城鎮化與工業化、旅游業發展水平關系的空間差異研究

張廣海，李晶晶

（中國海洋大學 管理學院，山東 青島 266100）

城鎮化與工業化、旅游業發展水平關系的空間差異研究

張廣海，李晶晶

（中國海洋大學 管理學院，山東 青島 266100）

文章運用面板數據模型以31個省（市、區）為研究對象，分析1998—2012年間旅游業發展水平、工業化及城鎮化的空間關聯性，探討在全國城鎮化進程中旅游業發展、工業化增長對城鎮化建設的作用。結果表明：城鎮化與旅游業發展水平、城鎮化與工業化之間存在長期均衡關系；在滯后期為2時，工業化、旅游業發展水平為促進城鎮化建設的原因，城鎮化的完善又能進一步推動工業化與旅游的發展。由此建立面板數據回歸模型，模型顯示：1998—2012年各省（市、區）工業化、旅游業發展水平對城鎮化的促進作用呈現出明顯的地區差異，所以各個省（市、區）應該采取不同的產業政策促進城鎮化的建設。

城鎮化；旅游業發展水平；工業化；面板數據模型

0 引言

目前，加快經濟發展推進城鎮建設成為我國重要任務，城鎮建設需依靠產業經濟發展和結構升級，工業作為第二產業的支撐產業，旅游業作為第三產業的重要組成部分相繼成為國家研究和發展的重點，相關部門和學者也開始著眼于論證工業與城鎮化，旅游業與城鎮化的關系。現階段學者的研究大多集中在工業發展與城鎮建設或者旅游發展與城鎮建設方面，而對城鎮建設與工業發展，旅游發展三者的關聯研究還有待深入。為此，本文運用計量經濟學理論，以31個省（市、區）為研究視角，通過單位根檢驗、協整檢驗、因果關系檢驗，最終構建新型城鎮化與工業化以及旅游業發展水平的面板模型，研究工業化、旅游業發展水平對城鎮建設的促進作用，并進一步分析不同地區工業化、旅游業發展水平對城鎮化貢獻的空間差異性。

1 數據和方法解析

1.1 數據來源

本文采用原始數據包括省（市、區）城鎮人口和總人口、省（市、區）第二產業生產總值和國內生產總值、省（市、區）旅游總收入，這些原始數據來源于的《中國人口統計年鑒》、《中國旅游統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》以及各省的統計年鑒和統計公報等。

本文選取的指標為城鎮化、工業化、旅游業發展水平，這三個指標的數值是由所查找的原始數據計算得來的，三個指標的計算過程如下：

本文用城鎮人口比重來反映城鎮化水平，這也是當前關于城鎮化研究中最常采用的指標，城鎮化指標記為czh。

計算公式為：czh（城鎮化）=省（市、區）城鎮人口/省（市、區）總人口數。

現階段普遍認為工業化即工業產值的提高及工業從業人員的增多，因此本文用第二產業生產總值占GDP的比重作為體現工業化發展水平指標記為gyh。

計算公式為：gyh（工業化）=省（市、區）第二產業生產總值/省（市、區）國內生產總值（gdP）。

本文采用旅游業總收入與gdP的比值作為旅游業發展水平的解釋性指標，旅游業發展水平指標記為lyfz。

計算公式為：lyfz（旅游業發展水平）=省（市、區）旅游總收入/省（市、區）國內生產總值（gdP）。

1.2 面板數據模型

面板數據和時間序列數據一樣，構建模型之前為了證明模型估計的有效性和獲取更全面的樣本信息，需要首先對數據進行單位根檢驗、協整檢驗和因果關系檢驗。

1.2.1 面板數據單位根檢驗、協整檢驗與因果關系檢驗

面板數據單位根檢驗本質是數據的一階自回歸過程，數學表達式如下：

i代表個體，t代表觀測期，Zit為外生變量，Vi是外生變量的回歸系數，Pi是自回歸系數。

如果所檢驗的數據為同階平穩的序列，則可以進一步進行協整檢驗，協整檢驗不同于VAR模型，它是一種靜態的檢驗，協整檢驗有兩種方法分別是一步法和兩步法，一步法即面板數據Johansen協整檢驗，兩步法即首先Engle檢驗然后在此基礎上對Engle檢驗殘差進行單位根檢驗，兩種方法的目的為檢測變量間是否存在長期的靜態協整關系。

