城市化與城市旅游發展因果關系的判定及生成機理研究——張家界案例

馬 曉 龍，李 秋 云

（1.中國旅游研究院，北京 100005；2.南開大學旅游與服務學院，天津 300000）

0 引言

中國正在經歷快速的城市化進程，國民經濟和社會發展公報顯示，2012年底中國的城市化率達到52.6%，城鎮人口數量達到7.12億［1］。但與19世紀末20世紀初的工業城市化不同，當今的城市化模式是建立在享樂型銷售與消費基礎上的“旅游城市化”［2］。從旅游發展數據看，2013年中國的國內旅游人數已經達到32.5億人次，國內旅游收入為2.54萬億元。在旅游客源地和目的地高度同構的現實背景下，“旅游城市化”的結論顯然能夠得到城市化水平提高和旅游產業規模擴大雙重因素的支撐。進入后工業化時代后，旅游活動作為城市共性功能的地位不斷得到強化［3］。而這種特征也是社會經濟發展到一定階段的必然產物，是伴隨旅游業和城市化不斷發展而出現的必然現象［4］。高速城市化與旅游產業大發展已成為當前中國城市共同表現出的兩大特征。從產業實踐看，旅游業對促進城市經濟增長及城市發展的作用早已被人們所認識并利用［4］。作為一種特殊的經濟活動，旅游業的發展能夠有效刺激城市內部商業、房地產、娛樂、飲食以及服務等行業的發展［5］。同時，作為城市旅游化和旅游城市化的結果之一，城市化的快速發展也必然會通過人口結構變化進一步影響城市的產業結構、功能定位與服務水平。

學術界對城市化與旅游發展之間關系的研究尚沒有形成明確結論。大部分學者通過定性研究和邏輯推導，認為城市化與旅游發展之間是一種相互推動、互為動力的作用過程［1，6－8］，且這種同時存在的正、負反饋非線性雙向作用關系會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的學者占多數，但還是有學者認為城市化進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展［10］。基于我國改革開放30年的時間序列動態計量分析證明，城市化與城市旅游發展間并不存在顯著的互為因果關系［11］。從討論結果看，盡管支持者和反對者并沒有在影響關系到底是單向還是雙向方面取得一致，但都承認旅游作為動力因素確實對城市化具有顯著的推動作用。在這個結論已經得到確定答案的前提下，城市化是否也會反過來影響旅游產業的發展呢？相關研究并沒有給出一致結論。從實踐價值上看，城市化水平的進一步提高和旅游產業規模的進一步擴大將在相當長一段時間內主導中國城市的社會經濟進程，如果能夠通過典型案例判定出城市化與旅游產業發展之間的確切關系，并從發生機制上梳理出這種關系形成的原因，對于正在經歷快速城市化和大眾旅游蓬勃興起的中國城市如何實現城市化進程與產業發展的協調具有重要實踐價值，且能夠從理論上豐富二者作用機制的內容。本研究的目的就在于通過實證判定城市化與城市旅游發展的影響關系，并在此基礎上尋找二者關系的生成機理。

1 研究設計

1.1 研究方法與思路

為了實現對城市化與城市旅游發展關系進行判定的目的，案例城市的選擇必須保證城市化與其旅游發展在時間序列上的同步性。張家界市是因旅游業發展起來的我國著名旅游城市，1988年經國務院批準設市級行政單位，建市以來的城市化水平穩步增長，城市化率從12.84%上升到2011年的39.15%。與此對應，城市旅游發展水平盡管在不同年份出現一定波動，但旅游收入占國內生產總值的比重總體呈穩定上升趨勢，2011年達到56.14%。總體上看張家界的城市化與城市旅游發展在時間序列上保持一致的特征。以張家界市為案例進行城市化與旅游發展關系研究的典型性和代表性明顯。

研究的邏輯思路為：如果城市化進程確實與旅游發展水平相互影響，那么二者之間就存在統計意義上的因果關系。目前對因果關系判定最常用的方法是格蘭杰（Granger）因果關系檢驗［12－17］，該方法的實質是檢驗一個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系。格蘭杰因果關系判定的方法為：在時間序列情形下，兩個經濟變量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的預測效果要優于單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

格蘭杰因果關系檢驗假設了有關y和x每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗要求估計以下回歸：

其中白噪音u1t和u2t假定為不相關。

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

根據式（1）中滯后的x的系數估計值在統計上整體的顯著（不）為零，以及式（2）中滯后的y的系數估計值在統計上整體的顯著（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互為因果關系及x與y間不存在因果關系4種可能發生的狀況，據此可以對城市化與旅游發展之間的關系進行判定。

