趙 磊 方 成 毛聰玲

(1.浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院,浙江杭州 310023; 2.浙江財經(jīng)大學(xué)數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院,浙江杭州 310018; 3.華東政法大學(xué)商學(xué)院,上海 201620)

中國存在旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化嗎？
——基于線性和非線性的實證分析

趙 磊1方 成2毛聰玲3

(1.浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院,浙江杭州 310023; 2.浙江財經(jīng)大學(xué)數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院,浙江杭州 310018; 3.華東政法大學(xué)商學(xué)院,上海 201620)

本文利用1999～2013年省級面板數(shù)據(jù),基于線性和非線性視角,分別采用普通面板回歸模型、動態(tài)面板回歸模型、面板門檻回歸模型和平滑轉(zhuǎn)換回歸模型對“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”假說進行了綜合實證檢驗。結(jié)果表明:首先,“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”假說在中國情境中真實有效,旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化存在顯著的正向影響;其次,旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)不僅呈現(xiàn)顯著的非線性門檻特征,而且其強度變化與旅游業(yè)發(fā)展水平正向相關(guān)。以上研究結(jié)論為地方政府實施“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”發(fā)展模式推動城鎮(zhèn)化建設(shè)奠定了理論基礎(chǔ),并且開創(chuàng)了多途徑城鎮(zhèn)化的有益探索。與此同時,地方政府在推行旅游業(yè)驅(qū)動城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略過程中還需強調(diào)保持旅游產(chǎn)業(yè)政策的連續(xù)性。

旅游; 城鎮(zhèn)化; 線性; 非線性; 實證分析

0 引言

城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長相伴而生,任何一個步入中等收入或高收入行列的國家均離不開城鎮(zhèn)化(Lampard,1955)。根據(jù)新興古典經(jīng)濟學(xué)(New Classical Economics),城鎮(zhèn)化使得分工精準(zhǔn)化,并產(chǎn)生專業(yè)化生產(chǎn),人口遷移和產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了巨大市場的同時,隨之引起的交易成本降低,顯著提高了生產(chǎn)效率,進而促進了經(jīng)濟增長(楊小凱,2003)。當(dāng)前,雖然中國人均GDP已達8000美元,已進入中等偏上收入階段,但經(jīng)濟仍面臨“下行壓力”,未來如何避免和跨越“中等收入陷阱”步入高收入國家行列成為中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵。Lewis(1972)指出,若實現(xiàn)人均GDP10000美元的高收入目標(biāo),一國城鎮(zhèn)化水平應(yīng)達到60%以上。然而,截至2015年底,中國城鎮(zhèn)化率達56.1%,盡管首次超過了世界平均水平,但歐美發(fā)達國家城鎮(zhèn)化率則已達80%。由此可見,進一步提升城鎮(zhèn)化水平,增強城鎮(zhèn)化拉動內(nèi)需的規(guī)模和潛力,是推進經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵動力。

城鎮(zhèn)化發(fā)展需要強有力的產(chǎn)業(yè)支撐,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換是城鎮(zhèn)化發(fā)展的動力機制。在城鎮(zhèn)化初級和中級階段前期,工業(yè)化是城鎮(zhèn)化發(fā)展的初始動力,而第三產(chǎn)業(yè)則是城鎮(zhèn)化發(fā)展到高級階段的后續(xù)動力,前者涉及城鎮(zhèn)化規(guī)模,后者關(guān)乎城鎮(zhèn)化質(zhì)量,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)高級化與城鎮(zhèn)化演變階段存在互動協(xié)調(diào)關(guān)系(Chenery,Syrquin,1975)。與傳統(tǒng)“工業(yè)決定論”相比,第三產(chǎn)業(yè)分別在實現(xiàn)城鎮(zhèn)經(jīng)濟聚集效益,激發(fā)城鎮(zhèn)外部經(jīng)濟效應(yīng)和發(fā)揮城鎮(zhèn)經(jīng)濟擴散動能方面對城鎮(zhèn)化具有推動作用(Aslesen,Isaksen,2007)。肇自Kolko(2010)系統(tǒng)工作,服務(wù)業(yè)對城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響研究成為一種恰逢其時的學(xué)術(shù)關(guān)照。因此,深入到第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部,探索以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為核心的多途徑城鎮(zhèn)化成為實現(xiàn)城鎮(zhèn)現(xiàn)代化的切實思考(吳必虎,2013)。當(dāng)前,旅游業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)的龍頭,隨著旅游產(chǎn)品供給類型的橫向拓展及其功能空間的縱向延伸,旅游業(yè)愈益呈現(xiàn)出傳統(tǒng)生活性和現(xiàn)代生產(chǎn)性雙重內(nèi)涵特征,并以旅游產(chǎn)業(yè)融合為主導(dǎo),在一定地域空間上所形成的服務(wù)業(yè)集聚經(jīng)濟為城鎮(zhèn)化發(fā)展帶來了新活力(Ashworth,Page,2011;Yang,2012)。對于這一旅游經(jīng)濟活動現(xiàn)象,興起于20世紀(jì)90年代初的城市旅游研究雖未直接論及,但業(yè)已洞悉城鎮(zhèn)化發(fā)展的旅游產(chǎn)業(yè)內(nèi)涵(Gladstone,1998)。

