中國城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟影響的空間效應(yīng)

王坤 黃震方 余鳳龍 曹芳東

[摘要]在理論分析城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟影響的空間效應(yīng)基礎(chǔ)上，利用2000—2013年的省級面板數(shù)據(jù)和空間面板計量模型，實證探討了城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟影響的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)。研究顯示：（1）城鎮(zhèn)化規(guī)模、城鎮(zhèn)化質(zhì)量和旅游經(jīng)濟發(fā)展都具有明顯的空間依賴性和空間集聚特征，傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型因忽略了被解釋變量和解釋變量的空間溢出效應(yīng)而高估了城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)出彈性；（2）城鎮(zhèn)化規(guī)模和城鎮(zhèn)化質(zhì)量均對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的促進作用和正向的空間溢出效應(yīng)，表明旅游經(jīng)濟發(fā)展不僅受到本地區(qū)城鎮(zhèn)化的影響，也會受到鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化進程的交互作用；（3）在城鎮(zhèn)化進程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、旅游企業(yè)物質(zhì)資本與勞動力投入、旅游消費水平等多維要素都是推動旅游經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，旅游企業(yè)物質(zhì)資本和旅游消費水平還具有顯著的正向溢出效應(yīng)，而旅游企業(yè)勞動力投入有明顯的負(fù)外溢效應(yīng)。

[關(guān)鍵詞]城鎮(zhèn)化；旅游經(jīng)濟；空間溢出效應(yīng)；空間面板計量模型

[中圖分類號]F59

[文獻標(biāo)識碼]A

[文章編號]1002-5006（2016）05-0015-11

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2016.05.007

引言

城鎮(zhèn)化進程是在以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為主向以現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)為主的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的推動下，人類生產(chǎn)和生活逐步向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的過程，也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)和生活方式等社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)發(fā)生轉(zhuǎn)變的過程[1]。作為對宏觀外部環(huán)境較為敏感的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，旅游業(yè)的發(fā)展必將受到城鎮(zhèn)化進程的深刻影響。隨著城鎮(zhèn)化的持續(xù)快速推進和新型城鎮(zhèn)化的提出，人口遷移、產(chǎn)業(yè)集聚以及由此衍生的社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變遷不僅將直接或間接引導(dǎo)城鄉(xiāng)居民旅游消費模式的轉(zhuǎn)變和旅游產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，而且將促進旅游流的網(wǎng)絡(luò)化擴散和旅游業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的空間溢出。因此，從空間效應(yīng)視角下探討城鎮(zhèn)化進程對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響機理，對釋放中國城鎮(zhèn)化潛能和加強區(qū)域旅游合作都具有一定的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)研究最初是從旅游城市化角度出發(fā)，隨后轉(zhuǎn)向兩者的關(guān)系探討、城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響等方面。在旅游城市化研究方面，主要是在界定其概念和內(nèi)涵的基礎(chǔ)上，對不同類型旅游地的旅游城市化發(fā)展特征、模式及動力機制進行了深入探討。城市旅游發(fā)展是推動城市化進程的重要動力[2]，旅游城市化作為城市化的一種典型發(fā)展模式而備受關(guān)注[3- 4]。Mullins[5]最早提出了旅游城市化的概念，認(rèn)為旅游城市化是在20世紀(jì)末的西方發(fā)達國家出現(xiàn)的一種建立在享樂的消費與銷售基礎(chǔ)上的城市化模式。旅

游城市化的發(fā)展對旅游地人口結(jié)構(gòu)[6-7]、土地利用[8-9]、旅游地產(chǎn)[10]、配套基礎(chǔ)設(shè)施[11]等方面產(chǎn)生了深刻影響，表現(xiàn)出與以往不同的發(fā)展特征。通過對不同類型旅游地的實證研究，學(xué)者提出了資源吸引型[5，12-13]、資金密集型[6，11]、旅游地產(chǎn)帶動型[10]和綜合驅(qū)動型[14]等多種旅游城市化發(fā)展模式及機制。在城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展相互關(guān)系研究方面，學(xué)者多借助耦合評價模型和計量經(jīng)濟模型等定量方法，實證分析不同空間尺度下城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展的耦合特征與機理[15]，探討兩者之間的動態(tài)關(guān)系。有些學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展存在長期均衡關(guān)系[16-17]，但也有學(xué)者認(rèn)為兩者的因果關(guān)系并不顯著[18]。伴隨著新型城鎮(zhèn)化的提出和旅游經(jīng)濟發(fā)展的訴求，城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的探討也日趨增多。城鎮(zhèn)化是擴大農(nóng)村居民旅游消費的重要推動力，它不僅能直接影響農(nóng)村居民旅游消費，而且通過消費示范性、棘輪性、敏感性和預(yù)防性間接影響農(nóng)村居民旅游消費[1]。城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展、酒店業(yè)發(fā)展、鄉(xiāng)村旅游發(fā)展具有明顯的推動作用，城鎮(zhèn)化規(guī)模的增長對城鄉(xiāng)居民出游率、人均旅游花費、酒店發(fā)展的影響較為顯著[19-22]。也有學(xué)者通過構(gòu)建旅游發(fā)展對城鎮(zhèn)化的響應(yīng)度模型，分析了城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的作用強度及其空間分異機理[23-24]。

上述研究多認(rèn)為城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展之間存在相互作用，城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有直接或間接的影響效應(yīng)，但都未考慮城鎮(zhèn)化和旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間相關(guān)性和依賴性。城鎮(zhèn)化進程推動了游客流、物質(zhì)流、信息流、技術(shù)流等旅游流的空間集聚與擴散，忽略空間效應(yīng)來探討城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響將導(dǎo)致結(jié)果產(chǎn)生偏誤。近年來，空間面板計量模型在旅游研究中開始出現(xiàn)[25-27]，該方法解決了傳統(tǒng)計量模型在處理具有明顯空間依賴特征的旅游經(jīng)濟現(xiàn)象時所出現(xiàn)的偏差，明確地引入空間聯(lián)系變量進行估計。鑒于此，本文在理論分析的基礎(chǔ)上進一步厘清城鎮(zhèn)化驅(qū)動旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間效應(yīng)機制，并通過空間面板計量模型來實證研究城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟影響的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)，以期能為區(qū)域旅游合作和旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供理論依據(jù)。

1理論分析：城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟影響的空間效應(yīng)

