鄧吉祥， 劉 曉

(1.長沙學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 長沙 410022； 2.湖南省社會(huì)科學(xué)院 社會(huì)學(xué)所， 長沙 410003)

城鎮(zhèn)化作為陸地表層最重要的綜合地理過程及人類社會(huì)發(fā)展的必然趨勢(shì)，已成為中國全面建設(shè)小康社會(huì)的基本途徑和主要戰(zhàn)略之一[1]。2018年末，中國城鎮(zhèn)化率達(dá)到59.58%，國家層面已步入城鄉(xiāng)融合發(fā)展階段[2]，需要推動(dòng)“人口城鎮(zhèn)化”到“人的城鎮(zhèn)化”轉(zhuǎn)變[3]。這一過程中，旅游業(yè)在發(fā)揮產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)優(yōu)勢(shì)、就業(yè)富民效應(yīng)和提升資源環(huán)境效益方面表現(xiàn)突出，更多地區(qū)傾向于通過旅游發(fā)展實(shí)踐提升城市水平[4]。學(xué)者們對(duì)城鎮(zhèn)化與旅游發(fā)展水平相互關(guān)系進(jìn)行了深入研究，認(rèn)為旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化已緊密聯(lián)系在一起，形成了相互作用、彼此影響的耦合關(guān)系[5-6]，這種耦合協(xié)調(diào)關(guān)系的優(yōu)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、就業(yè)結(jié)構(gòu)改善和資源環(huán)境效益提升至關(guān)重要[7]?；擞?，研究者一方面以旅游化為原動(dòng)力，對(duì)旅游城鎮(zhèn)化的概念與類型[8-9]、特征與模式、動(dòng)力機(jī)制[10-11]、旅游業(yè)與城市經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系[12-13]等方面進(jìn)行了較深入研究，發(fā)現(xiàn)旅游是促進(jìn)綜合大都市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重組和城市功能調(diào)整的一種實(shí)踐模式[9]，在帶動(dòng)人口、資本和物質(zhì)等生產(chǎn)力要素向旅游依托地積聚和擴(kuò)散，推動(dòng)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、社會(huì)變遷和文化重構(gòu)中起到了重要作用[14]。另一方面，城鎮(zhèn)化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的助推作用也得到了實(shí)踐印證，城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和品牌形象營造對(duì)旅游資源吸引力的提升和旅游市場(chǎng)化的擴(kuò)大創(chuàng)造了有利環(huán)境[15]。

然而，現(xiàn)有實(shí)證研究主要建立在樣本空間均質(zhì)這一傳統(tǒng)假設(shè)基礎(chǔ)上，忽略了空間異質(zhì)性對(duì)研究結(jié)果的干擾，這與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的典型非均衡性現(xiàn)狀不符。在區(qū)域上，現(xiàn)有研究多基于全國或省域尺度，市域尺度的研究相對(duì)較少。方法上，多以截面數(shù)據(jù)為主，較少關(guān)注其演化規(guī)律、影響機(jī)制等深層次方面。對(duì)此，借鑒已有的研究理論及成果，利用2002—2019年湖南省14個(gè)市州的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)造空間面板計(jì)量模型，探究基于空間外部性的前提下，城鎮(zhèn)化對(duì)旅游業(yè)的影響機(jī)制及效果，為推動(dòng)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供科學(xué)的決策參考。

1 指標(biāo)體系、研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 指標(biāo)體系

以人口城鎮(zhèn)化率來評(píng)價(jià)城鎮(zhèn)化越來越難以反映城鎮(zhèn)化的實(shí)質(zhì)[16]，本研究在傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的基礎(chǔ)上，加入經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)、空間等指標(biāo)，構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化評(píng)價(jià)體系(表1)，采用排序法測(cè)定湖南省新型城鎮(zhèn)化水平，即計(jì)算全省各城市某項(xiàng)城鎮(zhèn)化指標(biāo)所在年份與其他城市的相對(duì)位置，首先將數(shù)據(jù)通過min-max標(biāo)準(zhǔn)化映射到區(qū)間[0,1]中，計(jì)算公式為

表1 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

(1)

對(duì)X′求均值即可得湖南省各城市相應(yīng)年份的新型城鎮(zhèn)化指數(shù)。

1.2 研究方法

1.2.1 核密度估計(jì)

