程成 周澤奇 洪鎧邦

摘 要：基于1998～2017年中國(guó)與“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用擴(kuò)展貿(mào)易引力模型，驗(yàn)證“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易的具體作用，進(jìn)而以雙門檻模型探究各國(guó)不同人均收入水平下，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的“非線性”變化和國(guó)別差異。研究發(fā)現(xiàn)：（1）41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易存在正向作用。（2）入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用隨人均收入增加不斷下降，所有國(guó)家從逐利向消費(fèi)階段轉(zhuǎn)變;對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用隨人均收入增長(zhǎng)先升后降，10國(guó)處于作用較小且呈增長(zhǎng)趨勢(shì)的初始階段，27國(guó)處于作用最大化的逐利階段，4國(guó)處于作用最低的消費(fèi)階段。（3）相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用大于進(jìn)口貿(mào)易。與“一帶一路”沿線國(guó)家開(kāi)展旅游與貿(mào)易合作時(shí)，中國(guó)應(yīng)準(zhǔn)確把握入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的國(guó)別差異，針對(duì)不同階段制定應(yīng)對(duì)策略。

關(guān)鍵詞：入境旅游;國(guó)際貿(mào)易;門檻效應(yīng);國(guó)別差異

文章編號(hào)：2095-5960（2020）05-0024-10;中圖分類號(hào)：F592;F752.7;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、問(wèn)題的提出

旅游與貿(mào)易作為要素流動(dòng)的主要形式，通過(guò)人員、服務(wù)、產(chǎn)品和資金在區(qū)域內(nèi)的重新配置，使不同國(guó)家（地區(qū)）之間的聯(lián)系更為緊密。當(dāng)前，有學(xué)者研究多邊國(guó)家（地區(qū)）旅游與貿(mào)易的因果關(guān)系，如地中海國(guó)家[1]、中國(guó)與歐洲7國(guó)[2]、伊斯蘭9國(guó)[3]等;有研究?jī)蓢?guó)之間旅游與貿(mào)易關(guān)系的比較分析，如德國(guó)與西班牙[4]、中國(guó)與馬來(lái)西亞[5]、中國(guó)與泰國(guó)[6]等;還有研究一國(guó)內(nèi)部旅游與貿(mào)易的互動(dòng)關(guān)系，如中國(guó)[7]、新加坡[8]、馬來(lái)西亞[9]、塞浦路斯[10]、印度[11]等。這些研究多聚焦于貿(mào)易依存度、出境旅游偏好和占入境旅游比等指標(biāo)[12]，運(yùn)用推拉方程和Granger因果檢驗(yàn)分析旅游與貿(mào)易的動(dòng)力機(jī)制、響應(yīng)程度[13]、長(zhǎng)期均衡與因果關(guān)系[14]，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用VAR模型與脈沖響應(yīng)模型研究旅游與貿(mào)易的溢出效應(yīng)與長(zhǎng)期作用[15]。還有學(xué)者運(yùn)用OPM模型[16]、引力模型[17]分析旅游與貿(mào)易的相互作用與影響機(jī)制?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，入境旅游與國(guó)際貿(mào)易相互促進(jìn)呈現(xiàn)線性互動(dòng)關(guān)系。

“一帶一路”倡議已成為中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策發(fā)展的標(biāo)志。[18]自倡議提出以來(lái)，中國(guó)與沿線國(guó)家貿(mào)易額從2013年14103億美元增長(zhǎng)至2017年14403億美元，增長(zhǎng)幅度僅2.23%。同期，“一帶一路”沿線國(guó)家入境中國(guó)旅游人數(shù)從903萬(wàn)人次持續(xù)增長(zhǎng)至1064萬(wàn)人次，增幅高達(dá)17.83%。[19]由此可見(jiàn)，“一帶一路”沿線國(guó)家入境中國(guó)旅游與國(guó)際貿(mào)易近年來(lái)同步性較弱，這一現(xiàn)象與已有研究結(jié)論相悖。顯然，入境旅游并非影響國(guó)際貿(mào)易的唯一變量，而且入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用可能存在突變情況，并非“線性”關(guān)系，而是呈現(xiàn)“非線性”變化。那么，如果剔除相關(guān)控制變量的干擾并有效減弱變量間的內(nèi)生性問(wèn)題，“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易的作用究竟如何？是否確實(shí)存在“非線性”變化特征？不同國(guó)家到底有何具體的國(guó)別差異？這些問(wèn)題亟待深入探討，以大力提振我國(guó)入境旅游，優(yōu)化與“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易合作，為“五通三同”理念的落實(shí)提供科學(xué)依據(jù)。

二、研究假設(shè)

