王永刚

（复旦大学 旅游学系，上海 200433）

一、引 言

上海一直处于中国城市化进程的最前沿。据第六次全国人口普查数据显示，上海城镇人口占总人口89.3%，远高于全国49.7%的平均水平。随着城市化进程的深入，上海正在由“现代主义城市模式”向“后现代主义城市模式”转型，更加强调多元、文化、生态、休闲、精明增长（smart growth）等关键语境。正是在这一背景下，上海开始转变经济结构，提升城市功能，以建成世界著名旅游城市为目标，旅游业发展进入到一个新阶段。另一方面，旅游业作为国民经济战略性支柱产业，一直以来在上海城市化进程中并不是一个被动的角色，对于增强上海城市竞争力、影响力，打造城市名片发挥了积极作用，能够被称为推动上海城市化的关键性产业。因此可以说，上海城市化进程与旅游业发展已经形成了你中有我、我中有你的紧密关系，这也符合有关城市化与旅游业之间具有互动效应的主流理论研究结论。但是，二者之间的相互促进关系是否真如定性研究所描述得那样具有显著性，能否经受一系列计量工具的实证检验，并被加以量化确认其各自的贡献度，就成为了本文的研究目的。

二、相关文献述评

城市化进程与旅游业发展已经成为两大全球性议题，二者关系也成为了国际学术界关注的热点，相关代表性成果依据不同视角可以归纳为：

（1）以旅游业视角看城市化进程。Hannigan将旅游业推动城市化视为后现代主义城市最生动的表现形式，认为旅游以及重大事件（事件旅游）是促进传统工业地区或城市“再生”（regeneration）的重要动力[1]。Luchiari等发现在以旅游业作为主导产业的地区，城市化特征包括：房地产投资增长、居住区分散、消费与生产关系密切、自然和人工环境优美、人口受移民流推动迅速增长、存在大量季节性工作岗位、居民联系加强、旅游季节住宿成本高昂、产生新的消费场所、符合现代消费社会特征的价值体系嵌入[2]。李鹏从内在拉动力和外在驱动力两个方面进行了研究，认为旅游活动在本质上符合城市化进程的内在动力和规律，具体来说，旅游需求拉动城市化，旅游供给推动城市化[3]。

（2）以城市化视角看旅游业发展。周少雄认为城市化进程能改变旅游业所依赖的社会存在、空间环境和客源基础，给旅游业发展带来根本性转变[4]。但是，过度城市化也会为旅游业发展带来负面效应。Allen等指出城市化在不同程度上引起了海滨型旅游目的地的变化，如景观的变化、自然环境的退化、海岸生态系统的破坏等[5]。泰国巴塔亚度假旅游的发展刺激了海岸土地开发，致使自然环境质量下降，旅游人数从1990年开始下降[6]。

（3）以相互视角看旅游城市化。Mullins于1991年提出了“旅游城市化”（tourism urbanization）概念，将城市化进程与旅游业发展二者之间的互动关系上升到一个新的高度。他认为旅游城市化是20世纪后期在西方发达国家出现的，基于后现代主义消费观和城市观的一种城市形态，是一种建立在享乐的供给与消费基础上的城市化模式[7]。Gladstone根据旅游资源类型不同，将美国的旅游城市化分为海滨度假类和资金密集型旅游吸引物类两种，前者是以海滨风光等自然景观为代表的休闲度假城市，后者是以博彩业、迪斯尼乐园等人造景观为代表的旅游大都市[8]。国内学者也已对旅游城市化进行了研究，譬如黄震方等以长三角都市圈为例，探讨了旅游城市化及其动力机制[9]。陆林认为从城市化角度看，旅游城市化是旅游作为推动城市化的一种动力，引导人口向城市集中的过程；从消费角度看，旅游城市化是指为满足人们由传统的日用型消费向现代享乐型消费转移，提升城市功能的过程[10]。

上述成果大都基于定性研究展开，针对城市化进程与旅游业发展关系的定量研究并不多见。值得一提的是，许洁、华钢、胡平等基于改革开放30年的时间序列，对我国城市化水平与旅游业发展之间的关系进行了动态计量分析，得出的结论为：旅游业发展与城市化之间并不存在显著的因果关系，即旅游发展水平和城市化发展水平之间不存在长期均衡关系[11]。这一实证结论同绝大多数主流定性研究的先验设定和理论机制大相径庭，可见在不同国家、不同地区、不同阶段，城市化进程与旅游业发展之间是否存在相互促进的显著性关系，仍有待实证检验。本文将以上海为例，根据1978—2011年的时间序列数据，采用动态计量分析中的协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应及方差分解模型，对城市化进程与旅游业发展之间的长期动态关系进行检验和分析，求证二者之间是否存在互为因果的关系？两者彼此会产生什么样的冲击与响应？

