城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定及生成機理研究——張家界案例

馬 曉 龍，李 秋 云

（1.中國旅游研究院，北京 100005；2.南開大學(xué)旅游與服務(wù)學(xué)院，天津 300000）

0 引言

中國正在經(jīng)歷快速的城市化進(jìn)程，國民經(jīng)濟和社會發(fā)展公報顯示，2012年底中國的城市化率達(dá)到52.6%，城鎮(zhèn)人口數(shù)量達(dá)到7.12億［1］。但與19世紀(jì)末20世紀(jì)初的工業(yè)城市化不同，當(dāng)今的城市化模式是建立在享樂型銷售與消費基礎(chǔ)上的“旅游城市化”［2］。從旅游發(fā)展數(shù)據(jù)看，2013年中國的國內(nèi)旅游人數(shù)已經(jīng)達(dá)到32.5億人次，國內(nèi)旅游收入為2.54萬億元。在旅游客源地和目的地高度同構(gòu)的現(xiàn)實背景下，“旅游城市化”的結(jié)論顯然能夠得到城市化水平提高和旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大雙重因素的支撐。進(jìn)入后工業(yè)化時代后，旅游活動作為城市共性功能的地位不斷得到強化［3］。而這種特征也是社會經(jīng)濟發(fā)展到一定階段的必然產(chǎn)物，是伴隨旅游業(yè)和城市化不斷發(fā)展而出現(xiàn)的必然現(xiàn)象［4］。高速城市化與旅游產(chǎn)業(yè)大發(fā)展已成為當(dāng)前中國城市共同表現(xiàn)出的兩大特征。從產(chǎn)業(yè)實踐看，旅游業(yè)對促進(jìn)城市經(jīng)濟增長及城市發(fā)展的作用早已被人們所認(rèn)識并利用［4］。作為一種特殊的經(jīng)濟活動，旅游業(yè)的發(fā)展能夠有效刺激城市內(nèi)部商業(yè)、房地產(chǎn)、娛樂、飲食以及服務(wù)等行業(yè)的發(fā)展［5］。同時，作為城市旅游化和旅游城市化的結(jié)果之一，城市化的快速發(fā)展也必然會通過人口結(jié)構(gòu)變化進(jìn)一步影響城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、功能定位與服務(wù)水平。

學(xué)術(shù)界對城市化與旅游發(fā)展之間關(guān)系的研究尚沒有形成明確結(jié)論。大部分學(xué)者通過定性研究和邏輯推導(dǎo)，認(rèn)為城市化與旅游發(fā)展之間是一種相互推動、互為動力的作用過程［1，6－8］，且這種同時存在的正、負(fù)反饋非線性雙向作用關(guān)系會在一定程度上對城市旅游的增長形成限制［9］。盡管持雙向作用觀點的學(xué)者占多數(shù)，但還是有學(xué)者認(rèn)為城市化進(jìn)程的加快和城市化水平的提升并不必然帶來城市旅游的發(fā)展［10］。基于我國改革開放30年的時間序列動態(tài)計量分析證明，城市化與城市旅游發(fā)展間并不存在顯著的互為因果關(guān)系［11］。從討論結(jié)果看，盡管支持者和反對者并沒有在影響關(guān)系到底是單向還是雙向方面取得一致，但都承認(rèn)旅游作為動力因素確實對城市化具有顯著的推動作用。在這個結(jié)論已經(jīng)得到確定答案的前提下，城市化是否也會反過來影響旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呢？相關(guān)研究并沒有給出一致結(jié)論。從實踐價值上看，城市化水平的進(jìn)一步提高和旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模的進(jìn)一步擴大將在相當(dāng)長一段時間內(nèi)主導(dǎo)中國城市的社會經(jīng)濟進(jìn)程，如果能夠通過典型案例判定出城市化與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的確切關(guān)系，并從發(fā)生機制上梳理出這種關(guān)系形成的原因，對于正在經(jīng)歷快速城市化和大眾旅游蓬勃興起的中國城市如何實現(xiàn)城市化進(jìn)程與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)具有重要實踐價值，且能夠從理論上豐富二者作用機制的內(nèi)容。本研究的目的就在于通過實證判定城市化與城市旅游發(fā)展的影響關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上尋找二者關(guān)系的生成機理。

