方世敏，賀亞蘭，劉娟

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湖南省旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平的關(guān)系

方世敏，賀亞蘭，劉娟

（湘潭大學(xué)旅游管理學(xué)院，湖南湘潭 41105）

旅游產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化的關(guān)系研究是學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)。城鎮(zhèn)化分別與旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平、旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模、旅游產(chǎn)業(yè)集聚之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡的關(guān)系。在湖南省大部分市（州），旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有促進(jìn)作用；旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯。

旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展；城鎮(zhèn)化；面板數(shù)據(jù)

自改革開放以來，中國(guó)城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)，城鎮(zhèn)化速度不斷加快，尤其是以工貿(mào)產(chǎn)業(yè)為核心的地區(qū)，經(jīng)30年的發(fā)展，城鎮(zhèn)化水平顯著提高，然而城鎮(zhèn)化率持續(xù)攀升的同時(shí)也呈現(xiàn)出很多問題，包括環(huán)境污染和城鄉(xiāng)社會(huì)差距擴(kuò)大等。各種矛盾沖突的存在亟需一種更加生態(tài)、效率和質(zhì)量并舉的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展途徑來解決。

城鎮(zhèn)化不僅僅是一個(gè)概念或是數(shù)字，而是一個(gè)包括產(chǎn)業(yè)開發(fā)和社會(huì)發(fā)展的系統(tǒng)工程，是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的總綱。有道是“綱舉目張”，國(guó)家和地區(qū)發(fā)展的各項(xiàng)事業(yè)都在城鎮(zhèn)化構(gòu)架之中，旅游產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè)，其六大要素與各產(chǎn)業(yè)息息相關(guān)，前向關(guān)聯(lián)和后向關(guān)聯(lián)日益密切，有條件成為城鎮(zhèn)化建設(shè)的孵化器，在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中起到不可小覷的引擎作用?；谙M(fèi)能力釋放與新型城鎮(zhèn)化的主流發(fā)展脈絡(luò)，研究旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化建設(shè)的關(guān)系具有一定的意義，也符合并順應(yīng)《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020）》的大方向和要求。

一、研究進(jìn)展

對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化的關(guān)系研究始于20世紀(jì)后期，國(guó)外學(xué)者M(jìn)ullins于1991年最早提出“旅游城鎮(zhèn)化”（tourism urbanization）概念，并以澳大利亞著名的旅游城市黃金海岸和陽光海岸為案例分析了旅游城鎮(zhèn)化對(duì)當(dāng)?shù)厮a(chǎn)生的一系列影響。[1]Hannigan（1995）認(rèn)為，旅游產(chǎn)業(yè)推動(dòng)城市化的發(fā)展是后現(xiàn)代城市的表現(xiàn)形式，旅游為城市“再生”提供重要?jiǎng)恿?。[2]

國(guó)內(nèi)學(xué)者在旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化關(guān)系上持兩種不同觀點(diǎn)：大部分學(xué)者認(rèn)為二者的雙向互動(dòng)關(guān)系，即耦合關(guān)系，諸多學(xué)者對(duì)全國(guó)，[3]對(duì)東西部地區(qū)、[4]陜西省、[5]西安市、[6]京山市[7]等進(jìn)行耦合分析，研究范圍涉及全國(guó)、跨省區(qū)域、省域、市域等，學(xué)科視角由單一視角轉(zhuǎn)向?qū)W科綜合的視角，結(jié)合了經(jīng)濟(jì)學(xué)、地理學(xué)、人類學(xué)、社會(huì)學(xué)、管理學(xué)、生態(tài)學(xué)等學(xué)科；楊亞麗，孫根年認(rèn)為二者是單向關(guān)系，即城鎮(zhèn)化是國(guó)內(nèi)旅游發(fā)展的一個(gè)結(jié)構(gòu)性驅(qū)動(dòng)。[8]部分學(xué)者采用實(shí)證分析法，基于城鎮(zhèn)化研究的成果，建立VAR模型、[9]Logistic 模型、[10]Beckmann 模型、[11]PP-DEA 模型、[12]神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型、[13]SVAR模型、[14]PanelData 模型[15]等計(jì)量模型，并應(yīng)用于二者關(guān)系研究。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，引入計(jì)量分析，以小范圍的市際面板數(shù)據(jù)為出發(fā)點(diǎn)，構(gòu)成時(shí)間序列，選取湖南省14個(gè)市（州）作為研究對(duì)象，采用實(shí)證研究的方法，建立回歸模型，研究湖南省各市州旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間的數(shù)量關(guān)系。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）變量選取

