包富華，陳　瑛

(1.陜西師范大學(xué) 旅游與環(huán)境學(xué)院,陜西 西安 710119；2.咸陽師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院,陜西 咸陽 712000)

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FDI與入境商務(wù)旅游的關(guān)系研究
——以北京、上海、廣州為例

包富華1,2，陳瑛1

(1.陜西師范大學(xué) 旅游與環(huán)境學(xué)院,陜西 西安 710119；2.咸陽師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院,陜西 咸陽 712000)

摘要：選擇1995—2013年北京、上海和廣州FDI和入境商務(wù)旅游(IBT)的時間序列數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和彈性系數(shù)分析法分析二者的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：二者存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；IBT是FDI的格蘭杰原因，但FDI是IBT的格蘭杰原因在三地呈現(xiàn)出一定的差異性：北京的外企數(shù)量和外企投資均不是IBT的格蘭杰原因；上海的外企投資是IBT的格蘭杰原因而外企數(shù)量不是；廣州的外企數(shù)量是IBT的格蘭杰原因而外企投資不是。彈性系數(shù)分析表明，IBT對外企投資的彈性系數(shù)均高于IBT對外企數(shù)量的彈性系數(shù)，說明IBT對外企投資的帶動作用高于對外企數(shù)量的帶動。北、上、廣三地的對比分析表明，二者的互動關(guān)系在上海和廣州顯著，在北京不顯著，但北京的IBT對FDI的帶動作用最大，這與三地吸引FDI的城市定位以及IBT的發(fā)達程度均有關(guān)。

關(guān)鍵詞：FDI；IBT；Granger因果檢驗；彈性系數(shù)分析法

一、引 言

改革開放的實踐證明，外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)在彌補中國要素投入不足、促進經(jīng)濟發(fā)展等方面發(fā)揮了重要作用。1995年中國共有外商投資企業(yè)(簡稱外企)23萬戶，外商投資總額為639億美元；2013年新設(shè)立外企2.28萬戶，外企總數(shù)共計44.6萬戶，外商投資總額已達3 517.6億美元。聯(lián)合國貿(mào)發(fā)組織(UNCTAD)的報告表明，中國已成為全球最大的FDI接收國。隨著外商投資活動的持續(xù)開展，入境商務(wù)旅游(Inbound Business Tourism，IBT)也不斷發(fā)展。1995年中國入境商務(wù)旅游者約84萬人，2013年已增長至619.4萬人；目前已僅次于入境觀光游客，在中國入境旅游市場中占有重要地位。外商直接投資(FDI)是國際貿(mào)易的重要組成部分，它與旅游存在協(xié)整關(guān)系[1-2]；而相關(guān)研究亦表明，商務(wù)旅游能引發(fā)國際貿(mào)易[3]。但FDI與商務(wù)旅游有何關(guān)系？二者是否也具有協(xié)整或因果關(guān)系？在中國FDI和IBT仍將持續(xù)增長的背景下，探討二者的關(guān)系問題具有現(xiàn)實意義。

學(xué)術(shù)界有關(guān)FDI與IBT的研究尚不多見，相關(guān)的研究集中于討論FDI與旅游的關(guān)系。Adrian Bull研究了外商投資澳大利亞旅游業(yè)的收益問題，并提出了澳大利亞利用外商投資以獲益的政策模型[4]；Tisdell 等的研究表明中國旅游業(yè)的高速增長促進了外資來華投資[5]；Tang等證實中國吸收的FDI和旅游增長之間存在單方面的因果關(guān)系[1]，Walmsley等的研究結(jié)論與之相似[6]；Rosentraub等發(fā)現(xiàn)商務(wù)旅游的增長是國際飯店業(yè)引進FDI的重要決定因素[7]。保繼剛等的研究表明實際利用外資與國際旅游出口之間呈正相關(guān)[8]；萬廣華等的研究表明FDI和旅游之間存在單向因果關(guān)系[9]；蔣才芳等發(fā)現(xiàn)旅游外匯收入、FDI和GDP之間具有協(xié)整關(guān)系[2]；傅元海等研究了中國FDI的旅游服務(wù)出口創(chuàng)造效應(yīng)[10]；雷晚蓉研究了FDI對旅游業(yè)的影響，并提出了旅游業(yè)利用外資的對策[11]；郭栩東等在構(gòu)建計量模型的基礎(chǔ)上分析了FDI對增強旅游業(yè)競爭力的作用[12]。

