馬 曉 龍，李 秋 云

（1.中國旅游研究院，北京 100005；2.南開大學(xué)旅游與服務(wù)學(xué)院，天津 300000）

0 引言

中國正在經(jīng)歷快速的城市化進(jìn)程，國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展公報(bào)顯示，2012年底中國的城市化率達(dá)到52.6%，城鎮(zhèn)人口數(shù)量達(dá)到7.12億［1］。但與19世紀(jì)末20世紀(jì)初的工業(yè)城市化不同，當(dāng)今的城市化模式是建立在享樂型銷售與消費(fèi)基礎(chǔ)上的“旅游城市化”［2］。從旅游發(fā)展數(shù)據(jù)看，2013年中國的國內(nèi)旅游人數(shù)已經(jīng)達(dá)到32.5億人次，國內(nèi)旅游收入為2.54萬億元。在旅游客源地和目的地高度同構(gòu)的現(xiàn)實(shí)背景下，“旅游城市化”的結(jié)論顯然能夠得到城市化水平提高和旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大雙重因素的支撐。進(jìn)入后工業(yè)化時(shí)代后，旅游活動(dòng)作為城市共性功能的地位不斷得到強(qiáng)化［3］。而這種特征也是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的必然產(chǎn)物，是伴隨旅游業(yè)和城市化不斷發(fā)展而出現(xiàn)的必然現(xiàn)象［4］。高速城市化與旅游產(chǎn)業(yè)大發(fā)展已成為當(dāng)前中國城市共同表現(xiàn)出的兩大特征。從產(chǎn)業(yè)實(shí)踐看，旅游業(yè)對促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長及城市發(fā)展的作用早已被人們所認(rèn)識(shí)并利用［4］。作為一種特殊的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，旅游業(yè)的發(fā)展能夠有效刺激城市內(nèi)部商業(yè)、房地產(chǎn)、娛樂、飲食以及服務(wù)等行業(yè)的發(fā)展［5］。同時(shí)，作為城市旅游化和旅游城市化的結(jié)果之一，城市化的快速發(fā)展也必然會(huì)通過人口結(jié)構(gòu)變化進(jìn)一步影響城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、功能定位與服務(wù)水平。

學(xué)術(shù)界對城市化與旅游發(fā)展之間關(guān)系的研究尚沒有形成明確結(jié)論。大部分學(xué)者通過定性研究和邏輯推導(dǎo)，認(rèn)為城市化與旅游發(fā)展之間是一種相互推動(dòng)、互為動(dòng)力的作用過程［1，6－8］，且這種同時(shí)存在的正、負(fù)反饋非線性雙向作用關(guān)系會(huì)在一定程度上對城市旅游的增長形成限制［9］。盡管持雙向作用觀點(diǎn)的學(xué)者占多數(shù)，但還是有學(xué)者認(rèn)為城市化進(jìn)程的加快和城市化水平的提升并不必然帶來城市旅游的發(fā)展［10］?；谖覈母镩_放30年的時(shí)間序列動(dòng)態(tài)計(jì)量分析證明，城市化與城市旅游發(fā)展間并不存在顯著的互為因果關(guān)系［11］。從討論結(jié)果看，盡管支持者和反對者并沒有在影響關(guān)系到底是單向還是雙向方面取得一致，但都承認(rèn)旅游作為動(dòng)力因素確實(shí)對城市化具有顯著的推動(dòng)作用。在這個(gè)結(jié)論已經(jīng)得到確定答案的前提下，城市化是否也會(huì)反過來影響旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呢？相關(guān)研究并沒有給出一致結(jié)論。從實(shí)踐價(jià)值上看，城市化水平的進(jìn)一步提高和旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大將在相當(dāng)長一段時(shí)間內(nèi)主導(dǎo)中國城市的社會(huì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)程，如果能夠通過典型案例判定出城市化與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的確切關(guān)系，并從發(fā)生機(jī)制上梳理出這種關(guān)系形成的原因，對于正在經(jīng)歷快速城市化和大眾旅游蓬勃興起的中國城市如何實(shí)現(xiàn)城市化進(jìn)程與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)具有重要實(shí)踐價(jià)值，且能夠從理論上豐富二者作用機(jī)制的內(nèi)容。本研究的目的就在于通過實(shí)證判定城市化與城市旅游發(fā)展的影響關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上尋找二者關(guān)系的生成機(jī)理。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 研究方法與思路

