上海城市化進程與旅游業發展的動態計量研究

王永剛

（復旦大學 旅游學系，上海 200433）

一、引 言

上海一直處于中國城市化進程的最前沿。據第六次全國人口普查數據顯示，上海城鎮人口占總人口89.3%，遠高于全國49.7%的平均水平。隨著城市化進程的深入，上海正在由“現代主義城市模式”向“后現代主義城市模式”轉型，更加強調多元、文化、生態、休閑、精明增長（smart growth）等關鍵語境。正是在這一背景下，上海開始轉變經濟結構，提升城市功能，以建成世界著名旅游城市為目標，旅游業發展進入到一個新階段。另一方面，旅游業作為國民經濟戰略性支柱產業，一直以來在上海城市化進程中并不是一個被動的角色，對于增強上海城市競爭力、影響力，打造城市名片發揮了積極作用，能夠被稱為推動上海城市化的關鍵性產業。因此可以說，上海城市化進程與旅游業發展已經形成了你中有我、我中有你的緊密關系，這也符合有關城市化與旅游業之間具有互動效應的主流理論研究結論。但是，二者之間的相互促進關系是否真如定性研究所描述得那樣具有顯著性，能否經受一系列計量工具的實證檢驗，并被加以量化確認其各自的貢獻度，就成為了本文的研究目的。

二、相關文獻述評

城市化進程與旅游業發展已經成為兩大全球性議題，二者關系也成為了國際學術界關注的熱點，相關代表性成果依據不同視角可以歸納為：

（1）以旅游業視角看城市化進程。Hannigan將旅游業推動城市化視為后現代主義城市最生動的表現形式，認為旅游以及重大事件（事件旅游）是促進傳統工業地區或城市“再生”（regeneration）的重要動力[1]。Luchiari等發現在以旅游業作為主導產業的地區，城市化特征包括：房地產投資增長、居住區分散、消費與生產關系密切、自然和人工環境優美、人口受移民流推動迅速增長、存在大量季節性工作崗位、居民聯系加強、旅游季節住宿成本高昂、產生新的消費場所、符合現代消費社會特征的價值體系嵌入[2]。李鵬從內在拉動力和外在驅動力兩個方面進行了研究，認為旅游活動在本質上符合城市化進程的內在動力和規律，具體來說，旅游需求拉動城市化，旅游供給推動城市化[3]。

（2）以城市化視角看旅游業發展。周少雄認為城市化進程能改變旅游業所依賴的社會存在、空間環境和客源基礎，給旅游業發展帶來根本性轉變[4]。但是，過度城市化也會為旅游業發展帶來負面效應。Allen等指出城市化在不同程度上引起了海濱型旅游目的地的變化，如景觀的變化、自然環境的退化、海岸生態系統的破壞等[5]。泰國巴塔亞度假旅游的發展刺激了海岸土地開發，致使自然環境質量下降，旅游人數從1990年開始下降[6]。

（3）以相互視角看旅游城市化。Mullins于1991年提出了“旅游城市化”（tourism urbanization）概念，將城市化進程與旅游業發展二者之間的互動關系上升到一個新的高度。他認為旅游城市化是20世紀后期在西方發達國家出現的，基于后現代主義消費觀和城市觀的一種城市形態，是一種建立在享樂的供給與消費基礎上的城市化模式[7]。Gladstone根據旅游資源類型不同，將美國的旅游城市化分為海濱度假類和資金密集型旅游吸引物類兩種，前者是以海濱風光等自然景觀為代表的休閑度假城市，后者是以博彩業、迪斯尼樂園等人造景觀為代表的旅游大都市[8]。國內學者也已對旅游城市化進行了研究，譬如黃震方等以長三角都市圈為例，探討了旅游城市化及其動力機制[9]。陸林認為從城市化角度看，旅游城市化是旅游作為推動城市化的一種動力，引導人口向城市集中的過程；從消費角度看，旅游城市化是指為滿足人們由傳統的日用型消費向現代享樂型消費轉移，提升城市功能的過程[10]。

