夏杰長 王欠欠

內(nèi)容提要：基于33個客源國（地區(qū)）和86個目的國（地區(qū)）之間的雙邊旅游貿(mào)易量數(shù)據(jù)，引入雙邊網(wǎng)址數(shù)量作為互聯(lián)網(wǎng)的代理變量，實證分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易的影響。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易量具有顯著的正向影響，即互聯(lián)網(wǎng)開放度更高的國家和地區(qū)易于發(fā)生入境旅游，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度高的國家和地區(qū)易于發(fā)生出境旅游;互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易的影響存在行業(yè)異質(zhì)性，雙邊旅游貿(mào)易比其他服務(wù)貿(mào)易和國際商品貿(mào)易更加依賴互聯(lián)網(wǎng)信息;互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易促進作用具有一定的經(jīng)濟粘性，主要表現(xiàn)在發(fā)達(dá)國家和地區(qū)雙邊旅游貿(mào)易從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展中的受益要大于發(fā)展中國家和地區(qū)。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展;雙邊網(wǎng)址;雙邊旅游貿(mào)易

中圖分類號：F590.3

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1003-7543 （2019）02-0136-13

我國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟正處于“消費互聯(lián)網(wǎng)時代”關(guān)鍵時期，如何在旅游貿(mào)易中充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的溢出效應(yīng)是當(dāng)下的重要議題。推動互聯(lián)網(wǎng)與旅游貿(mào)易深度融合是提升我國旅游貿(mào)易國際競爭力的重要途徑?！秶鴦?wù)院關(guān)于促進旅游業(yè)改革發(fā)展的若干意見》、《“十三五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》、黨的十九大報告等強調(diào)要培育互聯(lián)網(wǎng)在旅游業(yè)等中高端服務(wù)領(lǐng)域的新增長點和新動能。隨著互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不斷優(yōu)化升級，雙邊貿(mào)易信息的透明度不斷增強，交易成本不斷降低。旅游貿(mào)易作為信息密集型經(jīng)濟活動，依托互聯(lián)網(wǎng)重塑了自身發(fā)展形態(tài)，成為“互聯(lián)網(wǎng)+”新業(yè)態(tài)的典型代表。以互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟為重要組成部分與關(guān)鍵驅(qū)動要素的我國信息經(jīng)濟對GDP的貢獻率已逐步接近并趕超部分發(fā)達(dá)國家和地區(qū)。伴隨著旅游市場的全球化分割，雙邊旅游貿(mào)易在世界國際貿(mào)易中的占比不斷提升，成為各個國家和地區(qū)參與國際市場分工、提升國際競爭力的重要手段?；ヂ?lián)網(wǎng)作為信息時代經(jīng)濟發(fā)展不可或缺的“介質(zhì)”，對雙邊旅游貿(mào)易具有重要影響。世界互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展與全球雙邊旅游服務(wù)貿(mào)易同步快速增長的事實促使我們思考這樣一些問題：互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展是否促進了雙邊旅游的增長？如何產(chǎn)生影響？本文利用雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)作為互聯(lián)網(wǎng)影響的測度指標(biāo)，選取主要客源國（地區(qū)）和目的國（地區(qū)）之間的旅游服務(wù)貿(mào)易量數(shù)據(jù)，研究互聯(lián)網(wǎng)對客源國（地區(qū)）和目的國（地區(qū)）之間旅游服務(wù)貿(mào)易的影響，并且通過差異化分析來進一步探討其內(nèi)在的影響機制。

一、相關(guān)文獻評述

近年來，關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對國際貿(mào)易的影響研究有了較大的進展。Freund&Weinhold通過實證研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對國際商品貿(mào)易具有顯著的促進作用[1]。其他國外學(xué)者大多采用跨國數(shù)據(jù)研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對國際商品貿(mào)易總量的影響[2-6]。而國內(nèi)學(xué)者主要基于中國海關(guān)數(shù)據(jù)從微觀企業(yè)層面定量研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對商品貿(mào)易的影響[7-10]。信息經(jīng)濟、網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟和大數(shù)據(jù)經(jīng)濟逐漸融為一體[11]，互聯(lián)網(wǎng)對傳統(tǒng)服務(wù)經(jīng)濟理論提出根本挑戰(zhàn)，選擇適當(dāng)模型和方法研究互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟學(xué)問題可以更加科學(xué)地預(yù)測宏觀經(jīng)濟運行狀況[12]。由于服務(wù)貿(mào)易細(xì)分行業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)獲取難度相對較大，因而探討互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易影響的文獻多是對服務(wù)貿(mào)易總量的影響，只有極少數(shù)學(xué)者研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對細(xì)分行業(yè)出口的影響[13-14]。現(xiàn)有研究中常用的電腦主機數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)普及率、單邊網(wǎng)址總數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)民數(shù)等互聯(lián)網(wǎng)代理變量主要以單邊變量為主。少數(shù)國內(nèi)外學(xué)者嘗試選擇雙邊網(wǎng)址鏈接數(shù)作為雙邊代理變量對國際貿(mào)易進行研究[8，9，14]。