入境旅游通過(guò)大量人員流動(dòng)加速客源國(guó)與目的國(guó)之間的信息傳播，并通過(guò)“興趣與關(guān)注”和“示范與宣傳”兩種形式彌補(bǔ)彼此因信息不對(duì)稱而錯(cuò)失的貿(mào)易機(jī)會(huì)。具體地，在入境旅游過(guò)程中，客源國(guó)旅游者會(huì)就感興趣和關(guān)注的信息與目的國(guó)居民、企業(yè)溝通，相互了解彼此思維邏輯與理念。在語(yǔ)言和信息交流過(guò)程中，彼此會(huì)在觀念、體制、管理方式和經(jīng)營(yíng)模式等方面不斷磨合，逐步消除國(guó)家（地區(qū)）理念差異與文化隔閡，跨越對(duì)外投資和貿(mào)易中的語(yǔ)言壁壘[20]，提升相互政治與經(jīng)貿(mào)互信程度，最終達(dá)成商貿(mào)訂單，推動(dòng)國(guó)際經(jīng)貿(mào)發(fā)展。與此同時(shí)，成功的入境旅游行為會(huì)對(duì)客源國(guó)居民產(chǎn)生積極的“示范與宣傳”效應(yīng)，進(jìn)一步激勵(lì)客源國(guó)居民和企業(yè)前往目的國(guó)開(kāi)展旅游與貿(mào)易活動(dòng)。

人作為入境旅游和國(guó)際貿(mào)易主體，為獲取自身利益表現(xiàn)出逐利行為傾向。當(dāng)客源國(guó)居民人均收入較低時(shí)，普通民眾由于旅游成本限制缺乏跨境旅游的動(dòng)力，早期入境中國(guó)旅游者多以商務(wù)旅游為目的，通過(guò)實(shí)地調(diào)查、商務(wù)談判和展會(huì)交流來(lái)了解相關(guān)貿(mào)易信息、發(fā)現(xiàn)更多貿(mào)易伙伴并獲取利益，呈現(xiàn)“逐利性”。國(guó)際貿(mào)易則是通過(guò)采購(gòu)和銷售商品獲得利益，同樣呈現(xiàn)“逐利性”。這一時(shí)期，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用逐漸加強(qiáng)。隨著客源國(guó)居民人均收入不斷提高，普通民眾愿意且能夠開(kāi)展跨境旅游活動(dòng)。同時(shí)，商務(wù)旅游所帶來(lái)的重復(fù)性審美已經(jīng)不能滿足客源國(guó)居民日益增長(zhǎng)的多元化旅游需求，因而以休閑觀光、探親訪友為目的的入境旅游快速增長(zhǎng)，入境旅游的“逐利性”不斷減弱。與1998年相比，2017年外國(guó)入境中國(guó)旅游者的旅游目的“商務(wù)”占比降至19.5%，“休閑觀光”占比升至49.3%，“探親訪友”占比升至7.7%。[21]與入境旅游不同，國(guó)際貿(mào)易的“逐利性”并不會(huì)隨著時(shí)間的推移而減少。由于休閑觀光旅游主要以境外消費(fèi)的形式增加目的國(guó)旅游外匯收入，對(duì)國(guó)際貿(mào)易并無(wú)直接促進(jìn)作用。因此，隨著入境旅游逐漸平民化與大眾化，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用逐漸減弱。

由此考慮到，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易可能存在作用突變情況，并非“線性”關(guān)系，而是呈現(xiàn)“非線性”變化。進(jìn)而，提出“初始-逐利-消費(fèi)”三階段假設(shè)，如圖1所示，相應(yīng)地具體假設(shè)H1、H2、H3如下：

H1：當(dāng)客源國(guó)人均收入小于a，客源國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用處于初始階段。此階段，入境旅游雖以商務(wù)旅游為主，逐利性較強(qiáng)，但由于規(guī)模較小、發(fā)展水平較低，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用不顯著。

H2：當(dāng)客源國(guó)人均收入上升至a和b之間，客源國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用處于逐利階段。這一階段入境旅游規(guī)模擴(kuò)大且以“商務(wù)”為主要目的，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用相比初始階段提升顯著。

H3：當(dāng)客源國(guó)人均收入大于b，客源國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用處于消費(fèi)階段。隨著客源國(guó)居民人均收入增多，生活水平提升，以“觀光休閑”為目的的入境旅游規(guī)模不斷擴(kuò)大，逐利性降低，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用下降。

三、模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）模型構(gòu)建

1.擴(kuò)展貿(mào)易引力模型。入境旅游并非影響國(guó)際貿(mào)易的唯一變量，為減少其他變量的干擾，得到入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易的凈影響，本文將入境旅游作為核心解釋變量，設(shè)定國(guó)際貿(mào)易是入境旅游和其他控制變量X的函數(shù)：Trade = F （Inbound， X），取對(duì)數(shù)后擴(kuò)展貿(mào)易引力模型（1）和（2）構(gòu)建如下。其中，EXit表示出口貿(mào)易，IMit表示進(jìn)口貿(mào)易，INit表示入境旅游，Xit為其他控制變量，DISi表示各國(guó)與中國(guó)的地理距離，Ti為時(shí)間固定效應(yīng)，ui為個(gè)體固定效應(yīng)，εit為殘差項(xiàng)。