城鎮(zhèn)化進程不僅是人口和產(chǎn)業(yè)空間集聚的過程，也是城鎮(zhèn)居民價值觀和生活方式向農(nóng)村居民傳播和擴散的過程，居民消費水平和消費行為等都在該進程中發(fā)生變遷，從而誘發(fā)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級和投資規(guī)模及行為的轉(zhuǎn)變。城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量的變化引起了居民消費、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和投資模式等方面的改變，不僅推動了本地區(qū)旅游生產(chǎn)要素的積累、旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和旅游消費水平的提升，還促進了區(qū)域旅游流的網(wǎng)絡(luò)化擴散和旅游創(chuàng)新的空間溢出，即城鎮(zhèn)化在推動本地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的同時也通過空間溢出效應(yīng)促進了鄰近地區(qū)旅游業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。因此，本文從消費、結(jié)構(gòu)和投資視角來闡釋城鎮(zhèn)化驅(qū)動旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間效應(yīng)。

1.1消費效應(yīng)

城鄉(xiāng)之間在居民收入和勞動生產(chǎn)率等方面的差異推動著鄉(xiāng)村人口向城鎮(zhèn)集聚[28]，這種集聚促進了居民整體收入水平的提高，擴大了社會消費需求規(guī)模，也改變了居民生活空間和消費環(huán)境，引起了消費習(xí)慣、觀念等方面的轉(zhuǎn)變，這對旅游消費規(guī)模、消費水平和消費結(jié)構(gòu)都產(chǎn)生了重要影響。隨著城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提升、城鄉(xiāng)居民旅游消費能力的增強和旅游消費觀念的轉(zhuǎn)變，中遠距離的旅游者增多，旅游產(chǎn)品的地域特性進一步刺激了旅游消費需求，拓展了旅游者的空間流動范圍，對鄰近地區(qū)產(chǎn)生了明顯的空間溢出效應(yīng)。因此，城鎮(zhèn)化進程中旅游消費能力和消費行為的轉(zhuǎn)變，不僅對本地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，還會影響到鄰近地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展。

1.2結(jié)構(gòu)效應(yīng)

城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量的提升促進了區(qū)域人口和產(chǎn)業(yè)的空間集聚。人口集聚帶來了休閑與旅游需求的增長，帶動了旅游業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)的互動融合，促進了旅游產(chǎn)業(yè)鏈的橫向拓展與縱向延伸，優(yōu)化了旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。旅游產(chǎn)業(yè)的空間集聚推動了技術(shù)創(chuàng)新，促進了資本、信息、知識和人員等各種創(chuàng)新要素的集聚和政策制度、信息交流和交易效率等創(chuàng)新環(huán)境的改善，提升了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率，推動了旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。因此，在結(jié)構(gòu)效應(yīng)的作用下，城鎮(zhèn)化進程通過人口和產(chǎn)業(yè)的空間集聚推動了旅游產(chǎn)業(yè)鏈的深化和旅游產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的增強。旅游產(chǎn)業(yè)鏈的細化與深化及其引起的服務(wù)質(zhì)量提升，增加了旅游產(chǎn)品的吸引力，擴大了旅游者規(guī)模，引發(fā)了旅游流的網(wǎng)絡(luò)化擴散，強化了旅游流的空間溢出效應(yīng)。作為一種知識形態(tài)，旅游產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新通過示范、模仿與競爭效應(yīng)產(chǎn)生空間溢出，提高了鄰近地區(qū)旅游業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而推動了其旅游經(jīng)濟的增長。

1.3投資效應(yīng)

投資拉動也是經(jīng)濟增長的重要動力。城鎮(zhèn)人口的空間集聚引發(fā)了如交通擁擠、設(shè)施缺乏、環(huán)境污染等城市問題。隨著城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提升，城鄉(xiāng)居民收入水平的提高、生活條件的改善及消費觀念的改變，會增加休閑、旅游度假等方面的需求，這就要求各投資主體加大對旅游設(shè)施的投資力度，如加大旅游景區(qū)景點、旅游飯店與旅游基礎(chǔ)設(shè)施等方面的開發(fā)建設(shè)。旅游服務(wù)設(shè)施的建設(shè)和服務(wù)質(zhì)量的提升增強了旅游地的綜合吸引能力和容納能力，刺激了旅游消費需求，擴大了旅游消費規(guī)模，進而推動了區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展。旅游基礎(chǔ)設(shè)施，如旅游交通設(shè)施的建設(shè)，除具有改善內(nèi)部通達性的作用外，還有區(qū)域外部性，即空間溢出效應(yīng)。交通設(shè)施具有網(wǎng)絡(luò)屬性[29]，它通過擴散效應(yīng)加強了區(qū)域之間的交流和合作，促進了旅游線路的網(wǎng)絡(luò)化開發(fā)，表現(xiàn)出明顯的空間溢出效應(yīng)。

綜上所述，城鎮(zhèn)化進程通過人口和產(chǎn)業(yè)的空間集聚，在消費效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與投資效應(yīng)的共同作用下，促進了旅游產(chǎn)業(yè)空間集聚、旅游規(guī)模擴大和旅游消費水平提升，也帶動了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型、社會結(jié)構(gòu)的變遷和資本要素的循環(huán)累積，進而通過旅游消費模式的轉(zhuǎn)變、旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和旅游資本要素的積累推動著本地區(qū)旅游業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，也通過旅游流的空間擴散和旅游創(chuàng)新的空間溢出，對鄰近地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響（圖1）。

2實證模型與方法

2.1空間面板計量模型

（1）模型構(gòu)建?？臻g計量模型由Cliff和Ord[30]針對截面數(shù)據(jù)提出，Anselin[31]、Elhorst[32]、LeSage和Pace[33]將截面數(shù)據(jù)擴展為面板形式。根據(jù)空間依賴性的存在形式，空間面板計量模型主要有三種類型：若空間依賴性以滯后項的形式存在，則為空間面板滯后模型（Spatial Panel Lag Model， SPLM）；若空間依賴性存在于誤差項中，則為空間面板誤差模型（Spatial Panel Error Model， SPEM）；若模型中同時存在被解釋變量和解釋變量的空間依賴性，則為空間面板杜賓模型（Spatial Panel Durbin Model， SPDM）。借鑒LeSage和Pace[33]的思想構(gòu)建如下SPDM模型，表達式為：

式中，yit和xit分別表示t時期單元i的被解釋變量和解釋變量的觀測值；空間滯后系數(shù)ρ為被解釋變量的空間溢出系數(shù)；β為解釋變量的待估參數(shù)向量；φ為解釋變量的空間溢出系數(shù)；wij為空間權(quán)重矩陣；μ？和νt分別為空間和時期效應(yīng)；ε為服從獨立分布的空間誤差項。