1 研究設(shè)計

1.1 研究方法與思路

為了實現(xiàn)對城市化與城市旅游發(fā)展關(guān)系進(jìn)行判定的目的，案例城市的選擇必須保證城市化與其旅游發(fā)展在時間序列上的同步性。張家界市是因旅游業(yè)發(fā)展起來的我國著名旅游城市，1988年經(jīng)國務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)市級行政單位，建市以來的城市化水平穩(wěn)步增長，城市化率從12.84%上升到2011年的39.15%。與此對應(yīng)，城市旅游發(fā)展水平盡管在不同年份出現(xiàn)一定波動，但旅游收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重總體呈穩(wěn)定上升趨勢，2011年達(dá)到56.14%?？傮w上看張家界的城市化與城市旅游發(fā)展在時間序列上保持一致的特征。以張家界市為案例進(jìn)行城市化與旅游發(fā)展關(guān)系研究的典型性和代表性明顯。

研究的邏輯思路為：如果城市化進(jìn)程確實與旅游發(fā)展水平相互影響，那么二者之間就存在統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系。目前對因果關(guān)系判定最常用的方法是格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗［12－17］，該方法的實質(zhì)是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量的方程中，如果一個變量受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系判定的方法為：在時間序列情形下，兩個經(jīng)濟變量X、Y之間，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于單獨由Y的過去信息對Y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗假設(shè)了有關(guān)y和x每一變量的預(yù)測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗要求估計以下回歸：

其中白噪音u1t和u2t假定為不相關(guān)。

式（1）假定當(dāng)前y與y自身以及x的過去值有關(guān)，而式（2）對x也假定了類似的行為。對式（1）而言，其零假設(shè) H0：α1＝α2＝…＝αq＝0；對式（2）而言，其零假設(shè) H0：δ1＝δ2＝…＝δs＝0。

根據(jù)式（1）中滯后的x的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體的顯著（不）為零，以及式（2）中滯后的y的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上整體的顯著（不）為零的組合狀況，可得x是引起y變化的原因、y是引起x變化的原因、x和y互為因果關(guān)系及x與y間不存在因果關(guān)系4種可能發(fā)生的狀況，據(jù)此可以對城市化與旅游發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行判定。

此外，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸的問題。因此在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前首先應(yīng)對各指標(biāo)時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗（Unit Root Test），并根據(jù)是否存在單位根的狀況再決定進(jìn)行協(xié)整檢驗，然后構(gòu)建變量自回歸模型（VAR），最后應(yīng)用格蘭杰法進(jìn)一步判定時間序列之間是否存在長期或短期的因果關(guān)系。為實現(xiàn)上述功能，本研究采用專門用以處理時間序列數(shù)據(jù)的軟件包Eviews對城市化水平與旅游發(fā)展水平之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

1.2 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)預(yù)處理

本研究中數(shù)據(jù)分析涉及的時間序列變量為城市化和城市旅游發(fā)展水平。在實際應(yīng)用過程中，城市化往往采用城市化率加以表征，城市化率有多種表達(dá)方法，本文按照《中國城市化率調(diào)查報告》的計算方法，城市化率在數(shù)值上等于城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)人口占城市總?cè)丝诘陌俜直?。城市旅游發(fā)展水平也分別用旅游總收入（絕對量）和旅游總收入占城市GDP的比重（相對量）加以表征，前者主要用于城市之間旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的橫向比較，后者主要用于衡量旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展在某一城市社會經(jīng)濟發(fā)展中的重要地位。本研究主要目的在于對特定城市社會經(jīng)濟發(fā)展過程中，城市化與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平關(guān)系進(jìn)行判定，不涉及不同城市之間各指標(biāo)的橫向比較，以旅游總收入為代表的絕對值指標(biāo)難以全面反映旅游業(yè)在社會經(jīng)濟發(fā)展中的實際地位，故選擇旅游總收入占城市GDP比重對城市旅游發(fā)展水平進(jìn)行表征。在數(shù)據(jù)計算過程中，城市化率指標(biāo)以City表示，旅游總收入占城市GDP的比重指標(biāo)記為Tour。