若數據通過協整檢驗，則可通過格蘭杰因果檢驗確定變量之間的因果關系及影響方向，這里的因果關系是從統計角度而言的，即通過某一類的分布函數或者數據的概率值展現：在系統環境和其他影響Y變量的因素不變的前提下，假如一個變量A發生了變動，另一個變量B也隨之發生變動；或者說如果A保持不變，B也保持不變，那么我們便可以說A是B發生變動的原因，Granger檢驗可以通過eviews軟件進行，檢驗結果用F-統計量來分析檢驗A的滯后值是否顯著影響B；如果影響F檢驗的P值不顯著，則A不是B的“格蘭杰原因”，如果P值通過檢驗即影響顯著，確定A是B的“格蘭杰原因”，以此步驟檢驗A是否是B的格蘭杰原因，如果兩次都通過檢驗那么變量A和B則互為因果關系，如果兩次都不通過檢驗，那么兩者之間不為因果關系。

1.2.2 面板數據模型估計

面板數據模型構建時需要考量解釋變量的系數和截距項，根據這兩方面的不同，面板數據的模型可分為3類：變系數模型（不同截面成員的解釋變量前系數不同）、變截距模型（不同截面成員截距項不同）和混合回歸模型（不同截面成員解釋變量前系數和截距項是相同的），對于變截距模型和變系數模型其中根據個體影響的不同形式，可將變系數和變截距模型分為固定效應模型和隨機效應模型。

模型形式設定檢驗過程：F檢驗確定面板數據模型，在確定面板數據模型的基礎上分析選用哪種個體影響形式。

F檢驗原理：假設H0：該模型為解釋變量的系數對截面成員不變但是截距變化的模型即變截距模型；假設H1：該模型為截距變量的系數與截距項對截面成員都不變的混合回歸模型。F統計量：

其中T為每個截面上的樣本觀測時期數，M為截面的個數，W為非常數項解釋變量的個數，X1、X2、X3分別是變系數模型、變截距模型、混合回歸模型的回歸殘差平方和。

模型選擇檢驗過程：由eviews軟件得到X1、X2和X3，代入公式（2）、公式（3）得到統計量F2、F1；根據查找5%檢驗水平的F統計表得到F2與F1的臨界值，若統計量F2小于給定檢驗水平下F分布臨界值，則不能拒絕假設H1，且無須再檢驗原假設H0，說明選用混合回歸模型是合理的；否則，拒絕原假設H1，并進一步比較統計量F1與其臨界值，若統計量F1小于給定檢驗水平下F分布臨界值，則不能拒絕原假設H0，說明選用變截距模型是合理的；否則，拒絕原假設H0，并采用變系數模型。

2 實證分析

2.1 單位根檢驗

依據自回歸系數的不同，面板數據各截面序列既可能存在相同單位根也可能存在不同單位根，所以需要分別進行檢驗，相同單位根過程下的檢驗一般采用LLC檢驗方法，不同單位根的檢驗方法有IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗等。為提高單位根檢驗結果的可靠性，對面板數據變量城鎮化（czh）、工業化（gyh）、旅游業發展水平（lyfz）采用以上4種方法進行單位根檢驗，檢驗結果如表1所示，lyfz、czh、gyh的P值在五種檢驗方法下均小于0.01，即在1%的置信水平下通過檢驗，拒絕原假設：序列至少有一個單位根，即變量均平穩，也即lyfz、czh和gyh是平穩的，可以對他們進行協整檢驗。

