王永剛

（復(fù)旦大學(xué) 旅游學(xué)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(jù)第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，上海城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝?9.3%，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(xiàn)代主義城市模式”向“后現(xiàn)代主義城市模式”轉(zhuǎn)型，更加強調(diào)多元、文化、生態(tài)、休閑、精明增長（smart growth）等關(guān)鍵語境。正是在這一背景下，上海開始轉(zhuǎn)變經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，提升城市功能，以建成世界著名旅游城市為目標，旅游業(yè)發(fā)展進入到一個新階段。另一方面，旅游業(yè)作為國民經(jīng)濟戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，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(fā)揮了積極作用，能夠被稱為推動上海城市化的關(guān)鍵性產(chǎn)業(yè)。因此可以說，上海城市化進程與旅游業(yè)發(fā)展已經(jīng)形成了你中有我、我中有你的緊密關(guān)系，這也符合有關(guān)城市化與旅游業(yè)之間具有互動效應(yīng)的主流理論研究結(jié)論。但是，二者之間的相互促進關(guān)系是否真如定性研究所描述得那樣具有顯著性，能否經(jīng)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(guān)文獻述評

城市化進程與旅游業(yè)發(fā)展已經(jīng)成為兩大全球性議題，二者關(guān)系也成為了國際學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點，相關(guān)代表性成果依據(jù)不同視角可以歸納為：

（1）以旅游業(yè)視角看城市化進程。Hannigan將旅游業(yè)推動城市化視為后現(xiàn)代主義城市最生動的表現(xiàn)形式，認為旅游以及重大事件（事件旅游）是促進傳統(tǒng)工業(yè)地區(qū)或城市“再生”（regeneration）的重要動力[1]。Luchiari等發(fā)現(xiàn)在以旅游業(yè)作為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)，城市化特征包括：房地產(chǎn)投資增長、居住區(qū)分散、消費與生產(chǎn)關(guān)系密切、自然和人工環(huán)境優(yōu)美、人口受移民流推動迅速增長、存在大量季節(jié)性工作崗位、居民聯(lián)系加強、旅游季節(jié)住宿成本高昂、產(chǎn)生新的消費場所、符合現(xiàn)代消費社會特征的價值體系嵌入[2]。李鵬從內(nèi)在拉動力和外在驅(qū)動力兩個方面進行了研究，認為旅游活動在本質(zhì)上符合城市化進程的內(nèi)在動力和規(guī)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(yè)發(fā)展。周少雄認為城市化進程能改變旅游業(yè)所依賴的社會存在、空間環(huán)境和客源基礎(chǔ)，給旅游業(yè)發(fā)展帶來根本性轉(zhuǎn)變[4]。但是，過度城市化也會為旅游業(yè)發(fā)展帶來負面效應(yīng)。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(huán)境的退化、海岸生態(tài)系統(tǒng)的破壞等[5]。泰國巴塔亞度假旅游的發(fā)展刺激了海岸土地開發(fā)，致使自然環(huán)境質(zhì)量下降，旅游人數(shù)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(yè)發(fā)展二者之間的互動關(guān)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(fā)達國家出現(xiàn)的，基于后現(xiàn)代主義消費觀和城市觀的一種城市形態(tài)，是一種建立在享樂的供給與消費基礎(chǔ)上的城市化模式[7]。Gladstone根據(jù)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(fēng)光等自然景觀為代表的休閑度假城市，后者是以博彩業(yè)、迪斯尼樂園等人造景觀為代表的旅游大都市[8]。國內(nèi)學(xué)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(dǎo)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(tǒng)的日用型消費向現(xiàn)代享樂型消費轉(zhuǎn)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(yè)發(fā)展關(guān)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(yè)發(fā)展之間的關(guān)系進行了動態(tài)計量分析，得出的結(jié)論為：旅游業(yè)發(fā)展與城市化之間并不存在顯著的因果關(guān)系，即旅游發(fā)展水平和城市化發(fā)展水平之間不存在長期均衡關(guān)系[11]。這一實證結(jié)論同絕大多數(shù)主流定性研究的先驗設(shè)定和理論機制大相徑庭，可見在不同國家、不同地區(qū)、不同階段，城市化進程與旅游業(yè)發(fā)展之間是否存在相互促進的顯著性關(guān)系，仍有待實證檢驗。本文將以上海為例，根據(jù)1978—2011年的時間序列數(shù)據(jù)，采用動態(tài)計量分析中的協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)及方差分解模型，對城市化進程與旅游業(yè)發(fā)展之間的長期動態(tài)關(guān)系進行檢驗和分析，求證二者之間是否存在互為因果的關(guān)系？兩者彼此會產(chǎn)生什么樣的沖擊與響應(yīng)？