此外，進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩性，否則可能會出現虛假回歸的問題。因此在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩性進行單位根檢驗（Unit Root Test），并根據是否存在單位根的狀況再決定進行協整檢驗，然后構建變量自回歸模型（VAR），最后應用格蘭杰法進一步判定時間序列之間是否存在長期或短期的因果關系。為實現上述功能，本研究采用專門用以處理時間序列數據的軟件包Eviews對城市化水平與旅游發展水平之間的關系進行研究。

1.2 指標選擇與數據預處理

本研究中數據分析涉及的時間序列變量為城市化和城市旅游發展水平。在實際應用過程中，城市化往往采用城市化率加以表征，城市化率有多種表達方法，本文按照《中國城市化率調查報告》的計算方法，城市化率在數值上等于城鎮非農業人口占城市總人口的百分比。城市旅游發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業發展水平的橫向比較，后者主要用于衡量旅游產業發展在某一城市社會經濟發展中的重要地位。本研究主要目的在于對特定城市社會經濟發展過程中，城市化與旅游產業發展水平關系進行判定，不涉及不同城市之間各指標的橫向比較，以旅游總收入為代表的絕對值指標難以全面反映旅游業在社會經濟發展中的實際地位，故選擇旅游總收入占城市GDP比重對城市旅游發展水平進行表征。在數據計算過程中，城市化率指標以City表示，旅游總收入占城市GDP的比重指標記為Tour。

為保證格蘭杰因果關系檢驗的計算結果真實反映城市化和城市旅游發展水平間的關系，應保證時間序列研究的面板數據在統計標準上具有連續性。為達到此目的，指標選取既要充分考慮樣本量大小符合因果關系計算的要求，也要考慮指標數據的可得性及結構突變點的準確性。在以上數據選取原則基礎上，本研究所需要的城市旅游總收入數據以歷年的《張家界統計年鑒》為準，城市國內生產總值以對應年份的《中國城市統計年鑒》為準，以此為基礎計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據來源于各年份的《中國城市統計年鑒》。但由于《中國城市統計年鑒》中關于張家界市非農業人口與總人口的數據統計方式出現變化，故2000年以后的農業人口與總人口相關數據來自于《湖南統計年鑒》。根據這些數據計算出張家界市的城市化率，與之前的數據進行銜接，記為City。此外，為消除異方差和減少波動，以及將兩項指標的變化趨勢轉變為線性趨勢，本研究對City和Tour進行自然對數變換，記為lnCity和lnTour。經過一系列預處理，得到進行城市化與旅游發展水平關系因果關系判定的原始數據集（表1）。

表1 城市化與旅游發展水平關系測定的原始數據Table 1 Original data for urbanization and urban tourism development during 1988－2011

2 城市化與城市旅游發展因果關系的判定

2.1 城市化與旅游發展長期穩定關系的檢驗

在方法上，城市化與城市旅游發展關系的研究屬于時間序列分析，變量在時間序列上是否存在長期穩定關系是對其進行因果分析的前提。按照Eviews有關平穩時間序列分析的基本要求，如果數據序列之間不存在長期穩定關系，就需要將其轉變為平穩序列。因為在涉及非平穩時間序列變量之間的回歸時，很可能形成結果看上去非常好的偽回歸，為避免這種現象，必須對變量進行單位根檢驗［12］。本文對時間序列單位根的檢驗就是對歷年張家界市城市化和城市旅游發展的時間序列數據進行平穩性檢驗，對于非平穩的時間序列數據，如果存在單位根，需要通過差分的方法加以消除。單位根檢驗有DF（Dickey－Fuller Test）檢 驗、ADF （Augmented Dickey－Fuller Test）檢驗和 PP（Phillips－Perron）檢驗等，本文采取較常用的ADF檢驗方法。

在運算過程中，如果代表單位根的ADF統計量值小于臨界值，則拒絕零假設，說明不存在單位根，兩變量之間的關系平穩；反之，如果ADF統計量值大于臨界值，則接受零假設，說明存在單位根，兩變量間的關系不平穩。對1988－2011年張家界城市化率和城市旅游發展水平時間序列自然對數形式數據進行檢驗的結果表明：lnCity和lnTour的統計量數值分別達到－4.1299和－1.5756，均大于1%顯著性水平標準下的臨界值－4.4163和－4.4163，說明lnCity和lnTour的數據值接受零假設，即兩變量間存在單位根，具有不平穩的關系。為了消除單位根的影響，得到平穩的時間序列數據，需要對這兩個數據序列進行差分運算。經過一階差分處理后，城市化率和城市旅游發展水平的檢驗結果分別達到－5.5930和－4.9351，均小于1%顯著性水平標準下的臨界值－4.4407和－4.4407，說明在99%的置信水平下，ΔlnCity和ΔlnTour的數據值拒絕原假設，兩組數據間具有穩定關系，數據序列屬于一階單整序列（表2）。