現(xiàn)代旅游作為一種推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、經(jīng)濟增長、社會變遷和文化重構(gòu)的內(nèi)在動力,既能夠直接引發(fā)城鎮(zhèn)規(guī)模的擴大、非農(nóng)人口的轉(zhuǎn)移和城鎮(zhèn)景觀的地域推進,也能從內(nèi)涵上推動城鎮(zhèn)質(zhì)量提升、城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)重組和城鎮(zhèn)功能轉(zhuǎn)變(王紅,宋聰穎,2009)。沿襲此種理論推斷,本文首先在對“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化(tourism-led urbanization,TLU)”進行理論分析基礎(chǔ)上,試圖對這一理論預(yù)設(shè)進行實證檢驗,希冀為多途徑探尋新型城鎮(zhèn)化實踐途徑提供經(jīng)驗佐證。

本文對旅游業(yè)和城鎮(zhèn)化領(lǐng)域研究文獻的補充和推進主要體現(xiàn)在如下三端。第一,在研究視角上,首先對旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化的理論脈絡(luò)進行邏輯分析,為后續(xù)實證研究提供學(xué)理基礎(chǔ)。第二,在研究方法上,首先采用普通面板數(shù)據(jù)回歸模型對旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化的線性影響關(guān)系進行實證檢驗,鑒于模型可能存在的內(nèi)生性問題,同時采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型以避免內(nèi)生性所導(dǎo)致的估計偏誤問題。此外,為了捕捉旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間可能存在的非線性關(guān)系,本文還采用經(jīng)典的非線性面板計量經(jīng)濟模型,即面板門檻回歸(panel threshold regression,PTR)模型和面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(panel smooth transition regression,PSTR)模型對其進行實證檢驗,故本文共使用4種面板計量經(jīng)濟模型進行統(tǒng)計分析。第三,在研究內(nèi)容上,深化了旅游經(jīng)濟學(xué)研究體系。在筆者視域范圍內(nèi),本文是國內(nèi)首篇利用較為先進的計量經(jīng)濟模型對旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間關(guān)系進行分析的實證文獻,目的是在更貼近宏觀經(jīng)濟現(xiàn)實背景下,以期客觀揭示旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響機制。

1 典型事實與理論分析

世界旅游組織研究表明,當(dāng)一國人均GDP達到3000美元時,旅游需求呈現(xiàn)爆發(fā)式增長;當(dāng)一國人均GDP達到5000美元時,將步入成熟的度假經(jīng)濟時期。2011年,中國人均GDP已達5121美元,中國旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展已進入繁榮期。由圖1所描繪的旅游人次(國內(nèi)旅游人次與入境旅游人次之和)變化趨勢可以看出,2011年以后,旅游人次曲線斜率明顯變大。自1998年,中央經(jīng)濟工作會議將旅游業(yè)確定為國民經(jīng)濟新的增長點之后,在中央政策引導(dǎo)下,地方政府先后將旅游業(yè)作為支柱產(chǎn)業(yè)和重點產(chǎn)業(yè)進行培育。回顧整個旅游業(yè)發(fā)展歷程,我們發(fā)現(xiàn)中國旅游發(fā)展階段與城鎮(zhèn)化進程之間存在協(xié)調(diào)一致性,可基本分為3個階段:第一階段(2002年之前),旅游業(yè)處于緩慢增長階段,城鎮(zhèn)化率低于40%;第二階段(2003年至2010年),隨著人均GDP增長到3000美元左右,旅游業(yè)迎來加速增長階段,旅游人次迅速從約10億人次擴張到22億人次,年平均增長率達10.8%,同期城鎮(zhèn)化率也由40%增長到近50%;第三階段(2011年之后),隨著人均GDP超過5000美元,旅游業(yè)進入高速增長階段,與此同時,城鎮(zhèn)化率也已突破50%,但仍嚴(yán)重滯后于同期美國和日本的城鎮(zhèn)化率(80%和90%)。