上述成果大都基于定性研究展開，針對城市化進程與旅游業發展關系的定量研究并不多見。值得一提的是，許潔、華鋼、胡平等基于改革開放30年的時間序列，對我國城市化水平與旅游業發展之間的關系進行了動態計量分析，得出的結論為：旅游業發展與城市化之間并不存在顯著的因果關系，即旅游發展水平和城市化發展水平之間不存在長期均衡關系[11]。這一實證結論同絕大多數主流定性研究的先驗設定和理論機制大相徑庭，可見在不同國家、不同地區、不同階段，城市化進程與旅游業發展之間是否存在相互促進的顯著性關系，仍有待實證檢驗。本文將以上海為例，根據1978—2011年的時間序列數據，采用動態計量分析中的協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應及方差分解模型，對城市化進程與旅游業發展之間的長期動態關系進行檢驗和分析，求證二者之間是否存在互為因果的關系？兩者彼此會產生什么樣的沖擊與響應？

三、變量選擇及數據說明

本文遵循數據驅動型的建模途徑，以描述樣本數據的特征作為建模的主要準則，在讓“數據為自身說話”的前提下分析數據序列本身的性質與關系，以避免事先確定先驗函數形式給分析結果可能造成的負面影響。

本文選取“非農業人口占總人口比重（單位：%）”這一指標，來衡量上海城市化水平。原因在于該指標得到廣泛認同，并且存在權威數據來源。考慮到本文研究所需數據的時間跨度較長，而國內相關旅游統計缺乏的現實窘境，只能選擇“入境旅游人數（單位：萬人次）”或“國際旅游外匯收入（單位：萬美元）”這兩項指標。由于后一指標需要多次進行匯率、物價的指數平減，且與前一指標存在顯著的正相關性，故本文選取“入境旅游人數（單位：萬人次）”這一指標，來衡量上海旅游業發展水平。

本文根據《新中國60年統計資料匯編》、《上海市國民經濟和社會發展統計公報（2009—2011）》等資料，得到1978—2011年上海市“非農業人口占總人口比重（記為Ut）”和“入境旅游人數（記為Tt）”的具體數據。為減小異方差性的影響及實現非線性關系的線性化處理，分別對上述指標進行自然對數處理，記為LnUt和LnTt。

四、城市化與旅游業發展的協整及因果關系檢驗

為了分析上海城市化水平與旅游業發展水平之間的關系，需要對時間序列數據進行協整檢驗。協整理論主要用于尋找兩個或多個非平穩變量之間的均衡關系，如果某兩個或多個同階時間序列向量的某種線性組合可以得到一個平穩的誤差序列，則這些非平穩的時間序列之間存在長期均衡關系，即具有協整性。

（一）單整檢驗

只有相同單整階數的兩個變量才可能存在協整關系，因此在協整分析之前必須檢驗變量的單整階數。進行城市化水平與旅游業發展水平的協整分析，首先要檢驗這兩個變量的時間序列是否平穩。通過對序列LnUt和LnTt的平穩性進行ADF檢驗，結果如表1所示，可知LnUt與LnTt均是非平穩序列，而一階差分序列ΔLnUt和ΔLnTt均平穩，由此判定LnUt與LnTt為一階單整序列，記作LnUt～I(1)，LnTt～I(1)。

表1 上海城市化水平與旅游業發展水平的ADF檢驗結果

（二）協整模型及檢驗

檢驗兩變量間的協整關系，通常采用Engle-Granger檢驗法。利用該方法進行城市化水平與旅游業發展水平的協整檢驗，首先使用普通最小二乘法（OLS）估計變量LnUt對LnTt的回歸方程，可得（估計結果參見表2）：

LnUt=-0.910387+0.116606LnTt

表2 變量LnUt對LnTt的回歸方程估計結果

令εt=LnUt+0.910387-0.116606LnTt

檢驗殘差項εt是否平穩，即εt是否I(0)序列。如表3所示，ADF檢驗統計量明顯小于顯著性水平為5%、10%時的臨界值，可認為估計殘差序列εt為平穩序列，即εt～I(0)。這表明序列LnUt和LnTt之間存在協整關系，即城市化與旅游業發展之間存在長期動態均衡關系。這種動態均衡關系說明，在1978—2011年間上海城市化和旅游業發展之間呈現出一定的協調性，并不存在旅游業發展滯后于城市化或城市化滯后于旅游業發展的情況。