由于貿(mào)易引力模型沒(méi)有考慮雙邊政治經(jīng)濟(jì)關(guān)系對(duì)入境旅游的影響，又忽視多邊貿(mào)易體制對(duì)國(guó)際貿(mào)易的規(guī)范作用，且國(guó)際貿(mào)易也會(huì)刺激入境旅游發(fā)展，兩者存在反向因果關(guān)系。如果實(shí)證回歸不考慮上述局限性，會(huì)導(dǎo)致模型內(nèi)生性問(wèn)題。所以，首先選用最小虛擬變量二乘法（LSDV）、隨機(jī)效應(yīng)極大似然估計(jì)（MLE）對(duì)模型進(jìn)行回歸。其中，LSDV法加入國(guó)家和時(shí)間固定效應(yīng)，以降低非平衡面板數(shù)據(jù)的測(cè)量偏誤并控制難以觀測(cè)的異質(zhì)性影響和多邊貿(mào)易阻力作用，并采用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差避免非有效的一致估計(jì)量;隨機(jī)效應(yīng)MLE修正隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)可能存在異方差和自相關(guān)問(wèn)題。但這兩種估計(jì)結(jié)果無(wú)法控制因雙向因果而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。接著，進(jìn)一步采用Hausman-Taylor（H-T）工具變量法，以入境旅游、人口規(guī)模、GDP和FDI為內(nèi)生變量，以經(jīng)濟(jì)自由度、地理距離、通貨膨脹率、資本—?jiǎng)趧?dòng)比以及國(guó)界接壤虛擬變量為外生變量，將外生變量的平均值作為不隨時(shí)間變化的內(nèi)生變量的工具變量。同時(shí)，使用滯后一期入境旅游數(shù)據(jù)作為模型的核心解釋變量進(jìn)行回歸，以有效緩解內(nèi)生性問(wèn)題。

2.面板門檻模型。借鑒Hansen面板門檻模型，依據(jù)上文提出的“初始-逐利-消費(fèi)”三階段假設(shè)，以“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)人均收入為門檻變量，構(gòu)建雙門檻模型（3）和（4），考察入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的“非線性”特征。其中，LNEXit和LNIMit分別表示t年中國(guó)與i國(guó)的出口貿(mào)易額和進(jìn)口貿(mào)易額，LNINit表示t年i國(guó)入境中國(guó)旅游人數(shù)，LNINCit表示t年i國(guó)人均收入水平，Xit表示各控制變量，α、β和ρ表示待估計(jì)參數(shù)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，γ為門檻變量，I（·）為示性函數(shù)，滿足括號(hào)中條件時(shí)I（·）=1，否則I（·）=0。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

以出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易為被解釋變量，入境旅游為核心解釋變量，人口規(guī)模、GDP和FDI、經(jīng)濟(jì)自由度、地理距離、通貨膨脹率、資本—?jiǎng)趧?dòng)比、WTO以及國(guó)界接壤為其他控制變量，人均收入為門檻變量，選取“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)的面板數(shù)據(jù)，樣本期為1998～2017年，變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

1.被解釋變量

出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易。借鑒大多數(shù)文獻(xiàn)做法，采用進(jìn)出口貨物貿(mào)易額表示國(guó)際貿(mào)易。進(jìn)口或出口貿(mào)易額越高，說(shuō)明中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易往來(lái)越活躍，來(lái)源為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.核心解釋變量

入境旅游。入境中國(guó)旅游人數(shù)越多，意味著“一帶一路”沿線國(guó)家旅游者對(duì)中國(guó)的認(rèn)知及好感程度越高，來(lái)源為《中國(guó)貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，回歸系數(shù)預(yù)期符號(hào)為正。

3.其他控制變量

（1）地理距離。該指標(biāo)用于衡量貨物貿(mào)易的冰山運(yùn)輸成本。此概念最早由Paul Samuelson提出，后由Paul Krugman引入國(guó)際貿(mào)易：假定商品抵達(dá)目的地過(guò)程如同“冰山”移動(dòng)，不可避免會(huì)發(fā)生“融化”現(xiàn)象。[22][23]即地理距離越遠(yuǎn)，進(jìn)出口貿(mào)易“冰山”運(yùn)輸成本越高，進(jìn)出口貿(mào)易額越小。本文選取兩國(guó)首都之間的地理距離代表國(guó)家之間的地理距離，來(lái)源為CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)，回歸系數(shù)預(yù)期符號(hào)為負(fù)。

（2）人口規(guī)模。該指標(biāo)能夠在一定程度上影響一國(guó)居民的儲(chǔ)蓄規(guī)模，進(jìn)而影響進(jìn)出口貿(mào)易。蔡興等認(rèn)為人口規(guī)模對(duì)貿(mào)易順差正向或負(fù)向作用取決于一國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)、撫養(yǎng)比率和預(yù)期壽命。[24]本文選取各國(guó)總?cè)丝跀?shù)據(jù)，來(lái)源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)，回歸系數(shù)預(yù)期符號(hào)不確定。

（3）GDP。該指標(biāo)用于衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和消費(fèi)能力。GDP越高，說(shuō)明市場(chǎng)規(guī)模越大、消費(fèi)水平越高、工業(yè)體系越完善。多樣性的產(chǎn)品以及優(yōu)質(zhì)的消費(fèi)市場(chǎng)會(huì)吸引大量的外貿(mào)企業(yè)進(jìn)行采購(gòu)和銷售活動(dòng)。本文采用各國(guó)GDP產(chǎn)值（2010年不變價(jià)），來(lái)源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)，回歸系數(shù)預(yù)期符號(hào)為正。

