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(guó)城市化進(jìn)程的最前沿。據(jù)第六次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，上海城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝?9.3%，遠(yuǎn)高于全國(guó)49.7%的平均水平。隨著城市化進(jìn)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(qiáng)調(diào)多元、文化、生態(tài)、休閑、精明增長(zhǎng)（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(jì)結(jié)構(gòu)，提升城市功能，以建成世界著名旅游城市為目標(biāo)，旅游業(yè)發(fā)展進(jìn)入到一個(gè)新階段。另一方面，旅游業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，一直以來在上海城市化進(jìn)程中并不是一個(gè)被動(dòng)的角色，對(duì)于增強(qiáng)上海城市競(jìng)爭(zhēng)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(dòng)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(jìn)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(dòng)效應(yīng)的主流理論研究結(jié)論。但是，二者之間的相互促進(jìn)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(jì)量工具的實(shí)證檢驗(yàn)，并被加以量化確認(rèn)其各自的貢獻(xiàn)度，就成為了本文的研究目的。

二、相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)

城市化進(jìn)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(guó)際學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)，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(jìn)程。Hannigan將旅游業(yè)推動(dòng)城市化視為后現(xiàn)代主義城市最生動(dòng)的表現(xiàn)形式，認(rèn)為旅游以及重大事件（事件旅游）是促進(jìn)傳統(tǒng)工業(yè)地區(qū)或城市“再生”（regeneration）的重要?jiǎng)恿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(zhǎng)、居住區(qū)分散、消費(fèi)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(dòng)迅速增長(zhǎng)、存在大量季節(jié)性工作崗位、居民聯(lián)系加強(qiáng)、旅游季節(jié)住宿成本高昂、產(chǎn)生新的消費(fèi)場(chǎng)所、符合現(xiàn)代消費(fèi)社會(huì)特征的價(jià)值體系嵌入[2]。李鵬從內(nèi)在拉動(dòng)力和外在驅(qū)動(dòng)力兩個(gè)方面進(jìn)行了研究，認(rèn)為旅游活動(dòng)在本質(zhì)上符合城市化進(jìn)程的內(nèi)在動(dòng)力和規(guī)律，具體來說，旅游需求拉動(dòng)城市化，旅游供給推動(dòng)城市化[3]。

（2）以城市化視角看旅游業(yè)發(fā)展。周少雄認(rèn)為城市化進(jìn)程能改變旅游業(yè)所依賴的社會(huì)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(huì)為旅游業(yè)發(fā)展帶來負(fù)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(guó)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(jìn)程與旅游業(yè)發(fā)展二者之間的互動(dòng)關(guān)系上升到一個(gè)新的高度。他認(rèn)為旅游城市化是20世紀(jì)后期在西方發(fā)達(dá)國(guó)家出現(xiàn)的，基于后現(xiàn)代主義消費(fèi)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(fèi)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(guó)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(guó)內(nèi)學(xué)者也已對(duì)旅游城市化進(jìn)行了研究，譬如黃震方等以長(zhǎng)三角都市圈為例，探討了旅游城市化及其動(dòng)力機(jī)制[9]。陸林認(rèn)為從城市化角度看，旅游城市化是旅游作為推動(dòng)城市化的一種動(dòng)力，引導(dǎo)人口向城市集中的過程；從消費(fèi)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(fèi)向現(xiàn)代享樂型消費(fèi)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(duì)城市化進(jìn)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(shí)間序列，對(duì)我國(guó)城市化水平與旅游業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了動(dòng)態(tài)計(jì)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(zhǎng)期均衡關(guān)系[11]。這一實(shí)證結(jié)論同絕大多數(shù)主流定性研究的先驗(yàn)設(shè)定和理論機(jī)制大相徑庭，可見在不同國(guó)家、不同地區(qū)、不同階段，城市化進(jìn)程與旅游業(yè)發(fā)展之間是否存在相互促進(jìn)的顯著性關(guān)系，仍有待實(shí)證檢驗(yàn)。本文將以上海為例，根據(jù)1978—2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)計(jì)量分析中的協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)及方差分解模型，對(duì)城市化進(jìn)程與旅游業(yè)發(fā)展之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)和分析，求證二者之間是否存在互為因果的關(guān)系？?jī)烧弑舜藭?huì)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(dòng)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(zhǔn)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(yàn)函數(shù)形式給分析結(jié)果可能造成的負(fù)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(biāo)，來衡量上海城市化水平。原因在于該指標(biāo)得到廣泛認(rèn)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(shí)間跨度較長(zhǎng)，而國(guó)內(nèi)相關(guān)旅游統(tǒng)計(jì)缺乏的現(xiàn)實(shí)窘境，只能選擇“入境旅游人數(shù)（單位：萬人次）”或“國(guó)際旅游外匯收入（單位：萬美元）”這兩項(xiàng)指標(biāo)。由于后一指標(biāo)需要多次進(jìn)行匯率、物價(jià)的指數(shù)平減，且與前一指標(biāo)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(biāo)，來衡量上海旅游業(yè)發(fā)展水平。