表3 殘差項的ADF檢驗結果

（三）誤差修正模型

協整關系只反映變量之間的長期均衡關系，為了彌補長期靜態模型的不足，可通過短期動態模型反映短期偏離長期均衡的修正機制。據Engle定理，如果一組變量之間有協整關系，則協整回歸總是能被轉換為誤差修正模型。借鑒Chow（1987）的研究[12]，建立反映城市化與旅游業發展之間短期動態均衡關系的誤差修正模型：

檢驗統計量表明誤差修正模型的擬合效果較好，具體參見表4。

由表4可知，長期均衡對上海城市化水平和旅游業發展水平短期波動的影響在統計上是顯著的，說明誤差修正起到重要作用。LnUt和LnTt兩個方程的誤差修正項系數分別為-0.213143和-0.419396，表明二者都對均衡關系呈現一種反向修正的機制。另外，通過上述兩個方程可以發現，對于即期城市化水平而言，前一期城市化水平（0.786857）的影響遠大于即期旅游業發展水平（0.017881）；而對于即期旅游業發展水平而言，即期城市化水平（4.552892）作用亦遠大于前一期旅游業發展水平（0.580604），尤其值得注意的是，前一期城市化水平將會對即期旅游業發展產生負面影響（-1.079781）。綜合來看，誤差修正對于旅游業發展水平的短期波動具有更為顯著的調整力度，表明在上海城市化和旅游業發展的雙向影響關系上，城市化對旅游業發展的影響可能更顯著一些。當然，該結論需要進一步利用Granger因果關系模型來檢驗。

表4 誤差修正模型LnUt和LnTt估計結果

（四）Granger因果關系模型及檢驗

協整檢驗可以揭示變量序列之間是否存在長期均衡關系，但是無法揭示變量之間是否具有因果關系，Granger因果關系檢驗為解決這類問題提供了一種很好的思路和方法。建立城市化水平（LnUt）和旅游業發展水平（LnTt）之間的Granger因果關系模型：

其中，假定隨機誤差項ut和vt之間是不相關的，m為最大滯后階數。利用普通最小二乘法（OLS）對參數進行估計，得檢驗結果如表5所示。

表5 上海城市化與旅游業發展的Granger因果關系檢驗

表5中的檢驗結果表明，滯后2期時LnTt不是LnUt的Granger原因的概率為1.10%，說明上海旅游業發展對城市化水平提高的效應在滯后2年時最為明顯，即旅游業發展水平是城市化水平的Granger原因；而滯后1期時LnUt不是LnTt的Granger原因的概率為5.56%，則說明上海城市化對旅游業發展水平提高的效應在滯后1年時最為明顯，即城市化水平亦是旅游業發展水平的Granger原因。

可見，在1978—2011年間，上海城市化進程與旅游業發展形成了良好互動的格局。原因可以解釋為：一方面，上海缺乏傳統的山水型自然旅游資源，但卻擁有國內一流的現代都市景觀風貌，加之良好的國際城市形象、便利的旅游交通體系、完善的公共服務設施等，決定了上海依托城市本身發展“都市旅游”的一貫理念，并形成了國際國內旅游目的地、客源地和集散地的多重優勢，可以說城市化的水平及質量構成了上海旅游業發展的基石；另一方面，旅游業因其聯動性、國際性、友好性、服務貿易性等特質，在上海經濟結構轉型與城市功能提升的過程中影響力與日俱增，已被定義為國民經濟戰略性支柱產業，以2010年上海世博會為例，大大加速了城市改造與建設，完成了虹橋樞紐、軌道交通、外灘通道、高速公路、越江設施等一系列重大工程，可以說旅游業發展在本質上成為了上海城市化進程的內在動力。