（4）經(jīng)濟(jì)自由度。張鵬飛認(rèn)為經(jīng)濟(jì)自由度提升能夠促進(jìn)貿(mào)易便利化，有效降低貿(mào)易成本，擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模。[25]該指標(biāo)以法治、有限政府、規(guī)制效率、市場(chǎng)開(kāi)放為主要標(biāo)準(zhǔn)，通過(guò)十項(xiàng)具體指標(biāo)對(duì)各經(jīng)濟(jì)體評(píng)分，來(lái)源為美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)，回歸系數(shù)預(yù)期符號(hào)為正。

（5）通貨膨脹率。該指標(biāo)用于衡量一國(guó)的物價(jià)水平變化，來(lái)源為UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)，預(yù)期符號(hào)不確定。通貨膨脹率的良性增長(zhǎng)有助于一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，從而促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展;通貨膨脹的惡性增長(zhǎng)則會(huì)損害一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，阻礙國(guó)際貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大。

（6）外商直接投資。馬凌遠(yuǎn)認(rèn)為外商直接投資具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，有助于國(guó)際貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大。[26]本文選用各國(guó)對(duì)中國(guó)FDI凈流入占GDP比重指標(biāo)，來(lái)源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)，回歸系數(shù)預(yù)期符號(hào)為正。

（7）資本—?jiǎng)趧?dòng)比。林峰等認(rèn)為基于要素稟賦的偏向型增長(zhǎng)雖然有助于貿(mào)易規(guī)模的快速擴(kuò)大，但也會(huì)引發(fā)“貧困化增長(zhǎng)”問(wèn)題，惡化貿(mào)易條件。[27]該指標(biāo)來(lái)源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)，預(yù)期符號(hào)不確定。

（8）WTO。加入WTO能夠有效削弱成員國(guó)之間的貿(mào)易壁壘，擴(kuò)大貨物的生產(chǎn)與貿(mào)易。將各國(guó)是否為WTO成員國(guó)作為虛擬變量，加入WTO之前的年份虛擬變量取值為0，加入WTO之后虛擬變量取值為1。數(shù)據(jù)來(lái)源于WTO官網(wǎng)，預(yù)期符號(hào)為正。

（9）國(guó)界接壤。以國(guó)界接壤為虛擬變量，與中國(guó)接壤國(guó)家取值為1，非接壤國(guó)家取值為0，來(lái)源為國(guó)家基礎(chǔ)地理信息數(shù)據(jù)庫(kù)。

4.門檻變量

人均收入。該指標(biāo)是衡量一國(guó)居民生活水平的重要指標(biāo)，人均收入越高，入境旅游中以觀光休閑為目的的旅游行為占比越多，以商務(wù)和會(huì)議為目的的旅游行為占比越少。本文采用調(diào)整后的國(guó)民凈人均收入（2010年不變價(jià)），即國(guó)民總收入（GNI）減去固定資本消耗和自然資源損耗調(diào)整后的凈人均收入，來(lái)源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果

（一）擴(kuò)展貿(mào)易引力模型與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表2（1）～（4）列和表3（6）～（10）列依次列出了混合OLS、LSDV法、隨機(jī)效應(yīng)MLE以及H-T工具變量法的回歸結(jié)果。在“入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用”的擴(kuò)展貿(mào)易引力模型中，核心解釋變量入境旅游和所有控制變量的回歸系數(shù)均呈現(xiàn)相同符號(hào)，僅有國(guó)界接壤虛擬變量的顯著性水平較弱;在“入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用”的擴(kuò)展貿(mào)易引力模型中，除通貨膨脹率、WTO和國(guó)界接壤三個(gè)控制變量的顯著性較弱且符號(hào)不一致外，核心解釋變量入境旅游和其他控制變量的回歸系數(shù)基本呈現(xiàn)較強(qiáng)顯著性以及相同符號(hào)。由此可知，“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用顯著為正，存在正向作用。

為了驗(yàn)證入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用是否會(huì)隨著理論模型的改變而變化，本文構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以得到相對(duì)客觀的實(shí)證結(jié)果。動(dòng)態(tài)系統(tǒng)GMM模型的優(yōu)勢(shì)在于不僅考慮國(guó)際貿(mào)易的時(shí)間滯后效應(yīng)，即上一期國(guó)際貿(mào)易會(huì)對(duì)當(dāng)期產(chǎn)生影響，而且能夠有效減弱入境旅游等內(nèi)生變量通過(guò)反向因果關(guān)系所產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。因而，在解釋變量中引入國(guó)際貿(mào)易滯后一期項(xiàng)，取對(duì)數(shù)后動(dòng)態(tài)面板模型（5）和（6）如下。其中，EXit表示出口貿(mào)易，IMit表示進(jìn)口貿(mào)易，INit表示入境旅游，Xit為其他控制變量，εit=δi+μit。