傳統(tǒng)旅游服務(wù)貿(mào)易的研究大多沒有考慮互聯(lián)網(wǎng)因素[15-16]，大部分學(xué)者從需求模型、國際競爭力分析指標(biāo)、國際收支理論的角度對旅游貿(mào)易進行研究[17-18]，在實證指標(biāo)創(chuàng)新方面略顯不足。少數(shù)學(xué)者進行了信息與互聯(lián)網(wǎng)實證研究的初探，基于中國的單邊互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)和電子商務(wù)交易額等指標(biāo)對信息化與旅游產(chǎn)業(yè)增長進行了實證研究[19]。隨著互聯(lián)網(wǎng)與旅游行業(yè)的不斷融合，互聯(lián)網(wǎng)成為研究旅游行業(yè)不可忽視的因素。目前關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)與旅游貿(mào)易的研究大多是基于“互聯(lián)網(wǎng)時代”“互聯(lián)網(wǎng)+”背景的定性分析。

基于上文對文獻的梳理，本文結(jié)合雙邊旅游貿(mào)易的特征對現(xiàn)有的引力模型實證框架進行修正，引入雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)作為互聯(lián)網(wǎng)代理變量，并選取跨國（地區(qū)）雙邊旅游貿(mào)易數(shù)據(jù)進行研究，這是本文的研究重點，也是主要貢獻。同時，本文運用工具變量法和滯后期檢驗解決了內(nèi)生性問題，并通過固定效應(yīng)檢驗、替換互聯(lián)網(wǎng)代理變量以及將獲取的雙邊網(wǎng)址截面數(shù)據(jù)擴展為時間序列數(shù)據(jù)三種方法進行穩(wěn)健性研究，使本文的研究結(jié)論相比于現(xiàn)有的定性研究文獻更具有說服力和可信度。

二、理論模型分析

本文在傳統(tǒng)引力模型的基礎(chǔ)上，主要借鑒Felbermayr&Toubal（2010）模型和Hellmanzik&Schmitz（2015）的方法構(gòu)建理論模型。

一個國家（地區(qū)）的經(jīng)濟主體i通過進行形式多樣的旅游活動獲得效用，這里建立具有不變的替代彈性偏好的效用函數(shù)：

接下來我們主要考慮與文化接近度相關(guān)的控制變量對旅游雙邊貿(mào)易的影響，如方程式（2）中所規(guī)定的那樣，它出現(xiàn)在兩個參數(shù)中：貿(mào)易成本和偏好權(quán)重。關(guān)于前者，與文化接近度相關(guān)的控制變量與貿(mào)易成本呈負(fù)相關(guān)，例如，語言相似性、移民數(shù)量、信任程度和網(wǎng)絡(luò)互通等因素導(dǎo)致貿(mào)易成本降低。對于后者，由于σ>1的假設(shè)，對于去i國（地區(qū)）進行旅游活動，i國（地區(qū)）反映出較強的偏好導(dǎo)致更多的旅游服務(wù)貿(mào)易進口，降低貿(mào)易成本和需求偏好都會促進貿(mào)易增長。

進一步引入互聯(lián)網(wǎng)代理變量和與文化接近度相關(guān)的傳統(tǒng)代理變量（如語言和宗教），參照Felbermayr&Toubal（2010）的做法，假定：

本文把貿(mào)易進口價值量（取自然對數(shù)）作為因變量，互聯(lián)網(wǎng)代理變量——雙邊網(wǎng)址數(shù)量作為解釋變量。在基準(zhǔn)估計中，對不同年份的數(shù)據(jù)進行最小二乘回歸。對于內(nèi)生性問題，采用兩階段工具變量法和相鄰年度滯后期檢驗進行解決。本文的所有回歸估計中均采取出口國家（地區(qū)）固定效應(yīng)αjt和一組進口國家（地區(qū)）特定變量Yi進行控制，匯集了幾年的橫截面數(shù)據(jù)，引入了時變的進口國家（地區(qū)）和出口國家（地區(qū)）固定效應(yīng)，對前期數(shù)據(jù)進行了一定程度的篩選，特定的雙邊國家（地區(qū)）的變量才能進入我們匯總的橫截面數(shù)據(jù)庫，從而消除了由截面數(shù)據(jù)和時間序列帶來的估計偏誤。