圖1 旅游人次與城鎮(zhèn)化率變化趨勢

圖1刻畫出旅游業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化進程之間存在一定耦合協(xié)調(diào)性。為了初步考察兩者之間是否存在顯著相關(guān)性,通過進一步測算Pearson相關(guān)系數(shù)可知,兩者相關(guān)系數(shù)為0.4944,并且在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性,由此說明旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。再者,為兼顧省際異質(zhì)因素,圖2在省級層面反映出旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間的線性擬合趨勢,初步揭示出旅游業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化進程具有正向促進作用。

通過對中國的典型事實初步觀察發(fā)現(xiàn),旅游業(yè)發(fā)展所表現(xiàn)出對城鎮(zhèn)化進程的推動作用并非偶然,而是存在著某種深刻的理論機制。細察旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化關(guān)系的經(jīng)典研究文獻,首推Mullins(1991)的理論貢獻,其在對澳大利亞黃金海岸(Gold Coast)和陽光海岸(Sunshine Coast)研究中所提出的旅游城鎮(zhèn)化(tourism urbanization)概念框架對后續(xù)研究產(chǎn)生了深遠影響。因此,我們首先對Mullins(1991)所構(gòu)建的旅游城鎮(zhèn)化理論內(nèi)涵進行簡要介紹。旅游城鎮(zhèn)化作為一種新型城鎮(zhèn)化演繹路徑,起源于福特主義時期(fordism)的高工資和大眾消費,成熟于20世紀(jì)70年代,即后福特主義(postfordism)時期大眾享樂消費的興起,是一種后現(xiàn)代化城市(postmodernity)形態(tài)。旅游城鎮(zhèn)化共包含7個相互關(guān)聯(lián)的特征部分:① 社會因素不同導(dǎo)致城鎮(zhèn)空間差異;② 以獨特的城鎮(zhèn)象征符號吸引旅游者;③ 快速膨脹的人口和勞動力;④ 作為后福特主義一部分的彈性生產(chǎn)體系(flexible system of production);⑤ 政府干預(yù)城鎮(zhèn)建設(shè);⑥ 大眾和定制享樂消費并存;⑦ 社會因素不同導(dǎo)致居民結(jié)構(gòu)差異。一言蔽之,Mullins(1991)所指的旅游城鎮(zhèn)化概念的理論基點是后福特式的后現(xiàn)代主義城鎮(zhèn)消費觀,這是理解旅游城鎮(zhèn)化的核心要義。

圖2 旅游人次與城鎮(zhèn)化率線性擬合

沿襲Mullins(1991)關(guān)于旅游城鎮(zhèn)化的理論闡釋進路,為了詳盡揭示旅游城鎮(zhèn)化的形成機制,首先要追溯到城市和消費關(guān)系的邏輯起點。工業(yè)革命催生了生產(chǎn)與消費的明顯分離。20世紀(jì)初,規(guī)?；?biāo)準(zhǔn)化的福特主義生產(chǎn)方式帶來了產(chǎn)品的極大豐富和工資的大幅增長,創(chuàng)造了“福特式大眾消費模式”,并為奢侈消費在中產(chǎn)階級普及創(chuàng)造了前提。1960年代后,西方社會由工業(yè)社會轉(zhuǎn)向后工業(yè)社會,進入后現(xiàn)代時期。以“彈性積累”為特征的后福特主義生產(chǎn)方式取代福特主義,消費需求由被動適應(yīng)轉(zhuǎn)向積極制造,將現(xiàn)代消費推演到一個新階段,消費的物質(zhì)性進一步減弱,文化和社會象征性進一步增強(Campbell,1995)。福特式生產(chǎn)方式和后福特式消費體系為“消費的休閑化”和“休閑的消費化”孕育了基本條件。后現(xiàn)代城鎮(zhèn)的出現(xiàn)和后現(xiàn)代消費的興起,使得城鎮(zhèn)空間既成為“消費的工具”,又成為“消費的對象”,并具有鮮明的大眾享樂消費特征。于是,旅游城鎮(zhèn)化成為以后現(xiàn)代化的城鎮(zhèn)形式為代表的新型城鎮(zhèn)化最有力的表達方式(Bauman,2011)。