如表2（5）列和表3（10）列所示，出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易滯后一期值的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，分別為0.4759和0.5358，表明國(guó)際貿(mào)易存在時(shí)間滯后效應(yīng)。國(guó)家間貿(mào)易協(xié)議有效期往往持續(xù)較長(zhǎng)時(shí)間，并且隨著商貿(mào)合作順利開(kāi)展，中國(guó)外貿(mào)企業(yè)在他國(guó)開(kāi)展貿(mào)易的業(yè)務(wù)熟練度得到有效提升，兩國(guó)商貿(mào)合作在短時(shí)間內(nèi)難以出現(xiàn)大幅調(diào)整。因此，上一期國(guó)際貿(mào)易對(duì)當(dāng)期國(guó)際貿(mào)易存在正向促進(jìn)作用。AR（2）的檢驗(yàn)結(jié)果為0.341和0.813，表明不存在二階序列相關(guān);Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果在10%的顯著性水平下不能拒絕工具變量與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的原假設(shè)。以上兩者的檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了工具變量與GMM模型設(shè)定的合理性。核心解釋變量入境旅游的顯著性和正負(fù)符號(hào)與LSDV法、隨機(jī)效應(yīng)MLE和H-T工具變量法的回歸結(jié)果一致，只是系統(tǒng)GMM的回歸系數(shù)估計(jì)值略有減小，但并未改變基本結(jié)論，因此能夠支持?jǐn)U展貿(mào)易引力模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。

（二）入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的門檻效應(yīng)

擴(kuò)展貿(mào)易引力模型和動(dòng)態(tài)面板GMM檢驗(yàn)初步驗(yàn)證了入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易存在正向作用，但無(wú)法反映入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的“非線性”變化。下面，以人均收入為門檻變量，考察入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的非線性特征。

從表4門檻檢驗(yàn)結(jié)果可知，以人均收入為門檻變量時(shí)，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用模型的雙重門檻呈現(xiàn)1%顯著性水平，雙重門檻估計(jì)值分別為7.932和9.914;入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用模型的雙重門檻呈現(xiàn)1%的顯著性水平，雙重門檻估計(jì)值分別為8.701和9.914。由此可知，“入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用”和“入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用”模型都存在雙重門檻值?；谝陨先司杖腚p重門檻值進(jìn)一步分析入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。

1.入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用隨人均收入增加不斷下降

從表5可知，當(dāng)人均收入對(duì)數(shù)值小于8.701時(shí)，入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用的回歸系數(shù)為0.429;當(dāng)人均收入對(duì)數(shù)值介于8.701和9.914之間，回歸系數(shù)降至0.382;當(dāng)人均收入對(duì)數(shù)值大于9.914時(shí)，回歸系數(shù)進(jìn)一步降至0.298。這表明隨著人均收入的提升，入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用在1%顯著性水平上持續(xù)下降，其對(duì)出口貿(mào)易作用從逐利階段逐漸轉(zhuǎn)為消費(fèi)階段。主要原因在于入境旅游逐利性隨人均收入的增長(zhǎng)而不斷下降。數(shù)據(jù)顯示，1998～2017年外國(guó)入境中國(guó)商務(wù)旅游人數(shù)占比從42.5%下降至19.5%，休閑觀光旅游人數(shù)占比從37.6%升至49.3%。由于休閑觀光旅游的跨境消費(fèi)不會(huì)引起要素稟賦的國(guó)際轉(zhuǎn)移，也不會(huì)直接參與貿(mào)易生產(chǎn)、加工與銷售等環(huán)節(jié)，因而在“一帶一路”沿線國(guó)家入境中國(guó)旅游逐利性不斷下降的背景下，入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用不斷減弱，假設(shè)H2和H3得到驗(yàn)證。

2.入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用隨人均收入增長(zhǎng)先升后降

由表5可知，當(dāng)人均收入對(duì)數(shù)值小于7.932時(shí)，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用的回歸系數(shù)為0.196;當(dāng)人均收入對(duì)數(shù)值介于7.932和9.914之間，回歸系數(shù)升至0.274;當(dāng)人均收入對(duì)數(shù)值大于9.914時(shí)，回歸系數(shù)降至0.125。這表明隨著人均收入的提升，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用在1%顯著性水平上經(jīng)歷了先升后降的過(guò)程，即不同人均收入水平下，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用呈現(xiàn)三階段“非線性”變化。隨人均收入的增長(zhǎng)以及居民可支配收入和生活水平的提升，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用隨逐利性的波動(dòng)變化而經(jīng)歷初始階段、逐利階段和消費(fèi)階段，假設(shè)H1、H2和H3得以驗(yàn)證。

值得注意的是：入境旅游對(duì)出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易作用在人均收入第三個(gè)區(qū)間均出現(xiàn)下降。由于“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)居民生活水平的提升，入境中國(guó)旅游逐利性的大幅下降使其對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用出現(xiàn)一定的減弱。同時(shí)貿(mào)易保護(hù)主義抬頭、外需低迷以及國(guó)際經(jīng)濟(jì)總體復(fù)蘇乏力的國(guó)際環(huán)境也對(duì)這一作用有所限制。