本文根據(jù)《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《上海市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)（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(shí)現(xiàn)非線性關(guān)系的線性化處理，分別對(duì)上述指標(biāo)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)處理，記為L(zhǎng)nUt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(yàn)

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(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整理論主要用于尋找兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)系，如果某兩個(gè)或多個(gè)同階時(shí)間序列向量的某種線性組合可以得到一個(gè)平穩(wěn)的誤差序列，則這些非平穩(wěn)的時(shí)間序列之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即具有協(xié)整性。

（一）單整檢驗(yàn)

只有相同單整階數(shù)的兩個(gè)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(yàn)變量的單整階數(shù)。進(jìn)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(yàn)這兩個(gè)變量的時(shí)間序列是否平穩(wěn)。通過對(duì)序列LnUt和LnTt的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，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(xiàn)(1)，LnTt～I(xiàn)(1)。

表1 上海城市化水平與旅游業(yè)發(fā)展水平的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

（二）協(xié)整模型及檢驗(yàn)

檢驗(yàn)兩變量間的協(xié)整關(guān)系，通常采用Engle-Granger檢驗(yàn)法。利用該方法進(jìn)行城市化水平與旅游業(yè)發(fā)展水平的協(xié)整檢驗(yàn)，首先使用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)變量LnUt對(duì)LnTt的回歸方程，可得（估計(jì)結(jié)果參見表2）：

LnUt=-0.910387+0.116606LnTt

表2 變量LnUt對(duì)LnTt的回歸方程估計(jì)結(jié)果

令εt=LnUt+0.910387-0.116606LnTt

檢驗(yàn)殘差項(xiàng)εt是否平穩(wěn)，即εt是否I(0)序列。如表3所示，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量明顯小于顯著性水平為5%、10%時(shí)的臨界值，可認(rèn)為估計(jì)殘差序列εt為平穩(wěn)序列，即εt～I(xiàn)(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(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。這種動(dòng)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(xiàng)的ADF檢驗(yàn)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(zhǎng)期均衡關(guān)系，為了彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足，可通過短期動(dòng)態(tài)模型反映短期偏離長(zhǎng)期均衡的修正機(jī)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(dòng)態(tài)均衡關(guān)系的誤差修正模型：

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)期均衡對(duì)上海城市化水平和旅游業(yè)發(fā)展水平短期波動(dòng)的影響在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，說明誤差修正起到重要作用。LnUt和LnTt兩個(gè)方程的誤差修正項(xiàng)系數(shù)分別為-0.213143和-0.419396，表明二者都對(duì)均衡關(guān)系呈現(xiàn)一種反向修正的機(jī)制。另外，通過上述兩個(gè)方程可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于即期城市化水平而言，前一期城市化水平（0.786857）的影響遠(yuǎn)大于即期旅游業(yè)發(fā)展水平（0.017881）；而對(duì)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(yuǎn)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(huì)對(duì)即期旅游業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響（-1.079781）。綜合來看，誤差修正對(duì)于旅游業(yè)發(fā)展水平的短期波動(dòng)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(duì)旅游業(yè)發(fā)展的影響可能更顯著一些。當(dāng)然，該結(jié)論需要進(jìn)一步利用Granger因果關(guān)系模型來檢驗(yàn)。

表4 誤差修正模型LnUt和LnTt估計(jì)結(jié)果

（四）Granger因果關(guān)系模型及檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可以揭示變量序列之間是否存在長(zhǎng)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(yàn)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(jī)誤差項(xiàng)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(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得檢驗(yàn)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(yàn)

表5中的檢驗(yàn)結(jié)果表明，滯后2期時(shí)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(duì)城市化水平提高的效應(yīng)在滯后2年時(shí)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(shí)LnUt不是LnTt的Granger原因的概率為5.56%，則說明上海城市化對(duì)旅游業(yè)發(fā)展水平提高的效應(yīng)在滯后1年時(shí)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(jìn)程與旅游業(yè)發(fā)展形成了良好互動(dòng)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(guó)內(nèi)一流的現(xiàn)代都市景觀風(fēng)貌，加之良好的國(guó)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(guó)際國(guó)內(nèi)旅游目的地、客源地和集散地的多重優(yōu)勢(shì)，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(dòng)性、國(guó)際性、友好性、服務(wù)貿(mào)易性等特質(zhì)，在上海經(jīng)濟(jì)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(guó)民經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，以2010年上海世博會(huì)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(jìn)程的內(nèi)在動(dòng)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(cè)二者間的長(zhǎng)期關(guān)系還需要進(jìn)一步的定量研究。而在向量自回歸的基礎(chǔ)上，運(yùn)用系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來進(jìn)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響軌跡。其函數(shù)為：