五、城市化與旅游業發展的脈沖響應及方差分解

以上分析只是依據歷史數據，發現以往城市化水平與旅游業發展水平之間的交互影響；在外部環境不斷變化的情況下，預測二者間的長期關系還需要進一步的定量研究。而在向量自回歸的基礎上，運用系統的脈沖響應函數和方差分解來進行分析就是一條常用的途徑。

（一）脈沖響應函數

脈沖響應函數用于考察來自隨機擾動項的一個標準差沖擊，對內生變量當前和未來取值的影響軌跡。其函數為：

其中，稱隨機擾動項ε為新息（Innovation）。本文采用漸進解析法計算脈沖響應函數的標準差，檢驗結果如圖1所示，橫軸表示追溯期數（單位：年），本文為20；縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度；實線表示脈沖響應曲線；虛線表示正負兩倍標準差形成的偏離帶。

圖1 上海城市化與旅游業發展的脈沖響應函數

首先，考察上海城市化水平對于旅游業發展水平一個標準差擾動的響應。從圖1（左）中可以看到，在第1期給予旅游業發展水平變動值一個正的沖擊后，城市化水平立即做出正的響應，并在前6期處于一個快速上升的狀態，在6～20期的過程中沖擊逐漸收斂并保持一個穩定的正相關關系，說明短期內旅游業發展對上海城市化的提高帶來較大的正面沖擊效應，旅游業發展會引起城市化水平的快速上升，而從長期來看則是一股穩定推動上海城市化進程的重要力量。其次，考察上海旅游業發展水平對于城市化水平一個標準差擾動的響應。從圖1（右）中可以看到，在整個20期中旅游業發展水平對城市化水平的沖擊保持了一種平穩的響應度，說明長期以來上海城市化對于旅游業發展具有明顯的正向沖擊作用，并且沒有滯后性，這也從某種程度上印證了上海都市旅游發展戰略的合理性，即城市本身構成了旅游業發展的重要依托。

綜合來看，上海城市化與旅游業發展之間具有積極顯著的互動效應，形成了良性循環，這一結論與Granger因果關系檢驗的結果相一致。

（二）方差分解

為進一步分析結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，評價不同結構沖擊的重要性，建立方差分解模型。方差分解是將系統的預測均方誤差分解成系統中各變量沖擊所做的貢獻，可考察系統中任意一個內生變量的預測均方誤差的分解。它把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關聯的若干個組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性，即變量的貢獻占總貢獻的比例。根據方差分解理論模型，對城市化水平和旅游業發展水平的預測均方誤差進行分解，結果參見表6。

表6 上海城市化水平和旅游業發展水平的預測均方誤差分解結果

由表6可見，上海城市化水平的波動在第1期只受到自身波動的影響，旅游業發展水平的沖擊（即對預測誤差的貢獻度）從第2期逐步增強，并迅速上升到第10期的24.32%，之后繼續平穩上升；同期城市化水平波動受其自身沖擊的影響逐步減弱，下降到第20期的72.66%。而上海旅游業發展水平從第1期始就受到自身波動和城市化水平沖擊的雙重影響，在前2期其自身波動影響大于城市化水平影響，從第3期起城市化水平影響超過自身波動影響，并穩步上升，到第6期后基本穩定在61%～68%之間。這一結果進一步印證了，雖然上海城市化進程與旅游業發展呈現互動格局，但是二者的力量對比并不平衡，城市化對上海旅游業的推動作用遠遠大于旅游業對上海城市化的貢獻度。

六、主要結論

本文根據1978—2011年的時間序列數據，利用協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應及方差分解模型，對上海城市化水平與旅游業發展水平的關系進行了實證研究，認為：

（1）上海城市化進程與旅游業發展之間存在長期均衡關系。非平穩序列城市化水平和旅游業發展水平，均為一階單整，兩者之間的線性組合為平穩序列，存在協整關系。這說明二者基本處于協調發展狀態，并不存在旅游業發展滯后于城市化或城市化滯后于旅游業發展的情況。