表1 面板數據變量單位根檢驗結果

2.2 協整檢驗

單位根檢驗表明czh、gyh、lyfz變量序列都是0階單整序列，為了避免出現偽回歸，需要進行協整檢驗，判斷lyfz、czh和gyh兩兩之間是否存在長期均衡關系，只有存在協整關系的兩個序列，建立計量經濟模型才能避免偽回歸。運用Kao檢驗、Pedroni檢驗、Johansen檢驗對各省的城鎮化、工業化、旅游業發展水平進行協整關系檢驗。Kao檢驗下：城鎮化與旅游業發展水平的協整系數P值為0.0000表明在1%的水平上顯著，城鎮化與工業化的協整系數為4.248933，P值小于0.01，通過1%置信水平的檢驗；Pedroni檢驗：Panel rho-Statisti、Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Grou-Prho-Statistic、GrouP PP-Statistic、GrouP ADF-Statistic的P值均通過1%的檢驗，Panel v-Statistic在旅游業發展和城鎮化協整檢驗的P值為0通過，在工業化與城鎮化協整檢驗的P值為0.7640沒有通過檢驗，即Pedroni檢驗的城鎮化與工業化、工業化與旅游化在1%的水平上大部分通過檢驗存在長期均衡關系；Johansen面板協整檢驗結果：原假設為None即沒有協整關系時，P值都小于1%，所以不接受原假設，原假設為At most 1即至少存在一個協整關系時，P值都大于5%接受這一假設；綜上三種檢驗結果的結論是城鎮化與工業化、工業化與旅游化在1%的水平上大部分通過檢驗存在長期協整關系。

2.3 因果關系檢驗

單位根檢驗表明lyfz、czh和gyh序列都是平穩序列，協整檢驗表明lyfz、czh和gyh之間存在長期均衡關系，為了便于構建面板數據模型，還需要對數據進行Granger因果關系檢驗，對兩組面板數據進行格蘭杰因果檢驗使任何一組數據都可以作為自變量或者因變量，檢驗回歸方程為：

Yi和Xi兩個隨機誤差項之間是不相關的，因果關系檢驗依賴于回歸模型中的滯后長度，因此對面板數據變量lyfz、czh和gyh分別選取滯后期1、2、3、4進行面板數據格蘭杰檢驗，其結果見表2。

表2 面板數據因果關系檢驗結果

由表2可以證明，在5%置信水平下：原假設為czh不是引起gyh的原因，在滯后期為1、2、3、4時P值分別為0.0025、0.0031、0.0001、0.00000053，拒絕czh不是引起gyh原因的假設；原假設為gyh不是引起czh的原因，在滯后期為1、2、3、4時P值分別為0.0022、0.00001、0.0007、0.0050，拒絕gyh不是引起czh原因的假設；所以通過格蘭杰檢驗得出的結果表明城鎮化與工業化之間是互為因果的關系，即工業化與城鎮化互為因果關系。

城鎮化和工業化在滯后期為1、2、3、4時均表現為顯著地雙向因果關系。在我國改革開放初期直到現代，在大部分地區工業化是城鎮化建設的主要動力，同時也是城鎮化穩步發展的先導產業，工業發達的地區可以為城鎮化提供了強大的經濟、人力和技術保障，是地區城鎮化建設的加速器。反過來，城鎮的人口集聚為工業化進程提供了必要的人力支撐；城鎮的交通條件為工業進步創造了發展基礎；城鎮的完備服務設施可以吸引更多工業企業的駐足，進而促進工業部門間的交流，提高工業的質量與水平；所以城鎮為工業化成長提供空間。總之，在一定時期內，全國層面上工業化和城鎮化呈現明顯的相互促進作用。

由表2可以得出，在5%置信水平下：原假設為lyfz不是引起czh的原因，在滯后期為1、2、3、4時P值分別為0.7143、0.0461、0.4598、0.7155；原假設為czh不是引起lyfz的原因，在滯后期為1、2、3、4時P值分別為0.0127、0.4677、0.00003、0.00005。滯后期為1、2、3、4時城鎮化都是引起旅游化的原因，滯后期為2時旅游業發展為引起城鎮化的原因，即在滯后期為2時城鎮化和旅游業發展互為因果關系。

旅游業對城鎮化呈現促進作用只在2階時比較顯著的原因：首先，選取的指標存在一定的偏差性，旅游業發展水平選取的是旅游總收入對gdP的貢獻率，這在一定程度上具有很大的局限性，因為簡單的旅游總收入占gdP的比重不能完整地解釋旅游業發展水平所表示變量的意義；其次，我國存在城鎮化水平和旅游業發展水平都較高的地區（1區）、城鎮化水平高旅游業發展水平低的地區（2區）、城鎮化水平低旅游業發展水平高的地區（3區）以及城鎮化水平低旅游業發展水平低的地區（4區）四種地域非均衡的狀態，因此就全國而言存在顯著的地區差異，理想假設1區情況為正，4區情況為負，且兩者中和結果為零，而2區和3區兩者情況皆為零，因此如果從全國角度出發，我們就可以得到1區、2區、3區、4區相加的結果為零，楊勇（2006）在研究旅游業與我國經濟增長關系時也得出了旅游業的發展和我國經濟增長不存在明顯因果關系的結論，對此楊勇的解釋之一即不同地區的中和作用或者是具有明顯正相關關系的地區和具有負相關關系地區的相互抵消作用。同樣在全國區域內看城鎮化與旅游業發展的現狀，最終綜合為零的情況也是影響因果關系檢驗的主要原因之一。