為了實(shí)現(xiàn)對城市化與城市旅游發(fā)展關(guān)系進(jìn)行判定的目的，案例城市的選擇必須保證城市化與其旅游發(fā)展在時(shí)間序列上的同步性。張家界市是因旅游業(yè)發(fā)展起來的我國著名旅游城市，1988年經(jīng)國務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)市級行政單位，建市以來的城市化水平穩(wěn)步增長，城市化率從12.84%上升到2011年的39.15%。與此對應(yīng)，城市旅游發(fā)展水平盡管在不同年份出現(xiàn)一定波動(dòng)，但旅游收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重總體呈穩(wěn)定上升趨勢，2011年達(dá)到56.14%?？傮w上看張家界的城市化與城市旅游發(fā)展在時(shí)間序列上保持一致的特征。以張家界市為案例進(jìn)行城市化與旅游發(fā)展關(guān)系研究的典型性和代表性明顯。

研究的邏輯思路為：如果城市化進(jìn)程確實(shí)與旅游發(fā)展水平相互影響，那么二者之間就存在統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系。目前對因果關(guān)系判定最常用的方法是格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)［12－17］，該方法的實(shí)質(zhì)是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量的方程中，如果一個(gè)變量受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系判定的方法為：在時(shí)間序列情形下，兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量X、Y之間，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于單獨(dú)由Y的過去信息對Y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)假設(shè)了有關(guān)y和x每一變量的預(yù)測信息全部包含在這些變量的時(shí)間序列之中。檢驗(yàn)要求估計(jì)以下回歸：

其中白噪音u1t和u2t假定為不相關(guān)。

式（1）假定當(dāng)前y與y自身以及x的過去值有關(guān)，而式（2）對x也假定了類似的行為。對式（1）而言，其零假設(shè) H0：α1＝α2＝…＝αq＝0；對式（2）而言，其零假設(shè) H0：δ1＝δ2＝…＝δs＝0。

根據(jù)式（1）中滯后的x的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著（不）為零，以及式（2）中滯后的y的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著（不）為零的組合狀況，可得x是引起y變化的原因、y是引起x變化的原因、x和y互為因果關(guān)系及x與y間不存在因果關(guān)系4種可能發(fā)生的狀況，據(jù)此可以對城市化與旅游發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行判定。

此外，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸的問題。因此在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前首先應(yīng)對各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（Unit Root Test），并根據(jù)是否存在單位根的狀況再?zèng)Q定進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，然后構(gòu)建變量自回歸模型（VAR），最后應(yīng)用格蘭杰法進(jìn)一步判定時(shí)間序列之間是否存在長期或短期的因果關(guān)系。為實(shí)現(xiàn)上述功能，本研究采用專門用以處理時(shí)間序列數(shù)據(jù)的軟件包Eviews對城市化水平與旅游發(fā)展水平之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

1.2 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)預(yù)處理

本研究中數(shù)據(jù)分析涉及的時(shí)間序列變量為城市化和城市旅游發(fā)展水平。在實(shí)際應(yīng)用過程中，城市化往往采用城市化率加以表征，城市化率有多種表達(dá)方法，本文按照《中國城市化率調(diào)查報(bào)告》的計(jì)算方法，城市化率在數(shù)值上等于城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)人口占城市總?cè)丝诘陌俜直?。城市旅游發(fā)展水平也分別用旅游總收入（絕對量）和旅游總收入占城市GDP的比重（相對量）加以表征，前者主要用于城市之間旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的橫向比較，后者主要用于衡量旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展在某一城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要地位。本研究主要目的在于對特定城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，城市化與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平關(guān)系進(jìn)行判定，不涉及不同城市之間各指標(biāo)的橫向比較，以旅游總收入為代表的絕對值指標(biāo)難以全面反映旅游業(yè)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的實(shí)際地位，故選擇旅游總收入占城市GDP比重對城市旅游發(fā)展水平進(jìn)行表征。在數(shù)據(jù)計(jì)算過程中，城市化率指標(biāo)以City表示，旅游總收入占城市GDP的比重指標(biāo)記為Tour。