綜上所述，在研究內(nèi)容上，僅有少量研究提及商務(wù)旅游對FDI的作用，缺少從歷時性視角討論FDI與IBT關(guān)系的研究；在研究尺度上，宏觀視角研究較多，缺乏微觀視角的案例對比研究；在FDI指標(biāo)選取方面，大多選取中國實際利用FDI的指標(biāo)，缺乏從FDI主體出發(fā)的研究。因此，基于FDI主體視角選擇多個案例對比探討FDI與IBT的關(guān)系具有一定的新意。由于中國IBT的消費主體多為外企，而外企也是FDI的主體，因而基于FDI主體(外企)視角研究FDI與IBT的關(guān)系更具科學(xué)性。基于此，本研究選取1995—2013年北京、上海和廣州FDI(外企數(shù)量、外企投資總額)和IBT的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和彈性系數(shù)分析法，定量分析FDI與IBT的關(guān)系及二者間的關(guān)聯(lián)帶動性，以期能為FDI和IBT的持續(xù)健康發(fā)展提供一定的決策參考。

二、假設(shè)模型、研究方法與案例選擇

(一)假設(shè)模型

就理論層面而言，F(xiàn)DI和IBT在促進資本的跨國流動、人員的經(jīng)貿(mào)合作及國家間經(jīng)濟的發(fā)展等方面均具有重要作用。FDI通過資本的跨國流動來強化國際的經(jīng)貿(mào)、文化交流，促進國家間經(jīng)濟增長；IBT通過人和信息的跨國流動達到同樣的目的。因此，就FDI和IBT的本質(zhì)而言，前者是資本的“入境旅游”，后者是商務(wù)游客對華的“人力投資”，二者的關(guān)系是“人流”和“資金流”的關(guān)系，具有相互帶動和促進作用。就實踐層面而言，外商在投資前會涉及投資環(huán)境和項目選址的考察、投資洽談和廠房建設(shè)等商務(wù)活動，在投資項目經(jīng)營過程中會因業(yè)務(wù)往來涉及項目管理、產(chǎn)品銷售及溝通協(xié)調(diào)等商務(wù)活動。外商投資前期和過程中的商務(wù)活動直接產(chǎn)生不同規(guī)模的商務(wù)旅游，而IBT的發(fā)展也能帶動FDI的發(fā)展，因為入境商務(wù)游客旅游的過程也是其進行商務(wù)考察的過程，東道國良好的接待水平刺激商務(wù)游客來華投資欲望，有利于FDI的引進。因此，本文構(gòu)建FDI和IBT的關(guān)系假設(shè)模型，如圖1所示。

圖1　FDI和IBT的關(guān)系假設(shè)模型

(二)研究方法

本研究采用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和彈性系數(shù)分析法，分四個步驟檢驗FDI和IBT的關(guān)系及二者間的關(guān)聯(lián)帶動性。首先，利用ADF單位根檢驗法對兩列數(shù)據(jù)三項指標(biāo)進行單位根檢驗；若變量間同階單整，則可考察其中的協(xié)整關(guān)系。其次，采用E-G兩步法建立變量間的協(xié)整方程，并進行方程殘差的平穩(wěn)性檢驗；若殘差序列平穩(wěn)，則說明變量間存在協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法檢驗二者的關(guān)系。最后，將IBT視為解釋變量，利用彈性系數(shù)分析法分析IBT對外企數(shù)量、外企投資總額的關(guān)聯(lián)帶動性。