根據兩個或更多非平穩時間序列的線性組合平穩，則非平穩時間序列是協整的原理［17］，可以對張家界城市化和城市旅游發展水平數據序列的長期均衡關系進行協整性檢驗。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行單位根檢驗，且主要用于兩變量之間關系的測度［18］。考慮到本研究只涉及城市化率和城市旅游發展水平兩個變量，故選擇EG兩步法對變量間的長期穩定關系進行檢驗。其主要步驟如下：對lnCity和lnTour進行最小二乘法估計，并計算出非均衡誤差et。采用不含常數項和趨勢項的形式，對模型的殘差序列et進行ADF檢驗，根據AIC和SC準則確定滯后階數，并依據殘差序列平穩與否來決定城市化率與旅游發展水平間是否存在長期穩定關系。若殘差序列平穩，則存在；反之，則不存在。計算結果顯示，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，殘差序列et為平穩序列。在這種判斷的基礎上，可得序列lnCity和lnTour之間存在長期穩定“均衡”關系的結論。

表2 城市化與旅游發展偽回歸關系的ADF檢驗Table 2 ADF test of the relation on urbanization and tourism development

2.2 城市化與城市旅游發展因果關系的判定

根據格蘭杰因果關系檢驗的基本原理，既然城市化與城市旅游發展水平的數據序列之間存在協整關系，就可以建立基于這兩個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展水平互相看做彼此的滯后值函數，在參考AIC（Akaike Information Criterion）信息準則、SC（Schwarz Criterion）信息準則和LR（似然比）數值的基礎上，即可確定作為構造城市化和城市旅游發展水平回歸模型基本前提的滯后階數。計算結果顯示，當滯后期為1時，AIC、SC和LR3個參數的數值分別達到－2.1153、－1.8170和76.4439的水平；而當滯后期為2和3時，3個參數的數值組合分別為－1.7635、－1.2664、0.9699和－1.5399、－0.8440、2.3689（表3）。根據格蘭杰因果關系檢驗“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展水平之間存在一定的滯后效應，可以進一步對二者之間長期和短期的因果關系及其作用方向進行判定。

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

計算結果表明：就城市化與城市旅游發展水平長期關系的判定而言，選擇任一滯后階數，原假設“lnCity不是lnTour的格蘭杰原因”的F統計量值都小于給定顯著水平5%下F分布相應的臨界值，則接受原假設，說明張家界的城市化不是城市旅游發展水平的格蘭杰原因，城市化并不會對城市旅游業的發展產生影響。但選擇滯后階數為1和2時，原假設“lnTour不是lnCity的格蘭杰原因”的F統計量值都大于給定顯著水平5%下F分布相應的臨界值，則拒絕原假設，說明在這兩個之后階數的情況下，張家界的旅游發展將在不同程度上影響到其城市化的進程。其中，在滯后階數為1時，F統計量的數值最高，達到10.1358的水平，說明這個檢驗結果相較于滯后階數為2時的檢驗結果更優，這個結論也與向量自回歸模型確定的滯后階數一致。即，在99%的置信水平下，張家界的城市化與城市旅游發展水平之間存在單向格蘭杰因果關系，旅游發展水平是影響城市化進程的原因。而在滯后階數為2時，F統計量的數值也達到5.47225的水平，在95%的置信度下，張家界市的旅游發展水平也是其城市化的格蘭杰原因，旅游發展水平的提高也會促進其城市化的進程。

對lnCity和lnTour的一階差分進行格蘭杰因果檢驗可以對張家界城市化與城市旅游發展水平的短期關系進行判定，結果顯示：與長期關系的判定一致，選擇任一滯后階數，原假設“ΔlnCity不是ΔlnTour的格蘭杰原因”的F統計量值都小于給定顯著水平5%下F分布相應的臨界值，則接受原假設，說明在短期內張家界的城市化也不是城市旅游發展水平的格蘭杰原因，城市化并不會對其城市旅游發展產生影響。只有在滯后期為1時，原假設“lnTour不是lnCity的格蘭杰原因”的F統計量值都大于給定顯著水平5%下F分布相應的臨界值，則拒絕原假設，即說明短期內在滯后一期時，張家界的城市旅游發展才會與其城市化間存在單向的格蘭杰因果關系，即旅游發展是其城市化水平提高的原因。此時的F統計量值達到4.38006的水平，在所有滯后階數中最高，并可以通過5%顯著水平檢驗。