三、變量選擇及數(shù)據(jù)說明

本文遵循數(shù)據(jù)驅(qū)動型的建模途徑，以描述樣本數(shù)據(jù)的特征作為建模的主要準則，在讓“數(shù)據(jù)為自身說話”的前提下分析數(shù)據(jù)序列本身的性質(zhì)與關(guān)系，以避免事先確定先驗函數(shù)形式給分析結(jié)果可能造成的負面影響。

本文選取“非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎兀▎挝唬?）”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(quán)威數(shù)據(jù)來源?？紤]到本文研究所需數(shù)據(jù)的時間跨度較長，而國內(nèi)相關(guān)旅游統(tǒng)計缺乏的現(xiàn)實窘境，只能選擇“入境旅游人數(shù)（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(shù)平減，且與前一指標存在顯著的正相關(guān)性，故本文選取“入境旅游人數(shù)（單位：萬人次）”這一指標，來衡量上海旅游業(yè)發(fā)展水平。

本文根據(jù)《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《上海市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報（2009—2011）》等資料，得到1978—2011年上海市“非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎兀ㄓ洖閁t）”和“入境旅游人數(shù)（記為Tt）”的具體數(shù)據(jù)。為減小異方差性的影響及實現(xiàn)非線性關(guān)系的線性化處理，分別對上述指標進行自然對數(shù)處理，記為LnUt和LnTt。

四、城市化與旅游業(yè)發(fā)展的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗

為了分析上海城市化水平與旅游業(yè)發(fā)展水平之間的關(guān)系，需要對時間序列數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗。協(xié)整理論主要用于尋找兩個或多個非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)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(wěn)的誤差序列，則這些非平穩(wěn)的時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，即具有協(xié)整性。

（一）單整檢驗

只有相同單整階數(shù)的兩個變量才可能存在協(xié)整關(guān)系，因此在協(xié)整分析之前必須檢驗變量的單整階數(shù)。進行城市化水平與旅游業(yè)發(fā)展水平的協(xié)整分析，首先要檢驗這兩個變量的時間序列是否平穩(wěn)。通過對序列LnUt和LnTt的平穩(wěn)性進行ADF檢驗，結(jié)果如表1所示，可知LnUt與LnTt均是非平穩(wěn)序列，而一階差分序列ΔLnUt和ΔLnTt均平穩(wěn)，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(yè)發(fā)展水平的ADF檢驗結(jié)果

（二）協(xié)整模型及檢驗

檢驗兩變量間的協(xié)整關(guān)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(yè)發(fā)展水平的協(xié)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(jié)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(jié)果

令εt=LnUt+0.910387-0.116606LnTt

檢驗殘差項εt是否平穩(wěn)，即εt是否I(0)序列。如表3所示，ADF檢驗統(tǒng)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(wěn)序列，即εt～I(0)。這表明序列LnUt和LnTt之間存在協(xié)整關(guān)系，即城市化與旅游業(yè)發(fā)展之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系。這種動態(tài)均衡關(guān)系說明，在1978—2011年間上海城市化和旅游業(yè)發(fā)展之間呈現(xiàn)出一定的協(xié)調(diào)性，并不存在旅游業(yè)發(fā)展滯后于城市化或城市化滯后于旅游業(yè)發(fā)展的情況。

表3 殘差項的ADF檢驗結(jié)果

（三）誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長期均衡關(guān)系，為了彌補長期靜態(tài)模型的不足，可通過短期動態(tài)模型反映短期偏離長期均衡的修正機制。據(jù)Engle定理，如果一組變量之間有協(xié)整關(guān)系，則協(xié)整回歸總是能被轉(zhuǎn)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(yè)發(fā)展之間短期動態(tài)均衡關(guān)系的誤差修正模型：