為保證格蘭杰因果關(guān)系檢驗的計算結(jié)果真實反映城市化和城市旅游發(fā)展水平間的關(guān)系，應(yīng)保證時間序列研究的面板數(shù)據(jù)在統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)上具有連續(xù)性。為達(dá)到此目的，指標(biāo)選取既要充分考慮樣本量大小符合因果關(guān)系計算的要求，也要考慮指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性及結(jié)構(gòu)突變點的準(zhǔn)確性。在以上數(shù)據(jù)選取原則基礎(chǔ)上，本研究所需要的城市旅游總收入數(shù)據(jù)以歷年的《張家界統(tǒng)計年鑒》為準(zhǔn)，城市國內(nèi)生產(chǎn)總值以對應(yīng)年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》為準(zhǔn)，以此為基礎(chǔ)計算各年份旅游總收入占城市GDP比重的Tour值。此外，張家界市的城市化率數(shù)據(jù)來源于各年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。但由于《中國城市統(tǒng)計年鑒》中關(guān)于張家界市非農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝诘臄?shù)據(jù)統(tǒng)計方式出現(xiàn)變化，故2000年以后的農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝谙嚓P(guān)數(shù)據(jù)來自于《湖南統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)這些數(shù)據(jù)計算出張家界市的城市化率，與之前的數(shù)據(jù)進(jìn)行銜接，記為City。此外，為消除異方差和減少波動，以及將兩項指標(biāo)的變化趨勢轉(zhuǎn)變?yōu)榫€性趨勢，本研究對City和Tour進(jìn)行自然對數(shù)變換，記為lnCity和lnTour。經(jīng)過一系列預(yù)處理，得到進(jìn)行城市化與旅游發(fā)展水平關(guān)系因果關(guān)系判定的原始數(shù)據(jù)集（表1）。

表1 城市化與旅游發(fā)展水平關(guān)系測定的原始數(shù)據(jù)Table 1 Original data for urbanization and urban tourism development during 1988－2011

2 城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定

2.1 城市化與旅游發(fā)展長期穩(wěn)定關(guān)系的檢驗

在方法上，城市化與城市旅游發(fā)展關(guān)系的研究屬于時間序列分析，變量在時間序列上是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系是對其進(jìn)行因果分析的前提。按照Eviews有關(guān)平穩(wěn)時間序列分析的基本要求，如果數(shù)據(jù)序列之間不存在長期穩(wěn)定關(guān)系，就需要將其轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)序列。因為在涉及非平穩(wěn)時間序列變量之間的回歸時，很可能形成結(jié)果看上去非常好的偽回歸，為避免這種現(xiàn)象，必須對變量進(jìn)行單位根檢驗［12］。本文對時間序列單位根的檢驗就是對歷年張家界市城市化和城市旅游發(fā)展的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，對于非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，如果存在單位根，需要通過差分的方法加以消除。單位根檢驗有DF（Dickey－Fuller Test）檢 驗、ADF （Augmented Dickey－Fuller Test）檢驗和 PP（Phillips－Perron）檢驗等，本文采取較常用的ADF檢驗方法。

在運算過程中，如果代表單位根的ADF統(tǒng)計量值小于臨界值，則拒絕零假設(shè)，說明不存在單位根，兩變量之間的關(guān)系平穩(wěn)；反之，如果ADF統(tǒng)計量值大于臨界值，則接受零假設(shè)，說明存在單位根，兩變量間的關(guān)系不平穩(wěn)。對1988－2011年張家界城市化率和城市旅游發(fā)展水平時間序列自然對數(shù)形式數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗的結(jié)果表明：lnCity和lnTour的統(tǒng)計量數(shù)值分別達(dá)到－4.1299和－1.5756，均大于1%顯著性水平標(biāo)準(zhǔn)下的臨界值－4.4163和－4.4163，說明lnCity和lnTour的數(shù)據(jù)值接受零假設(shè)，即兩變量間存在單位根，具有不平穩(wěn)的關(guān)系。為了消除單位根的影響，得到平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，需要對這兩個數(shù)據(jù)序列進(jìn)行差分運算。經(jīng)過一階差分處理后，城市化率和城市旅游發(fā)展水平的檢驗結(jié)果分別達(dá)到－5.5930和－4.9351，均小于1%顯著性水平標(biāo)準(zhǔn)下的臨界值－4.4407和－4.4407，說明在99%的置信水平下，ΔlnCity和ΔlnTour的數(shù)據(jù)值拒絕原假設(shè)，兩組數(shù)據(jù)間具有穩(wěn)定關(guān)系，數(shù)據(jù)序列屬于一階單整序列（表2）。