三、計量模型及數(shù)據(jù)處理

（一）估計模型

結(jié)合旅游服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)品生產(chǎn)與？肖費的不可分割性，區(qū)別一般服務(wù)貿(mào)易對進出口成本部分的研究，本文根據(jù)Felbermayr&Toubal和Hell-manzik&Schmitz的研究，基于前文理論模型分析，設(shè)置估計模型如下：

本文主要利用模型一進行實證研究。其中，i、j、t分別代表客源國（地區(qū)）、目的國（地區(qū)）、時間。Hijt表示客源國（地區(qū)）和目的國（地區(qū)）不同年份的雙邊超鏈按數(shù)量，是本文的核心解釋變量。同時由于我們獲取的雙邊超鏈接只有2003年和2009年兩個年份的，不具有連續(xù)性，因而本文主要運用最小二乘法進行截面回歸，采用工具變量法和滯后期檢驗解決內(nèi)生性問題。為使我們的論證更加可信，這里構(gòu)建了模型二，選擇移動互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)的流量代理變量進行穩(wěn)健性檢驗.被解釋變量ln（TRim-ports）ijt為對t年i國（地區(qū)）游客去i國（地區(qū)）進行旅游活動產(chǎn)生的總消費價值量取對數(shù)。xijm表示客源國（地區(qū)）i與目的國（地區(qū)）i之間的第m個非虛擬控制變量，如地理距離、時區(qū)差異、共同語言、共同宗教、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人口基數(shù)、移民存量等;λm為其第m個控制變量的系數(shù)。Zijn。表示客源國（地區(qū)）i與目的國（地區(qū)）i之間的第n個虛擬控制變量，如共同邊界、共同法律淵源等;βn為其第n個控制變量的系數(shù);Uijt表示t年客源國（地區(qū)）移動互聯(lián)網(wǎng)的使用人數(shù);αjt表示對目的國（地區(qū)）進行固定效應(yīng)控制的變量;Yi表示一組進口國家（地區(qū)）特定變量。

（二）變量與數(shù)據(jù)

1.被解釋變量

（1）雙邊旅游服務(wù)貿(mào)易價值量

雙邊旅游服務(wù)貿(mào)易價值量（Tourism im-ports）的主體數(shù)據(jù)來自經(jīng)合組織（OECD）的統(tǒng)計，部分補充數(shù)據(jù)來自UN和WTO數(shù)據(jù)庫。本文實證分析基于2003～2012年客源國（地區(qū)）和目的國（地區(qū)）之間具有明確的地理細(xì)分的雙邊旅游貿(mào)易量數(shù)據(jù)。

（2）國際服務(wù)貿(mào)易價值量（Total imports）

區(qū)別于國際商品貿(mào)易數(shù)據(jù)具有相對成熟的海關(guān)統(tǒng)計年數(shù)據(jù)，國際服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)收集比較困難。目前國際通用的來源主要有兩個：國際交易報告系統(tǒng)（ITRS）和企業(yè)調(diào)查。在ITRS中，通過國內(nèi)銀行提供的國際支付，向付款的目的國（地區(qū)）提供信息，并向統(tǒng)計機構(gòu)報告。企業(yè)調(diào)查則從服務(wù)提供商的代表性樣本中調(diào)查所有國際交易。本文的國際服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)主要來自經(jīng)合組織（OECD）提供的出口和進口的地理細(xì)分綜合統(tǒng)計結(jié)果。