(三)案例選擇

選擇北京、上海和廣州三個城市作為本研究的案例的緣由：第一，中國的改革開放是從東部沿海開始，北、上、廣是中國吸引FDI、發(fā)展IBT的“前線”城市，發(fā)展的歷史悠久。第二，北、上、廣又是中國三大經(jīng)濟圈(京津冀、長三角和珠三角)的核心城市，不僅承載著三大經(jīng)濟圈FDI(“資金流”)和IBT(“人流”)的聚散功能，也是中國吸收FDI、發(fā)展IBT高水平的城市代表。因此，選擇北、上、廣研究FDI和IBT的關(guān)系具有一定的典型性。

本研究主要選取FDI和IBT兩項指標(biāo)的三列數(shù)據(jù)。在外企衡量方面，選取外企數(shù)量和外企投資總額(以下簡稱外企投資)兩個指標(biāo)，數(shù)據(jù)分別來自1995—2013年北、上、廣三地的統(tǒng)計年鑒。在IBT衡量方面，選取1995—2013年《入境旅游者抽樣調(diào)查》中以商務(wù)、會議和文體科技旅游為目的的比例數(shù)據(jù)之和，通過該比例數(shù)據(jù)乘以三地入境過夜游客的基數(shù)得到北、上、廣IBT的規(guī)模。2003年受SARS影響數(shù)據(jù)缺失，本文采用內(nèi)插法進行了修正。本研究選取的三個指標(biāo)分別是：外企數(shù)量，記為n，北、上、廣分別記為Bn、Sn和Gn；外企投資額，記為i，北、上、廣分別記為Bi、Si和Gi；入境商務(wù)旅游，記為ibt，北、上、廣分別記為Bibt、Sibt和Gibt。

三、FDI和IBT關(guān)系的實證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

協(xié)整分析是為檢驗時間序列的平穩(wěn)性，因而在進行協(xié)整檢驗前應(yīng)對以上三個變量進行平穩(wěn)性檢驗[13]。若序列不平穩(wěn)則需要進行一階差分或二階差分；在變量均同階單整的情況下才可進行協(xié)整分析[14]。

本研究對以上三個變量進行自然對數(shù)轉(zhuǎn)換，北、上、廣分別對應(yīng)(LBn、LBi、LBibt)、(LSn、LSi、LSibt)、(LGn、LGi、LGibt)；利用Eviews 6.0軟件的ADF單位根檢驗法檢驗以上變量的平穩(wěn)性，得到結(jié)果見表1。

表1　變量ADF檢驗結(jié)果

ADF單位根結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平上，北、上、廣的三組變量均不平穩(wěn)(三者的ADF值均小于各自的5%臨界值)。經(jīng)過一階差分后，三組變量(DLBn、DLBi、DLBibt)、(DLSn、DLSi、DLSibt)、(DLGn、DLGi、DLGibt)在5%的顯著性水平上均平穩(wěn)(三者的ADF值均大于各自的5%臨界值)，可見，北、上、廣的三個變量均為一階單整，因此可以進行進一步的協(xié)整檢驗。

(二)E-G協(xié)整檢驗

平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明北、上、廣的三組變量可以進行協(xié)整檢驗。根據(jù)檢驗對象的不同，協(xié)整檢驗分為基于回歸系數(shù)的檢驗(如Johansen檢驗)和基于回歸殘差的檢驗(如CRDW檢驗、DF檢驗和ADF檢驗等)。依據(jù)Engle-Granger的協(xié)整檢驗方法，檢驗一組變量是否存在協(xié)整關(guān)系相當(dāng)于檢驗二者之間回歸方程的殘差序列是否能構(gòu)成一個平穩(wěn)序列；若殘差序列平穩(wěn)則表示二者存在協(xié)整關(guān)系，若殘差序列不平穩(wěn)，即使方程估計結(jié)果很理想，這樣的回歸也是偽回歸。因此，本文分兩步進行E-G協(xié)整檢驗：第一步先進行協(xié)整回歸分析；第二步利用ADF檢驗法判斷殘差序列的平穩(wěn)性。