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

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

3 城市化與城市旅游因果關系的生成機理

就城市化與城市旅游發展關系而言，城市化率提高的途徑有兩種，一種是農村人口向城鎮人口機械性遷移導致的物理增長，一種是城鎮人口的自然增長。對張家界人口增長數據進行分析發現，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村人口向城鎮人口機械性遷移的影響。即隨著城市旅游產業地位的不斷加強，當地社區居民參與旅游開發機會的不斷增多，從事旅游業相較于農業而言可以獲得更高的經濟收益，于是越來越多的當地居民開始從農業活動中解放出來而從事收益更高的旅游業。相關研究表明，隨著旅游業的發展，張家界景區周邊居民以不同方式從旅游業中獲利［19］，不少農村剩余勞動力就地轉移到旅游行業。例如，張家界國家森林公園的農村原有勞動力1 138人，公園管理處安排463人從事旅游服務管理、75人從事旅游交通運輸、253人從事轎運、101人從事旅游商品經營、82人從事導游服務，農村旅游從業人員占到勞動力總數的85%［19］。可見，在旅游業附加值大于農業附加值的作用下，農業人口不斷轉化為城鎮人口，并最終導致了城市化水平的提高，是本研究中城市旅游發展推動城市化水平提高這一因果關系的內在生成機理。

本研究中城市旅游發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展產生影響的結果而言，如果城市化水平對旅游產業發展具有積極的推動作用，必須在城市化率提高的情況下對旅游總收入的貢獻大于對城市GDP的貢獻。實際上，張家界城市化水平的提高主要是建立在農業人口向城鎮人口物理性遷移基礎上，對這部分居民而言，盡管其生活和生產方式已經實現了城市化，但其活動的空間范圍還是主要依托原來的生活地域，其消費內容也主要體現在日常的生活當中，并不會增加對旅游收入的貢獻。換言之，至少是對城市GDP增長的貢獻大于對城市旅游總收入的貢獻。在采用城市旅游總收入與城市GDP比值作為衡量旅游發展水平指標的情況下，如果代表GDP數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對旅游產業發展產生積極影響。可見，張家界城市化以當地農村居民轉化為主，所創造的旅游經濟低于對GDP增長貢獻的特征是導致城市化水平與旅游發展之間沒有形成因果關系的根本原因。

4 結論

以張家界為案例進行的實證研究結果顯示，張家界的城市化與城市旅游發展之間在滯后階數為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展之間都只是存在單向的格蘭杰因果關系，即旅游發展是促進城市化的原因。換言之，旅游發展確實可以作為推動城市化的一種動力，引導非城市人口向城市人口集中［20］。尤其是作為綜合性很強的勞動密集型產業，旅游業能夠吸納大量的勞動力，改變城鄉人口結構。旅游推動城市化進程的案例不僅僅發生在中國，在美國、澳大利亞及一些歐洲國家，旅游發展已成為推動城市化的一項重要手段，并得到了廣泛證 明［2，21，22］。但城市化會 影響城市旅游發展的結論則缺少案例證實，張家界城市化水平與城市旅游發展的格蘭杰因果關系測定結果顯示，無論是長期還是短期，城市化均不會對其城市旅游發展產生影響。從發展過程看，旅游發展水平提高使得旅游從業機會增多，在旅游業附加值大于農業附加值的作用下，農業人口迅速轉化為城鎮人口，并最終導致城市化水平的提高，是本研究中城市旅游發展推動城市化水平提高這一因果關系的內在生成機理。而張家界城市化以當地農村居民轉化為主，所創造的旅游經濟價值低于GDP增長貢獻的特征是導致城市化與旅游發展之間沒有形成因果關系的根本原因。

長期以來，學術界關于城市化與旅游發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，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，且缺乏對影響關系形成機理的解釋性研究。本文以典型旅游城市張家界為案例，在對城市化與旅游發展同步性判斷的基礎上，遵循實證研究的思路，采用格蘭杰因果檢驗的方法，對城市化與旅游發展之間的關系進行了定量表征，證明了二者之間只是存在單向影響的關系，并對這個因果關系形成的原因進行了解釋。相較于以往研究，無論在研究方法上還是在結論的可靠性上更具有說服力。而從實踐價值看，既然張家界市旅游產業發展能夠在客觀上推動其城市化水平的提高，那么在推進新型城市化的宏觀背景下，張家界市在產業選擇和城市發展戰略上應堅定旅游城市的建設方向，依托旅游產業形態構建新型城鎮化體系，為以旅游業為主導產業的旅游城市發展做出示范。

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