為保證格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的計(jì)算結(jié)果真實(shí)反映城市化和城市旅游發(fā)展水平間的關(guān)系，應(yīng)保證時(shí)間序列研究的面板數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)上具有連續(xù)性。為達(dá)到此目的，指標(biāo)選取既要充分考慮樣本量大小符合因果關(guān)系計(jì)算的要求，也要考慮指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性及結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的準(zhǔn)確性。在以上數(shù)據(jù)選取原則基礎(chǔ)上，本研究所需要的城市旅游總收入數(shù)據(jù)以歷年的《張家界統(tǒng)計(jì)年鑒》為準(zhǔn)，城市國內(nèi)生產(chǎn)總值以對應(yīng)年份的《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》為準(zhǔn)，以此為基礎(chǔ)計(jì)算各年份旅游總收入占城市GDP比重的Tour值。此外，張家界市的城市化率數(shù)據(jù)來源于各年份的《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。但由于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中關(guān)于張家界市非農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝诘臄?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)方式出現(xiàn)變化，故2000年以后的農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝谙嚓P(guān)數(shù)據(jù)來自于《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)這些數(shù)據(jù)計(jì)算出張家界市的城市化率，與之前的數(shù)據(jù)進(jìn)行銜接，記為City。此外，為消除異方差和減少波動(dòng)，以及將兩項(xiàng)指標(biāo)的變化趨勢轉(zhuǎn)變?yōu)榫€性趨勢，本研究對City和Tour進(jìn)行自然對數(shù)變換，記為lnCity和lnTour。經(jīng)過一系列預(yù)處理，得到進(jìn)行城市化與旅游發(fā)展水平關(guān)系因果關(guān)系判定的原始數(shù)據(jù)集（表1）。

表1 城市化與旅游發(fā)展水平關(guān)系測定的原始數(shù)據(jù)Table 1 Original data for urbanization and urban tourism development during 1988－2011

2 城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定

2.1 城市化與旅游發(fā)展長期穩(wěn)定關(guān)系的檢驗(yàn)

在方法上，城市化與城市旅游發(fā)展關(guān)系的研究屬于時(shí)間序列分析，變量在時(shí)間序列上是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系是對其進(jìn)行因果分析的前提。按照Eviews有關(guān)平穩(wěn)時(shí)間序列分析的基本要求，如果數(shù)據(jù)序列之間不存在長期穩(wěn)定關(guān)系，就需要將其轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)序列。因?yàn)樵谏婕胺瞧椒€(wěn)時(shí)間序列變量之間的回歸時(shí)，很可能形成結(jié)果看上去非常好的偽回歸，為避免這種現(xiàn)象，必須對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)［12］。本文對時(shí)間序列單位根的檢驗(yàn)就是對歷年張家界市城市化和城市旅游發(fā)展的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，對于非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如果存在單位根，需要通過差分的方法加以消除。單位根檢驗(yàn)有DF（Dickey－Fuller Test）檢 驗(yàn)、ADF （Augmented Dickey－Fuller Test）檢驗(yàn)和 PP（Phillips－Perron）檢驗(yàn)等，本文采取較常用的ADF檢驗(yàn)方法。

在運(yùn)算過程中，如果代表單位根的ADF統(tǒng)計(jì)量值小于臨界值，則拒絕零假設(shè)，說明不存在單位根，兩變量之間的關(guān)系平穩(wěn)；反之，如果ADF統(tǒng)計(jì)量值大于臨界值，則接受零假設(shè)，說明存在單位根，兩變量間的關(guān)系不平穩(wěn)。對1988－2011年張家界城市化率和城市旅游發(fā)展水平時(shí)間序列自然對數(shù)形式數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果表明：lnCity和lnTour的統(tǒng)計(jì)量數(shù)值分別達(dá)到－4.1299和－1.5756，均大于1%顯著性水平標(biāo)準(zhǔn)下的臨界值－4.4163和－4.4163，說明lnCity和lnTour的數(shù)據(jù)值接受零假設(shè)，即兩變量間存在單位根，具有不平穩(wěn)的關(guān)系。為了消除單位根的影響，得到平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，需要對這兩個(gè)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行差分運(yùn)算。經(jīng)過一階差分處理后，城市化率和城市旅游發(fā)展水平的檢驗(yàn)結(jié)果分別達(dá)到－5.5930和－4.9351，均小于1%顯著性水平標(biāo)準(zhǔn)下的臨界值－4.4407和－4.4407，說明在99%的置信水平下，ΔlnCity和ΔlnTour的數(shù)據(jù)值拒絕原假設(shè)，兩組數(shù)據(jù)間具有穩(wěn)定關(guān)系，數(shù)據(jù)序列屬于一階單整序列（表2）。