根據(jù)兩個或更多非平穩(wěn)時間序列的線性組合平穩(wěn)，則非平穩(wěn)時間序列是協(xié)整的原理［17］，可以對張家界城市化和城市旅游發(fā)展水平數(shù)據(jù)序列的長期均衡關(guān)系進(jìn)行協(xié)整性檢驗。在各種方法中，Engle和Granger（EG）兩步法的核心思想是對回歸方程殘差進(jìn)行單位根檢驗，且主要用于兩變量之間關(guān)系的測度［18］。考慮到本研究只涉及城市化率和城市旅游發(fā)展水平兩個變量，故選擇EG兩步法對變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行檢驗。其主要步驟如下：對lnCity和lnTour進(jìn)行最小二乘法估計，并計算出非均衡誤差et。采用不含常數(shù)項和趨勢項的形式，對模型的殘差序列et進(jìn)行ADF檢驗，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，并依據(jù)殘差序列平穩(wěn)與否來決定城市化率與旅游發(fā)展水平間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。若殘差序列平穩(wěn)，則存在；反之，則不存在。計算結(jié)果顯示，代表單位根的ADF值為－2.1813，小于殘差序列et在5%顯著性水平下的臨界值－1.9564，說明在95%的置信度下拒絕et存在單位根的原假設(shè)，殘差序列et為平穩(wěn)序列。在這種判斷的基礎(chǔ)上，可得序列l(wèi)nCity和lnTour之間存在長期穩(wěn)定“均衡”關(guān)系的結(jié)論。

表2 城市化與旅游發(fā)展偽回歸關(guān)系的ADF檢驗Table 2 ADF test of the relation on urbanization and tourism development

2.2 城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗的基本原理，既然城市化與城市旅游發(fā)展水平的數(shù)據(jù)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，就可以建立基于這兩個變量信息的向量自回歸模型（VAR）。其基本原理為：把城市化和城市旅游發(fā)展水平互相看做彼此的滯后值函數(shù)，在參考AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則、SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則和LR（似然比）數(shù)值的基礎(chǔ)上，即可確定作為構(gòu)造城市化和城市旅游發(fā)展水平回歸模型基本前提的滯后階數(shù)。計算結(jié)果顯示，當(dāng)滯后期為1時，AIC、SC和LR3個參數(shù)的數(shù)值分別達(dá)到－2.1153、－1.8170和76.4439的水平；而當(dāng)滯后期為2和3時，3個參數(shù)的數(shù)值組合分別為－1.7635、－1.2664、0.9699和－1.5399、－0.8440、2.3689（表3）。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗“AIC值和SC值越小越合理，LR值越大越合理”的原則，可以確定城市化與旅游發(fā)展水平之間向量自回歸模型最合理的滯后期為1。也就是說，張家界的城市化與城市旅游發(fā)展水平之間存在一定的滯后效應(yīng)，可以進(jìn)一步對二者之間長期和短期的因果關(guān)系及其作用方向進(jìn)行判定。

表3 城市化與旅游發(fā)展水平的滯后期檢驗Table 3 Lag phase test of urbanization and tourism development

計算結(jié)果表明：就城市化與城市旅游發(fā)展水平長期關(guān)系的判定而言，選擇任一滯后階數(shù)，原假設(shè)“l(fā)nCity不是lnTour的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計量值都小于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則接受原假設(shè)，說明張家界的城市化不是城市旅游發(fā)展水平的格蘭杰原因，城市化并不會對城市旅游業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響。但選擇滯后階數(shù)為1和2時，原假設(shè)“l(fā)nTour不是lnCity的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計量值都大于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明在這兩個之后階數(shù)的情況下，張家界的旅游發(fā)展將在不同程度上影響到其城市化的進(jìn)程。其中，在滯后階數(shù)為1時，F(xiàn)統(tǒng)計量的數(shù)值最高，達(dá)到10.1358的水平，說明這個檢驗結(jié)果相較于滯后階數(shù)為2時的檢驗結(jié)果更優(yōu)，這個結(jié)論也與向量自回歸模型確定的滯后階數(shù)一致。即，在99%的置信水平下，張家界的城市化與城市旅游發(fā)展水平之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，旅游發(fā)展水平是影響城市化進(jìn)程的原因。而在滯后階數(shù)為2時，F(xiàn)統(tǒng)計量的數(shù)值也達(dá)到5.47225的水平，在95%的置信度下，張家界市的旅游發(fā)展水平也是其城市化的格蘭杰原因，旅游發(fā)展水平的提高也會促進(jìn)其城市化的進(jìn)程。