表2　FDI與入境商務(wù)旅游的協(xié)整方程

表3　殘差的平穩(wěn)性檢驗

首先，利用OLS進行協(xié)整回歸，分別估計出北、上、廣Ln、Li和Libt之間的回歸方程，如表2所示。方程(1)、(3)和(5)分別表示北、上、廣的外企數(shù)量和IBT之間的協(xié)整方程。方程調(diào)整后R2分別是0.869 5、0.838 4和0.987 1，表明方程擬合效果較好。各方程的系數(shù)表示外企數(shù)量對IBT的彈性，分別是0.603 5、1.110 8和2.387 6；表明北、上、廣的外企數(shù)量每增加1%，其IBT分別增長0.603 5%、1.110 8%和2.387 6%。

方程(2)、(4)和(6)分別表示北、上、廣的外企投資和IBT之間的協(xié)整方程。方程調(diào)整后R2分別是0.870 3、0.909 0和0.956 8，表明方程擬合效果較好。各方程的系數(shù)表示外企投資對IBT的彈性，分別是0.526 0、1.012 2、和0.951 2；表明北、上、廣的外企投資每增加1%，其IBT分別增長0.526 0%、1.012 2%和0.951 2%。

隨后，檢驗各方程殘差的平穩(wěn)性。利用ADF分別對以上6個方程的殘差e進行單位根檢驗，其中不含常數(shù)和時間趨勢，并由SIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)。殘差序列平穩(wěn)性檢驗發(fā)現(xiàn)：方程(1)～(6)的ADF值均小于其5%臨界值，殘差(Ben、Bei)、(Sen、Sei)和(Gen、Gei)序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，表明北、上、廣的殘差序列e均是平穩(wěn)序列。這說明Ln、Li和Libt之間存在平穩(wěn)線性組合，即：北、上、廣的外企數(shù)量與IBT、外企投資和IBT之間均存在協(xié)整關(guān)系；由此可得，F(xiàn)DI對IBT具有關(guān)聯(lián)和帶動作用，F(xiàn)DI的發(fā)展為IBT帶來了客源。

(三)格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗表明北、上、廣FDI(外企數(shù)量、外企投資)與IBT之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即：外企數(shù)量的增加是否帶來IBT的增長或IBT的增長是否帶來外企數(shù)量的增加，以及外企投資的增加是否帶來IBT的增長或IBT增長是否促進外企投資的增加，均需要進一步驗證。

從表4的檢驗結(jié)果可見，F(xiàn)DI(外企數(shù)量、外企投資)與IBT之間存在因果關(guān)系。就北京而言，IBT分別是外企數(shù)量和外企投資的單項格蘭杰原因。就上海而言，IBT是外企數(shù)量的單項格蘭杰原因；IBT與外企投資互為因果關(guān)系。就廣州而言，IBT與外企數(shù)量互為因果關(guān)系；IBT是外企投資的單項格蘭杰原因。由此可見，IBT對FDI(外企數(shù)量和外企投資)均具有帶動作用，即IBT促進外企數(shù)量、外企投資的發(fā)展。這與入境商務(wù)游客(IBTs)的身份特征密切相關(guān)，IBTs既是游客又是商務(wù)客，既有旅游需求又具有逐利性。通過商務(wù)旅游這種兼游兼商的考察過程既能滿足IBTs求新求異的旅游需求，也能激發(fā)其興趣并引起其對商務(wù)旅游目的地的關(guān)注，從而刺激其投資欲望或加快其投資步伐。所以，IBT發(fā)展越好的地區(qū)外企數(shù)量和外企投資越多，IBT是FDI的格蘭杰原因在北、上、廣三地均成立。