根據(jù)兩個(gè)或更多非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合平穩(wěn)，則非平穩(wěn)時(shí)間序列是協(xié)整的原理［17］，可以對張家界城市化和城市旅游發(fā)展水平數(shù)據(jù)序列的長期均衡關(guān)系進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。在各種方法中，Engle和Granger（EG）兩步法的核心思想是對回歸方程殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，且主要用于兩變量之間關(guān)系的測度［18］?？紤]到本研究只涉及城市化率和城市旅游發(fā)展水平兩個(gè)變量，故選擇EG兩步法對變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。其主要步驟如下：對lnCity和lnTour進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，并計(jì)算出非均衡誤差et。采用不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)的形式，對模型的殘差序列et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，并依據(jù)殘差序列平穩(wěn)與否來決定城市化率與旅游發(fā)展水平間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。若殘差序列平穩(wěn)，則存在；反之，則不存在。計(jì)算結(jié)果顯示，代表單位根的ADF值為－2.1813，小于殘差序列et在5%顯著性水平下的臨界值－1.9564，說明在95%的置信度下拒絕et存在單位根的原假設(shè)，殘差序列et為平穩(wěn)序列。在這種判斷的基礎(chǔ)上，可得序列l(wèi)nCity和lnTour之間存在長期穩(wěn)定“均衡”關(guān)系的結(jié)論。

表2 城市化與旅游發(fā)展偽回歸關(guān)系的ADF檢驗(yàn)Table 2 ADF test of the relation on urbanization and tourism development

2.2 城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本原理，既然城市化與城市旅游發(fā)展水平的數(shù)據(jù)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立基于這兩個(gè)變量信息的向量自回歸模型（VAR）。其基本原理為：把城市化和城市旅游發(fā)展水平互相看做彼此的滯后值函數(shù)，在參考AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則、SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則和LR（似然比）數(shù)值的基礎(chǔ)上，即可確定作為構(gòu)造城市化和城市旅游發(fā)展水平回歸模型基本前提的滯后階數(shù)。計(jì)算結(jié)果顯示，當(dāng)滯后期為1時(shí)，AIC、SC和LR3個(gè)參數(shù)的數(shù)值分別達(dá)到－2.1153、－1.8170和76.4439的水平；而當(dāng)滯后期為2和3時(shí)，3個(gè)參數(shù)的數(shù)值組合分別為－1.7635、－1.2664、0.9699和－1.5399、－0.8440、2.3689（表3）。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)“AIC值和SC值越小越合理，LR值越大越合理”的原則，可以確定城市化與旅游發(fā)展水平之間向量自回歸模型最合理的滯后期為1。也就是說，張家界的城市化與城市旅游發(fā)展水平之間存在一定的滯后效應(yīng)，可以進(jìn)一步對二者之間長期和短期的因果關(guān)系及其作用方向進(jìn)行判定。

表3 城市化與旅游發(fā)展水平的滯后期檢驗(yàn)Table 3 Lag phase test of urbanization and tourism development

計(jì)算結(jié)果表明：就城市化與城市旅游發(fā)展水平長期關(guān)系的判定而言，選擇任一滯后階數(shù)，原假設(shè)“l(fā)nCity不是lnTour的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計(jì)量值都小于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則接受原假設(shè)，說明張家界的城市化不是城市旅游發(fā)展水平的格蘭杰原因，城市化并不會(huì)對城市旅游業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響。但選擇滯后階數(shù)為1和2時(shí)，原假設(shè)“l(fā)nTour不是lnCity的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計(jì)量值都大于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明在這兩個(gè)之后階數(shù)的情況下，張家界的旅游發(fā)展將在不同程度上影響到其城市化的進(jìn)程。其中，在滯后階數(shù)為1時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值最高，達(dá)到10.1358的水平，說明這個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果相較于滯后階數(shù)為2時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果更優(yōu)，這個(gè)結(jié)論也與向量自回歸模型確定的滯后階數(shù)一致。即，在99%的置信水平下，張家界的城市化與城市旅游發(fā)展水平之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，旅游發(fā)展水平是影響城市化進(jìn)程的原因。而在滯后階數(shù)為2時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值也達(dá)到5.47225的水平，在95%的置信度下，張家界市的旅游發(fā)展水平也是其城市化的格蘭杰原因，旅游發(fā)展水平的提高也會(huì)促進(jìn)其城市化的進(jìn)程。