三、变量选择及数据说明

本文遵循数据驱动型的建模途径，以描述样本数据的特征作为建模的主要准则，在让“数据为自身说话”的前提下分析数据序列本身的性质与关系，以避免事先确定先验函数形式给分析结果可能造成的负面影响。

本文选取“非农业人口占总人口比重（单位：%）”这一指标，来衡量上海城市化水平。原因在于该指标得到广泛认同，并且存在权威数据来源。考虑到本文研究所需数据的时间跨度较长，而国内相关旅游统计缺乏的现实窘境，只能选择“入境旅游人数（单位：万人次）”或“国际旅游外汇收入（单位：万美元）”这两项指标。由于后一指标需要多次进行汇率、物价的指数平减，且与前一指标存在显著的正相关性，故本文选取“入境旅游人数（单位：万人次）”这一指标，来衡量上海旅游业发展水平。

本文根据《新中国60年统计资料汇编》、《上海市国民经济和社会发展统计公报（2009—2011）》等资料，得到1978—2011年上海市“非农业人口占总人口比重（记为Ut）”和“入境旅游人数（记为Tt）”的具体数据。为减小异方差性的影响及实现非线性关系的线性化处理，分别对上述指标进行自然对数处理，记为LnUt和LnTt。

四、城市化与旅游业发展的协整及因果关系检验

为了分析上海城市化水平与旅游业发展水平之间的关系，需要对时间序列数据进行协整检验。协整理论主要用于寻找两个或多个非平稳变量之间的均衡关系，如果某两个或多个同阶时间序列向量的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列，则这些非平稳的时间序列之间存在长期均衡关系，即具有协整性。

（一）单整检验

只有相同单整阶数的两个变量才可能存在协整关系，因此在协整分析之前必须检验变量的单整阶数。进行城市化水平与旅游业发展水平的协整分析，首先要检验这两个变量的时间序列是否平稳。通过对序列LnUt和LnTt的平稳性进行ADF检验，结果如表1所示，可知LnUt与LnTt均是非平稳序列，而一阶差分序列ΔLnUt和ΔLnTt均平稳，由此判定LnUt与LnTt为一阶单整序列，记作LnUt～I(1)，LnTt～I(1)。

表1 上海城市化水平与旅游业发展水平的ADF检验结果

（二）协整模型及检验

检验两变量间的协整关系，通常采用Engle-Granger检验法。利用该方法进行城市化水平与旅游业发展水平的协整检验，首先使用普通最小二乘法（OLS）估计变量LnUt对LnTt的回归方程，可得（估计结果参见表2）：

LnUt=-0.910387+0.116606LnTt

表2 变量LnUt对LnTt的回归方程估计结果

令εt=LnUt+0.910387-0.116606LnTt

检验残差项εt是否平稳，即εt是否I(0)序列。如表3所示，ADF检验统计量明显小于显著性水平为5%、10%时的临界值，可认为估计残差序列εt为平稳序列，即εt～I(0)。这表明序列LnUt和LnTt之间存在协整关系，即城市化与旅游业发展之间存在长期动态均衡关系。这种动态均衡关系说明，在1978—2011年间上海城市化和旅游业发展之间呈现出一定的协调性，并不存在旅游业发展滞后于城市化或城市化滞后于旅游业发展的情况。

表3 残差项的ADF检验结果

（三）误差修正模型

协整关系只反映变量之间的长期均衡关系，为了弥补长期静态模型的不足，可通过短期动态模型反映短期偏离长期均衡的修正机制。据Engle定理，如果一组变量之间有协整关系，则协整回归总是能被转换为误差修正模型。借鉴Chow（1987）的研究[12]，建立反映城市化与旅游业发展之间短期动态均衡关系的误差修正模型：