3.相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用大于進(jìn)口貿(mào)易

與入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用表現(xiàn)出的 “非線性”變化不同，入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用呈現(xiàn)為持續(xù)下降，并且相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用的回歸系數(shù)均大于進(jìn)口貿(mào)易，這表明入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用大于進(jìn)口貿(mào)易。主要原因在于：其一，中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展極不平衡，國(guó)際貿(mào)易順差巨大，出口貿(mào)易的發(fā)展明顯快于進(jìn)口貿(mào)易。因此，入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用更早進(jìn)入逐利階段，并且在相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用大于進(jìn)口貿(mào)易。其二，在中國(guó)對(duì)外開(kāi)放政策促進(jìn)下，中國(guó)利用FDI規(guī)模不斷擴(kuò)大，大部分跨國(guó)公司將資金、技術(shù)與原材料資源結(jié)合，大力發(fā)展出口加工貿(mào)易，推動(dòng)了中國(guó)出口貿(mào)易規(guī)模的幾何級(jí)增長(zhǎng)。在此期間，入境商務(wù)旅游作為FDI主要人員流動(dòng)形式也呈現(xiàn)迅速增長(zhǎng)趨勢(shì)。由此可見(jiàn)，相比于進(jìn)口貿(mào)易，入境旅游與出口貿(mào)易的聯(lián)系更為緊密，對(duì)出口貿(mào)易作用更大。

（三）入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的國(guó)別差異

基于入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，將“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)按2017年調(diào)整后的國(guó)民凈人均收入水平劃分為三類，并按照東南亞、南亞、西亞北非、中亞、獨(dú)聯(lián)體和歐洲六大區(qū)域歸類。

從表6可知，在入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用門檻模型中，當(dāng)人均收入小于6009美元，回歸系數(shù)為0.429的國(guó)家有19個(gè)。其中，東南亞國(guó)家5個(gè)，南亞國(guó)家4個(gè)，西亞北非國(guó)家4個(gè)，中亞國(guó)家2個(gè)，獨(dú)聯(lián)體國(guó)家3個(gè)，歐洲國(guó)家1個(gè)。當(dāng)人均收入介于6009美元和20211美元之間，回歸系數(shù)為0.382的國(guó)家有18個(gè)。其中，東南亞國(guó)家1個(gè)，西亞北非國(guó)家4個(gè)，中亞國(guó)家1個(gè)，獨(dú)聯(lián)體國(guó)家2個(gè)，歐洲國(guó)家10個(gè)。當(dāng)人均收入大于20211美元，回歸作用系數(shù)為0.298的國(guó)家有4個(gè)。其中，東南亞國(guó)家1個(gè)，西亞北非國(guó)家1個(gè)，歐洲國(guó)家2個(gè)。

從表7可知，在入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用門檻模型中，當(dāng)人均收入小于2785美元，回歸系數(shù)為0.196的國(guó)家有10個(gè)。其中，東南亞國(guó)家3個(gè)，南亞國(guó)家3個(gè)，西亞北非國(guó)家1個(gè)，中亞國(guó)家2個(gè)，獨(dú)聯(lián)體國(guó)家1個(gè)。當(dāng)人均收入介于2785美元和20211美元之間，回歸系數(shù)為0.274的國(guó)家有27個(gè)。其中，東南亞國(guó)家3個(gè)，南亞國(guó)家1個(gè)，西亞北非國(guó)家7個(gè)，中亞國(guó)家1個(gè)，獨(dú)聯(lián)體國(guó)家4個(gè)，歐洲國(guó)家11個(gè)。當(dāng)人均收入大于20211美元，回歸系數(shù)為0.125的國(guó)家有4個(gè)。其中，東南亞國(guó)家1個(gè)，西亞北非國(guó)家1個(gè)，歐洲國(guó)家2個(gè)。

結(jié)合三階段假設(shè)模型發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易作用國(guó)別差異顯著。對(duì)出口貿(mào)易作用全部處于逐利和消費(fèi)階段，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用處于初始階段的國(guó)家占比24.39%，處于逐利階段的國(guó)家占比65.85%，處于消費(fèi)階段的國(guó)家占比9.76%。具體至國(guó)別如下：（1）柬埔寨、老撾、越南、孟加拉國(guó)、印度、巴基斯坦、埃及、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦和摩爾多瓦10國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用較低，但呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，處于初始階段。（2）馬來(lái)西亞、泰國(guó)、菲律賓、斯里蘭卡、巴林、伊朗、約旦、黎巴嫩、阿曼、沙特、土耳其、阿爾巴尼亞、保加利亞、克羅地亞、捷克、愛(ài)沙尼亞、匈牙利、拉脫維亞、波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克和希臘、哈薩克斯坦、亞美尼亞、白俄羅斯、俄羅斯和烏克蘭27國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用最大，處于逐利階段。（3）柬埔寨、老撾、菲律賓、泰國(guó)、越南、孟加拉國(guó)、印度、巴基斯坦、斯里蘭卡、埃及、伊朗、約旦、黎巴嫩、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦、亞美尼亞、摩爾多瓦、烏克蘭、阿爾巴尼亞19國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)出口貿(mào)易作用最大，處于逐利轉(zhuǎn)消費(fèi)階段。（4）馬來(lái)西亞、巴林、沙特阿拉伯、土耳其、阿曼、哈薩克斯坦、白俄羅斯、俄羅斯、保加利亞、捷克、愛(ài)沙尼亞、克羅地亞、匈牙利、拉脫維亞、波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克、希臘18國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)出口貿(mào)易作用開(kāi)始下降，處于消費(fèi)階段。（5）新加坡、以色列、塞浦路斯和斯洛文尼亞4國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)進(jìn)口和出口貿(mào)易作用均最低，處于消費(fèi)階段。