后現(xiàn)代時期的顯著特征之一是工作被更廣泛的閑暇所取代。帶薪假期與可支配收入的增加,以及個人流動性的提高,旅游從休閑中分離出來,并成為重要的日常消費活動。旅游對于城鎮(zhèn)化的影響,已不再局限于傳統(tǒng)意義上的濱海度假地、近郊鄉(xiāng)村和自然風(fēng)景區(qū),城鎮(zhèn)以便捷的交通條件、優(yōu)越的人文環(huán)境和多樣的文化休閑娛樂設(shè)施成為“后工業(yè)化休閑模式中主要的旅游目的地”(Williams,2006)。與此同時,現(xiàn)代旅游消費對城鎮(zhèn)化的影響,已由“城鎮(zhèn)空間中的消費(酒店、劇院、博物館、酒吧……)”轉(zhuǎn)變?yōu)椤俺擎?zhèn)空間消費(遺址遺跡、歷史街區(qū)、創(chuàng)意園區(qū)、文化展示……)”,城鎮(zhèn)空間中一切獨特的物質(zhì)和非物質(zhì)要素都納入了旅游消費的范疇(Law,1996)。

接下來,我們具體轉(zhuǎn)向現(xiàn)代旅游消費對城鎮(zhèn)化進程的影響途徑。其一,旅游消費引發(fā)城鎮(zhèn)功能轉(zhuǎn)變。以非物質(zhì)、發(fā)展性和體驗化為特征的旅游消費作為后現(xiàn)代消費語境的典型形式,使得提供廣義旅游消費服務(wù)成為城鎮(zhèn)的主要功能,而以制造業(yè)為主的生產(chǎn)功能開始弱化。旅游消費所引導(dǎo)的城鎮(zhèn)“泛旅游生產(chǎn)”,成為城鎮(zhèn)發(fā)展的新動力。其二,旅游消費改變城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)。首先,旅游消費活動的動態(tài)性和集聚性,需要旅游消費場所凸顯結(jié)構(gòu)化和規(guī)?；M行匹配,從而直接影響城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)。其次,旅游消費活動的綜合性和層次性,促使旅游消費活動向城鎮(zhèn)“非旅游消費空間”(交通空間、居住空間、商務(wù)空間和公共文化空間)滲透,并使其發(fā)生轉(zhuǎn)變(非旅游消費空間轉(zhuǎn)變?yōu)槁糜蜗M空間)、重疊(兼具旅游消費和非旅游消費雙重空間角色)和混合(旅游消費作為非旅游消費空間配套活動),城鎮(zhèn)“非旅游消費空間”的功能構(gòu)成和空間結(jié)構(gòu)發(fā)生了本質(zhì)改變。以上兩種方式催生了作為旅游目的地的混合旅游消費功能城市不斷出現(xiàn)。其三,旅游消費提升城鎮(zhèn)發(fā)展活力。一方面,多樣性的旅游消費向城鎮(zhèn)“非旅游消費空間”內(nèi)部滲透,產(chǎn)生了旅游類消費化現(xiàn)象,進而在寬泛意義上拓寬了城鎮(zhèn)旅游消費空間;另一方面,為了滿足旅游者對城鎮(zhèn)空間的消費偏好而興起的城鎮(zhèn)旅游,實際是一種典型的“空間體驗消費活動”,原本具有非旅游消費功能的城鎮(zhèn)“非旅游消費空間”從被動接受旅游消費的“自發(fā)性滲透”到“能動性混合”,加速了旅游類消費化。以上具有多種混合旅游消費功能的特定旅游類消費化功能結(jié)構(gòu),實際上是城鎮(zhèn)泛旅游要素在空間上的合理配置與集聚,由此所產(chǎn)生的多樣化經(jīng)濟提升了城鎮(zhèn)發(fā)展活力。其四,旅游消費重構(gòu)城鎮(zhèn)整體環(huán)境。旅游消費的本質(zhì)是獲取一種審美愉悅和體驗,旅游消費場所為了實現(xiàn)“注意力經(jīng)濟”,通過設(shè)計令人印象深刻的可視化形象來吸引城鎮(zhèn)旅游者,從而在微觀層面上影響城鎮(zhèn)形態(tài)。此外,隨著城鎮(zhèn)旅游深入發(fā)展,“城鎮(zhèn)空間中的旅游消費”拓展到“城鎮(zhèn)空間旅游消費”范疇,城鎮(zhèn)環(huán)境景觀化作為旅游者審美體驗和消費對象,也是對城鎮(zhèn)景觀實現(xiàn)一種整體重構(gòu)。