核密度估計(jì)是空間分析中運(yùn)用最廣泛的一種非參數(shù)估計(jì)方法，具有表達(dá)直觀、概念簡潔和易于計(jì)算的特點(diǎn)，核密度越高，則要素發(fā)生的概率越大，反之越小，其公式為

(2)

1.2.2 空間自相關(guān)

采用全局空間自相關(guān)分析法對(duì)湖南省新型城鎮(zhèn)化水平的整體空間自相關(guān)程度進(jìn)行分析，其計(jì)算公式為

Moran’sI=

(3)

式中：Moran’sI為空間自相關(guān)指標(biāo)，其取值范圍為[-1,1],小于0表示負(fù)相關(guān)，等于0表示不相關(guān)，大于0表示正相關(guān)；對(duì)于Moran’sI指數(shù)的計(jì)算結(jié)果，可以用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z來檢驗(yàn)空間自相關(guān)的顯著性水平；i、j代表不同城市；n為城市個(gè)數(shù)；Y表示某城市的新型城鎮(zhèn)化水平；S2表示新型城鎮(zhèn)化水平的方差；w表示空間權(quán)重矩陣。同時(shí)構(gòu)建2類權(quán)重矩陣，從多角度考察新型城鎮(zhèn)化與旅游產(chǎn)業(yè)的空間關(guān)聯(lián)。一是鄰接空間權(quán)重W1，若空間單元i與j相鄰時(shí)取1，否則取0，即如果兩個(gè)空間單元相鄰，則存在相關(guān)關(guān)系，反之，則不相關(guān)。二是地理距離權(quán)重W2，根據(jù)地理學(xué)第一定律[17]，任何事物與周圍事物均存在聯(lián)系，而距離較近的事物總比距離較遠(yuǎn)的事物聯(lián)系更為緊密，本研究測(cè)量省會(huì)城市間的球面距離，影響極限為300 km，權(quán)重采用地理距離平方的倒數(shù)。

1.2.3 空間面板模型

以旅游總收入為被解釋變量Y，新型城鎮(zhèn)化各指標(biāo)為解釋變量X，各變量取對(duì)數(shù)，設(shè)定空間面板模型如下：

1)空間滯后模型(spatial lag model, SLM)，主要研究各變量對(duì)其他地區(qū)的空間溢出現(xiàn)象。

Y=ρWY+βlnX+ε,ε～N(0,δ2)

(4)

式中，ρ表示內(nèi)生交互效應(yīng)WY的系數(shù)，反映空間擴(kuò)散或空間溢出的程度，如果顯著，表明被解釋變量間存在一定的空間依賴。

2)空間誤差模型(spatial error model, SEM)：

Y=Xβ+λWu+ε,ε～N(0,δ2)

(5)

該模型的誤差項(xiàng)在空間上相關(guān)時(shí)有效，u表示隨機(jī)誤差向量，λ為回歸殘差間的空間相關(guān)性系數(shù)，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，通常假設(shè)獨(dú)立分布。

3)空間杜賓模型(spatial durbin model, SDM)， 本研究參考Anselin等給出的模型：

Y=α+ρWY+Xβ+WXθ+ε,ε～N(0,δ2)

(6)

SDM模型是SLM模型和SEM模型的一般形式，θ為外生交互效應(yīng)系數(shù)，θ=0時(shí)，即為SLM模型，當(dāng)θ=-ρβ時(shí)，即為SEM模型，θ越顯著，表明解釋變量間的空間交互作用越強(qiáng)，但僅憑θ不能判斷是否存在空間溢出效應(yīng)。

式(6)進(jìn)一步改寫，并對(duì)本區(qū)域內(nèi)的解釋變量求偏導(dǎo)，可以分解為直接效應(yīng)(direct effect)和間接效應(yīng)(indirect effect)，兩者相加則為總效應(yīng)(total effect)[18]。

1.3 數(shù)據(jù)來源

選用原始數(shù)據(jù)來源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003—2019年)、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003—2019年)、《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003—2019年)，以及湖南省各市州相關(guān)年份統(tǒng)計(jì)公報(bào)，部分遺漏數(shù)據(jù)通過相關(guān)網(wǎng)站獲取，或通過對(duì)比、模擬、預(yù)測(cè)等方法估值。