表4　格蘭杰因果檢驗結(jié)果

但是，F(xiàn)DI是IBT的格蘭杰原因在北、上、廣三地并不完全成立。北京的外企數(shù)量和外企投資均不是其IBT的格蘭杰原因，上海的外企投資是其IBT的格蘭杰原因但外企數(shù)量不是，廣州的外企數(shù)量是其IBT的格蘭杰原因但外企投資不是。值得注意的是，變量之間沒有必然的格蘭杰因果關(guān)系并不代表FDI對IBT沒有促進作用，因為格蘭杰因果關(guān)系檢驗只是基于時間序列數(shù)據(jù)的分析。當(dāng)然，這可能與地區(qū)發(fā)展的差異性有關(guān)，二者在三地關(guān)系的差異性也有待于進一步探討。

(四)IBT對FDI的帶動作用分析

格蘭杰因果關(guān)系檢驗分析得出IBT是FDI的格蘭杰原因，但IBT對FDI具體有多大程度的帶動作用呢？這需要進一步利用彈性系數(shù)分析法進行分析。相關(guān)分析和回歸分析只能得出IBT是FDI的影響因素，無法明確具體的影響有多大；彈性系數(shù)分析法通過求彈性系數(shù)可以解決這一問題。根據(jù)蘇建軍、孫根年的雙對數(shù)模型求彈性系數(shù)法可知，對變量求自然對數(shù)后進行OLS回歸計算，所得回歸系數(shù)即為變量間的彈性系數(shù)。本文分別以外企數(shù)量(n)、外企投資(i)為被解釋變量，以入境商務(wù)旅游(IBT)為解釋變量，利用OLS回歸計算其彈性系數(shù)，判斷IBT對FDI的帶動作用。從計算結(jié)果(表5)可見，方程R2值均在0.85以上，且均通過了1%的顯著性水平，表明方程擬合效果較好。

1 .IBT對外企數(shù)量增長的帶動。對IBT而言，外企數(shù)量越多，外商投資利益相關(guān)者來華人數(shù)越多，為IBT的發(fā)展帶來客源。對外企而言，IBT發(fā)展越好，入境商務(wù)游客(IBTs)越多，IBTs轉(zhuǎn)化為外商投資者的轉(zhuǎn)化率越高。因此，IBT與外企數(shù)量的互動關(guān)系明顯，二者關(guān)系密切。從彈性系數(shù)看，IBT對北、上、廣外企數(shù)量的彈性系數(shù)分別為1.140 0、0.762 8和0.413 7，即IBT每增長1%，北、上、廣的外企數(shù)量分別增長1.140 0%、0.762 8%和0.413 7%，IBT對北、上、廣外企數(shù)量增長的帶動作用明顯。

表5　IBT對FDI的拉動作用

2.IBT對外企投資額增長的帶動。對于IBT而言，外企投資越多，外商投資利益相關(guān)者對投資項目越重視，來華次數(shù)越多，為IBT的發(fā)展帶來客源。對于外企投資而言，IBT發(fā)展越好，接待水平越高，越容易激發(fā)外商投資者的關(guān)注和興趣，從而促進其加大投資力度。因此，IBT與外企投資的互動關(guān)系明顯，二者關(guān)系密切。從彈性系數(shù)看，IBT對北、上、廣外企投資的彈性系數(shù)分別為1.668 2、0.903 0和1.008 5，即IBT每增長1%，北、上、廣的外企投資分別增長1.668 2%、0.903 0%和1.008 5%，IBT對北、上、廣外企投資增長的帶動作用明顯。