（2）上海城市化進程與旅游業發展之間已經形成了積極互動的格局。通過Granger因果關系檢驗，上海旅游業發展對城市化水平提高的效應在滯后2年時最為明顯，而城市化對旅游業發展水平提高的效應在滯后1年時最為明顯。這說明城市化的水平及質量構成了上海旅游業發展的基石，旅游業發展也成為了一支推動上海城市化進程的重要力量。

（3）在上海城市化和旅游業發展的雙向影響關系上，二者的力量對比并不平衡。從誤差修正模型來看，城市化對于旅游業發展的影響系數為4.552892，遠大于旅游業發展對于城市化的影響系數0.017881，這說明城市化對上海旅游業的推動作用大于旅游業對上海城市化的貢獻度。這一結論也在方差分解中得到了進一步驗證。

（4）上海城市化水平對于旅游業發展水平一個標準差擾動的響應明顯，說明短期內旅游業發展會引起城市化水平的快速上升；而旅游業發展水平對城市化水平的沖擊則保持了一種平穩的響應度，說明城市化進程對上海旅游業發展的作用則較為持久，是難得的一股穩定力量。

（5）在誤差修正模型中，前一期城市化水平對即期旅游業發展的影響系數為負（-1.079781），該指標提示上海城市化進程的深入必須注重質量提升，否則將會對旅游業發展產生較大負面影響。

根據本文的實證研究結果，相應的政策意義也是非常明顯的：一方面，上海城市化率已達到很高水平，在短期內對城市資源承載力和城市管理水平產生了嚴峻挑戰，處置不當極易引發城市病，嚴重制約上海的可持續發展，因此經濟結構轉型與城市功能提升對于上海城市發展意義重大。在這一背景下，上海以建設世界著名旅游城市為目標定位，大力發展都市旅游產業，重視旅游業態創新，壯大旅游產業規模，有助于推動形成以服務經濟為主的新型城市產業結構，進而提高上海城市化質量，向“宜居、宜業、宜游”的綜合性國際大都市轉型。另一方面，上海城市化建設應“城市旅游化”為理念，通過整合城市資源，推進城市建設融入旅游元素與功能，推動旅游與金融、交通、物流、商業、信息、文化、體育、房地產等相關產業的融合發展，使得上海整個城市被打上鮮明的旅游化印記，為上海建設世界著名旅游城市奠定堅實的城市化基礎。

[1]Hannigan J A.Tourism urbanization[J].Current Sociology，1995，43（1）：192-200.

[2]Luchiari P，Celia Serrano.Tourism and Environment in Brazil.[EB/OL].[2011-10-20].http：//www.abep.nepo.unicamp.br/docs/outraspub/Rio10/rio10p255a276.pdf.

[3]李鵬.旅游城市化的模式及其規制研究[J].社會科學家，2004，（4）：97-100.

[4]周少雄.試論旅游發展與城市化進程的互動關系[J].商業經濟與管理，2002，124（2）：55-58.

[5]Allen S，Kang Shou Lu，Thomas Potts.A GIS-based analysis and prediction of parcel land-use change in a coastal tourism destination area[C].The 1999 World Congress on Coastal and Marine Tourism Vancouver.British Columbia，Canada，1999.

[6]吳承照.現代城市游憩規劃設計理論與方法[M].北京：中國建筑工業出版社，1998：224.

[7]Mullins P.Tourism urbanization[J].International Journal of Urban and Regional Research，1991，15（3）：326-342.

[8]Gladstone L.Tourism urbanization in the United States[J].Urban Affairs Review，1998，33（1）：3-27.

[9]黃震方，吳江，侯國林.關于旅游城市化問題的初步探討——以長江三角洲連綿區為例[J].長江流域資源與環境，2000，9（2）：160-165.

[10]陸林.旅游城市化：旅游研究的重要課題[J].旅游學刊，2005，20（4）：10.

[11]許潔，華鋼，胡平.城市化水平與旅游發展之關系初探——基于我國改革開放三十年的時間序列動態計量分析[J].人文地理，2010，25（2）：85-90.

[12]Chow C.Money and price level determination in China[J].Journal of Comparative Economics，1987，（11）：319-333.