2.核心解釋變量

（1）雙邊網(wǎng)址（Bilateral hyperlinks）

為了通過互聯(lián)網(wǎng)捕獲信息流，我們將國家（地區(qū)）A的網(wǎng)頁鏈接到國家（地區(qū)）B的網(wǎng)頁的雙向網(wǎng)址超鏈接作為本文的核心解釋變量。雙邊網(wǎng)址鏈接（ Bilateral hyperlinks）的主要來源是Chung（2011），該數(shù)據(jù)庫涵蓋了兩個不同時間點（2003年和2009年），收錄了87個樣本國家（地區(qū)）的雙邊網(wǎng)址在全球的數(shù)量分布情況?；谘呕⑺饕拇蠹s470億個網(wǎng)站，Chung于2009年5月在Yahoo的搜索功能和LexiURLSearcher的幫助下進行了分析，從273個不同頂級域名中的338億個網(wǎng)站中發(fā)現(xiàn)超過93億個超鏈接，這些超鏈接主要分為兩類：一類使用國家（地區(qū)）頂級域名（country code Top-Level Do-malns，ccTLD），例如中國.cn、美國.us、德國.de和意大利.it等：另一類使用通用頂級域（generiCTop-Level Domains，gTLD），例如.org、.edu或.com。貿(mào)易雙邊國家（地區(qū)）存在的第一類網(wǎng)址通過域名直接可以進行區(qū)分。對于第二類通用域名的超鏈接，劃分清楚到底是來自哪個國家（地區(qū)）比較困難。Chung（2011）通過開發(fā)“破解”的歸屬方法，為87個國家（地區(qū)）2009年的通用域名網(wǎng)址區(qū)分了國家（地區(qū)）歸屬，這使得2009年的數(shù)據(jù)更加準(zhǔn)確豐富。在一定程度上，雙邊網(wǎng)址總量對客源國（地區(qū)）來說代表著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)達(dá)程度和普及程度，可搜索到的目的國（地區(qū)）雙邊網(wǎng)址數(shù)量反映目的國（地區(qū)）互聯(lián)網(wǎng)對外開放程度。

（2）樣本國家（地區(qū)）移動網(wǎng)用戶數(shù)量（In-ternet users）

除2003和2009年雙邊超鏈接的核心解釋變量之外[20]，本文對互聯(lián)網(wǎng)的核心解釋變量進行了補充，獲取了來自國際電信聯(lián)盟（ITU）的貿(mào)易雙邊國家（地區(qū)）各自的移動互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)，以對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對旅游服務(wù)貿(mào)易的影響進行補充論證。

本文實證部分的核心解釋變量以互聯(lián)網(wǎng)的代理變量——雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)為主，以客源國（地區(qū)）移動互聯(lián)網(wǎng)的使用人數(shù)作為穩(wěn)健性檢驗代理變量。雙邊網(wǎng)址數(shù)量和移動互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)分別從內(nèi)容存量和人數(shù)流量的角度衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響效應(yīng)。

3.控制變量

考慮研究的需要，本文的回歸模型主要包括雙邊旅游貿(mào)易的以下控制變量：地理距離（ Distance），采用客源國（地區(qū)）和目的國（地區(qū)）首都（首府）之間的實際距離;時區(qū)差異（Time-zone）用小時來衡量，數(shù)據(jù)來自CEPII數(shù)據(jù)庫。共同邊界（Comborder）、共同法律淵源（Comleg）為本文實證模型中的虛擬控制變量，如果客源國（地區(qū)）或目的國（地區(qū)）確定有以上行為取值為1，否則取值為0，數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），選取客源國（地區(qū)）首都（首府）的經(jīng)濟規(guī)模來作為樣本國家（地區(qū)）國內(nèi)生產(chǎn)總值的代表;人口基數(shù)（POP），以客源國（地區(qū)）人口總數(shù)來衡量，數(shù)據(jù)來自世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)（WDI）。移民存量（Migrants）為目的國（地區(qū)）居民移居到客源國（地區(qū)）的人數(shù)，該數(shù)據(jù)來自世界銀行的國際移民存量數(shù)據(jù)庫。共同語言指數(shù)（Comlangindex），數(shù)據(jù)源自Melitz&Toubal（2014）構(gòu)建的綜合指數(shù)，該綜合指數(shù)綜合考慮了共同官方語言、共同母語和語言接近度的作用，相比于傳統(tǒng)做法解釋效果更好。共同宗教（ Comrel）數(shù)據(jù)來自Melitz&Toubal（2014）計算的宗教接近度，主要基于CIA Factbook。

（三）描述性統(tǒng)計分析

本文論證建立在以下基礎(chǔ)之上：假設(shè)A和B為本文考察出入境涉及的86個國家（地區(qū)）之一，A和B本身既可以作為客源國（地區(qū)），又可以作為目的國（地區(qū)）?；ヂ?lián)網(wǎng)代理變量——雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)有兩組對等關(guān)系：A擁有B雙邊網(wǎng)址數(shù)量與A到B的出境旅游的關(guān)系;B擁有A雙邊網(wǎng)址數(shù)量與B到A的入境旅游的關(guān)系。這兩組關(guān)系說明的是一個問題，就是下文將要探究的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游的影響。本文選取前者作為下文實證的基本假設(shè)，即客源國（地區(qū)）擁有的目的國（地區(qū)）的雙邊網(wǎng)址數(shù)量會對客源國（地區(qū)）到目的國（地區(qū)）的出境旅游產(chǎn)生影響。