對比IBT對外企投資和外企數(shù)量的彈性系數(shù)值可見，IBT對外企投資的彈性系數(shù)均高于IBT對外企數(shù)量的彈性系數(shù)，表明IBT對外企投資的帶動作用高于對外企數(shù)量的帶動。這與中國長期以來在吸收外商投資時更加關(guān)注招商引資的業(yè)績(即引資金額或項目的大小)有關(guān)。各地在發(fā)展IBT的過程中也以此為導(dǎo)向，使得IBT的發(fā)展也具有逐利性(關(guān)注招商引資的多少)，從而使得IBT對外企投資的帶動作用強于對外企數(shù)量的帶動。

四、三地FDI和IBT關(guān)系的對比

格蘭杰因果分析表明，北京的IBT是FDI的單項格蘭杰原因；上海的外企數(shù)量是IBT的單項格蘭杰原因，其外企投資與IBT互為因果關(guān)系；廣州的外企數(shù)量與IBT互為因果關(guān)系，其外企投資是IBT的單項格蘭杰原因。對比FDI和IBT在三地的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，二者的互動關(guān)系在上海和廣州顯著，在北京不顯著，彈性系數(shù)分析表明，IBT對外企數(shù)量的彈性，北>上>廣；IBT對外企投資的彈性，北>廣>上?？梢?，北、上、廣FDI和IBT的關(guān)系具有差異性，IBT對FDI的帶動作用也具有地區(qū)差異性。

FDI和IBT關(guān)系的地區(qū)差異、IBT對FDI帶動作用的地區(qū)差異與各地吸引FDI的城市定位以及IBT的發(fā)達程度均有關(guān)。城市定位越準(zhǔn)確，IBT越發(fā)達，則二者的互動關(guān)系越緊密，越能促進自身的良性發(fā)展，IBT對FDI的帶動作用越小。而IBT的發(fā)達程度從IBTs的出游半徑可窺一斑。因為IBTs具有一長兩高(逗留時間長、人均消費高、重游率高)的特征，長時間的逗留增強了其多樣性出游需求，高消費擴大其出游半徑的同時滿足其多樣化的出游需求，高重游率使其“喜新厭舊”而不斷求新求異，因此IBTs多樣化的旅游需求表現(xiàn)在旅游行為上，即出游半徑不斷擴大[15]。IBTs出游半徑越大，IBT越發(fā)達。北京旅游發(fā)展一支獨大，IBTs出游半徑有限；而上海和廣州分別依托長三角和珠三角，IBT的出游半徑較大；廣州是中國最主要的IBT集聚和擴散中心，因此在IBT的發(fā)達程度上：北<上<廣。FDI和IBT對比關(guān)系如圖2所示。

北京作為中國的首都，承載了更多的政治功能，F(xiàn)DI在國民經(jīng)濟中所占比例不高，能帶來的IBT也有限，因而FDI對IBT的影響不顯著；當(dāng)然也與北京旅游發(fā)展一支獨大，IBT欠發(fā)達有關(guān)。正是因為北京的首都地位使得其FDI和IBT發(fā)展較為滯后(相對上海和廣州而言)，使得二者在北京的互動關(guān)系不顯著。同時，首都的地位使其擁有良好的基礎(chǔ)設(shè)施、科技實力、優(yōu)惠政策等，這對提高IBTs對外商投資者的轉(zhuǎn)化率具有重要作用，因此北京的IBT對FDI帶動作用較上海和廣州更顯著。

上海是中國的金融中心，在吸引外企投資方面具有先天優(yōu)勢，F(xiàn)DI在國民經(jīng)濟中所占比例較高，因而外企投資對IBT的影響最明顯；同時，上海依托長三角，旅游輻射范圍較廣，提高了入境商務(wù)客對IBTs的轉(zhuǎn)化率，較發(fā)達的IBT也帶動了外企投資的增長，使得廣州的外企投資與IBT互為因果。由于上海外企投資原本發(fā)展較好，因而IBT對外企投資的帶動作用偏弱(較北京和廣州而言)。