检验统计量表明误差修正模型的拟合效果较好，具体参见表4。

由表4可知，长期均衡对上海城市化水平和旅游业发展水平短期波动的影响在统计上是显著的，说明误差修正起到重要作用。LnUt和LnTt两个方程的误差修正项系数分别为-0.213143和-0.419396，表明二者都对均衡关系呈现一种反向修正的机制。另外，通过上述两个方程可以发现，对于即期城市化水平而言，前一期城市化水平（0.786857）的影响远大于即期旅游业发展水平（0.017881）；而对于即期旅游业发展水平而言，即期城市化水平（4.552892）作用亦远大于前一期旅游业发展水平（0.580604），尤其值得注意的是，前一期城市化水平将会对即期旅游业发展产生负面影响（-1.079781）。综合来看，误差修正对于旅游业发展水平的短期波动具有更为显著的调整力度，表明在上海城市化和旅游业发展的双向影响关系上，城市化对旅游业发展的影响可能更显著一些。当然，该结论需要进一步利用Granger因果关系模型来检验。

表4 误差修正模型LnUt和LnTt估计结果

（四）Granger因果关系模型及检验

协整检验可以揭示变量序列之间是否存在长期均衡关系，但是无法揭示变量之间是否具有因果关系，Granger因果关系检验为解决这类问题提供了一种很好的思路和方法。建立城市化水平（LnUt）和旅游业发展水平（LnTt）之间的Granger因果关系模型：

其中，假定随机误差项ut和vt之间是不相关的，m为最大滞后阶数。利用普通最小二乘法（OLS）对参数进行估计，得检验结果如表5所示。

表5 上海城市化与旅游业发展的Granger因果关系检验

表5中的检验结果表明，滞后2期时LnTt不是LnUt的Granger原因的概率为1.10%，说明上海旅游业发展对城市化水平提高的效应在滞后2年时最为明显，即旅游业发展水平是城市化水平的Granger原因；而滞后1期时LnUt不是LnTt的Granger原因的概率为5.56%，则说明上海城市化对旅游业发展水平提高的效应在滞后1年时最为明显，即城市化水平亦是旅游业发展水平的Granger原因。

可见，在1978—2011年间，上海城市化进程与旅游业发展形成了良好互动的格局。原因可以解释为：一方面，上海缺乏传统的山水型自然旅游资源，但却拥有国内一流的现代都市景观风貌，加之良好的国际城市形象、便利的旅游交通体系、完善的公共服务设施等，决定了上海依托城市本身发展“都市旅游”的一贯理念，并形成了国际国内旅游目的地、客源地和集散地的多重优势，可以说城市化的水平及质量构成了上海旅游业发展的基石；另一方面，旅游业因其联动性、国际性、友好性、服务贸易性等特质，在上海经济结构转型与城市功能提升的过程中影响力与日俱增，已被定义为国民经济战略性支柱产业，以2010年上海世博会为例，大大加速了城市改造与建设，完成了虹桥枢纽、轨道交通、外滩通道、高速公路、越江设施等一系列重大工程，可以说旅游业发展在本质上成为了上海城市化进程的内在动力。

五、城市化与旅游业发展的脉冲响应及方差分解

以上分析只是依据历史数据，发现以往城市化水平与旅游业发展水平之间的交互影响；在外部环境不断变化的情况下，预测二者间的长期关系还需要进一步的定量研究。而在向量自回归的基础上，运用系统的脉冲响应函数和方差分解来进行分析就是一条常用的途径。

（一）脉冲响应函数

脉冲响应函数用于考察来自随机扰动项的一个标准差冲击，对内生变量当前和未来取值的影响轨迹。其函数为：

其中，称随机扰动项ε为新息（Innovation）。本文采用渐进解析法计算脉冲响应函数的标准差，检验结果如图1所示，横轴表示追溯期数（单位：年），本文为20；纵轴表示因变量对解释变量的响应程度；实线表示脉冲响应曲线；虚线表示正负两倍标准差形成的偏离带。

图1 上海城市化与旅游业发展的脉冲响应函数

首先，考察上海城市化水平对于旅游业发展水平一个标准差扰动的响应。从图1（左）中可以看到，在第1期给予旅游业发展水平变动值一个正的冲击后，城市化水平立即做出正的响应，并在前6期处于一个快速上升的状态，在6～20期的过程中冲击逐渐收敛并保持一个稳定的正相关关系，说明短期内旅游业发展对上海城市化的提高带来较大的正面冲击效应，旅游业发展会引起城市化水平的快速上升，而从长期来看则是一股稳定推动上海城市化进程的重要力量。其次，考察上海旅游业发展水平对于城市化水平一个标准差扰动的响应。从图1（右）中可以看到，在整个20期中旅游业发展水平对城市化水平的冲击保持了一种平稳的响应度，说明长期以来上海城市化对于旅游业发展具有明显的正向冲击作用，并且没有滞后性，这也从某种程度上印证了上海都市旅游发展战略的合理性，即城市本身构成了旅游业发展的重要依托。