被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸與內(nèi)生性處理

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于前文的理論分析和數(shù)據(jù)描述，本文運用截面數(shù)據(jù)進行了最小二乘回歸，以論證互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易量的整體影響，結(jié)果如表2（下頁）所示。本文核心解釋變量為雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)，以2009年截面數(shù)據(jù)運行結(jié)果為主要參考，分析互聯(lián)網(wǎng)代理變量——雙邊網(wǎng)址變量在修正引力模型中對旅游貿(mào)易量的影響。此外，本文在進行橫截面回歸的過程中為了凸顯旅游客源國（地區(qū)）的具體國家（地區(qū)）特征，選擇目的國（地區(qū)）的固定效應(yīng)來控制目的國（地區(qū)）特征的差異。

在表2第1列中，我們主要考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易總量的影響，實證結(jié)果顯示控制變量地理距離、時區(qū)差異的符號顯著為負(fù)，說明距離是阻礙雙邊旅游的主要因素：GDP和移民規(guī)模的系數(shù)顯著為正，一國（地區(qū)）的經(jīng)濟發(fā)展水平對出境旅游具有正向促進作用.客源國（地區(qū)）擁有目的國（地區(qū)）的移民規(guī)模則通過間接影響增加目的國（地區(qū)）的旅游吸引力，引流客源國（地區(qū)）游客向目的國（地區(qū)）流動，這與我們定性分析的預(yù)想基本一致，符合基本引力模型的預(yù)測結(jié)果。核心解釋變量雙邊網(wǎng)址的系數(shù)為0.828，在1%的水平上顯著，結(jié)果顯示客源國（地區(qū)）中各目的國（地區(qū)）可訪問的網(wǎng)址鏈數(shù)量增加1%，雙邊出境旅游貿(mào)易量將增加0.828%，具有顯著的經(jīng)濟學(xué)意義，佐證了跨國（地區(qū)）雙邊旅游作為一種特殊的服務(wù)貿(mào)易形態(tài)對于互聯(lián)網(wǎng)信息具有高度的依賴性。

總之，在控制了地理特征（地理距離、時區(qū)差異和共同邊界）、文化特征（共同語言指數(shù)、共同法律淵源、共同宗教信仰）、人口特征（人口基數(shù)、移民數(shù)量）和經(jīng)濟特征（GDP）之后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易量具有顯著的促進作用。

2.內(nèi)生性處理

若存在內(nèi)生解釋變量，使用OLS方法進行分析會對我們的結(jié)果造成估計偏差，因而本文采用2SLS的IV 工具變量法進行穩(wěn)健性檢驗。在上文基準(zhǔn)回歸部分，我們將Hylinks09（ln）直接加入OLS回歸模型中進行估計.基本前提假設(shè)是該變量作為外生變量影響雙邊旅游貿(mào)易量，即雙邊網(wǎng)址的增加促進了雙邊旅游貿(mào)易量的增加?？驮磭ǖ貐^(qū)）擁有的目的國（地區(qū)）雙邊網(wǎng)址數(shù)量可能是雙邊旅游行業(yè)的內(nèi)生變量，當(dāng)出境游客越來越多地選擇一個目的國（地區(qū)）進行游覽時，可能會間接促進客源國（地區(qū)）增加該目的國（地區(qū)）雙邊網(wǎng)址數(shù)量。也就是說，雙邊網(wǎng)址數(shù)量與雙邊旅游貿(mào)易量之間可能是反向因果關(guān)系。本文借鑒Hellmanzik&Schmitz（2015），米用核心解釋變量相鄰年份滯后回歸解決潛在的反向因果關(guān)系問題。

對于2SLS的IV估計，相比于以Hylinks 09（ln）作為核心解釋變量可能存在內(nèi)生性的問題，Hylinks09（ln）是已經(jīng)確定的，不受2009年雙邊旅游貿(mào)易量的影響，具有較好的獨立性和外生性，本文以Hylinks03（ln）作為Hylinks09（ln）的工具變量進行回歸，符合解決內(nèi)生變量問題的基本要求。在表2第5列中，地理距離、時區(qū)差、GDP和移民規(guī)模的系數(shù)與表2第1列OLS回歸結(jié)果基本一致，核心解釋變量雙邊網(wǎng)址的系數(shù)從0.828下降到0.789，但仍處于我們判定的結(jié)果穩(wěn)健性區(qū)間。前文數(shù)據(jù)描述部分已經(jīng)說明，造成系數(shù)下降可能是由于2003年雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)并未包含非國家（地區(qū)）域名的網(wǎng)址鏈接，解釋力度稍弱一點，但是并不影響我們對前文論證結(jié)果穩(wěn)健性的判定。