通過對方程（1）的適當(dāng)約束可得到SPLM模型和SPEM模型。如果φ=0，且ρ≠0，則SPDM模型簡化為SPLM模型；如果φ+ρβ=0，則SPDM模型簡化為SPEM模型?？梢?，SPDM模型是比SPLM模型和SPEM模型更一般的形式。

（2）空間效應(yīng)分解方法。關(guān)于解釋變量的彈性系數(shù)，LeSage和Pace[33]指出模型估計的影響系數(shù)并不代表真實的偏回歸系數(shù)，需要利用偏微分的形式進行分解。將（1）式改寫為矩陣形式：

式中，Y為N×1維被解釋變量的向量；c為常數(shù)項；lN為元素都為1的N×1維向量；X為所有解釋變量組成的N×K維矩陣；ε*為誤差項；其余變量含義同上。

則可以將被解釋變量Y對第K個解釋變量在特定時刻t的偏微分矩陣寫為：

式中，直接效應(yīng)是右端矩陣主對角線上的元素的均值βk，反映地區(qū)解釋變量對被解釋變量的產(chǎn)出彈性；間接效應(yīng)是右端矩陣除主對角線上的元素βk之外的其他元素的均值，反映鄰近地區(qū)解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響；總效應(yīng)為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和。

2.2變量選取與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)前述理論分析，城鎮(zhèn)化在消費、結(jié)構(gòu)和投資三大效應(yīng)的共同作用下，不僅直接對旅游經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，還通過旅游消費轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和旅游要素積累等方面產(chǎn)生影響。因此，本文將地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展作為被解釋變量，將城鎮(zhèn)化規(guī)模和城鎮(zhèn)化質(zhì)量作為核心解釋變量；用人均旅游消費、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和旅游企業(yè)物質(zhì)資本及勞動力資本投入來分別衡量城鎮(zhèn)化進程中消費、結(jié)構(gòu)和投資的轉(zhuǎn)變對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響；同時選取政府調(diào)控、交通網(wǎng)絡(luò)密度、旅游接待設(shè)施水平和旅游資源稟賦等作為控制變量納入模型中。各變量指標(biāo)說明如下：

旅游經(jīng)濟發(fā)展（TE）：由于缺乏直接的旅游業(yè)GDP指標(biāo)數(shù)據(jù)，被解釋變量采用省區(qū)旅游企業(yè)營業(yè)收入來表征地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展水平。為消除價格因素的影響并增強數(shù)據(jù)的可比性，運用相應(yīng)年份的居民消費價格指數(shù)（以2000年為基期）對旅游企業(yè)營業(yè)收入進行折算后得到實際值。

城鎮(zhèn)化規(guī)模（UR）：城鎮(zhèn)化規(guī)模是從數(shù)量上反映城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的指標(biāo)，通常采用城鎮(zhèn)人口比重、城鎮(zhèn)用地比重或非農(nóng)人口比重等單一指標(biāo)來測度。本文采用最能反映城鎮(zhèn)化規(guī)模也是國際上通用的人口城鎮(zhèn)化率來表征，即各省區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

城鎮(zhèn)化質(zhì)量（UQ）：城鎮(zhèn)化質(zhì)量是全面反映城鎮(zhèn)化發(fā)展進程的綜合性概念。借鑒謝守紅等[34]的研究中基于新型城鎮(zhèn)化發(fā)展內(nèi)涵所建立的中國省區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量評價指標(biāo)體系，從經(jīng)濟發(fā)展、社會發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施、生態(tài)環(huán)境和居民生活5個維度共計28個因子來綜合反映城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。本文采用該評價指標(biāo)體系并運用熵值法來綜合測度中國省區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量。

旅游企業(yè)物質(zhì)資本存量（K）：借鑒吳玉鳴[25]的研究中對旅游企業(yè)物質(zhì)資本存量的計算方法，利用K0=I0/（g+δ）來估算初始年份的旅游企業(yè)物質(zhì)資本存量K0，其中，I0為初始年份的旅游企業(yè)固定資產(chǎn)原值，g為投資的平均增長率，δ為資本折舊率，取5%來估算；再按照張軍等[35]的永續(xù)盤存法計算各年份的省區(qū)旅游企業(yè)物質(zhì)資本存量；最后利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（以2000年為基期）對旅游企業(yè)物質(zhì)資本存量進行折算。同時為消除價格因素的影響，用固定資產(chǎn)價格指數(shù)（以2000年為基期）對省區(qū)旅游企業(yè)資本存量進行了折算得到最終值。

旅游企業(yè)勞動力要素投入（L）：與物質(zhì)資本投入一樣，勞動力投入也是經(jīng)濟學(xué)意義上推動經(jīng)濟發(fā)展的重要資本要素。旅游企業(yè)勞動力要素投入用省區(qū)旅游企業(yè)從業(yè)人員數(shù)來衡量。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STR）：反映城鎮(zhèn)化進程中各省區(qū)農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的程度，采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。

人均旅游消費（TS）：鄉(xiāng)村人口向城鎮(zhèn)遷移對旅游規(guī)模及旅游消費水平提升具有重要作用，用省區(qū)旅游消費總量與游客人數(shù)的比值指標(biāo)來衡量人均旅游消費水平，其中省區(qū)旅游消費總量用旅游收入來代替。

政府調(diào)控（GOV）：該變量主要反映地方政府行為對旅游經(jīng)濟發(fā)展的干預(yù)程度，通常采用財政支出占GDP比重來衡量。

交通設(shè)施密度（TRA）：該變量反映了省區(qū)交通通達性的整體水平，是其旅游經(jīng)濟發(fā)展的重要保障。用省區(qū)交通線路里程（公路里程和鐵路里程）和省區(qū)土地面積的比值來表示[36]。

旅游接待設(shè)施規(guī)模（TF）：旅游接待設(shè)施規(guī)模在一定程度上反映了省區(qū)旅游業(yè)接待能力的大小，是省區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)保障。用省區(qū)星級酒店和旅行社數(shù)量之和來衡量[36]。

旅游資源稟賦（RES）：旅游資源賦存狀況是省區(qū)旅游業(yè)發(fā)展的前提條件。該變量由省區(qū)擁有的世界遺產(chǎn)數(shù)（權(quán)重取4）、優(yōu)秀旅游城市（權(quán)重取3）、國家級風(fēng)景名勝區(qū)數(shù)（權(quán)重取2）和4A級以上旅游景區(qū)數(shù)（權(quán)重取1）綜合加權(quán)求得[27]。