如果說Mullins(1991)對于旅游城鎮(zhèn)化概念框架的解釋理路是從旅游消費出發(fā)的話,顯然,這是一種基于普遍內(nèi)生視角的狹義需求分析。中國作為世界第四大入境旅游接待國,并且擁有全世界最大的國內(nèi)旅游消費市場,旅游業(yè)在國民經(jīng)濟體系中的作用愈益綜合。因此,我們還需在中國特殊情境下將旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系置于一個更為宏觀的廣義供給分析框架。我們主要從以下4個方面來進行闡發(fā)。首先,旅游業(yè)促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。旅游業(yè)通過產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng),引領(lǐng)和構(gòu)建以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)體系為主的優(yōu)勢非農(nóng)產(chǎn)業(yè),不僅可以創(chuàng)新旅游產(chǎn)品新業(yè)態(tài),以有效滿足外來客源市場和本地居住人群旅游休閑需求偏好,尤其是為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供了新型產(chǎn)業(yè)支撐。其次,旅游業(yè)增強就業(yè)效應(yīng)。一方面,除了旅游業(yè)自身具有勞動密集型特點之外,同時伴隨著中國旅游業(yè)屬性開始向資本密集型跨越,資本積累成為中國旅游業(yè)發(fā)展的主要源泉,資本深化愈發(fā)顯著,技術(shù)進步能力正在由弱變強,從而提升了旅游業(yè)拉動就業(yè)的增量效應(yīng)*需要說明的是，現(xiàn)階段中國旅游業(yè)技術(shù)進步對就業(yè)的影響效應(yīng)并不會出現(xiàn)諸如制造業(yè)中所發(fā)生的"資本替代勞動的路徑偏差"問題，主要還是因為中國旅游業(yè)的轉(zhuǎn)型之路還長，旅游業(yè)集聚所產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新強度還很微弱。在旅游業(yè)內(nèi)部，并未開始真正出現(xiàn)技術(shù)進步替代就業(yè)的直接效應(yīng)。。另一方面,旅游業(yè)促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型,相應(yīng)決定了就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。例如,鄉(xiāng)村旅游作為農(nóng)村地區(qū)的特色非農(nóng)產(chǎn)業(yè),通過優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),創(chuàng)造了大量農(nóng)村就業(yè)機會,進而有助于實現(xiàn)農(nóng)民的就地城鎮(zhèn)化。再次,旅游業(yè)優(yōu)化空間結(jié)構(gòu)。以滿足旅游者的綜合性消費偏好為導(dǎo)向,在規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟驅(qū)使下,旅游業(yè)在地理空間上開始集聚,并借助廣義集聚力吸引鄰近生產(chǎn)要素在空間范圍內(nèi)向旅游業(yè)集聚中心流動,在空間集聚中心成長到一定程度時,由于規(guī)模效益降低、土地價格上漲和交易成本增加等規(guī)模不經(jīng)濟,從而開始對鄰近地區(qū)產(chǎn)生擴散輻射效應(yīng),再考慮到旅游業(yè)的空間溢出功能,又進一步從廣度上推動了鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)布局與結(jié)構(gòu)升級,由于旅游業(yè)集聚在空間范圍內(nèi)這種集聚與輻射效應(yīng),最終推動了城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)演化。最后,旅游業(yè)轉(zhuǎn)變生活方式。城鎮(zhèn)旅游的就業(yè)效應(yīng)實現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移就業(yè),可以有效推動這部分城鎮(zhèn)新流入人群(newcomers)逐漸融入城鎮(zhèn),通過共享城鎮(zhèn)公共基礎(chǔ)設(shè)施和學(xué)習(xí)先進文明生活方式,有利于這部分人群實現(xiàn)“人的城鎮(zhèn)化”。