综合来看，上海城市化与旅游业发展之间具有积极显著的互动效应，形成了良性循环，这一结论与Granger因果关系检验的结果相一致。

（二）方差分解

为进一步分析结构冲击对内生变量变化的贡献度，评价不同结构冲击的重要性，建立方差分解模型。方差分解是将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所做的贡献，可考察系统中任意一个内生变量的预测均方误差的分解。它把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的若干个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性，即变量的贡献占总贡献的比例。根据方差分解理论模型，对城市化水平和旅游业发展水平的预测均方误差进行分解，结果参见表6。

表6 上海城市化水平和旅游业发展水平的预测均方误差分解结果

由表6可见，上海城市化水平的波动在第1期只受到自身波动的影响，旅游业发展水平的冲击（即对预测误差的贡献度）从第2期逐步增强，并迅速上升到第10期的24.32%，之后继续平稳上升；同期城市化水平波动受其自身冲击的影响逐步减弱，下降到第20期的72.66%。而上海旅游业发展水平从第1期始就受到自身波动和城市化水平冲击的双重影响，在前2期其自身波动影响大于城市化水平影响，从第3期起城市化水平影响超过自身波动影响，并稳步上升，到第6期后基本稳定在61%～68%之间。这一结果进一步印证了，虽然上海城市化进程与旅游业发展呈现互动格局，但是二者的力量对比并不平衡，城市化对上海旅游业的推动作用远远大于旅游业对上海城市化的贡献度。

六、主要结论

本文根据1978—2011年的时间序列数据，利用协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应及方差分解模型，对上海城市化水平与旅游业发展水平的关系进行了实证研究，认为：

（1）上海城市化进程与旅游业发展之间存在长期均衡关系。非平稳序列城市化水平和旅游业发展水平，均为一阶单整，两者之间的线性组合为平稳序列，存在协整关系。这说明二者基本处于协调发展状态，并不存在旅游业发展滞后于城市化或城市化滞后于旅游业发展的情况。

（2）上海城市化进程与旅游业发展之间已经形成了积极互动的格局。通过Granger因果关系检验，上海旅游业发展对城市化水平提高的效应在滞后2年时最为明显，而城市化对旅游业发展水平提高的效应在滞后1年时最为明显。这说明城市化的水平及质量构成了上海旅游业发展的基石，旅游业发展也成为了一支推动上海城市化进程的重要力量。

（3）在上海城市化和旅游业发展的双向影响关系上，二者的力量对比并不平衡。从误差修正模型来看，城市化对于旅游业发展的影响系数为4.552892，远大于旅游业发展对于城市化的影响系数0.017881，这说明城市化对上海旅游业的推动作用大于旅游业对上海城市化的贡献度。这一结论也在方差分解中得到了进一步验证。

（4）上海城市化水平对于旅游业发展水平一个标准差扰动的响应明显，说明短期内旅游业发展会引起城市化水平的快速上升；而旅游业发展水平对城市化水平的冲击则保持了一种平稳的响应度，说明城市化进程对上海旅游业发展的作用则较为持久，是难得的一股稳定力量。

（5）在误差修正模型中，前一期城市化水平对即期旅游业发展的影响系数为负（-1.079781），该指标提示上海城市化进程的深入必须注重质量提升，否则将会对旅游业发展产生较大负面影响。

根据本文的实证研究结果，相应的政策意义也是非常明显的：一方面，上海城市化率已达到很高水平，在短期内对城市资源承载力和城市管理水平产生了严峻挑战，处置不当极易引发城市病，严重制约上海的可持续发展，因此经济结构转型与城市功能提升对于上海城市发展意义重大。在这一背景下，上海以建设世界著名旅游城市为目标定位，大力发展都市旅游产业，重视旅游业态创新，壮大旅游产业规模，有助于推动形成以服务经济为主的新型城市产业结构，进而提高上海城市化质量，向“宜居、宜业、宜游”的综合性国际大都市转型。另一方面，上海城市化建设应“城市旅游化”为理念，通过整合城市资源，推进城市建设融入旅游元素与功能，推动旅游与金融、交通、物流、商业、信息、文化、体育、房地产等相关产业的融合发展，使得上海整个城市被打上鲜明的旅游化印记，为上海建设世界著名旅游城市奠定坚实的城市化基础。

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