為消除異方差及保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，對上述所有變量取對數(shù)，結(jié)合SPDM模型的表達式，城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的空間面板計量模型為：

對于空間權(quán)重矩陣W的選定，本文并未采用傳統(tǒng)的空間鄰近矩陣，而是構(gòu)建了省會城市之間的距離衰減函數(shù)，以最短距離的倒數(shù)作為空間權(quán)重，這樣處理的好處是能充分考慮到在空間上接近但并不相鄰的省份之間的旅游業(yè)發(fā)展也可能存在相互影響和相互作用的實際情況[25]。本文所選用的原始統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國旅游統(tǒng)計年鑒》（2001—2014年）、《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2001—2014年）、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（2001—2014年）、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》（2001—2014年）和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

3參數(shù)估計與實證結(jié)果分析

3.1空間相關(guān)性檢驗

在運用空間面板計量模型測度城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟影響的空間效應(yīng)之前，需要驗證城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展在地理空間上是否都存在空間自相關(guān)性。本文采用反距離空間權(quán)重矩陣來計算2000—2013年城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展水平的全域Moran′s I指數(shù)（表1），進而驗證其空間自相關(guān)性及其集聚效應(yīng)。

表1顯示，除2010年外，其余年份旅游經(jīng)濟發(fā)展的全域Moran′s I指數(shù)值均為正，檢驗結(jié)果均較顯著，這基本說明旅游經(jīng)濟發(fā)展存在著顯著的空間自相關(guān)性。必須指出，2010年的全域Moran′s I未通過顯著性檢驗，這并不能判斷任何地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展與鄰近地區(qū)無關(guān)，可能是由于空間相關(guān)性只存在于部分區(qū)域，或者存在正相關(guān)和負(fù)相關(guān)的地區(qū)相互抵消，使得全局空間自相關(guān)在統(tǒng)計上不顯著[37]。隨著時間的推移，旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間自相關(guān)性呈現(xiàn)波動上升的態(tài)勢，說明省區(qū)間的空間依賴性在逐步加強，旅游經(jīng)濟發(fā)展空間集聚現(xiàn)象明顯；城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量在研究期內(nèi)的全域Moran′s I指數(shù)值均為正，檢驗結(jié)果也都顯著，表明城鎮(zhèn)化水平存在顯著的空間自相關(guān)性。2000—2009年城鎮(zhèn)化規(guī)模的全域Moran′s I指數(shù)不斷提升，其空間依賴性和集聚性逐步加強，2009年后全域Moran′s I指數(shù)在逐步降低，說明城鎮(zhèn)化規(guī)模的空間依賴性有減弱的趨勢，但Moran′s I指數(shù)仍非常顯著，其空間關(guān)聯(lián)特征依然明顯。2000—2013年城鎮(zhèn)化質(zhì)量的全域Moran′s I值均顯著為正，且呈波浪形上升態(tài)勢，表明省區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量具有明顯的空間依賴性和集聚性。

3.2估計模型識別

空間自相關(guān)性檢驗表明了城鎮(zhèn)化與旅游經(jīng)濟發(fā)展都具有較強的空間依賴性，在研究兩者之間關(guān)系時不能忽視空間因素，空間面板計量模型的運用可盡量避免因空間效應(yīng)的存在而使回歸估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。

對于空間面板計量模型的檢驗識別，首先需要通過LM和Robust LM的統(tǒng)計值及顯著性來判斷空間面板模型是滯后還是誤差形式。從表2的檢驗結(jié)果來看，SPLM模型的LM和Robust LM統(tǒng)計量均通過了1%的顯著性檢驗，SPEM模型的LM統(tǒng)計量也通過了1%的顯著性檢驗，而Robust LM統(tǒng)計量并未通過顯著性檢驗，說明SPLM模型要優(yōu)于SPEM模型，同時也驗證了城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響存在空間依賴性。其次，盡管LM和Robust LM檢驗統(tǒng)計量確認(rèn)SPLM模型較好，但仍需進一步建立SPDM模型，并通過Walds與LR檢驗選擇更優(yōu)的模型。SPDM模型簡化為SPLM模型的Walds和LR統(tǒng)計量均通過了1%水平的顯著性檢驗，SPDM模型簡化為SPEM模型的Walds和LR統(tǒng)計量也都通過了1%水平的顯著性檢驗，表明SPDM不能簡化成SPLM模型或SPEM模型，且SPDM為最優(yōu)模型。最后，本文的模型估計使用的是空間面板數(shù)據(jù)，因此對面板模型中固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的判定需要通過空間Hausman檢驗來進行。模型估計的空間Hausman檢驗統(tǒng)計值為98.137，對應(yīng)的P值為0.000，結(jié)果在1%的水平上顯著，說明本文選擇固定效應(yīng)比較合適。事實上，文中所考察的空間截面為全樣本范圍，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進行估計[38]。根據(jù)對空間和時期兩類非觀測效應(yīng)的不同控制，空間面板計量模型的固定效應(yīng)可分為無固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時期固定效應(yīng)和時空固定效應(yīng)。

3.3空間面板計量結(jié)果初步分析

模型識別結(jié)果表明，固定效應(yīng)的SPDM模型為最優(yōu)模型。因此，本文運用中國30個省級區(qū)域2000—2013年的面板數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)的SPDM模型參數(shù)估計，為方便比較，也進行了非空間面板的個體固定效應(yīng)的參數(shù)估計。實證研究中使用的軟件為Eviews 6和Matlab 2010b及其空間計量軟件包，估計結(jié)果見表3。

綜合各相關(guān)檢驗及估計結(jié)果，初步得出如下結(jié)論：

（1）空間固定效應(yīng)的SPDM模型為本研究的最優(yōu)模型。從表3中SPDM的各類效應(yīng)檢驗結(jié)果來看，空間固定效應(yīng)的對數(shù)似然值（Log L）和調(diào)整的擬合優(yōu)度系數(shù)（Adj.R2）相對其他3種效應(yīng)要大（雖然時空固定效應(yīng)的Log L值最高，但Adj.R2最差），表明空間固定效應(yīng)模型為本研究的最優(yōu)模型。

（2）忽略解釋變量和被解釋變量的空間交互作用將高估城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟的產(chǎn)出彈性。表3的結(jié)果顯示：在非空間面板的個體固定效應(yīng)模型估計中，城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響系數(shù)分別為0.818和0.988，而在考慮空間因素的SPDM模型空間固定效應(yīng)的估計系數(shù)中，城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)出彈性分別為0.428和0.624。顯然，非空間面板的個體固定效應(yīng)模型由于忽略了被解釋變量和解釋變量的空間溢出效應(yīng)而高估了城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。