表3第1～6列是以Hylinks03（ln）作為核心解釋變量與2004～2009年截面數(shù)據(jù)分別作滯后回歸的結(jié)果，第7～9列是以Hylinks09（ln）作為核心解釋變量與2010～2011年截面數(shù)據(jù)分別作滯后回歸的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在相鄰年份滯后回歸的結(jié)果中，作為互聯(lián)網(wǎng)代理變量的雙邊網(wǎng)址系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，也就是說采用滯后回歸方法進行檢驗，前文的論證結(jié)果依然具有穩(wěn)健性。

（二）差異估計

1.總量及行業(yè)異質(zhì)性分析

作為服務(wù)貿(mào)易的一個細(xì)分領(lǐng)域，雙邊旅游貿(mào)易區(qū)別于一般服務(wù)貿(mào)易和商品貿(mào)易，具有獨特的屬性。本文為了研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易這一特殊服務(wù)貿(mào)易形態(tài)的相對影響程度，分別以雙邊旅游貿(mào)易量和服務(wù)貿(mào)易總量作為因變量進行截面數(shù)據(jù)的最小二乘法回歸。同時，選取已有對互聯(lián)網(wǎng)與國際商品貿(mào)易的研究結(jié)論進行對比。

在表4（下頁）第1列的結(jié)果對比中，我們發(fā)現(xiàn)，Hylinks09（ln）對雙邊旅游貿(mào)易的回歸系數(shù)為0.828，對服務(wù)貿(mào)易總量的回歸系數(shù)為0.733，也就是說，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易量的影響要大于對服務(wù)貿(mào)易總量的影響，雙邊旅游相較于總體服務(wù)貿(mào)易對互聯(lián)網(wǎng)信息具有更大的依賴性。同時，運用2SLS的IV估計的結(jié)果與OLS的回歸結(jié)果基本一致，說明上述差異分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

國內(nèi)外以雙邊網(wǎng)址變量作為互聯(lián)網(wǎng)代理變量進行實證分析的研究成果有：施炳展、張奕芳、孟琪的實證結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)對中國商品貿(mào)易出口的回歸系數(shù)分別為0.304、0.352、0.132;Hellmanzik&Schmitz證明互聯(lián)網(wǎng)對細(xì)分行業(yè)視聽服務(wù)貿(mào)易和金融影響的回歸系數(shù)分別為0.447～0.630.0.389～0.753。對比于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易的回歸系數(shù)0.828，可發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對商品貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易及服務(wù)貿(mào)易內(nèi)部細(xì)分行業(yè)的影響存在明顯的異質(zhì)性，雙邊旅游貿(mào)易對互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展更為敏感。

2.地區(qū)差異和發(fā)展程度差異

前文已論證互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游貿(mào)易的顯著促進作用，接下來進一步論證互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對雙邊旅游的促進作用是否存在地區(qū)差異，以及對不同發(fā)展程度的國家（地區(qū)）的影響?；?009年的截面數(shù)據(jù)分地區(qū)和發(fā)展程度進行回歸，由于基于可統(tǒng)計的雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)，我們對樣本國家（地區(qū)）的選取不能保證均衡。

在表5（下頁）中的地區(qū)差異部分，我們劃分了樣本國家（地區(qū)）歸屬的各個大洲進行了OLS回歸，總體上來說，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對各大洲的雙邊旅游都有顯著的促進作用。對于地域差異部分，由于樣本數(shù)量不均衡，可能會使結(jié)果有一定的偏誤，我們在此將回歸結(jié)果列出，僅供參考。對于表5中的發(fā)展程度部分，本文按發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）和發(fā)展中國家（地區(qū)）進行OLS回歸，結(jié)果顯示發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）Hylinks09（fn）的回歸系數(shù)為0.705，大于發(fā)展中國家（地區(qū)）Hylinks09（ln）回歸系數(shù)0.586，基本符合預(yù)期。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是促進雙邊旅游貿(mào)易發(fā)展的必要條件而非充分條件，在特定區(qū)間內(nèi)旅游需求產(chǎn)生的前提是人均GDP的增長，發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）的人均GDP要明顯高于發(fā)展中國家（地區(qū)），出境旅游需求總體上來說要高于發(fā)展中國家（地區(qū)），所以總體而言互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）雙邊旅游的促進作用要大于發(fā)展中國家（地區(qū)）。Freund&Wein-hold研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)的國家（地區(qū)）商品貿(mào)易額的影響程度大于經(jīng)濟發(fā)達(dá)的國家（地區(qū)），與本文對雙邊旅游的研究結(jié)果相反，從側(cè)面說明了雙邊旅游作為特殊服務(wù)行業(yè)的經(jīng)濟粘性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.固定效應(yīng)檢驗