對lnCity和lnTour的一階差分進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)可以對張家界城市化與城市旅游發(fā)展水平的短期關(guān)系進(jìn)行判定，結(jié)果顯示：與長期關(guān)系的判定一致，選擇任一滯后階數(shù)，原假設(shè)“ΔlnCity不是ΔlnTour的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計(jì)量值都小于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則接受原假設(shè)，說明在短期內(nèi)張家界的城市化也不是城市旅游發(fā)展水平的格蘭杰原因，城市化并不會(huì)對其城市旅游發(fā)展產(chǎn)生影響。只有在滯后期為1時(shí)，原假設(shè)“l(fā)nTour不是lnCity的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計(jì)量值都大于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則拒絕原假設(shè)，即說明短期內(nèi)在滯后一期時(shí)，張家界的城市旅游發(fā)展才會(huì)與其城市化間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即旅游發(fā)展是其城市化水平提高的原因。此時(shí)的F統(tǒng)計(jì)量值達(dá)到4.38006的水平，在所有滯后階數(shù)中最高，并可以通過5%顯著水平檢驗(yàn)。

張家界市1988－2011年城市化與城市旅游發(fā)展數(shù)據(jù)序列的格蘭杰因果關(guān)系測定結(jié)果顯示：無論是長期還是短期，城市化并不對城市旅游的發(fā)展產(chǎn)生影響，但城市旅游發(fā)展則對城市化具有一定程度的推動(dòng)作用，兩個(gè)變量之間是一種單向作用的因果關(guān)系，并不存在雙向作用關(guān)系。城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定結(jié)果如表4所示。

表4 城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定Table 4 Granger test of causal relationship on urbanization and tourism development

3 城市化與城市旅游因果關(guān)系的生成機(jī)理

就城市化與城市旅游發(fā)展關(guān)系而言，城市化率提高的途徑有兩種，一種是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口機(jī)械性遷移導(dǎo)致的物理增長，一種是城鎮(zhèn)人口的自然增長。對張家界人口增長數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，長期以來，張家界市的人口自然增長率一直維持在0.8%左右，人口自然增長對城市化水平提高的作用非常有限，其城市化水平的提高主要受到農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口機(jī)械性遷移的影響。即隨著城市旅游產(chǎn)業(yè)地位的不斷加強(qiáng)，當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)居民參與旅游開發(fā)機(jī)會(huì)的不斷增多，從事旅游業(yè)相較于農(nóng)業(yè)而言可以獲得更高的經(jīng)濟(jì)收益，于是越來越多的當(dāng)?shù)鼐用耖_始從農(nóng)業(yè)活動(dòng)中解放出來而從事收益更高的旅游業(yè)。相關(guān)研究表明，隨著旅游業(yè)的發(fā)展，張家界景區(qū)周邊居民以不同方式從旅游業(yè)中獲利［19］，不少農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就地轉(zhuǎn)移到旅游行業(yè)。例如，張家界國家森林公園的農(nóng)村原有勞動(dòng)力1 138人，公園管理處安排463人從事旅游服務(wù)管理、75人從事旅游交通運(yùn)輸、253人從事轎運(yùn)、101人從事旅游商品經(jīng)營、82人從事導(dǎo)游服務(wù)，農(nóng)村旅游從業(yè)人員占到勞動(dòng)力總數(shù)的85%［19］。可見，在旅游業(yè)附加值大于農(nóng)業(yè)附加值的作用下，農(nóng)業(yè)人口不斷轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，并最終導(dǎo)致了城市化水平的提高，是本研究中城市旅游發(fā)展推動(dòng)城市化水平提高這一因果關(guān)系的內(nèi)在生成機(jī)理。