劉敏等(2015)在對國內(nèi)外旅游城鎮(zhèn)化研究進行述評時指出,國內(nèi)研究圍繞旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化關(guān)系的探討多集中在空間、土地利用、人口和就業(yè)方面,但與國外研究所關(guān)注的內(nèi)生性旅游消費方式與特征方面則相對缺失。例如,陸林和葛敬炳(2006)認為旅游城鎮(zhèn)化是旅游作為城鎮(zhèn)化的一種動力,并引導(dǎo)人口向城鎮(zhèn)集中的過程,其中,旅游作為現(xiàn)代享樂消費的重要組成部分,引起的城鎮(zhèn)化過程是一種新的城鎮(zhèn)化模式。與其相似,王紅和宋穎聰(2009)也認同旅游業(yè)在城鎮(zhèn)化發(fā)展中的“動力說”,即旅游業(yè)發(fā)展可以推動旅游目的地人口和產(chǎn)業(yè)集聚及城鎮(zhèn)在空間上擴張和重構(gòu)過程。本文主要的理論貢獻在于:一方面,基于消費與城市關(guān)系視角,內(nèi)在深化了Mullins(1991,2003)所初步提出的旅游城鎮(zhèn)化概念框架,這是一種規(guī)律性認識;另一方面,立足中國情境,在宏觀視域?qū)用鎸β糜螛I(yè)的發(fā)展影響城鎮(zhèn)化的機理進行了理論分析,這是一種實踐性理解。正如Mullins(1991)所言,由于缺乏恰當(dāng)?shù)睦碚撝?其貢獻僅是引入了旅游城鎮(zhèn)化這一概念,迫切需要在完善理論框架的基礎(chǔ)上,并對這一理論命題進行實證研究才能對旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化現(xiàn)象做出詳盡解釋。

2 研究設(shè)計

2.1 變量和數(shù)據(jù)

根據(jù)本文的研究目的,檢驗旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系,即“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”假說是否存在是實證研究的核心。本文研究數(shù)據(jù)為基于1999～2013年中國大陸30個省級單元(西藏除外)構(gòu)成的平衡面板數(shù)據(jù)。旅游相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國旅游統(tǒng)計年鑒(2000～2014)》《中國旅游統(tǒng)計年鑒(副本)(2000～2014)》和《中國旅游年鑒(2000～2014)》。其他經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2000～2014)》《新中國六十年統(tǒng)計統(tǒng)計資料匯編》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

模型因變量為城鎮(zhèn)化(urban),采用人口城鎮(zhèn)化率表示,即年末城鎮(zhèn)人口與地區(qū)年末總?cè)丝诘谋戎貋矶攘砍擎?zhèn)化水平(Kasarda,Crenshaw,1991;Fay,Opal,1999)。

模型核心解釋變量為旅游業(yè)(tour),采用旅游人次比(tourist arrivals as population proportion)表示,即國內(nèi)旅游人次和入境旅游人次之和與年末地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋矶攘柯糜螛I(yè)發(fā)展水平(Kim,et al.,2006;Sequeira,Nunes,2008)。

除上述關(guān)注核心變量外,模型中還引入了可能影響地區(qū)城鎮(zhèn)化的其他控制變量。具體包括:經(jīng)濟發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系,一般采用人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(lnpgdp)度量。工業(yè)化(se_val)是城鎮(zhèn)化的動力來源,采用更能反映工業(yè)化水平的工業(yè)化率,即工業(yè)增加值與GDP之比度量。服務(wù)業(yè)(th_val)具有較高的就業(yè)彈性,在引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)升級的同時,創(chuàng)造了大量城鎮(zhèn)就業(yè)機會,采用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重度量。教育水平(lnedu)可以有效提升勞動生產(chǎn)率,是實現(xiàn)“人的城鎮(zhèn)化”的重要途徑,采用普通高等學(xué)校在校生數(shù)度量。城鄉(xiāng)收入差距(ineq)對城鎮(zhèn)化的影響存在不確定性,采用城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比度量。