檢驗統(tǒng)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(yè)發(fā)展水平短期波動的影響在統(tǒng)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(shù)分別為-0.213143和-0.419396，表明二者都對均衡關(guān)系呈現(xiàn)一種反向修正的機制。另外，通過上述兩個方程可以發(fā)現(xiàn)，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(yè)發(fā)展水平（0.017881）；而對于即期旅游業(yè)發(fā)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(yè)發(fā)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(yè)發(fā)展產(chǎn)生負面影響（-1.079781）。綜合來看，誤差修正對于旅游業(yè)發(fā)展水平的短期波動具有更為顯著的調(diào)整力度，表明在上海城市化和旅游業(yè)發(fā)展的雙向影響關(guān)系上，城市化對旅游業(yè)發(fā)展的影響可能更顯著一些。當然，該結(jié)論需要進一步利用Granger因果關(guān)系模型來檢驗。

表4 誤差修正模型LnUt和LnTt估計結(jié)果

（四）Granger因果關(guān)系模型及檢驗

協(xié)整檢驗可以揭示變量序列之間是否存在長期均衡關(guān)系，但是無法揭示變量之間是否具有因果關(guān)系，Granger因果關(guān)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(yè)發(fā)展水平（LnTt）之間的Granger因果關(guān)系模型：

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

表5 上海城市化與旅游業(yè)發(fā)展的Granger因果關(guān)系檢驗

表5中的檢驗結(jié)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(yè)發(fā)展對城市化水平提高的效應(yīng)在滯后2年時最為明顯，即旅游業(yè)發(fā)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(yè)發(fā)展水平提高的效應(yīng)在滯后1年時最為明顯，即城市化水平亦是旅游業(yè)發(fā)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(yè)發(fā)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(tǒng)的山水型自然旅游資源，但卻擁有國內(nèi)一流的現(xiàn)代都市景觀風(fēng)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(wù)設(shè)施等，決定了上海依托城市本身發(fā)展“都市旅游”的一貫理念，并形成了國際國內(nèi)旅游目的地、客源地和集散地的多重優(yōu)勢，可以說城市化的水平及質(zhì)量構(gòu)成了上海旅游業(yè)發(fā)展的基石；另一方面，旅游業(yè)因其聯(lián)動性、國際性、友好性、服務(wù)貿(mào)易性等特質(zhì)，在上海經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)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(jīng)濟戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，以2010年上海世博會為例，大大加速了城市改造與建設(shè)，完成了虹橋樞紐、軌道交通、外灘通道、高速公路、越江設(shè)施等一系列重大工程，可以說旅游業(yè)發(fā)展在本質(zhì)上成為了上海城市化進程的內(nèi)在動力。

五、城市化與旅游業(yè)發(fā)展的脈沖響應(yīng)及方差分解

以上分析只是依據(jù)歷史數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)以往城市化水平與旅游業(yè)發(fā)展水平之間的交互影響；在外部環(huán)境不斷變化的情況下，預(yù)測二者間的長期關(guān)系還需要進一步的定量研究。而在向量自回歸的基礎(chǔ)上，運用系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來進行分析就是一條常用的途徑。

（一）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于考察來自隨機擾動項的一個標準差沖擊，對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響軌跡。其函數(shù)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(yīng)函數(shù)的標準差，檢驗結(jié)果如圖1所示，橫軸表示追溯期數(shù)（單位：年），本文為20；縱軸表示因變量對解釋變量的響應(yīng)程度；實線表示脈沖響應(yīng)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(yè)發(fā)展的脈沖響應(yīng)函數(shù)