2.4 面板數據模型估計

基于以上的單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗，對存在長期因果關聯的變量建立面板模型，估計城鎮化與工業化、旅游業發展水平的相關參數。F檢驗結果是F2= 3.195>F（0.95，90，372）=1.298，可以拒絕原假設H1：該模型為混合回歸模型，認為模型中不同個體的截距項不同；F1= 4.135>F（0.95，60，372）=1.355，可以拒絕原假設H0：該模型為變截距模型，所以全國31個省（市、區）構成的樣本數據選擇變系數模型。

對于固定效應模型和隨機效應模型的選擇，有時可以采用hausman隨機效應檢驗，但是當模型確定為變系數模型時，則首先考慮樣本容量問題，對于截面數據為31觀察期為15的矩陣宜采用固定效應模型，所以最終構建固定效應變系數模型。

采用加權與廣義最小二乘法進行估計，F統計量為4.671620，其P值為0，D.W.統計量為2.099425，回歸標準誤差0.790361值比較小，R2大于0.5，說明本文選擇廣義最小二乘法進行的模型估計是有效的。另外，由于截面樣本數較多，所以有少數樣本系數不通過顯著性檢驗不代表面板模型的無效。

表3 面板數據模型估計結果

從工業化變量系數和旅游業發展水平變量系數解釋變量的顯著性來看（見表3），大多數省（市、區）都通過了顯著性檢驗（P值小于0.1）。所以，從省級區域層面上看，工業化和旅游業發展水平都是影響我國城鎮化的重要因素。具體而言，工業化的系數在30個省（市、區）都為正的只有在浙江省為負，這表明工業化拉動了城鎮建設；工業化系數在21個省（市、區）都是顯著的，在10個省（市、區）是不顯著，在影響顯著的省區中，吉林和云南在10%水平上顯著，其余19個省（市、區）的顯著水平都達到了5%。旅游業發展水平系數在30個省（市、區）為正，重慶系數為負，這說明在大部分省（市、區）旅游的發展拉動了城鎮化的建設；旅游發展系數在20個省（市、區）是顯著的，其中在影響顯著的省（市、區）中，吉林、甘肅、新疆、貴州在10%水平上顯著，其余16個省（市、區）的顯著水平都達到了5%。

3 結論

（1）從國家層面上看，在1998—2012年間，旅游產業和工業產業的發展加快了城鎮化建設，所以推動城鎮化的建設，應該從旅游發展和工業發展兩方面著手。

（2）從東部、中部、西部層面上看，各省份旅游發展、工業化對城鎮建設的作用呈現出明顯的地區差異。

（3）從省域層面看，各省（市、區）因區位條件、資源稟賦、發展階段等不同，城鎮化水平及其影響因素存在明顯差異，因此需要有針對性地采取措施。可依據當地的優勢與特色資源，選擇發展勢頭好的產業與旅游產業進行產業融合形成新的產業增長力，以新產業帶動傳統產業由低成長性、低附加值向高成長性、高附加值轉變，提升區域產業的整體競爭水平，推動新型城鎮化進程。

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（責任編輯/浩 天）

F592.3

A

1002-6487（2016）21-0118-04

國家社會科學基金青年項目(12CGL059)；教育部人文社會科學重點研究基地重大培育項目(2012JDPY02)；國家旅游局旅游業青年專家培養計劃項目(TYETP201322)

張廣海（1963—），男，山東臨沂人，教授，博士生導師，研究方向：旅游開發規劃與管理、區域經濟。

李晶晶（1989—），女，山東淄博人，碩士研究生，研究方向：旅游規劃與管理。