城鎮(zhèn)化。目前學(xué)界使用的城鎮(zhèn)化指標(biāo)方法主要有復(fù)合指標(biāo)法和單一指標(biāo)法：由于復(fù)合指標(biāo)法考慮城鎮(zhèn)化在動(dòng)態(tài)發(fā)展過程中的復(fù)雜性，因而在指標(biāo)選取上存在諸多不確定性，目前尚未形成統(tǒng)一的見解；單一指標(biāo)法即城鎮(zhèn)化率指標(biāo)，最常用的是以當(dāng)?shù)爻擎?zhèn)人口或非農(nóng)人口占常住人口的比重來表示。本文采用的是單一指標(biāo)法，即選取城鎮(zhèn)化率作為城鎮(zhèn)化發(fā)展的代理指標(biāo)。

旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展。國(guó)外研究旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平主要有兩種度量方法，一種是旅游收入（Lee，Chang，2008；Adamou，Clerides，2009）；另一種是旅游接待人次（Cortés，2008；Kim，et al．，2006）。前者是用旅游總收入與地區(qū)GDP之比作為代理指標(biāo)，即通常所指的旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平（tourism industry specialization），用TS表示；后者是用旅游接待人次與地區(qū)人口總數(shù)之比作為代理指標(biāo)，即人均旅游人次（tourist arrivals per capita），通常用來表示旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模，用TP表示。[16]在此基礎(chǔ)上，本文加入旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)的交互作用指標(biāo)，[17]用人均旅游收入與區(qū)位熵指數(shù)之積來表示，記為TAGG。

本文選取的有關(guān)城鎮(zhèn)化和旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的具體指標(biāo)詳見表1。

表1 指標(biāo)變量選取及其定義

（二）數(shù)據(jù)來源

本文以湖南省及其14個(gè)市州作為研究對(duì)象，因此數(shù)據(jù)均來源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于統(tǒng)計(jì)口徑的變化，各市州的旅游總收入指標(biāo)在2005年之前缺失，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文將時(shí)間序列起止確定為2005-2013年，共9年。其他在《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》里未有明確數(shù)值的指標(biāo)均是通過相關(guān)計(jì)算獲得。其中，區(qū)位熵指數(shù)的計(jì)算公式為：

其中，it是第i市（州）t時(shí)期的區(qū)位熵指數(shù)，它表示第i市（州）t時(shí)期旅游總收入占全市（州）GDP的比重與全省旅游收入與全省GDP比重的比值。它衡量了一個(gè)市（州）旅游產(chǎn)業(yè)在全省所占的份額，如果該指數(shù)大于1表示該市（州）旅游產(chǎn)業(yè)集聚明顯。

三、計(jì)量檢驗(yàn)

為確保面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性以及防止偽回歸，需對(duì)各變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷旅游發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡的關(guān)系。為使數(shù)據(jù)可比較和減少異方差性，所有數(shù)據(jù)均取其對(duì)數(shù)形式，lnU，lnTS，lnTP，lnTAgg 分別表示城鎮(zhèn)化率、旅游總收入占GDP的比重、旅游接待人數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比重、旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)交互作用的對(duì)數(shù)。

（一）單位根檢驗(yàn)