借鑒Baldwin&Taglioni的方法，這里通過固定效應(yīng)以2009年的雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)進行合并截面數(shù)據(jù)的回歸，結(jié)果如表6（下頁）所示。第1～2列加入了獨立的目的國（地區(qū)）固定效應(yīng)、客源國（地區(qū)）固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，Hylinks09（ln）的回歸系數(shù)分別為0.344和0.347;第3～4列加入目的國（地區(qū)）時間固定效應(yīng)和客源國（地區(qū)）時間固定效應(yīng)，Hylinks09（ln）的回歸系數(shù)分別為0.345和0.347，兩種方法檢驗系數(shù)基本沒有變化，且均在1%的水平上顯著。通過以上固定效應(yīng)檢驗，消除了可能由橫截面和時間序列數(shù)據(jù)帶來的估計偏誤，表明前文的結(jié)論是科學(xué)且穩(wěn)健的。

2.替代互聯(lián)網(wǎng)代理變量

前文主要是基于2009年的雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)作為互聯(lián)網(wǎng)的代理變量。為進一步論證前文結(jié)論的穩(wěn)健性，我們選取互聯(lián)網(wǎng)的其他代理變量——移動網(wǎng)用戶數(shù)量替代雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)進行OLS回歸。通過國際電信聯(lián)盟（ITU）獲取2003—2012年移動網(wǎng)用戶數(shù)據(jù)，分別對2003～2012年的截面數(shù)據(jù)進行回歸。

表7顯示，替換代理變量后，控制變量的系數(shù)和顯著性均符合預(yù)期，與前文實證結(jié)果基本保持一致，同時連續(xù)10年移動網(wǎng)民用戶變量的回歸系數(shù)顯著為正，說明在替換雙邊網(wǎng)址的解釋變量后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對于雙邊旅游的促進作用依然顯著。

3.對互聯(lián)網(wǎng)代理變量數(shù)據(jù)HyLinks09（ln）進行平均增長率處理

借鑒張奕芳[9]的做法，基于2009年的雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)，運用平均增長率的方法進行前向和后向推算以得到其他年度的雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)。我們對獲取的各年度雙邊網(wǎng)址鏈接數(shù)據(jù)分別進行截面數(shù)據(jù)回歸，結(jié)果如表8所示。表8的回歸結(jié)果顯示，通過平均增長率運算得到的其他年度的雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)均顯著為正。

綜上所述，我們發(fā)現(xiàn)，在固定效應(yīng)檢驗、替換互聯(lián)網(wǎng)代理變量和采用平均增長率方法解決雙邊網(wǎng)址數(shù)據(jù)可能存在的偶然影響問題之后.前文的論證結(jié)果依然穩(wěn)健。