其中，稱隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ε為新息（Innovation）。本文采用漸進(jìn)解析法計(jì)算脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，檢驗(yàn)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(duì)解釋變量的響應(yīng)程度；實(shí)線表示脈沖響應(yīng)曲線；虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)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(duì)于旅游業(yè)發(fā)展水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)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(dòng)值一個(gè)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(gè)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(gè)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(duì)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(huì)引起城市化水平的快速上升，而從長(zhǎng)期來看則是一股穩(wěn)定推動(dòng)上海城市化進(jìn)程的重要力量。其次，考察上海旅游業(yè)發(fā)展水平對(duì)于城市化水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)。從圖1（右）中可以看到，在整個(gè)20期中旅游業(yè)發(fā)展水平對(duì)城市化水平的沖擊保持了一種平穩(wěn)的響應(yīng)度，說明長(zhǎng)期以來上海城市化對(duì)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(dòng)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(yàn)的結(jié)果相一致。

（二）方差分解

為進(jìn)一步分析結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，評(píng)價(jià)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(cè)均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，可考察系統(tǒng)中任意一個(gè)內(nèi)生變量的預(yù)測(cè)均方誤差的分解。它把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的若干個(gè)組成部分，從而了解各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性，即變量的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比例。根據(jù)方差分解理論模型，對(duì)城市化水平和旅游業(yè)發(fā)展水平的預(yù)測(cè)均方誤差進(jìn)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(cè)均方誤差分解結(jié)果

由表6可見，上海城市化水平的波動(dòng)在第1期只受到自身波動(dòng)的影響，旅游業(yè)發(fā)展水平的沖擊（即對(duì)預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度）從第2期逐步增強(qiáng)，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(dòng)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(dòng)和城市化水平?jīng)_擊的雙重影響，在前2期其自身波動(dòng)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(dòng)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(jìn)一步印證了，雖然上海城市化進(jìn)程與旅游業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)互動(dòng)格局，但是二者的力量對(duì)比并不平衡，城市化對(duì)上海旅游業(yè)的推動(dòng)作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于旅游業(yè)對(duì)上海城市化的貢獻(xiàn)度。

六、主要結(jié)論

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

（1）上海城市化進(jìn)程與旅游業(yè)發(fā)展之間存在長(zhǎng)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?fàn)顟B(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(jìn)程與旅游業(yè)發(fā)展之間已經(jīng)形成了積極互動(dòng)的格局。通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，上海旅游業(yè)發(fā)展對(duì)城市化水平提高的效應(yīng)在滯后2年時(shí)最為明顯，而城市化對(duì)旅游業(yè)發(fā)展水平提高的效應(yīng)在滯后1年時(shí)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(dòng)上海城市化進(jìn)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(duì)比并不平衡。從誤差修正模型來看，城市化對(duì)于旅游業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)為4.552892，遠(yuǎn)大于旅游業(yè)發(fā)展對(duì)于城市化的影響系數(shù)0.017881，這說明城市化對(duì)上海旅游業(yè)的推動(dòng)作用大于旅游業(yè)對(duì)上海城市化的貢獻(xiàn)度。這一結(jié)論也在方差分解中得到了進(jìn)一步驗(yàn)證。

（4）上海城市化水平對(duì)于旅游業(yè)發(fā)展水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)明顯，說明短期內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展會(huì)引起城市化水平的快速上升；而旅游業(yè)發(fā)展水平對(duì)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(jìn)程對(duì)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(duì)即期旅游業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)為負(fù)（-1.079781），該指標(biāo)提示上海城市化進(jìn)程的深入必須注重質(zhì)量提升，否則將會(huì)對(duì)旅游業(yè)發(fā)展產(chǎn)生較大負(fù)面影響。

根據(jù)本文的實(shí)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(dá)到很高水平，在短期內(nèi)對(duì)城市資源承載力和城市管理水平產(chǎn)生了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，處置不當(dāng)極易引發(fā)城市病，嚴(yán)重制約上海的可持續(xù)發(fā)展，因此經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與城市功能提升對(duì)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(biāo)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(dòng)形成以服務(wù)經(jīng)濟(jì)為主的新型城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而提高上海城市化質(zhì)量，向“宜居、宜業(yè)、宜游”的綜合性國(guó)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(jìn)城市建設(shè)融入旅游元素與功能，推動(dòng)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(gè)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(jiān)實(shí)的城市化基礎(chǔ)。

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