由于本文選取的面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度僅有9年，為了提高小樣本下檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)的精度和穩(wěn)健性，克服一種檢驗(yàn)方法所帶來的偏差，綜合考慮多種方法分別對(duì)各面板數(shù)據(jù)變量及其一階差分變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所有變量的單位根檢驗(yàn)中都帶有截距項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由此可知，一些變量在10%或5%置信水平下存在單位根，經(jīng)一階差分后，均在1%水平上拒絕原假設(shè)，即可認(rèn)為L(zhǎng)NU，LNTS，LNTP，LNTAgg均為I（1），即原序列是一階單整，這樣可以將同階單整的變量作協(xié)整檢驗(yàn)，以確定這些同階單整變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

表2 面板單位根檢驗(yàn)

注：①D表示變量一階差分值；

②＊＊＊、＊＊和*分別表示1%、5%和10%顯著性水平；

③面板單位根檢驗(yàn)方式設(shè)為只含截距項(xiàng)，不含趨勢(shì)項(xiàng)檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Pedroni檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，這種檢驗(yàn)方法的原假設(shè)均為不存在協(xié)整關(guān)系，設(shè)置常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，滯后階數(shù)lag=0，協(xié)整結(jié)果如表3。由檢驗(yàn)結(jié)果可知：在Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)下，ADF的p<0.05，說明變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，即在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明LNU與LNTS、LNTP與LNTAgg之間存在面板協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：①＊＊＊、＊＊和*分別表示1%、5%和10%顯著性水平；

②面板協(xié)整檢驗(yàn)方式設(shè)為既含截距項(xiàng)又含趨勢(shì)項(xiàng)檢驗(yàn)；

③除Panel v-Stat為右尾檢驗(yàn)外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢驗(yàn)；

④如果是非平衡面板數(shù)據(jù)，組間統(tǒng)計(jì)量會(huì)有兩個(gè)指標(biāo)無法計(jì)算，不顯示檢驗(yàn)結(jié)果。

四、回歸模型估計(jì)與建立

（一）回歸模型估計(jì)

面板數(shù)據(jù)通過單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，可知變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其方程回歸殘差平穩(wěn)。因此，可以在此基礎(chǔ)上直接對(duì)原方程進(jìn)行回歸，此時(shí)的回歸結(jié)果是較精確的，不會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”。在選擇模型時(shí)，先用Eviews做隨機(jī)效應(yīng)模型，然后用Hausman檢驗(yàn)，原假設(shè)為選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，備擇假設(shè)為選用固定效應(yīng)模型。觀察p值結(jié)果，p<0.05，故拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

固定效應(yīng)模型又根據(jù)常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)向量是否為常數(shù)，分為3種類型：不變參數(shù)回歸模型、固定影響模型和變系數(shù)模型。

來檢驗(yàn)以下兩個(gè)假設(shè)：

其中，S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型和混合模型的殘差平方和，K為解釋變量的個(gè)數(shù)，N為截面?zhèn)€體數(shù)量，α為常數(shù)項(xiàng)，β為系數(shù)向量。在面板數(shù)據(jù)中，N=14即14個(gè)州市，K=3即有3個(gè)解釋變量，T為時(shí)間長(zhǎng)度，即從2005年到2013年，時(shí)間長(zhǎng)度T=9。由Eviews得出S1=0.068、S2=0.206、S3=1.381數(shù)值，將數(shù)值分別代入前述公式（1）、公式（2），計(jì)算得到F2=25.811>F(52，70)=0.646

則需用F1檢驗(yàn)假設(shè)H1，計(jì)算得到的F1=3.621>F(39，70)=0.614，則拒絕原假設(shè)H1，用變系數(shù)模型擬合。