廣州作為千年商都，商貿(mào)市場成熟，是中國重要的商貿(mào)集散中心和樞紐，外企云集、進出口貿(mào)易發(fā)達，因而外企數(shù)量對IBT影響顯著；同時，廣州依托珠三角，旅游輻射范圍得以增強，提高了入境商務(wù)客對IBTs的轉(zhuǎn)化率，發(fā)達的IBT也帶動了外企數(shù)量的增長，使得廣州的外企數(shù)量與IBT互為因果。由于廣州外企數(shù)量原本發(fā)展較好，因而IBT對外企數(shù)量的帶動作用偏弱(較北京和上海而言)。

圖2　FDI和IBT的關(guān)系對比

五、結(jié)論與討論

本文以北京、上海和廣州FDI和IBT為對象，選取1995—2013年兩個時間序列的三個指標(biāo)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和彈性系數(shù)分析法，定量分析FDI與IBT的關(guān)系，得出以下結(jié)論：

(1)協(xié)整分析表明，北、上、廣FDI和IBT之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，說明FDI對IBT具有關(guān)聯(lián)和帶動作用。格蘭杰因果分析表明，IBT是FDI的格蘭杰原因在北、上、廣三地均成立，但FDI是IBT的格蘭杰原因在三地呈現(xiàn)出一定的差異性：北京的外企數(shù)量和外企投資均不是其IBT的格蘭杰原因，上海的外企投資是其IBT的格蘭杰原因而外企數(shù)量不是，廣州的外企數(shù)量是其IBT的格蘭杰原因而外企投資不是。

(2)彈性系數(shù)分析表明，IBT對北、上、廣外企數(shù)量的彈性系數(shù)分別為1.140 0、0.762 8和0.413 7，IBT對北、上、廣外企投資的彈性系數(shù)分別為1.668 2、0.903 0和1.008 5。對比IBT對外企投資和外企數(shù)量的彈性系數(shù)值可見，IBT對外企投資的彈性系數(shù)均高于IBT對外企數(shù)量的彈性系數(shù)，表明IBT對外企投資的帶動作用高于對外企數(shù)量的帶動。這與中國長期以來在吸收外商投資時關(guān)注招商引資的業(yè)績有關(guān)。

(3)對比北、上、廣FDI和IBT的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，二者的互動關(guān)系在上海和廣州顯著，在北京不顯著，但北京的IBT對FDI的帶動作用最大，這與各城市吸引FDI時的定位和IBT的發(fā)達程度均有關(guān)。北京作為中國首都，IBT欠發(fā)達，F(xiàn)DI和IBT并無互動關(guān)系，但IBT對FDI的帶動作用最大；上海和廣州分別作為中國的金融中心和千年商都，IBT較發(fā)達，F(xiàn)DI和IBT的互動關(guān)系顯著，但IBT對FDI的帶動作用較北京偏弱。

FDI和IBT在促進資本流動、經(jīng)貿(mào)合作及經(jīng)濟發(fā)展等方面具有重要作用，未來二者在北、上、廣的發(fā)展仍將保持一定的增速，因此需要地區(qū)政府根據(jù)FDI和IBT發(fā)展的實際，制定本區(qū)發(fā)展IBT、利用FDI的有效政策。

(1)將IBT放在相對重要的位置加以優(yōu)先發(fā)展。在中國大力發(fā)展入境旅游的總方針的激勵下，入境觀光旅游規(guī)模一直穩(wěn)居入境旅游市場的榜首；IBT市場僅次于入境觀光旅游市場而居于第二。但就二者對外商投資的作用而言，IBT與之關(guān)聯(lián)最為直接，對其作用最為明顯。因為兩類游客在旅游過程中關(guān)注的重心和訴求不同：前者重“觀光”而側(cè)重旅游體驗，后者重“商務(wù)”而關(guān)注尋找商機。因此，IBT較入境觀光旅游而言，更能帶動FDI甚至地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。因此，應(yīng)將IBT置于相對重要的位置加以優(yōu)先考慮。

