的解释变量和被解释变量，构建中日旅游服务业产业内贸易影响因素的经验模型如下：

Y?f(SI,FDI,OP,AGDP,PD) (4.1) 其中，SI代表市场规模； FDI代表日本对华直接投资； OP代表两国的市场开放程度；

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AGDP代表中日人均收入差异； PD代表政治影响因素。

最后构造回归模型如下：

Y????1log?SI???2log?FDI???3OP??4AGDP??5PD?e （4.2）2．数据处理

（1）SI代表中日两国市场规模，是中日两国各年度GDP的简单算术平均数，其计算公式为：

SI?SIc?SIj2 （4.3）

其中c代表中国，j代表日本。下同。 （2）FDI代表日本对华直接投资；

（3）OP代表两国的市场开放程度，是中日两国贸易依存度的简单算术平均数，其计算公式为：

OP?OPc?OPj2 （4.4） （4）AGDP代表中日人均收入差异，为消除绝对规模偏差的影响，按照Balassa-Bauwens（1987）相对差异指数法计算,具体公式为：

w? （4.5）

AGDcP （4,6）

AGDcP?AGDjP（5）PD代表政治影响因素，作为一个虚拟变量，增加了数据结构的多样性。

3．估计结果

将2006至2013年的数据带入公式4.2进行回归，结果如下 9 回归结果

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-23.80713 C （3.221478） 1.290952 LOG(SI) （0.172051） 0.150244 LOG(FDI) （0.058081） 0.229677 OP （0.036876） 3.787375 AGDP （0.420446） -0.159388 PD （0.035414） DW 2.528595 调整的R2 0.944498 R2 0.984142 P值（F统计量） 0.039174 F统计量 24.82451 从统计结果来看，y=-23.81+1.29LOG(SI)+0.150LOG(FDI)+0.23OP+3.79AGDP-0.16PD

log(FDI)的P值为0.1226，高于0.05，因此对被解释变量的影响不那么显著，这与本文所采用的FDI数据为日本对华总直接投资有关，因为近几年来日本对华直接投资不断下降，但对华非制造业的投资额变化不大，因此两者的不同变动，导致该变量的选取存在一定的误差。而且FDI往往是具有前瞻性的，对像国际经济危机这些突发变量的变动存在一定的惰性，这也会导致该解释变量不那么显著。其余变量的P值都在0.05以下，表明在显著性水平为0.1的情况下通过了显著性检验。从方程的P值和F值可以看出，模型的显著性较高，R2=0.984142,说明样本回归直线的解释能力为98.4142%，以及调整的R2都表明模型的拟合优度很高，DW检验值2.52，说明模型不存在一阶自相关。

（三）协整检验

对于时间数列，一般需要做平稳性检验。因为宏观经济数据会存在明显的时间趋势，是非平稳的，这会给回归模型的参数估计带来伪回归问题。本文采用ADF单位根检验来判断变量是否平稳。以下为各变量的Eviews输出结果：

10 ADF检验结果

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本文来源：https://www.bwwdw.com/article/ebjg.html