本研究中城市旅游發(fā)展水平是通過城市旅游總收入占城市GDP比例的方式加以表征。就城市化并不對城市旅游發(fā)展產(chǎn)生影響的結(jié)果而言，如果城市化水平對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極的推動(dòng)作用，必須在城市化率提高的情況下對旅游總收入的貢獻(xiàn)大于對城市GDP的貢獻(xiàn)。實(shí)際上，張家界城市化水平的提高主要是建立在農(nóng)業(yè)人口向城鎮(zhèn)人口物理性遷移基礎(chǔ)上，對這部分居民而言，盡管其生活和生產(chǎn)方式已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了城市化，但其活動(dòng)的空間范圍還是主要依托原來的生活地域，其消費(fèi)內(nèi)容也主要體現(xiàn)在日常的生活當(dāng)中，并不會(huì)增加對旅游收入的貢獻(xiàn)。換言之，至少是對城市GDP增長的貢獻(xiàn)大于對城市旅游總收入的貢獻(xiàn)。在采用城市旅游總收入與城市GDP比值作為衡量旅游發(fā)展水平指標(biāo)的情況下，如果代表GDP數(shù)值增加的幅度大于城市旅游總收入的增長幅度，城市化水平的提高不會(huì)對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極影響?？梢姡瑥埣医绯鞘谢援?dāng)?shù)剞r(nóng)村居民轉(zhuǎn)化為主，所創(chuàng)造的旅游經(jīng)濟(jì)低于對GDP增長貢獻(xiàn)的特征是導(dǎo)致城市化水平與旅游發(fā)展之間沒有形成因果關(guān)系的根本原因。

4 結(jié)論

以張家界為案例進(jìn)行的實(shí)證研究結(jié)果顯示，張家界的城市化與城市旅游發(fā)展之間在滯后階數(shù)為1的情況下，所建立的向量自回歸模型最為理想，無論是從長期還是短期看，城市化與城市旅游發(fā)展之間都只是存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即旅游發(fā)展是促進(jìn)城市化的原因。換言之，旅游發(fā)展確實(shí)可以作為推動(dòng)城市化的一種動(dòng)力，引導(dǎo)非城市人口向城市人口集中［20］。尤其是作為綜合性很強(qiáng)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)能夠吸納大量的勞動(dòng)力，改變城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)。旅游推動(dòng)城市化進(jìn)程的案例不僅僅發(fā)生在中國，在美國、澳大利亞及一些歐洲國家，旅游發(fā)展已成為推動(dòng)城市化的一項(xiàng)重要手段，并得到了廣泛證 明［2，21，22］。但城市化會(huì) 影響城市旅游發(fā)展的結(jié)論則缺少案例證實(shí)，張家界城市化水平與城市旅游發(fā)展的格蘭杰因果關(guān)系測定結(jié)果顯示，無論是長期還是短期，城市化均不會(huì)對其城市旅游發(fā)展產(chǎn)生影響。從發(fā)展過程看，旅游發(fā)展水平提高使得旅游從業(yè)機(jī)會(huì)增多，在旅游業(yè)附加值大于農(nóng)業(yè)附加值的作用下，農(nóng)業(yè)人口迅速轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，并最終導(dǎo)致城市化水平的提高，是本研究中城市旅游發(fā)展推動(dòng)城市化水平提高這一因果關(guān)系的內(nèi)在生成機(jī)理。而張家界城市化以當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民轉(zhuǎn)化為主，所創(chuàng)造的旅游經(jīng)濟(jì)價(jià)值低于GDP增長貢獻(xiàn)的特征是導(dǎo)致城市化與旅游發(fā)展之間沒有形成因果關(guān)系的根本原因。

長期以來，學(xué)術(shù)界關(guān)于城市化與旅游發(fā)展之間到底是單向影響還是互相影響之間一直沒有形成共識(shí)，在研究方法上大多以邏輯分析為主，明顯缺少典型城市的案例研究，且缺乏對影響關(guān)系形成機(jī)理的解釋性研究。本文以典型旅游城市張家界為案例，在對城市化與旅游發(fā)展同步性判斷的基礎(chǔ)上，遵循實(shí)證研究的思路，采用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法，對城市化與旅游發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了定量表征，證明了二者之間只是存在單向影響的關(guān)系，并對這個(gè)因果關(guān)系形成的原因進(jìn)行了解釋。相較于以往研究，無論在研究方法上還是在結(jié)論的可靠性上更具有說服力。而從實(shí)踐價(jià)值看，既然張家界市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠在客觀上推動(dòng)其城市化水平的提高，那么在推進(jìn)新型城市化的宏觀背景下，張家界市在產(chǎn)業(yè)選擇和城市發(fā)展戰(zhàn)略上應(yīng)堅(jiān)定旅游城市的建設(shè)方向，依托旅游產(chǎn)業(yè)形態(tài)構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化體系，為以旅游業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的旅游城市發(fā)展做出示范。

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