（二）回歸模型建立

根據(jù)模型估計(jì)選擇變系數(shù)模型：

各市州回歸模型的常數(shù)項(xiàng)C，解釋變量系數(shù)和殘差項(xiàng)D的數(shù)值如表4。

表4：各回歸模型對(duì)應(yīng)值

故回歸模型方程式為：

五、回歸模型系數(shù)分析

第一，LNTS的系數(shù)值5市為正，9市為負(fù)，具體情況是：常德、張家界、益陽、永州和懷化5市的系數(shù)為正，其他市（州）均為負(fù)。其中系數(shù)正值最大的是益陽市，最小的是永州市；系數(shù)負(fù)值絕對(duì)值最大的株洲市，最小的是岳陽市。

這說明常德、張家界、益陽、永州和懷化旅游總收入占地區(qū)GDP的比重（旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平）與城鎮(zhèn)化率呈正相關(guān)，其他9市呈負(fù)相關(guān)。其中，益陽市和懷化市的旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平在該地城鎮(zhèn)化建設(shè)中起到了重要作用；永州旅游資源稟賦和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化的影響不顯著。株洲旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平和城鎮(zhèn)化的負(fù)向關(guān)系明顯，也與株洲是湖南省工業(yè)大市，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)于工業(yè)發(fā)展來說，其經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率偏低的事實(shí)相吻合，因而在帶動(dòng)城鎮(zhèn)化建設(shè)方面效益不強(qiáng)。

第二，LNTP系數(shù)值12市為正，2市為負(fù)，具體情況是：常德和永州兩市的系數(shù)為負(fù)，其余市（州）均為正。其中系數(shù)正值最大的是懷化市，最小的是婁底市；常德和永州兩市的系數(shù)雖為負(fù)值，但絕對(duì)值均偏小，為0.02左右。

這說明湖南省大部分市州的旅游規(guī)模對(duì)地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平具有促進(jìn)作用，其中，在懷化市表現(xiàn)得最為明顯。近些年，懷化市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，在通道侗族自治縣，形成了以民族風(fēng)情游為核心，部分生態(tài)旅游、紅色旅游為補(bǔ)充，各類休閑農(nóng)莊為延伸的多業(yè)態(tài)旅游發(fā)展模式；在靖州縣，依托楊梅產(chǎn)業(yè)和文化資源，大力發(fā)展特色農(nóng)業(yè)旅游，營(yíng)造一種“生活方式”，即慢節(jié)奏的旅游方式，同時(shí)加快農(nóng)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)的融合，做好精準(zhǔn)扶貧，效果顯著。旅游產(chǎn)業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)：就業(yè)層次多、涉及面廣、市場(chǎng)廣闊。伴隨著旅游規(guī)模的擴(kuò)大，人均旅游接待人次增加，提供更多的就業(yè)崗位，農(nóng)民就地城鎮(zhèn)化，進(jìn)而直接或間接地推動(dòng)了“以人為本”的城鎮(zhèn)化建設(shè)。

第三，LNTAGG系數(shù)值9市為正，5市為負(fù)，具體情況是：湘潭、邵陽、張家界、益陽和懷化5市系數(shù)為負(fù)值，其他市（州）為正值。其中系數(shù)正值最大的是衡陽市，最小的是郴州市；系數(shù)負(fù)值絕對(duì)值最大的是懷化市，最小的是張家界市和湘潭市，但其負(fù)值絕對(duì)值較小，為0.015左右。

這說明在旅游產(chǎn)業(yè)集聚與旅游經(jīng)濟(jì)交互作用促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程上，各市仍然存在較大差異，衡陽市、長(zhǎng)沙市正向效應(yīng)最為明顯，益陽、邵陽和懷化市旅游資源相對(duì)欠缺，旅游產(chǎn)業(yè)集聚不明顯，湘潭和張家界市旅游資源豐富，湘潭的韶山是全國(guó)紅色旅游資源的顯著代表，張家界是全國(guó)乃至世界自然山水風(fēng)光資源的顯著代表，但由于韶山市和張家界市經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱，消費(fèi)搬運(yùn)能力有限，在調(diào)配城市地區(qū)資源配置和流向以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面有待進(jìn)一步挖掘。