（3）區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的空間溢出效應(yīng)。從旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出系數(shù)來看，空間固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型的ρ值為正值，且在1%水平下顯著，說明在中國城鎮(zhèn)化進程中，省區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展在地理空間上存在顯著的溢出效應(yīng)，鄰近地區(qū)的旅游發(fā)展具有明顯的帶動效應(yīng)、示范效應(yīng)或模仿效應(yīng)。

3.4空間效應(yīng)分解結(jié)果分析

由于在空間面板杜賓模型中，解釋變量的對應(yīng)參數(shù)并不能表示對被解釋變量影響的邊際效應(yīng)，因此需要將城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟影響的空間效應(yīng)進行分解。在空間固定效應(yīng)SPDM模型估計的基礎(chǔ)上，采用前述空間效應(yīng)分解思路與公式，來估計各解釋變量對旅游經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)（表4）。從空間效應(yīng)分解結(jié)果來看：

（1）城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的促進作用和正向溢出效應(yīng)。城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)分別為0.401和0.665，間接效應(yīng)分別為0.841和1.424，都至少通過了10%水平下的顯著性檢驗。這表明如果城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化質(zhì)量每提高1%，會直接促進本地區(qū)旅游經(jīng)濟增長0.401%和0.665%；如果鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化質(zhì)量每提高1%，會通過空間交互作用間接地促進本地區(qū)旅游經(jīng)濟增長0.841%和1.424%。并且城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提升比城鎮(zhèn)率的增長對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響更強。城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)都顯著為正，說明省區(qū)自身的城鎮(zhèn)化進程是推動其旅游經(jīng)濟發(fā)展的有效手段，城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量的提升對本省區(qū)旅游業(yè)的空間集聚和旅游者的消費水平有積極作用，二者分別從供需兩方面促進了省區(qū)旅游業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展。間接效應(yīng)也都顯著為正，說明城鎮(zhèn)化進程推動了區(qū)域旅游活動的聯(lián)合化和協(xié)調(diào)化，促進了旅游流的空間擴散和旅游生產(chǎn)創(chuàng)新的空間溢出，從而帶動了鄰近地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展。

（2）在城鎮(zhèn)化進程中，旅游企業(yè)物質(zhì)資本和勞動力投入對旅游經(jīng)濟發(fā)展的作用路徑存在差異。旅游企業(yè)物質(zhì)資本投入對旅游經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著為正，這與吳玉鳴[25]的研究一致；旅游企業(yè)勞動力投入對旅游經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)顯著為正，但間接效應(yīng)顯著為負(fù)。從直接效應(yīng)來看，兩者對旅游經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)出彈性分別為0.604和0.412，旅游企業(yè)物質(zhì)資本投入對旅游經(jīng)濟增長的推動作用要明顯大于勞動力投入，說明中國省區(qū)旅游經(jīng)濟增長主要依賴物質(zhì)資本要素驅(qū)動，勞動力生產(chǎn)要素的貢獻潛力還未充分體現(xiàn)。間接效應(yīng)方面，旅游企業(yè)物質(zhì)資本投入的間接效應(yīng)為正，說明旅游投資行為在省區(qū)間具有較強示范效應(yīng)和模仿效應(yīng)。旅游企業(yè)勞動力投入的間接效應(yīng)顯著為負(fù)，表明省區(qū)之間旅游企業(yè)勞動力要素市場的競爭性較強，勞動力向旅游經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)外溢，阻礙了落后地區(qū)的旅游經(jīng)濟發(fā)展。

（3）在城鎮(zhèn)化進程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和人均旅游消費對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的促進作用，且人均旅游消費對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的空間溢出效應(yīng)也較為明顯。從兩者直接效應(yīng)來看，城鎮(zhèn)化進程推動了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變促進了旅游業(yè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，優(yōu)化了旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和旅游生產(chǎn)效率，進而提升了旅游業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展水平；旅游消費水平也是推動旅游經(jīng)濟增長的重要力量，伴隨著城鎮(zhèn)化的推進，城鄉(xiāng)居民收入日益增多和消費觀念逐步改變，帶來了旅游經(jīng)濟發(fā)展水平的提升。人均旅游消費對旅游經(jīng)濟發(fā)展的間接效應(yīng)也顯著為正，說明旅游消費具有較強的示范性和帶動作用，一方面通過異地消費促進了其他地區(qū)旅游經(jīng)濟的增長，另一方面通過示范性帶動了其他地區(qū)居民的旅游消費水平的提升。

（4）在控制變量中，交通網(wǎng)絡(luò)密度和旅游資源稟賦對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有較為明顯的促進作用，且交通網(wǎng)絡(luò)密度的空間溢出效應(yīng)也較為明顯。兩者的直接效應(yīng)都顯著為正，說明交通設(shè)施的完善和旅游資源的深度開發(fā)是推動旅游經(jīng)濟增長的重要手段。交通網(wǎng)絡(luò)是連接旅游需求和旅游供給的紐帶，交通網(wǎng)絡(luò)密度的增強提高了旅游景區(qū)的可達性，縮減了游客的時間成本，加速了旅游資源的開發(fā)和擴大了旅游流規(guī)模，對旅游經(jīng)濟發(fā)展較為明顯；旅游資源稟賦是旅游經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)和保障，旅游資源的開發(fā)推動了旅游景區(qū)景點的網(wǎng)絡(luò)化建設(shè)，提升了旅游供給水平，刺激了居民的旅游需求傾向，促進了地區(qū)旅游業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展。交通網(wǎng)絡(luò)密度的空間溢出效應(yīng)顯著為正，表明交通設(shè)施的建設(shè)加強了區(qū)域之間的經(jīng)濟聯(lián)系，促進了旅游者和旅游生產(chǎn)要素的空間流動，對鄰近地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展有明顯的促進作用。