五、結(jié)論與政策啟示

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是雙邊旅游發(fā)展的重要影響因素。本文基于跨國（地區(qū)）數(shù)據(jù)，在修正引力模型的框架中，以雙邊網(wǎng)址作為互聯(lián)網(wǎng)的代理變量.研究互聯(lián)網(wǎng)對雙邊跨境旅游的影響，并且經(jīng)過廣泛的測試（內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗）實證結(jié)果依然穩(wěn)健。本文的主要研究結(jié)論如下：第一，從基本回歸結(jié)果來看，雙邊超鏈接數(shù)量增加1%會帶動雙邊旅游貿(mào)易量增加0.828%，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會促進雙邊旅游的發(fā)展且具有顯著的正向作用。在一定程度上，一國（地區(qū)）擁有貿(mào)易伙伴國家（地區(qū)）雙邊網(wǎng)址數(shù)量越多，表明該國（地區(qū)）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度越高，更易于發(fā)生出境旅游。貿(mào)易伙伴國家（地區(qū)）可搜索到本國（地區(qū)）的雙邊網(wǎng)址越多，該國（地區(qū)）的互聯(lián)網(wǎng)開放程度越高，越有利于入境旅游的發(fā)展。第二，從總量及行業(yè)異質(zhì)性分析結(jié)果來看，雙邊超鏈接增加1%會帶動中國商品貿(mào)易增加0.3%、國際視聽服務(wù)貿(mào)易增加0.45%、國際金融服務(wù)增加0.55%、總服務(wù)貿(mào)易增加0.73%，互聯(lián)網(wǎng)對國際貿(mào)易促進作用存在明顯的異質(zhì)性。相較于商品貿(mào)易和其他細(xì)分服務(wù)行業(yè)，雙邊旅游的發(fā)展對于信息獲取具有更高的依賴性。第三，從地區(qū)及發(fā)展程度差異來看，互聯(lián)網(wǎng)對各地區(qū)雙邊旅游發(fā)展均有顯著影響，但具體的影響差異需要后續(xù)獲取更廣泛的數(shù)據(jù)進行研究。發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）和發(fā)展中國家（地區(qū)）雙邊超鏈接數(shù)量增加1%，分別帶動雙邊旅游貿(mào)易量增加0.705%和0.586%，表明互聯(lián)網(wǎng)對發(fā)展程度更高地區(qū)的雙邊旅游促進作用更大。具體來說，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度高對發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）出境旅游的促進作用大于發(fā)展中國家（地區(qū)），這主要是因為出入境旅游消費需求與一國（地區(qū)）經(jīng)濟發(fā)展水平高度相關(guān)，具有一定的經(jīng)濟粘性。

在服務(wù)貿(mào)易強勁增長的背景下，旅游業(yè)已經(jīng)成為社會投資熱點和綜合性大產(chǎn)業(yè)，雙邊旅游發(fā)展及其影響因素的研究具有重要理論和現(xiàn)實意義。通過上述結(jié)論，可以得到如下政策啟示;第一，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)完善和開放度提高仍然是促進旅游貿(mào)易發(fā)展的關(guān)鍵所在。一方面，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度越高，越有助于本國（地區(qū)）游客獲取目的國（地區(qū)）的旅游信息?；ヂ?lián)網(wǎng)平臺是信息經(jīng)濟時代重要的“基礎(chǔ)設(shè)施”，從政策層面要加強旅游業(yè)平臺化建設(shè)，推動旅游信息與互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)協(xié)同發(fā)力。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)開放程度高的國家（地區(qū)）的信息可以更多地被客源國（地區(qū)）的游客搜索。因此，要進一步擴大互聯(lián)網(wǎng)的開放度，以共享融入全球價值鏈帶來的成本集約和價值提升。第二，“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”的深度融合發(fā)展是旅游貿(mào)易釋放新動能的重要渠道。相較于其他行業(yè)，旅游業(yè)對“消費互聯(lián)網(wǎng)時代信息”具有更大的依賴性，互聯(lián)網(wǎng)是旅游業(yè)結(jié)構(gòu)性調(diào)整和升級的重要依托。但目前仍缺乏更有針對性的指導(dǎo)性政策，未來需要強化對“互聯(lián)網(wǎng)+旅游貿(mào)易”的政策支撐。第三，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度是“互聯(lián)網(wǎng)+旅游”釋放產(chǎn)能的必要條件。互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施和平臺的發(fā)展離不開經(jīng)濟發(fā)展的支撐，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對旅游業(yè)的影響存在明顯的經(jīng)濟粘性。因此，區(qū)域經(jīng)濟均衡發(fā)展是旅游業(yè)共享互聯(lián)網(wǎng)紅利的基礎(chǔ)，要結(jié)合地區(qū)發(fā)展水平“因地制宜”推動互聯(lián)網(wǎng)與旅游業(yè)融合發(fā)展。第四，鼓勵和支持旅游行業(yè)組織、旅游企業(yè)借助互聯(lián)網(wǎng)參與國際旅游交流，多方位提升我國作為目的國的形象。以“一帶一路”沿線國家和地區(qū)為重點，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的聯(lián)動作用，加強沿線國家和地區(qū)雙邊旅游開放合作，形成由近及遠(yuǎn)、雙向互濟的國際旅游開放格局。在推進跨境旅游合作的過程中，尤其要關(guān)注與發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）之間的互聯(lián)網(wǎng)旅游信息開放和共享，形成面向全球的雙邊旅游貿(mào)易、服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，培育國際旅游合作入境旅游競爭新優(yōu)勢。

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