對lnCity和lnTour的一階差分進(jìn)行格蘭杰因果檢驗可以對張家界城市化與城市旅游發(fā)展水平的短期關(guān)系進(jìn)行判定，結(jié)果顯示：與長期關(guān)系的判定一致，選擇任一滯后階數(shù)，原假設(shè)“ΔlnCity不是ΔlnTour的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計量值都小于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則接受原假設(shè)，說明在短期內(nèi)張家界的城市化也不是城市旅游發(fā)展水平的格蘭杰原因，城市化并不會對其城市旅游發(fā)展產(chǎn)生影響。只有在滯后期為1時，原假設(shè)“l(fā)nTour不是lnCity的格蘭杰原因”的F統(tǒng)計量值都大于給定顯著水平5%下F分布相應(yīng)的臨界值，則拒絕原假設(shè)，即說明短期內(nèi)在滯后一期時，張家界的城市旅游發(fā)展才會與其城市化間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即旅游發(fā)展是其城市化水平提高的原因。此時的F統(tǒng)計量值達(dá)到4.38006的水平，在所有滯后階數(shù)中最高，并可以通過5%顯著水平檢驗。

張家界市1988－2011年城市化與城市旅游發(fā)展數(shù)據(jù)序列的格蘭杰因果關(guān)系測定結(jié)果顯示：無論是長期還是短期，城市化并不對城市旅游的發(fā)展產(chǎn)生影響，但城市旅游發(fā)展則對城市化具有一定程度的推動作用，兩個變量之間是一種單向作用的因果關(guān)系，并不存在雙向作用關(guān)系。城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定結(jié)果如表4所示。

表4 城市化與城市旅游發(fā)展因果關(guān)系的判定Table 4 Granger test of causal relationship on urbanization and tourism development

3 城市化與城市旅游因果關(guān)系的生成機理

就城市化與城市旅游發(fā)展關(guān)系而言，城市化率提高的途徑有兩種，一種是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口機械性遷移導(dǎo)致的物理增長，一種是城鎮(zhèn)人口的自然增長。對張家界人口增長數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，長期以來，張家界市的人口自然增長率一直維持在0.8%左右，人口自然增長對城市化水平提高的作用非常有限，其城市化水平的提高主要受到農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口機械性遷移的影響。即隨著城市旅游產(chǎn)業(yè)地位的不斷加強，當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)居民參與旅游開發(fā)機會的不斷增多，從事旅游業(yè)相較于農(nóng)業(yè)而言可以獲得更高的經(jīng)濟收益，于是越來越多的當(dāng)?shù)鼐用耖_始從農(nóng)業(yè)活動中解放出來而從事收益更高的旅游業(yè)。相關(guān)研究表明，隨著旅游業(yè)的發(fā)展，張家界景區(qū)周邊居民以不同方式從旅游業(yè)中獲利［19］，不少農(nóng)村剩余勞動力就地轉(zhuǎn)移到旅游行業(yè)。例如，張家界國家森林公園的農(nóng)村原有勞動力1 138人，公園管理處安排463人從事旅游服務(wù)管理、75人從事旅游交通運輸、253人從事轎運、101人從事旅游商品經(jīng)營、82人從事導(dǎo)游服務(wù)，農(nóng)村旅游從業(yè)人員占到勞動力總數(shù)的85%［19］?？梢姡诼糜螛I(yè)附加值大于農(nóng)業(yè)附加值的作用下，農(nóng)業(yè)人口不斷轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，并最終導(dǎo)致了城市化水平的提高，是本研究中城市旅游發(fā)展推動城市化水平提高這一因果關(guān)系的內(nèi)在生成機理。

