張廣海，李晶晶

（中國海洋大學 管理學院，山東 青島 266100）

城鎮(zhèn)化與工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平關(guān)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(shù)據(jù)模型以31個省（市、區(qū)）為研究對象，分析1998—2012年間旅游業(yè)發(fā)展水平、工業(yè)化及城鎮(zhèn)化的空間關(guān)聯(lián)性，探討在全國城鎮(zhèn)化進程中旅游業(yè)發(fā)展、工業(yè)化增長對城鎮(zhèn)化建設(shè)的作用。結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化與旅游業(yè)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化與工業(yè)化之間存在長期均衡關(guān)系；在滯后期為2時，工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平為促進城鎮(zhèn)化建設(shè)的原因，城鎮(zhèn)化的完善又能進一步推動工業(yè)化與旅游的發(fā)展。由此建立面板數(shù)據(jù)回歸模型，模型顯示：1998—2012年各?。ㄊ小^(qū)）工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化的促進作用呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，所以各個?。ㄊ?、區(qū)）應該采取不同的產(chǎn)業(yè)政策促進城鎮(zhèn)化的建設(shè)。

城鎮(zhèn)化；旅游業(yè)發(fā)展水平；工業(yè)化；面板數(shù)據(jù)模型

0 引言

目前，加快經(jīng)濟發(fā)展推進城鎮(zhèn)建設(shè)成為我國重要任務，城鎮(zhèn)建設(shè)需依靠產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和結(jié)構(gòu)升級，工業(yè)作為第二產(chǎn)業(yè)的支撐產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)的重要組成部分相繼成為國家研究和發(fā)展的重點，相關(guān)部門和學者也開始著眼于論證工業(yè)與城鎮(zhèn)化，旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化的關(guān)系?，F(xiàn)階段學者的研究大多集中在工業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)建設(shè)或者旅游發(fā)展與城鎮(zhèn)建設(shè)方面，而對城鎮(zhèn)建設(shè)與工業(yè)發(fā)展，旅游發(fā)展三者的關(guān)聯(lián)研究還有待深入。為此，本文運用計量經(jīng)濟學理論，以31個省（市、區(qū)）為研究視角，通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、因果關(guān)系檢驗，最終構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化與工業(yè)化以及旅游業(yè)發(fā)展水平的面板模型，研究工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平對城鎮(zhèn)建設(shè)的促進作用，并進一步分析不同地區(qū)工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化貢獻的空間差異性。

1 數(shù)據(jù)和方法解析

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用原始數(shù)據(jù)包括省（市、區(qū)）城鎮(zhèn)人口和總?cè)丝凇⑹。ㄊ?、區(qū)）第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值、?。ㄊ小^(qū)）旅游總收入，這些原始數(shù)據(jù)來源于的《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報等。

本文選取的指標為城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平，這三個指標的數(shù)值是由所查找的原始數(shù)據(jù)計算得來的，三個指標的計算過程如下：

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

計算公式為：czh（城鎮(zhèn)化）=省（市、區(qū)）城鎮(zhèn)人口/省（市、區(qū)）總?cè)丝跀?shù)。

現(xiàn)階段普遍認為工業(yè)化即工業(yè)產(chǎn)值的提高及工業(yè)從業(yè)人員的增多，因此本文用第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP的比重作為體現(xiàn)工業(yè)化發(fā)展水平指標記為gyh。

計算公式為：gyh（工業(yè)化）=?。ㄊ小^(qū)）第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值/?。ㄊ?、區(qū)）國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdP）。

本文采用旅游業(yè)總收入與gdP的比值作為旅游業(yè)發(fā)展水平的解釋性指標，旅游業(yè)發(fā)展水平指標記為lyfz。

計算公式為：lyfz（旅游業(yè)發(fā)展水平）=?。ㄊ?、區(qū)）旅游總收入/?。ㄊ小^(qū)）國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdP）。

1.2 面板數(shù)據(jù)模型

面板數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)一樣，構(gòu)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(shù)據(jù)進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗。

1.2.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗、協(xié)整檢驗與因果關(guān)系檢驗

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗本質(zhì)是數(shù)據(jù)的一階自回歸過程，數(shù)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(shù)，Pi是自回歸系數(shù)。

如果所檢驗的數(shù)據(jù)為同階平穩(wěn)的序列，則可以進一步進行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗不同于VAR模型，它是一種靜態(tài)的檢驗，協(xié)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(shù)據(jù)Johansen協(xié)整檢驗，兩步法即首先Engle檢驗然后在此基礎(chǔ)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(tài)協(xié)整關(guān)系。

若數(shù)據(jù)通過協(xié)整檢驗，則可通過格蘭杰因果檢驗確定變量之間的因果關(guān)系及影響方向，這里的因果關(guān)系是從統(tǒng)計角度而言的，即通過某一類的分布函數(shù)或者數(shù)據(jù)的概率值展現(xiàn)：在系統(tǒng)環(huán)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(fā)生了變動，另一個變量B也隨之發(fā)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(fā)生變動的原因，Granger檢驗可以通過eviews軟件進行，檢驗結(jié)果用F-統(tǒng)計量來分析檢驗A的滯后值是否顯著影響B(tài)；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(guān)系，如果兩次都不通過檢驗，那么兩者之間不為因果關(guān)系。