(2)充分發(fā)揮IBT對FDI的關(guān)聯(lián)帶動作用。格蘭杰因果檢驗表明IBT對FDI(外企數(shù)量和外企投資)均具有帶動作用；彈性系數(shù)分析表明，IBT對外企投資的帶動作用較大。因此，應(yīng)充分發(fā)揮IBT對外企投資增長的關(guān)聯(lián)和貢獻。通過提高IBT的接待水平以引起IBTs的關(guān)注和興趣，刺激其來華投資欲望，以此帶動外企投資的增長；同時，在IBT發(fā)展過程中對投資環(huán)境的良好展示也是促進入境商務(wù)客轉(zhuǎn)化為外商投資者、帶動FDI發(fā)展的重要手段。

(3)促進FDI和IBT的有效互動。促進FDI和IBT的有效互動對于帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。FDI和IBT的關(guān)系對比表明，二者的互動關(guān)系在上海和廣州顯著，在北京不顯著；而格蘭杰因果分析表明IBT對FDI的帶動作用在三地均成立。可見，促進FDI和IBT的有效互動必須發(fā)揮FDI對IBT的帶動作用，即提高入境商務(wù)客對IBTs的轉(zhuǎn)化率。轉(zhuǎn)化率越高，F(xiàn)DI對IBT的帶動作用越強，越有利于FDI和IBT的互動。

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(責(zé)任編輯：崔國平)

收稿日期：2015-11-15；修復(fù)日期：2015-12-22

基金項目：教育部人文社會科學(xué)基金項目《基于城市層面的中國對美國投資的空間格局和區(qū)位選擇研究》(11XJAZH001)；2015年國家旅游局“萬名旅游英才”研究型英才培養(yǎng)項目《FDI與我國入境商務(wù)旅游的空間關(guān)系研究》(WMYC20151058)

作者簡介：包富華，女，四川內(nèi)江人，博士生，講師，研究方向：全球化與旅游發(fā)展；

中圖分類號：F590

文獻標(biāo)志碼：A

文章編號：1007-3116(2016)04-0080-07

Study on the Relationship between FDI and Inbound Business Tourism: Take Beijing,Shanghai and Guangzhou as Examples

BAO Fu-hua1，2， CHEN Ying1

(1.School of Tourism and Environment， Shaanxi Normal University， Xi'an 710119， China;2.School of Economics and Management， Xianyang Normal University， Xianyang 712000， China)

Abstract:Time series data of FDI and Inbound Business Tourism (IBT)in Beijing,Shanghai and Guangzhou from 1995 to 2013 are chosen to analysis the relationship between them by using the co-integration test,Granger causality test and elastic coefficient analysis.The research can be obtained as follows:(1)There is a long-term stable co-integration relationship between IBT and FDI.IBT is the cause of FDI,but there is a certain difference in the three places concerning FDI is IBT Granger reasons.The number of foreign enterprise and foreign investment are not the reasons for IBT in Beijing.Shanghai's foreign investment is the reason for IBT while the number of foreign enterprise is not.The number of foreign enterprise is the reason for IBT while the foreign investment is not in Guangzhou.(2)Elastic coefficient analysis shows that the elasticity coefficients of IBT to foreign investment are higher than IBT to the number of foreign enterprise,which shows that the driving effects of IBT to foreign investment are higher than the number of foreign enterprises.(3)Comparative analysis in Beijing,Shanghai and Guangzhou shows that the interaction of the FDI and IBT in Shanghai and Guangzhou is significant while in Beijing is not significant,but Beijing's IBT has the largest elastic coefficient of FDI,which is related to the city location while attracting FDI and the development degree of IBT.

Key words:FDI; IBT; Granger causality tests; elasticity coefficient analysis

陳瑛，女，重慶人，博士生導(dǎo)師，教授，研究方向：世界經(jīng)濟地理及FDI。

【統(tǒng)計應(yīng)用研究】