2 實(shí)證結(jié)果分析

2.1 城鎮(zhèn)化水平測(cè)度

按人口城鎮(zhèn)化水平測(cè)算，2002—2019年湖南省人口城鎮(zhèn)化水平提升顯著，2002年全省城鎮(zhèn)化水平為32%，人均GDP為0.67萬元[19]，按城市化發(fā)展的“納瑟姆曲線”，湖南正處于初級(jí)產(chǎn)品生產(chǎn)階段向工業(yè)化初級(jí)階段的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)。此后，湖南城市化水平逐漸加速，到2019年，全省城市化水平達(dá)到57.22%，人均GDP為5.75萬元，相比2002年有了大幅度提高。另一方面，各市州城市化進(jìn)程具有非均衡性(圖1)，2002—2019年，長沙、株洲、湘潭和岳陽四市城市化水平位居全省前幾位，且其值超過全省平均水平，其他各市州城市化水平的位序有所波動(dòng)，如郴州、衡陽、永州三市城市化水平排名均有所上升，常德、益陽、張家界、婁底、懷化、邵陽的城市化水平均有小幅下降。湘西州城市化水平波動(dòng)較大，其城鎮(zhèn)化水平從2002年排名第14上升到2019年排名11位。同時(shí)，各市州城鎮(zhèn)化發(fā)展速度也存在顯著差異，具有區(qū)域收斂性，2002—2019年，邵陽、懷化、湘西、婁底等湖南中西部地區(qū)城市城鎮(zhèn)化水平提升速度均超過4%，而株洲、長沙、岳陽、湘潭等省內(nèi)發(fā)達(dá)地區(qū)的城鎮(zhèn)化速度較慢，位居全省末位。

圖1 2002—2019年湖南省各市州城鎮(zhèn)化水平

另一方面，考慮經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)、空間等因素，基于式(1)，進(jìn)一步測(cè)算基于綜合指標(biāo)的湖南省各市州新型城鎮(zhèn)化水平(表2)，結(jié)果表明，長沙市新型城鎮(zhèn)化水平始終領(lǐng)跑全省，而懷化、張家界、湘西3市州城鎮(zhèn)化水平始終位居全省末3位。其他各市州中，株洲、湘潭、益陽3市位序雖然有所波動(dòng)，但總體上保持穩(wěn)定，在全省位于第2、4、9位左右。岳陽市則波動(dòng)較大，從位居全省第3位逐步下降到全省第6位，衡陽和永州兩市城市化水平位序上升較快，分別從全省第5位上升為第3位和全省第11位上升為全省第8位，常德、郴州、邵陽三市排名略有上升、婁底市排名大幅下滑。

表2 2002—2019年湖南省各市州新型城鎮(zhèn)化水平

為進(jìn)一步提取湖南省新型城鎮(zhèn)化水平的時(shí)序變化特征，選取2002、2006、2010、2014和2019年5個(gè)年份的湖南省各市州新型城鎮(zhèn)化水平，進(jìn)行核密度估計(jì)，以檢測(cè)新型城鎮(zhèn)化水平的收斂性及其變動(dòng)趨勢(shì)[20]，結(jié)果如圖2所示。2002—2019年，湖南省新型城鎮(zhèn)化水平的核密度估計(jì)曲線均呈“多峰”分布態(tài)勢(shì)，但各年份的“多峰”特征存在差異。其中，2002年，湖南省新型城鎮(zhèn)化水平第一主峰對(duì)應(yīng)的核密度估計(jì)值在0.07附近處于較高水平，并在0.22附近呈現(xiàn)另一個(gè)小波峰，此外，在0.15和0.26附近呈現(xiàn)明顯的波谷，表明2002年湖南省大部分市州新型城鎮(zhèn)化水平表現(xiàn)為兩類集聚，一類是除長沙外的所有城市，城鎮(zhèn)化水平均處于較低層發(fā)展水平，另一類為長沙市，其城鎮(zhèn)化水平在第二個(gè)波峰處且其值遠(yuǎn)高于其他城市。2006年，湖南省城鎮(zhèn)化分異程度加劇，第一個(gè)波峰左移，第二個(gè)波峰右移，表明長沙與其他城市的城鎮(zhèn)化水平差異擴(kuò)大，而其他城市內(nèi)部的城鎮(zhèn)化水平則有縮小趨勢(shì)。2010年，第一個(gè)波峰左移且振幅變大，第二個(gè)波峰左移且振幅變小，表明兩類城市之間的城鎮(zhèn)化水平呈收斂趨勢(shì)，長沙市與其他城市之間的城鎮(zhèn)化差距變小，其他城市的城鎮(zhèn)化水平差異擴(kuò)大。2014年，第一類波峰基本不變但振幅下降，第二類波峰左移且振幅下降，表現(xiàn)為兩種收斂，即長沙與其他城市的城鎮(zhèn)化水平差距繼續(xù)縮小，且其他城市內(nèi)部的城鎮(zhèn)化差距也逐步縮小。2019年，第一類波峰左移且振幅變小，第二波峰左移且振幅下降，表明湖南省各市州城鎮(zhèn)化水平的兩種收斂趨勢(shì)保持不變。