1.2.2 面板數(shù)據(jù)模型估計

面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建時需要考量解釋變量的系數(shù)和截距項，根據(jù)這兩方面的不同，面板數(shù)據(jù)的模型可分為3類：變系數(shù)模型（不同截面成員的解釋變量前系數(shù)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(shù)和截距項是相同的），對于變截距模型和變系數(shù)模型其中根據(jù)個體影響的不同形式，可將變系數(shù)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(shè)定檢驗過程：F檢驗確定面板數(shù)據(jù)模型，在確定面板數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上分析選用哪種個體影響形式。

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

其中T為每個截面上的樣本觀測時期數(shù)，M為截面的個數(shù)，W為非常數(shù)項解釋變量的個數(shù)，X1、X2、X3分別是變系數(shù)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(tǒng)計量F2、F1；根據(jù)查找5%檢驗水平的F統(tǒng)計表得到F2與F1的臨界值，若統(tǒng)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(shè)H1，且無須再檢驗原假設(shè)H0，說明選用混合回歸模型是合理的；否則，拒絕原假設(shè)H1，并進一步比較統(tǒng)計量F1與其臨界值，若統(tǒng)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(shè)H0，說明選用變截距模型是合理的；否則，拒絕原假設(shè)H0，并采用變系數(shù)模型。

2 實證分析

2.1 單位根檢驗

依據(jù)自回歸系數(shù)的不同，面板數(shù)據(jù)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(jié)果的可靠性，對面板數(shù)據(jù)變量城鎮(zhèn)化（czh）、工業(yè)化（gyh）、旅游業(yè)發(fā)展水平（lyfz）采用以上4種方法進行單位根檢驗，檢驗結(jié)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(shè)：序列至少有一個單位根，即變量均平穩(wěn)，也即lyfz、czh和gyh是平穩(wěn)的，可以對他們進行協(xié)整檢驗。

表1 面板數(shù)據(jù)變量單位根檢驗結(jié)果

2.2 協(xié)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(xiàn)偽回歸，需要進行協(xié)整檢驗，判斷l(xiāng)yfz、czh和gyh兩兩之間是否存在長期均衡關(guān)系，只有存在協(xié)整關(guān)系的兩個序列，建立計量經(jīng)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(zhèn)化、工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平進行協(xié)整關(guān)系檢驗。Kao檢驗下：城鎮(zhèn)化與旅游業(yè)發(fā)展水平的協(xié)整系數(shù)P值為0.0000表明在1%的水平上顯著，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的協(xié)整系數(shù)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(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)化協(xié)整檢驗的P值為0通過，在工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)整檢驗的P值為0.7640沒有通過檢驗，即Pedroni檢驗的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化、工業(yè)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(guān)系；Johansen面板協(xié)整檢驗結(jié)果：原假設(shè)為None即沒有協(xié)整關(guān)系時，P值都小于1%，所以不接受原假設(shè)，原假設(shè)為At most 1即至少存在一個協(xié)整關(guān)系時，P值都大于5%接受這一假設(shè)；綜上三種檢驗結(jié)果的結(jié)論是城鎮(zhèn)化與工業(yè)化、工業(yè)化與旅游化在1%的水平上大部分通過檢驗存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.3 因果關(guān)系檢驗

單位根檢驗表明lyfz、czh和gyh序列都是平穩(wěn)序列，協(xié)整檢驗表明lyfz、czh和gyh之間存在長期均衡關(guān)系，為了便于構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，還需要對數(shù)據(jù)進行Granger因果關(guān)系檢驗，對兩組面板數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗使任何一組數(shù)據(jù)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(guān)的，因果關(guān)系檢驗依賴于回歸模型中的滯后長度，因此對面板數(shù)據(jù)變量lyfz、czh和gyh分別選取滯后期1、2、3、4進行面板數(shù)據(jù)格蘭杰檢驗，其結(jié)果見表2。

表2 面板數(shù)據(jù)因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由表2可以證明，在5%置信水平下：原假設(shè)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(shè)；原假設(shè)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(shè)；所以通過格蘭杰檢驗得出的結(jié)果表明城鎮(zhèn)化與工業(yè)化之間是互為因果的關(guān)系，即工業(yè)化與城鎮(zhèn)化互為因果關(guān)系。