4結(jié)論與啟示

4.1研究結(jié)論

隨著中國城鎮(zhèn)化的推進，旅游業(yè)生產(chǎn)和消費模式都發(fā)生了新的變化，由此帶來的旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型、旅游創(chuàng)新的知識溢出和旅游流的網(wǎng)絡(luò)化擴散，對區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展具有重要影響。本文利用中國大陸30個省區(qū)2000—2013年面板數(shù)據(jù)（西藏由于多數(shù)年份數(shù)據(jù)缺失而未考慮），并運用考慮空間因素的空間面板計量模型來揭示城鎮(zhèn)化進程對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響及其空間溢出效應(yīng)，得出如下結(jié)論：（1）空間自相關(guān)檢驗結(jié)果表明省區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化發(fā)展都存在明顯的空間依賴性，在2000—2013年兩者的空間相關(guān)性和集聚效應(yīng)都大體上呈現(xiàn)波動上升的態(tài)勢。因此，在考察城鎮(zhèn)化進程與旅游經(jīng)濟發(fā)展的相互關(guān)系時必須充分考慮空間效應(yīng)的存在。（2）空間面板計量模型估計結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有顯著正向推動作用，并且城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展在空間上還存在正外部效應(yīng)，即城鎮(zhèn)化規(guī)模和質(zhì)量對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的空間溢出效應(yīng)，鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化的推進能夠促進本地區(qū)旅游業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。（3）在城鎮(zhèn)化影響下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、旅游企業(yè)物質(zhì)資本及勞動力投入、人均旅游消費對本地區(qū)旅游經(jīng)濟發(fā)展具有較為顯著的正向促進作用，同時旅游企業(yè)物質(zhì)資本和人均旅游消費具有明顯的正向溢出效應(yīng)，而旅游企業(yè)勞動力投入呈現(xiàn)較為明顯的負(fù)向溢出效應(yīng)?？梢姡擎?zhèn)化進程是中國旅游經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，隨著新型城鎮(zhèn)化的推進，城鎮(zhèn)化進程對旅游經(jīng)濟發(fā)展的潛能也將得到充分的釋放。

4.2政策啟示

（1）充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，繼續(xù)加強區(qū)域間的協(xié)調(diào)與合作。前期的相關(guān)研究和實踐中，往往忽視了地區(qū)之間的空間依賴性。本文的研究結(jié)果證實了城鎮(zhèn)化進程對旅游經(jīng)濟發(fā)展存在明顯正向的空間溢出效應(yīng)，某地區(qū)旅游經(jīng)濟的發(fā)展不僅受到本地區(qū)城鎮(zhèn)化進程的作用，還會受到其鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化進程的影響。因此，不能孤立地看待本地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展，應(yīng)站在區(qū)域間共贏互惠的角度來統(tǒng)籌謀劃，充分挖掘城鎮(zhèn)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，以利于區(qū)域之間共同推進城鎮(zhèn)化進程和實現(xiàn)旅游經(jīng)濟增長。這需要政府及政策部門在制定旅游產(chǎn)業(yè)政策和規(guī)劃時，強化區(qū)域間的旅游協(xié)調(diào)與合作，打破行政區(qū)劃壁壘和行政體制束縛，推動區(qū)域旅游一體化發(fā)展，促進旅游業(yè)物質(zhì)資本、勞動力等生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動和集聚，推動整體旅游經(jīng)濟的持續(xù)快速增長。

（2）借力新型城鎮(zhèn)化釋放旅游消費潛能，保障城鄉(xiāng)居民旅游消費公平性。研究結(jié)果顯示，人均旅游消費對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的正向促進作用和空間溢出效應(yīng)。新型城鎮(zhèn)化是以人為核心的城鎮(zhèn)化，是城鄉(xiāng)一體化和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的城鎮(zhèn)化模式。在新型城鎮(zhèn)化進程中，政府需要通過各種政策措施和經(jīng)濟手段來提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量，保障城鄉(xiāng)居民收入的整體提升，進而推動城鄉(xiāng)居民旅游消費需求的快速增長，釋放旅游消費推動旅游經(jīng)濟增長的巨大潛能，發(fā)揮旅游消費對旅游經(jīng)濟發(fā)展影響的空間效應(yīng)。同時，應(yīng)積極推動戶籍制度改革，完善公共福利、醫(yī)療、就業(yè)和保險等保障社會公平性的措施，促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，降低旅游消費的風(fēng)險，提高城鄉(xiāng)居民旅游消費傾向，進而保障城鎮(zhèn)化進程中旅游消費規(guī)模和水平的持續(xù)增長。

（3）加快地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，推動旅游產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，反哺新型城鎮(zhèn)化。地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對旅游經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的正向作用。因此，在新型城鎮(zhèn)化背景下，政府應(yīng)該統(tǒng)籌工業(yè)、農(nóng)業(yè)與服務(wù)業(yè)、城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村的發(fā)展，通過信息化推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和工業(yè)化的推進，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。旅游業(yè)具有較強的關(guān)聯(lián)帶動作用，因而可以通過旅游產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)（旅游綜合體）打造、旅游品牌營造和項目開發(fā)、旅游投融資體制改革等強有力的措施積極推進旅游業(yè)與農(nóng)業(yè)、服務(wù)業(yè)等相關(guān)行業(yè)的互動融合，發(fā)展旅游新業(yè)態(tài)，從橫向和縱向上拓展旅游產(chǎn)業(yè)鏈，優(yōu)化旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提升地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展層次，進而反哺新型城鎮(zhèn)化。

參考文獻（References）

[1]Yu Fenglong， Huang Zhenfang. Influence of Chinas urbanization ontourismconsumptionofruralresidents[J].Economic Management， 2013， 35（7）： 125-134. [余鳳龍，黃震方.中國城鎮(zhèn)化進程對農(nóng)村居民旅游消費的影響[J].經(jīng)濟管理， 2013， 35（7）： 125-134.]

[2]Li Zhifei， Cao Zhenzhu. Tourism-oriented new urbanization： A multi- dimensional comparative study [J]. Tourism Tribune， 2015， 30（7）： 16-25. [李志飛，曹珍珠.旅游引導(dǎo)的新型城鎮(zhèn)化：一個多維度的中外比較研究[J].旅游學(xué)刊， 2015， 30（7）： 16-25.]

[3]Lu Lin， Ge Jingbing. Reflection on the research progress of tourism urbanization [J]. Geographical Research， 2006， 25（4）： 741-750. [陸林，葛敬炳.旅游城市化研究進展及啟示[J].地理研究， 2006， 25（4）： 741-750.]

[4]Huang Zhenfang， Wu Jiang， Hou Guolin. Preliminary probing into tourism urbanization： A case study of metropolitan interlocking region in Yangtze River Delta [J]. Resources and Environment in the Yangtze Basin， 2009， 9（2）： 160-165. [黃震方，吳江，侯國林.關(guān)于旅游城市化問題的初步探討——以長江三角洲都市連綿區(qū)為例[J].長江流域資源與環(huán)境， 2000， 9（2）： 160-165.]