圖2 湖南省新型城鎮(zhèn)化水平的時(shí)序變化特征

2.2 區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間集聚特征

在兩種空間權(quán)重矩陣下，根據(jù)式(3)，采用Moran’sI指數(shù)，對(duì)湖南省各市州旅游總收入的全局空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，由于2018—2019年數(shù)據(jù)有所缺失，故只計(jì)算2002—2017年湖南省各市州旅游總收入的Moran’sI指數(shù)，其結(jié)果如表3所示，鄰接空間權(quán)重下，Moran’sI指數(shù)顯著為負(fù)，表明湖南省旅游經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的負(fù)向空間依賴性；另一方面，從Moran’sI指數(shù)的演變趨勢(shì)看，以2011年為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，2011年以前，Moran’sI指數(shù)均在-0.14左右，2011年以后這一值顯著下降，表明整體上各地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)的空間依賴性逐漸變?nèi)?，且近年來這種趨勢(shì)有所減弱。另一方面，反距離權(quán)重下，湖南省各市州旅游總收入的Moran’sI指數(shù)接近于0，各地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長存弱的負(fù)空間依賴性，表明地理距離弱化了各市州之間的相互依賴性。這同時(shí)也說明湖南省旅游經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的空間依賴性。對(duì)此，在研究新型城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時(shí)，必須要考慮空間依賴性影響，否則將導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。

表3 湖南省旅游經(jīng)濟(jì)增長的Moarn’s I指數(shù)

2.3 新型城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間的溢出效應(yīng)

考慮旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間依賴性，根據(jù)式(4)～式(6)建立新型城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出模型，分別采用空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)構(gòu)建空間面板模型，并在兩種空間權(quán)重下對(duì)3種模型進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)回歸，根據(jù)模型遴選原則，最終采用鄰接空間權(quán)重矩陣，選擇SDM模型作為最終模型[21]，進(jìn)行空間溢出效應(yīng)分解，結(jié)果如表4所示，表中W-前綴表示考慮空間因素后的變量。由于ρ值顯著不為0，故不能直接使用回歸系數(shù)稀釋各變量的經(jīng)濟(jì)含義，對(duì)此，采用空間回歸模型偏微分方法，將新型城鎮(zhèn)化對(duì)旅游發(fā)展的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行分解，其結(jié)果如表4所示。