本研究中城市旅游發(fā)展水平是通過城市旅游總收入占城市GDP比例的方式加以表征。就城市化并不對城市旅游發(fā)展產(chǎn)生影響的結(jié)果而言，如果城市化水平對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極的推動作用，必須在城市化率提高的情況下對旅游總收入的貢獻(xiàn)大于對城市GDP的貢獻(xiàn)。實際上，張家界城市化水平的提高主要是建立在農(nóng)業(yè)人口向城鎮(zhèn)人口物理性遷移基礎(chǔ)上，對這部分居民而言，盡管其生活和生產(chǎn)方式已經(jīng)實現(xiàn)了城市化，但其活動的空間范圍還是主要依托原來的生活地域，其消費內(nèi)容也主要體現(xiàn)在日常的生活當(dāng)中，并不會增加對旅游收入的貢獻(xiàn)。換言之，至少是對城市GDP增長的貢獻(xiàn)大于對城市旅游總收入的貢獻(xiàn)。在采用城市旅游總收入與城市GDP比值作為衡量旅游發(fā)展水平指標(biāo)的情況下，如果代表GDP數(shù)值增加的幅度大于城市旅游總收入的增長幅度，城市化水平的提高不會對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極影響?？梢姡瑥埣医绯鞘谢援?dāng)?shù)剞r(nóng)村居民轉(zhuǎn)化為主，所創(chuàng)造的旅游經(jīng)濟低于對GDP增長貢獻(xiàn)的特征是導(dǎo)致城市化水平與旅游發(fā)展之間沒有形成因果關(guān)系的根本原因。

4 結(jié)論

以張家界為案例進(jìn)行的實證研究結(jié)果顯示，張家界的城市化與城市旅游發(fā)展之間在滯后階數(shù)為1的情況下，所建立的向量自回歸模型最為理想，無論是從長期還是短期看，城市化與城市旅游發(fā)展之間都只是存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即旅游發(fā)展是促進(jìn)城市化的原因。換言之，旅游發(fā)展確實可以作為推動城市化的一種動力，引導(dǎo)非城市人口向城市人口集中［20］。尤其是作為綜合性很強的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，旅游業(yè)能夠吸納大量的勞動力，改變城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)。旅游推動城市化進(jìn)程的案例不僅僅發(fā)生在中國，在美國、澳大利亞及一些歐洲國家，旅游發(fā)展已成為推動城市化的一項重要手段，并得到了廣泛證 明［2，21，22］。但城市化會 影響城市旅游發(fā)展的結(jié)論則缺少案例證實，張家界城市化水平與城市旅游發(fā)展的格蘭杰因果關(guān)系測定結(jié)果顯示，無論是長期還是短期，城市化均不會對其城市旅游發(fā)展產(chǎn)生影響。從發(fā)展過程看，旅游發(fā)展水平提高使得旅游從業(yè)機會增多，在旅游業(yè)附加值大于農(nóng)業(yè)附加值的作用下，農(nóng)業(yè)人口迅速轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，并最終導(dǎo)致城市化水平的提高，是本研究中城市旅游發(fā)展推動城市化水平提高這一因果關(guān)系的內(nèi)在生成機理。而張家界城市化以當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民轉(zhuǎn)化為主，所創(chuàng)造的旅游經(jīng)濟價值低于GDP增長貢獻(xiàn)的特征是導(dǎo)致城市化與旅游發(fā)展之間沒有形成因果關(guān)系的根本原因。

長期以來，學(xué)術(shù)界關(guān)于城市化與旅游發(fā)展之間到底是單向影響還是互相影響之間一直沒有形成共識，在研究方法上大多以邏輯分析為主，明顯缺少典型城市的案例研究，且缺乏對影響關(guān)系形成機理的解釋性研究。本文以典型旅游城市張家界為案例，在對城市化與旅游發(fā)展同步性判斷的基礎(chǔ)上，遵循實證研究的思路，采用格蘭杰因果檢驗的方法，對城市化與旅游發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了定量表征，證明了二者之間只是存在單向影響的關(guān)系，并對這個因果關(guān)系形成的原因進(jìn)行了解釋。相較于以往研究，無論在研究方法上還是在結(jié)論的可靠性上更具有說服力。而從實踐價值看，既然張家界市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠在客觀上推動其城市化水平的提高，那么在推進(jìn)新型城市化的宏觀背景下，張家界市在產(chǎn)業(yè)選擇和城市發(fā)展戰(zhàn)略上應(yīng)堅定旅游城市的建設(shè)方向，依托旅游產(chǎn)業(yè)形態(tài)構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化體系，為以旅游業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的旅游城市發(fā)展做出示范。

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