六、結(jié)論與討論

由于湖南省各市州的具體情況不同，因此要針對(duì)性地分析旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化的關(guān)系。有些地區(qū)的旅游發(fā)展水平相對(duì)較弱，但其城鎮(zhèn)化水平高，如株洲，主要是因?yàn)樵撌泄I(yè)收入在國(guó)民生產(chǎn)總值中占了較大比重，旅游發(fā)展稍遜于工業(yè)，因此在城鎮(zhèn)化過程中，仍是工業(yè)發(fā)揮了較大優(yōu)勢(shì)。部分地區(qū)旅游發(fā)展水平較高，但城鎮(zhèn)化水平相對(duì)較低，如張家界，該市旅游總收入占地區(qū)GDP的比重很大，但在發(fā)展過程沒有形成相對(duì)比較優(yōu)勢(shì)的泛旅游產(chǎn)業(yè)集群，仍有較大發(fā)展空間。其他諸如永州、懷化、邵陽、益陽等旅游資源相對(duì)欠缺的地區(qū)，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中可加強(qiáng)區(qū)域旅游合作，由點(diǎn)帶面，點(diǎn)面結(jié)合，形成區(qū)域發(fā)展優(yōu)勢(shì)：形成環(huán)長(zhǎng)株潭城市群、大湘南地區(qū)、大湘西地區(qū)、洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)共贏的局面?？傮w來說，湖南省大部分市（州）的旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有促進(jìn)作用，旅游產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平對(duì)城鎮(zhèn)化的發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯。

毋庸諱言，本研究存在諸多局限，主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，指標(biāo)選取的局限性。本文從市際面板數(shù)據(jù)出發(fā)，出于數(shù)據(jù)的可得性，選取了相關(guān)指標(biāo)，這些指標(biāo)均無法全面的反映出旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)化的實(shí)際特征。第二，湖南省各市州旅游發(fā)展水平差異較大，旅游業(yè)存在著地域非均衡的狀態(tài)，因而湖南省存在著顯著的地區(qū)差異，將旅游收入占GDP的比重和人均旅游接待人次以及旅游產(chǎn)業(yè)集聚作為代表一個(gè)地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展水平的評(píng)價(jià)指標(biāo)同樣存在著一定的偏差，不能完全體現(xiàn)旅游目的地和非旅游目的地的差異。第三，在分析某個(gè)指標(biāo)與城鎮(zhèn)化發(fā)展關(guān)系的時(shí)候均是在控制其他變量不變的情況下進(jìn)行的，與現(xiàn)實(shí)情況有些出入。這些都有待學(xué)界進(jìn)一步探討。

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（責(zé)任編校：彭 萍）

Study on the Relationship between Tourism Industry and Urbanization in Hunan Province

FANG ShiminHE YalanLIU Juan

（School of Tourism Management, Xiangtan University, Xiangtan, Hunan 411105, China）

The study on the relationship between tourism industry and urbanization is growing attention of the academia. In this paper it is used the relevant statistical data from 2005 to 2013 in Hunan Province based on the regression model analysis on the relationship between tourism industry development and urbanization. The urbanization is analyzed respectively in the field such as the specialization level of the tourism industry, tourism industrial agglomeration between the long-term stable equilibrium relationship. In most of the city of Hunan Province the tourism industry scale and industrial agglomeration play a role in promoting development of urbanization. Tourism industry specialization level of urbanization development promoting effect is not obvious.

tourism industry development; urbanization; panel data

F 590.3

A

10.3969/j. issn. 2096-059X.2015.06.001

2096-059X(2015)06–0001–05

2015-10-31

湖南省社會(huì)科學(xué)科基金項(xiàng)目（15YBA341）

方世敏(1964-)，男，湖南岳陽人，教授，博士，主要從事區(qū)域旅游開發(fā)與景區(qū)管理研究。