五、結(jié)論與討論

（一）主要研究結(jié)論

本文選取1998～2017年中國(guó)與“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)入境旅游與國(guó)際貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用擴(kuò)展貿(mào)易引力模型，在剔除相關(guān)控制變量的干擾并有效減弱模型內(nèi)生性問(wèn)題情況下，驗(yàn)證“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易的具體作用，進(jìn)而以雙門檻模型探究各國(guó)不同人均收入水平下，入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的“非線性”變化和國(guó)別差異。研究發(fā)現(xiàn)：（1）“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易存在正向作用，但回歸系數(shù)相比其他控制變量略低。（2）入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用隨人均收入增加不斷下降，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用隨人均收入增長(zhǎng)先升后降。相同人均收入?yún)^(qū)間內(nèi)入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用大于進(jìn)口貿(mào)易。主要原因在于，中國(guó)國(guó)際貿(mào)易順差巨大，出口貿(mào)易的發(fā)展明顯快于進(jìn)口貿(mào)易。在此期間，入境商務(wù)旅游作為FDI的主要人員流動(dòng)形式也呈現(xiàn)迅速增長(zhǎng)趨勢(shì)，與出口貿(mào)易的聯(lián)系更為緊密，對(duì)出口貿(mào)易作用更大。（3）“一帶一路”沿線41個(gè)對(duì)象國(guó)入境中國(guó)旅游對(duì)出口貿(mào)易作用不斷下降，正從逐利階段向消費(fèi)階段轉(zhuǎn)變;對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用主要處于逐利階段。

（二）討論與建議

“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊，各國(guó)的政治制度、人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、語(yǔ)言文化、生活習(xí)慣等存在相異性，在開(kāi)展旅游與貿(mào)易合作時(shí)，中國(guó)應(yīng)準(zhǔn)確把握入境旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易作用的國(guó)別差異，針對(duì)不同階段制定應(yīng)對(duì)策略。

1.處于初始階段，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用較弱的對(duì)象國(guó)。中國(guó)應(yīng)積極推進(jìn)“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施投資與建設(shè)，推動(dòng)沿線國(guó)家產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提升居民人均收入。同時(shí)，開(kāi)展多樣化國(guó)際旅游合作，積極宣傳推廣中國(guó)特色旅游資源，與沿線國(guó)家簽訂旅游合作協(xié)議，開(kāi)展旅游推介會(huì)和文化旅游年等宣傳活動(dòng)，通過(guò)各地自然與文化資源的有機(jī)互補(bǔ)打造中國(guó)旅游品牌與國(guó)際形象。完善旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，營(yíng)造舒適安全旅游環(huán)境，提升“一帶一路”沿線國(guó)家入境中國(guó)旅游積極性和中國(guó)國(guó)際旅游競(jìng)爭(zhēng)力。

2.處于逐利階段，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用最大化的對(duì)象國(guó)。積極舉辦國(guó)際商務(wù)會(huì)展、國(guó)際貿(mào)易博覽會(huì)等大型國(guó)際性會(huì)展活動(dòng)，通過(guò)完善國(guó)內(nèi)交通與旅游基礎(chǔ)設(shè)施等配套設(shè)施，培養(yǎng)會(huì)展旅游服務(wù)人才，改善國(guó)際會(huì)展旅游接待條件。國(guó)際會(huì)展旅游是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的助推器，能夠提升國(guó)家形象與品牌影響力，促進(jìn)知識(shí)、技術(shù)、產(chǎn)品等信息的國(guó)際交流合作，吸引大量外國(guó)人員入境中國(guó)商務(wù)旅游并創(chuàng)造商機(jī)，推動(dòng)中國(guó)國(guó)際貿(mào)易尤其是進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展。

3.處于逐利轉(zhuǎn)消費(fèi)階段，入境旅游對(duì)出口貿(mào)易作用最大化的對(duì)象國(guó)。推動(dòng)商務(wù)旅游與觀光休閑旅游結(jié)合發(fā)展，鼓勵(lì)圍繞景區(qū)建設(shè)舒適的商務(wù)會(huì)談場(chǎng)所，開(kāi)設(shè)符合外國(guó)旅游者意愿的新型商務(wù)旅游產(chǎn)品，提升入境中國(guó)商務(wù)旅游的吸引力與有效率。輔助的休閑觀光旅游有助于入境外國(guó)旅游者參與商務(wù)會(huì)展時(shí)領(lǐng)略當(dāng)?shù)仫L(fēng)土人情，從而豐富旅游體驗(yàn)，減弱商務(wù)旅游的重復(fù)性審美疲勞，最大程度發(fā)揮入境旅游對(duì)出口貿(mào)易的作用。在中美貿(mào)易摩擦背景下，積極與“一帶一路”沿線國(guó)家開(kāi)展旅游合作，推動(dòng)中國(guó)產(chǎn)品“走出去”，能夠在一定程度上規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，維護(hù)出口貿(mào)易整體穩(wěn)定發(fā)展。