城鎮(zhèn)化和工業(yè)化在滯后期為1、2、3、4時均表現(xiàn)為顯著地雙向因果關(guān)系。在我國改革開放初期直到現(xiàn)代，在大部分地區(qū)工業(yè)化是城鎮(zhèn)化建設(shè)的主要動力，同時也是城鎮(zhèn)化穩(wěn)步發(fā)展的先導產(chǎn)業(yè)，工業(yè)發(fā)達的地區(qū)可以為城鎮(zhèn)化提供了強大的經(jīng)濟、人力和技術(shù)保障，是地區(qū)城鎮(zhèn)化建設(shè)的加速器。反過來，城鎮(zhèn)的人口集聚為工業(yè)化進程提供了必要的人力支撐；城鎮(zhèn)的交通條件為工業(yè)進步創(chuàng)造了發(fā)展基礎(chǔ)；城鎮(zhèn)的完備服務設(shè)施可以吸引更多工業(yè)企業(yè)的駐足，進而促進工業(yè)部門間的交流，提高工業(yè)的質(zhì)量與水平；所以城鎮(zhèn)為工業(yè)化成長提供空間?？傊谝欢〞r期內(nèi)，全國層面上工業(yè)化和城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)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(shè)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(shè)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(zhèn)化都是引起旅游化的原因，滯后期為2時旅游業(yè)發(fā)展為引起城鎮(zhèn)化的原因，即在滯后期為2時城鎮(zhèn)化和旅游業(yè)發(fā)展互為因果關(guān)系。

旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)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(yè)發(fā)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(yè)發(fā)展水平所表示變量的意義；其次，我國存在城鎮(zhèn)化水平和旅游業(yè)發(fā)展水平都較高的地區(qū)（1區(qū)）、城鎮(zhèn)化水平高旅游業(yè)發(fā)展水平低的地區(qū)（2區(qū)）、城鎮(zhèn)化水平低旅游業(yè)發(fā)展水平高的地區(qū)（3區(qū)）以及城鎮(zhèn)化水平低旅游業(yè)發(fā)展水平低的地區(qū)（4區(qū)）四種地域非均衡的狀態(tài)，因此就全國而言存在顯著的地區(qū)差異，理想假設(shè)1區(qū)情況為正，4區(qū)情況為負，且兩者中和結(jié)果為零，而2區(qū)和3區(qū)兩者情況皆為零，因此如果從全國角度出發(fā)，我們就可以得到1區(qū)、2區(qū)、3區(qū)、4區(qū)相加的結(jié)果為零，楊勇（2006）在研究旅游業(yè)與我國經(jīng)濟增長關(guān)系時也得出了旅游業(yè)的發(fā)展和我國經(jīng)濟增長不存在明顯因果關(guān)系的結(jié)論，對此楊勇的解釋之一即不同地區(qū)的中和作用或者是具有明顯正相關(guān)關(guān)系的地區(qū)和具有負相關(guān)關(guān)系地區(qū)的相互抵消作用。同樣在全國區(qū)域內(nèi)看城鎮(zhèn)化與旅游業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀，最終綜合為零的情況也是影響因果關(guān)系檢驗的主要原因之一。

2.4 面板數(shù)據(jù)模型估計

基于以上的單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗，對存在長期因果關(guān)聯(lián)的變量建立面板模型，估計城鎮(zhèn)化與工業(yè)化、旅游業(yè)發(fā)展水平的相關(guān)參數(shù)。F檢驗結(jié)果是F2= 3.195>F（0.95，90，372）=1.298，可以拒絕原假設(shè)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(shè)H0：該模型為變截距模型，所以全國31個?。ㄊ?、區(qū)）構(gòu)成的樣本數(shù)據(jù)選擇變系數(shù)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(shù)模型時，則首先考慮樣本容量問題，對于截面數(shù)據(jù)為31觀察期為15的矩陣宜采用固定效應模型，所以最終構(gòu)建固定效應變系數(shù)模型。

采用加權(quán)與廣義最小二乘法進行估計，F(xiàn)統(tǒng)計量為4.671620，其P值為0，D.W.統(tǒng)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(shù)較多，所以有少數(shù)樣本系數(shù)不通過顯著性檢驗不代表面板模型的無效。

表3 面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

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

3 結(jié)論

（1）從國家層面上看，在1998—2012年間，旅游產(chǎn)業(yè)和工業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展加快了城鎮(zhèn)化建設(shè)，所以推動城鎮(zhèn)化的建設(shè)，應該從旅游發(fā)展和工業(yè)發(fā)展兩方面著手。

（2）從東部、中部、西部層面上看，各省份旅游發(fā)展、工業(yè)化對城鎮(zhèn)建設(shè)的作用呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。

（3）從省域?qū)用婵?，各?。ㄊ小^(qū)）因區(qū)位條件、資源稟賦、發(fā)展階段等不同，城鎮(zhèn)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?？梢罁?jù)當?shù)氐膬?yōu)勢與特色資源，選擇發(fā)展勢頭好的產(chǎn)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)進行產(chǎn)業(yè)融合形成新的產(chǎn)業(yè)增長力，以新產(chǎn)業(yè)帶動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)由低成長性、低附加值向高成長性、高附加值轉(zhuǎn)變，提升區(qū)域產(chǎn)業(yè)的整體競爭水平，推動新型城鎮(zhèn)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(yè)青年專家培養(yǎng)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(fā)規(guī)劃與管理、區(qū)域經(jīng)濟。

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