[5]Mullins P. Tourism urbanization [J]. International Journal of Urban and Regional Research， 1991， 15（3）： 326-342.

[6]Weaver D B. Contemporary tourism heritage as heritage tourism： Evidence from Las Vegas and Gold Coast [J]. Annals of Tourism Research， 2011， 38（1）： 249-267.

[7]Sun Q. In-situ urbanization in tourism-oriented towns in Chinas Southwest Mountainous Area： A case study of Yongxin Town[A]//Proceedings of the 19thInternational Symposium on Advancement of Construction Management and Real Estate [C]. Berlin Heidelberg， German， 2015.

[8]Pons A， Rullan O. The expansion of urbanization in the Balearic Islands （1956—2006） [J]. Journal of Marine and Island Cultures， 2014， （12）： 1-11.

[9]Qian J X， Feng D， Zhu H. Tourism-driven urbanization in Chinas small town development： A case study of Zhapo Town， 1986—2003[J]. Habitat International， 2012， 36（1）： 152-160.

[10]Luchiari M， Tereza D P， Serrano C. Tourism and environment in Brazil [EB/OL]. www. abep. nepo. unicamp. br/docs/outraspub/ rio10/rio10p255a276. pdf， 2013-06-30.

[11]Douglass W A， Raento P. The tradition of invention： Conceiving Las Vegas[J].Annals of Tourism Research， 2004， 31（1）： 7-23.

[12]Gladstone D. Tourism urbanization in the United States [J]. Urban Affairs Review， 1998， 33（1）： 3-27.

[13]Ge Jingbing， Lu Lin， Ling Shanjin. Characteristics and mechanism of tourism urbanization of Lijiang city[J]. Scientia Geographica Sinica， 2009， 29（1）： 134-140. [葛敬炳，陸林，凌善金.麗江市旅游城市化特征及機理分析[J].地理科學(xué)， 2009， 29（1）： 134-140.]

[14]Lin Feng. Tourism-oriented New-type Urbanization[M]. Beijing： China Travel & Tourism Press， 2013： 136-155. [林峰.旅游引導(dǎo)的新型城鎮(zhèn)化[M].北京：中國旅游出版社， 2013： 136-155.]

[15]Gao Nan， Ma Yaofeng， Li Tianshun， et al. Study on the coordinativedevelopmentbetweentourismindustryand urbanization based on coupling model： A case study of Xian[J]. Tourism Tribune， 2013， 28（1）： 62-68. [高楠，馬耀峰，李天順，等.基于耦合模型的旅游產(chǎn)業(yè)與城市化協(xié)調(diào)發(fā)展研究——以西安市為例[J].旅游學(xué)刊， 2013， 28（1）： 62-68.]

[16]Zhao Lei. Empirical analysis of effects of urbanization on tourism industry in the typical provincial borders： A case study of Jiangsu， Henan and Shaanxi province [J]. Human Geography， 2011， 26（5）： 99-104. [趙磊.城市化對典型省際區(qū)域旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)效應(yīng)的實證研究： 1996—2008——以江蘇、河南和陜西為例[J].人文地理， 2011， 26（5）： 99-104.]

[17]Zhong Jiayu， Liu Siwei， Xiong Xi. Analysis on the regional difference of coordinated development between tourism and urbanization [J]. Economic Geography， 2014， 34（2）： 187- 192.[鐘家雨，柳思維，熊曦.旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化協(xié)同發(fā)展的區(qū)域差異分析[J].經(jīng)濟地理， 2014， 34（2）： 187-192.]

[18]Xu Jie， Hua Gang， Hu Ping. Study on the relationship between urbanization and tourism development in the context of China： A dynamic analysis of chronological data from 1978[J]. Human Geography， 2010， 25（2）： 85-90. [徐潔，華鋼，胡平.城市化水平與旅游發(fā)展之關(guān)系初探——基于我國改革開放三十年的時間序列動態(tài)計量分析[J].人文地理， 2010， 25（2）： 85-90.]

[19]Yang Yali， Sun Gennian. Spatial-temporal analysis of the relationship between domestic tourism development and urbanization in China[J]. Economic Geography， 2013， 33（7）： 169-175. [楊亞麗，孫根年.城市化推動我國國內(nèi)旅游發(fā)展的時空動態(tài)分析[J].經(jīng)濟地理， 2013， 33（7）： 169-175.]

[20]Yu Fenglong， Huang Zhenfang， Cao Fangdong， et al. Influence of Chinas urbanization on tourism economic development[J]. Journal of Natural Resources， 2014， 29（8）： 1297-1309. [余鳳龍，黃震方，曹芳東，等.中國城鎮(zhèn)化進程對旅游經(jīng)濟發(fā)展的影響[J].自然資源學(xué)報， 2014， 29（8）： 1297-1309.]

[21]Zhang H Q， Jian M L， Qu X， et al. The impact of urbanization on hotel development： Evidence from Guangdong Province in China[J]. International Journal of Hospitality Management， 2013， 34（6）： 92-98.

[22]Huang Zhenfang， Lu Lin， Su Qin， et al. Research and development of rural tourism under the background of new urbanization：Theoreticalreflectionandbreakthroughof predicament [J]. Geographical Research， 2015， 34（8）： 1409-1421. [黃震方，陸林，蘇勤，等.新型城鎮(zhèn)化背景下的鄉(xiāng)村旅游發(fā)展——理論反思與困境突破[J].地理研究， 2015， 34（8）： 1409-1421.]

[23]Ma Xuefeng， Sun Gennian. Analysis of the tourism urbanization response intensity and mechanism in Zhangjiajie [J]. Tourism Tribune， 2012， 27（3）： 36-42. [麻學(xué)鋒，孫根年.張家界旅游城市化響應(yīng)強度與機制分析[J].旅游學(xué)刊， 2012， 27（3）： 36-42.]

[24]Wang Zhaofeng， Yu Han. Spatial-temporal difference and mechanism of tourism urbanization in Xiangxi based on transports improvement [J]. Economic Geography， 2013， 33（1）： 187-192.[王兆峰，余含.基于交通改善的湘西旅游城鎮(zhèn)化響應(yīng)時空分異與機制研究[J].經(jīng)濟地理， 2013， 33（1）： 187-192.]

[25]Wu Yuming. Spatial panel econometric analysis of tourism economic growth and its spillover effects[J]. Tourism Tribune， 2014， 29（2）： 16-24. [吳玉鳴.旅游經(jīng)濟增長及其溢出效應(yīng)的空間面板計量經(jīng)濟分析[J].旅游學(xué)刊， 2014， 29（2）： 16-24.]