表4 空間杜賓模型(SDM)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)空間溢出效應(yīng)的分解結(jié)果(表5)，在空間鄰接矩陣權(quán)重下，新型城鎮(zhèn)化指標(biāo)中的第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重、公路里程和城鎮(zhèn)化率對(duì)區(qū)域內(nèi)旅游經(jīng)濟(jì)的溢出效應(yīng)較大且系數(shù)為正，在反距離權(quán)重矩陣下，城鎮(zhèn)化率對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的溢出效應(yīng)最大，其次為醫(yī)院、衛(wèi)生院床位數(shù)，在兩大權(quán)重計(jì)算下，公路里程、人均道路面積、移動(dòng)電話用戶數(shù)、人口密度等指標(biāo)始終能帶經(jīng)旅游經(jīng)濟(jì)帶來正效應(yīng)。總體而言，在各種權(quán)重下，城鎮(zhèn)化率對(duì)當(dāng)?shù)芈糜谓?jīng)濟(jì)均有較強(qiáng)的區(qū)域內(nèi)溢出效應(yīng)，特別是這種效應(yīng)在考慮交通、人口密度等要素后，對(duì)本區(qū)域內(nèi)的旅游經(jīng)濟(jì)影響最大。進(jìn)一步分析新型城鎮(zhèn)化對(duì)其他區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)可知，在空間鄰接權(quán)重矩陣下，城鎮(zhèn)化率、人口密度對(duì)其他區(qū)域旅游濟(jì)的空間溢出效應(yīng)為負(fù)，在反距離權(quán)重矩陣下，城鎮(zhèn)化率、人口密度等指標(biāo)仍然對(duì)其他區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)有較強(qiáng)的負(fù)溢出效應(yīng)。表明空間鄰接矩陣和距離權(quán)重矩陣下，某地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展和人口數(shù)量會(huì)對(duì)其他地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生較強(qiáng)的抑制作用，如長株潭城市群在城鎮(zhèn)化過程中，可能吸引周邊市縣的人才、資金、技術(shù)等要素，進(jìn)而造成周邊地區(qū)旅游景點(diǎn)開發(fā)滯后，另一方面，長株潭城市群由于其旅游開發(fā)較為充分，構(gòu)建了較大的旅游內(nèi)部市場(chǎng)，導(dǎo)致本區(qū)的旅游人口外溢效應(yīng)不強(qiáng)，進(jìn)而削弱了周邊地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這也進(jìn)一步表明在湖南省區(qū)域城鎮(zhèn)化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的影響正處于“回波效應(yīng)”大于“擴(kuò)散效應(yīng)”階段。最后，考察新型城鎮(zhèn)化水平對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長空間溢出的總效應(yīng)，在空間鄰接矩陣下，城鎮(zhèn)化率、人均GDP、當(dāng)年實(shí)際使用外資金額對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為正的溢出效應(yīng)，但在反距離權(quán)重矩陣下，這一效應(yīng)為負(fù)，表明地理距離因素減弱了城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，而經(jīng)濟(jì)因素則強(qiáng)化了新型城鎮(zhèn)化水平對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)。

表5 湖南省新型城鎮(zhèn)化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的溢出效應(yīng)分解

3 結(jié)論

基于2002—2019年湖南省各市州新型城鎮(zhèn)化相關(guān)指標(biāo)和旅游經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)指標(biāo)，通過核密度估計(jì)、空間自相關(guān)和空間杜賓模型分析測(cè)度各地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平、旅游經(jīng)濟(jì)空間依賴性及新型城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，研究結(jié)論如下：

1)按人口測(cè)算，2002—2019年湖南省城鎮(zhèn)化水平從初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)入了工業(yè)化加速階段，并正朝發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)階段邁進(jìn)，但同時(shí)，各市州城鎮(zhèn)化進(jìn)程也表現(xiàn)為空間上的非均衡性和空間收斂性。

2)綜合測(cè)算各市州新型城鎮(zhèn)化水平，長沙市新型城鎮(zhèn)化水平始終領(lǐng)跑全省，而懷化、張家界、湘西三市州城鎮(zhèn)化水平始終位居全省末三位，其他各市州各有波動(dòng)。核密度估計(jì)表明，湖南省各市州的新型城鎮(zhèn)化路徑表現(xiàn)兩階段，2002—2010年為長沙一家獨(dú)大，其他城市新型城鎮(zhèn)化水平差距從收斂-不收斂-收斂； 2010—2019年為長沙與其他城市新型城鎮(zhèn)化水平差距之間從不收斂-收斂、其他城市內(nèi)部新型城鎮(zhèn)化水平差距持續(xù)收斂階段。

3)湖南省旅游經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的空間依賴性?？臻g鄰近權(quán)重矩陣下湖南省旅游經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的負(fù)向空間依賴性，且這種空間依賴性逐漸變?nèi)?，且近年來這種趨勢(shì)有所減弱。反距離權(quán)重下，地理距離弱化了各市州之間的相互依賴性。

4)在各種權(quán)重下，城鎮(zhèn)化率對(duì)當(dāng)?shù)芈糜谓?jīng)濟(jì)均有較強(qiáng)的區(qū)域內(nèi)溢出效應(yīng)，特別是某地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展和人口數(shù)量會(huì)對(duì)其他地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生較強(qiáng)的抑制作用。湖南省區(qū)域城鎮(zhèn)化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的影響正處于“回波效應(yīng)”大于“擴(kuò)散效應(yīng)”階段。地理距離因素減弱了城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，而經(jīng)濟(jì)因素則強(qiáng)化了這種空間溢出效應(yīng)。