首先，考察上海城市化水平對于旅游業(yè)發(fā)展水平一個標準差擾動的響應(yīng)。從圖1（左）中可以看到，在第1期給予旅游業(yè)發(fā)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(yīng)，并在前6期處于一個快速上升的狀態(tài)，在6～20期的過程中沖擊逐漸收斂并保持一個穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，說明短期內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展對上海城市化的提高帶來較大的正面沖擊效應(yīng)，旅游業(yè)發(fā)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(wěn)定推動上海城市化進程的重要力量。其次，考察上海旅游業(yè)發(fā)展水平對于城市化水平一個標準差擾動的響應(yīng)。從圖1（右）中可以看到，在整個20期中旅游業(yè)發(fā)展水平對城市化水平的沖擊保持了一種平穩(wěn)的響應(yīng)度，說明長期以來上海城市化對于旅游業(yè)發(fā)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(fā)展戰(zhàn)略的合理性，即城市本身構(gòu)成了旅游業(yè)發(fā)展的重要依托。

綜合來看，上海城市化與旅游業(yè)發(fā)展之間具有積極顯著的互動效應(yīng)，形成了良性循環(huán)，這一結(jié)論與Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果相一致。

（二）方差分解

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

表6 上海城市化水平和旅游業(yè)發(fā)展水平的預(yù)測均方誤差分解結(jié)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(yè)發(fā)展水平的沖擊（即對預(yù)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(xù)平穩(wěn)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(yè)發(fā)展水平從第1期始就受到自身波動和城市化水平?jīng)_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(wěn)步上升，到第6期后基本穩(wěn)定在61%～68%之間。這一結(jié)果進一步印證了，雖然上海城市化進程與旅游業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)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(yè)的推動作用遠遠大于旅游業(yè)對上海城市化的貢獻度。

六、主要結(jié)論

本文根據(jù)1978—2011年的時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)及方差分解模型，對上海城市化水平與旅游業(yè)發(fā)展水平的關(guān)系進行了實證研究，認為：

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

（2）上海城市化進程與旅游業(yè)發(fā)展之間已經(jīng)形成了積極互動的格局。通過Granger因果關(guān)系檢驗，上海旅游業(yè)發(fā)展對城市化水平提高的效應(yīng)在滯后2年時最為明顯，而城市化對旅游業(yè)發(fā)展水平提高的效應(yīng)在滯后1年時最為明顯。這說明城市化的水平及質(zhì)量構(gòu)成了上海旅游業(yè)發(fā)展的基石，旅游業(yè)發(fā)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(yè)發(fā)展的雙向影響關(guān)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(yè)發(fā)展的影響系數(shù)為4.552892，遠大于旅游業(yè)發(fā)展對于城市化的影響系數(shù)0.017881，這說明城市化對上海旅游業(yè)的推動作用大于旅游業(yè)對上海城市化的貢獻度。這一結(jié)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(yè)發(fā)展水平一個標準差擾動的響應(yīng)明顯，說明短期內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展會引起城市化水平的快速上升；而旅游業(yè)發(fā)展水平對城市化水平的沖擊則保持了一種平穩(wěn)的響應(yīng)度，說明城市化進程對上海旅游業(yè)發(fā)展的作用則較為持久，是難得的一股穩(wěn)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(yè)發(fā)展的影響系數(shù)為負（-1.079781），該指標提示上海城市化進程的深入必須注重質(zhì)量提升，否則將會對旅游業(yè)發(fā)展產(chǎn)生較大負面影響。

根據(jù)本文的實證研究結(jié)果，相應(yīng)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(nèi)對城市資源承載力和城市管理水平產(chǎn)生了嚴峻挑戰(zhàn)，處置不當極易引發(fā)城市病，嚴重制約上海的可持續(xù)發(fā)展，因此經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與城市功能提升對于上海城市發(fā)展意義重大。在這一背景下，上海以建設(shè)世界著名旅游城市為目標定位，大力發(fā)展都市旅游產(chǎn)業(yè)，重視旅游業(yè)態(tài)創(chuàng)新，壯大旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模，有助于推動形成以服務(wù)經(jīng)濟為主的新型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進而提高上海城市化質(zhì)量，向“宜居、宜業(yè)、宜游”的綜合性國際大都市轉(zhuǎn)型。另一方面，上海城市化建設(shè)應(yīng)“城市旅游化”為理念，通過整合城市資源，推進城市建設(shè)融入旅游元素與功能，推動旅游與金融、交通、物流、商業(yè)、信息、文化、體育、房地產(chǎn)等相關(guān)產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)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(shè)世界著名旅游城市奠定堅實的城市化基礎(chǔ)。

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