[26]Zhao Lei， Fang Cheng， Wu Xiangming. Tourism development， spatial spillover and economic growth： An empirical evidence from China [J]. Tourism Tribune， 2014， 29（5）： 16-30. [趙磊，方成，吳向明.旅游發(fā)展、空間溢出與經(jīng)濟增長[J].旅游學(xué)刊， 2014， 29（5）： 16-30.]

[27]Yang Y， Fik T. Spatial Effects in Regional Tourism Growth [J]. Annals of Tourism Research， 2014， 46（5）： 144-162.

[28]Liews W. Economic Development with Unlimited Supply of Labor [J]. Manchester School， 1954， （22）： 1-31.

[29]Zhang Xueliang. Has transport infrastructure promoted regional economic growth？ With an analysis of the spatial spillover effects of transport infrastructure [J]. Social Sciences in China， 2012， （3）： 60-77. [張學(xué)良.中國交通基礎(chǔ)設(shè)施促進了區(qū)域經(jīng)濟增長嗎——兼論交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)[J].中國社會科學(xué)， 2012， （3）： 60-77.]

[30]Cliff A， Ord J. Spatial Autocorrelation [M]. London： Pion Publishers， 1973： 42-61.

[31]Anselin L. Spatial Econometrics： Methods and Models [M]. Dordrecht： KluwerAcademic Publishers， 1988： 12-20.

[32]Elhorst J. Specification and Estimation of Spatial Panel Data Models [J]. International Regional Science Review， 2003， 26（3）： 244-268.

[33]LeSage J， Pace R . Introduction to Spatial Econometrics [M]. Boca Raton： CRC Press/Taylor& Francis， 2009： 15-26.

[34]Xie Shouhong， Cai Haiya， Lou Tiantian. Urbanization quality evaluation and spatial variance analysis in China[J]. Urban Issues， 2015， （8）： 16-21. [謝守紅，蔡海亞，婁田田.中國各省份城鎮(zhèn)化質(zhì)量評價及空間差異分析[J].城市問題， 2015， （8）： 16-21.]

[35]Zhang Jun， Wu Guiying， Zhang Jipeng. The estimation of Chinas provincial capital stock： 1952—2004 [J]. Economic Research Journal， 2004， （10）： 35-44. [張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算： 1952—2004[J].經(jīng)濟研究， 2004， （10）： 35-44.]

[36]Xiang Yi， Zheng Lin， Wang Chengzhang. A spatial econometric analysis on the factors of tourism economic growth [J]. Economic Geography， 2012， 32（6）： 162-166. [向藝，鄭林，王成璋.旅游經(jīng)濟增長因素的空間計量研究[J].經(jīng)濟地理， 2012， 32（6）： 162-166.]

[37]Shi Hui， Wu Fangwei. The research on influencing factors of regional differences in China agricultural productivity： Based on spatial econometric analysis [J]. World Economic Papers， 2011，（3）： 59-73. [石慧，吳方衛(wèi).中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率地區(qū)差異的影響因素研究——基于空間計量的分析[J].世界經(jīng)濟文匯， 2011，（3）： 59-73.]

[38]Baltagi B. Econometric Analysis of Panel Data[M]. UK： John Wiley&Sons Press， Chichester， 2001： 23-41.

Spatial Effects of Chinas Urbanization on Tourism Economic Development：Empirical Research Based on the Spatial Panel Econometric Model

WANG Kun1，2， HUANG Zhenfang1， YU Fenglong3， Cao Fangdong1（1. School of Geography Science， Nanjing Normal University， Nanjing 210023， China； 2. School of History Culture and Tourism， Jiangsu Normal University， Xuzhou 221116， China； 3. School of Geography Science， Nantong University， Nantong 226007， China）

Abstract： After decades of development， Chinas urban population has exceeded 50%， indicating that China has entered a stage of rapid urban expansion. Theory and practice show that urbanization is the core driver of Chinas economic growth. Along with the growth of Chinas urban areas， changes have taken place in the tourism industry. Tourism has grown from both a production and consumption aspect as a result of the transformation of the structure of the tourism industry， the spillover of tourism knowledge and the spread of tourist networks. Urbanization has an important effect on the development of the regional tourism economy. In this paper， we developed a model of the direct and spillover effects of urbanization on growth in the regional tourism industry. The model accounts for the synergies between multiple factors during the urbanization process in China and their effects on the development of regional tourism. Using provincial panel data from 2000 to 2013 and employing a spatial panel econometric model， we analyzed the spatial effects of urbanization on the expansion of the tourist industry.

The following results were obtained： （1） The annual Moran Index indicated that the regional tourism industry and urbanization showed a significant spatial correlation and spatial agglomeration. Running the model without taking spatial dependence into account may affect the reliability of the results. It was confirmed that the output of the traditional panel regression model overestimated the effect size when spatial dependency was neglected. （2） The total output elasticity of Chinas urbanization rate and urbanization quality for economic growth in the regional tourism industry was 0.401 and 0.665， respectively， indicating the importance of urbanization in the expansion of the regional tourism industry in China. In other words， the model predicted that if the urbanization rate and urbanization quality increased by 1%， this would directly increase the growth of the regional tourism industry by 0.401% and 0.665%， respectively. （3） The total spatial spillover of the urbanization rate and urbanization quality in other regions had a mainly positive effect on growth in the regional tourism industry. The coefficients of spatial spillover were estimated at 0.841 and 1.424. This indicated that development of the regional tourism industry has been affected not only by regional urbanization but also by urbanization in neighborhood regions. （4） During the process of urbanization， transformation of the structure of the tourism industry， capital input into tourism and tourism consumption were important forces driving regional tourism growth. Capital input into the tourism industry and tourism consumption had a positive spatial spillover effect， but the labor input into tourism had an obvious negative spatial spillover effect.

From the above research， we conclude that Chinas urbanization is an important driver of growth in the tourism industry. With the spread of new types of urbanization， the potential effect of urbanization on tourism growth may well be increased. The paper puts forward three measures to enhance the growth of the tourism industry， as follows： first， we should build on the spatial spillover effect of urban development and strengthen coordination and cooperation between regions. Second， we can leverage the new types of urbanization to increase potential up-take of tourism， and promote the growth of different levels of tourism. Third， we should speed up the transformation and upgrade of the regional tourism industry structure， promote integrated development of tourism， and facilitate new urban development.

Keywords： urbanization； tourism economy； spatial spillover effect； spatial panel econometric model

[責(zé)任編輯：龐世明；責(zé)任校對：劉魯]