4.處于消費(fèi)階段，入境旅游對(duì)進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易作用均最低的對(duì)象國(guó)。關(guān)注休閑觀光旅游者入境旅游的帶動(dòng)效應(yīng)，圍繞住宿、餐飲、娛樂(lè)、購(gòu)物、旅游服務(wù)企業(yè)等旅游要素，不斷完善要素配套，大幅度提升旅游接待品質(zhì)和旅游體驗(yàn)質(zhì)量。打造中國(guó)文化特色與印記的高質(zhì)量產(chǎn)品并加強(qiáng)信息宣傳，提高休閑觀光入境旅游者在旅游購(gòu)物和產(chǎn)品消費(fèi)過(guò)程中對(duì)中國(guó)產(chǎn)品的認(rèn)可度，擴(kuò)大客源國(guó)對(duì)中國(guó)產(chǎn)品的需求，通過(guò)供貨商或中間商增加貿(mào)易訂單，增強(qiáng)國(guó)際貿(mào)易的合作層次。積極發(fā)展跨境電商，為入境旅游者及客源國(guó)居民提供跨境溝通渠道，滿足因需求擴(kuò)大而增加的貿(mào)易訂單，從而促使入境旅游與國(guó)際貿(mào)易發(fā)展進(jìn)入新的增長(zhǎng)階段。

參考文獻(xiàn)：

[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]趙多平，孫根年，蘇建軍.歐洲七國(guó)入境中國(guó)旅游與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系——1985～2009年的協(xié)整分析和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)[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，F(xiàn)ischer 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. 中馬出入境旅游與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系辨析[J]. 中國(guó)-東盟研究， 2017（4）：141～160.

[6]宋建林，程成，周澤奇.東南亞金融危機(jī)后中泰旅游與貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系研究[J].東南亞縱橫，2018（4）：75～83.

[7]韓亞芬，孫根年.中國(guó)主要客源地進(jìn)出口貿(mào)易與入境旅游發(fā)展關(guān)系的研究[J].資源開(kāi)發(fā)與市場(chǎng)，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]杜美齡，孫根年.30年來(lái)國(guó)際“貿(mào)易—交通—旅游”（3T）互動(dòng)的統(tǒng)計(jì)分析[J].人文地理，2015，30（2）：155～160.

[13]鄭鵬，馬耀峰，王潔潔，等.基于“推—拉”理論的美國(guó)旅游者旅華流動(dòng)影響因素研究[J].人文地理，2010（5）：112～117.

[14]林龍飛，易可.入境旅游與對(duì)外貿(mào)易動(dòng)態(tài)關(guān)系研究[J].北京第二外國(guó)語(yǔ)學(xué)院學(xué)報(bào)，2014，36（3）：25～31.

[15]蘇建軍，徐璋勇，趙多平.國(guó)際貨物貿(mào)易與入境旅游的關(guān)系及其溢出效應(yīng)[J].旅游學(xué)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]饒兆斌.馬來(lái)西亞和中國(guó)的“五通”：挑戰(zhàn)和機(jī)遇[J].中國(guó)-東盟研究，2018（3）：47～64.

[19]中國(guó)旅游研究院.“一帶一路”旅游大數(shù)據(jù)專題報(bào)告（全文）[R/OL].[2019～10～07].http：//www.sohu.com/a/256708340_124717.

[20]白仲林，羅樞.“一帶一路”戰(zhàn)略下語(yǔ)言資本的政策選擇——基于中國(guó)OFDI區(qū)位選擇的實(shí)證研究[J].江西師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2019（3）：122～129.

[21]中華人民共和國(guó)文化和旅游部. 旅游抽樣調(diào)查資料2018[M].北京：中國(guó)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]蔡興，劉子蘭. 人口因素與東亞貿(mào)易順差——基于人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)期壽命和性別比率等人口因素的實(shí)證研究[J]. 中國(guó)軟科學(xué)，2013，33（9）：48～59.

[25]張鵬飛. 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)“一帶一路”亞洲國(guó)家雙邊貿(mào)易影響研究：基于引力模型擴(kuò)展的分析[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究，2018，292（6）：72～84;138.

[26]馬凌遠(yuǎn). FDI對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響：來(lái)自中國(guó)的證據(jù)[J]. 中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2008（5）：37～41.

[27]林峰，向倩蘭，鄧可斌. Burgess推論成立嗎——服務(wù)貿(mào)易差額擴(kuò)大惡化貨物貿(mào)易條件的跨國(guó)實(shí)證[J]. 國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2018（4）：90～102.