2.2 模型設(shè)定

由于宏觀經(jīng)濟變量的時變性,旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)并非僅是簡單地表征出線性特征,而是可能呈現(xiàn)出復(fù)雜的非線性機制。因此,本文同時采用普通面板固定效應(yīng)回歸模型、動態(tài)面板回歸模型、面板門檻回歸模型和平滑轉(zhuǎn)換回歸模型對“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化(TLU)”假說進行實證檢驗。

2.2.1 普通面板固定效應(yīng)回歸模型

鑒于模型可能存在未被觀察的因素,會導(dǎo)致模型存在遺漏變量偏誤。對于遺漏變量偏誤的解決,可以運用固定效應(yīng)模型控制不隨時間變化的個體非觀測因素(Halaby,2004)。基于此,首先將面板固定效應(yīng)模型作為實證檢驗的初始設(shè)定,然后再依次對計量模型進行擴展。普通面板固定效應(yīng)模型設(shè)定如下:

(1)

式中,μi是非觀測的不隨時間變化的個體因素;X是控制變量集,包括經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化水平、服務(wù)業(yè)發(fā)展、教育水平和城鄉(xiāng)收入差距。下標(biāo)i和t分別代表省份和年份,εit代表隨機誤差項。

2.2.2 動態(tài)面板回歸模型

城鎮(zhèn)化進程存在“慣性”,即當(dāng)期城鎮(zhèn)化依賴于上期的城鎮(zhèn)化推進情況,為捕捉這種動態(tài)調(diào)整過程,在式(1)基礎(chǔ)上引入城鎮(zhèn)化的滯后一期項,將其擴展為如下形式的動態(tài)面板回歸模型:

(2)

為了保證獲得計量式(2)的無偏估計量,主要采用系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)方法進行動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計。這主要是因為無法觀測的省級異質(zhì)性特征μi可能與其他解釋變量相關(guān),因此OLS方法會產(chǎn)生遺漏變量偏差問題。此外,由于方程(2)引入了被解釋變量的滯后一期項作為解釋變量,其可能與隨機擾動項相關(guān),所以即使采用固定效應(yīng)模型估計剔除了異質(zhì)性的省級個體效應(yīng)μi,同樣依然無法解決內(nèi)生性所導(dǎo)致的參數(shù)估計偏誤問題。

為了克服內(nèi)生性問題,Arellano和Bond(1991)指出當(dāng)模型中一些變量是內(nèi)生變量時,普通面板回歸結(jié)果是有偏的,動態(tài)面板估計方法可以消除模型的內(nèi)生性偏誤,從而得到更加有效的估計結(jié)果,并建議采用差分廣義矩估計法(differencedgeneralizedmethodofmoments,DIF-GMM)來進行參數(shù)估計。其基本思想是先進行一階差分以消除固定效應(yīng)影響,采用水平值的滯后項作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量,然而,這種差分方法較易受到弱工具變量的影響而產(chǎn)生向下的大的有限樣本偏差(Blundell,Bond,1988)。為了彌補差分GMM估計方法的不足,Arellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(1998)進一步提出了系統(tǒng)廣義矩估計(systemgeneralizedmethodofmoments,SYS-GMM)方法。該方法的基本原理是:一方面,用差分方程消除固定效應(yīng),采用解釋變量水平滯后項作為差分項的工具變量;另一方面,又使用差分項的滯后項作為水平項的工具變量,以此增加工具變量個數(shù)來解決水平滯后項的弱工具變量問題。蒙特卡洛試驗表明,SYS-GMM比DIF-GMM更有效,主要是能夠同時使用差分方程和水平方程的信息,具有更好地有限樣本性質(zhì)(Blundell,etal.,2000),是目前解決聯(lián)立內(nèi)生性偏誤的有效方法(Roodman,2006)。

2.2.3 面板門檻回歸模型

首先考慮單一門檻情況下,Hansen(1999)所開發(fā)的面板門檻回歸(panelthresholdregression,PTR)模型設(shè)定形式:

(3)

式中,qit為門檻變量,γ為特定門檻值,I(qit≤γ)和I(qit>γ)為示性函數(shù)。采用矩陣形式可表示為:

對所有觀測值進行累疊,并采用矩陣形式表示為:

對特定的門檻值γ,可采用OLS方法估計得到β估計值:

估計的殘差平方和為:

為捕捉旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化影響的非線性關(guān)系,面板門檻回歸模型設(shè)定如下:

(4)

2.2.4 面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

由González等(2005)提出,經(jīng)由Fouquau等(2008)完善的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(panel smooth transition regression,PSTR)模型是經(jīng)典的檢驗變量之間非線性關(guān)系的前沿計量技術(shù),通過放松Hansen(1999)所開發(fā)的面板門檻回歸(PTR)模型的約束條件擴展而來,與傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)固定和隨機效應(yīng)模型相比,PSTR模型不僅可以有效刻畫模型參數(shù)的截面異質(zhì)性,可以有效克服內(nèi)生性所導(dǎo)致的參數(shù)估計量偏誤問題,尤其是允許模型參數(shù)隨轉(zhuǎn)換變量做緩慢平滑的非線性轉(zhuǎn)換。

單變量兩機制(Regime)的基本PSTR模型定義如下:

式中,g(qit;γ,c)是轉(zhuǎn)換函數(shù),是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量qit的值域為[0,1]的有界連續(xù)函數(shù),對于其具體函數(shù)形式,Granger和Ter?svirta(1993)將g(qit;γ,c)定義為邏輯函數(shù)形式:

(5)

式中,c是一個m維的轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)向量,γ是平滑參數(shù),決定轉(zhuǎn)換函數(shù)的轉(zhuǎn)換速度,γ>0。

可見,在PSTR模型中,變量估計系數(shù)由線性部分β0和非線性部分β1·g(·)共同構(gòu)成。顯然,模型存在兩種機制,當(dāng)g(·)=0時,模型存在低機制(lowregime);當(dāng)g(·)=1時,模型存在高機制(highregime)。同時,隨著轉(zhuǎn)換函數(shù)值[0,1]之間平滑移動時,模型估計系數(shù)會以c為中心在β0～β0+β1之間單調(diào)轉(zhuǎn)換。

旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型設(shè)定如下:

(6)

3 基于4種面板數(shù)據(jù)計量模型的實證分析

3.1 固定效應(yīng)模型

4種實證檢驗旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化線性和非線性關(guān)系的面板數(shù)據(jù)回歸計量模型估計結(jié)果依次報告于表1。首先,面板設(shè)定F檢驗表明個體固定效應(yīng)顯著。同時,Hausman檢驗拒絕了隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)系數(shù)沒有系統(tǒng)性差異的原假設(shè)。因此,優(yōu)先選擇面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型。個體固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果報告出旅游業(yè)回歸系數(shù)為0.0385,并且在1%水平上統(tǒng)計顯著,表明在其他因素不變的情況下,旅游人次比提高1%,會相應(yīng)正向促進城鎮(zhèn)化率上升0.0385%。

表1 基于4種面板數(shù)據(jù)回歸模型的估計結(jié)果

注:*、**和***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著;小括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差,中括號內(nèi)為檢驗統(tǒng)計量P值。

3.2 動態(tài)面板模型

為了捕捉城鎮(zhèn)化推進的“動態(tài)慣性”,被解釋變量(城鎮(zhèn)化)的一期滯后項被納入到計量模型中,其可能會與隨機誤差項相關(guān),從而會導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問題,最終使得回歸結(jié)果發(fā)生偏倚(有偏與不一致)。為了克服模型內(nèi)生性,同時鑒于本文面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為“大N小T”,所以采用系統(tǒng)廣義矩估計方法(SYS-GMM)是估計動態(tài)面板數(shù)據(jù)計量模型的恰當(dāng)選擇(Roodman,2006)。在診斷模型估計穩(wěn)定性方面,分別采用Hansen檢驗和Arellano-Bond檢驗分別予以判定。Hansen檢驗主要用于檢驗工具變量過度識別問題,而Arellano-Bond檢驗用于檢驗殘差自相關(guān)問題。首先,檢驗過度識別假設(shè)的Hansen統(tǒng)計量的p值為0.82,大于0.05臨界值,表明動態(tài)面板模型不存在過度識別問題。其次,殘差自相關(guān)的檢驗表明,殘差項的一階差分序列Δεit存在1階自相關(guān),但不存在2階自相關(guān),表明模型殘差序列εit不存在自相關(guān)。顯然,模型設(shè)定通過了各方面檢驗。動態(tài)面板模型估計結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)化滯后一期項回歸系數(shù)顯著為正,說明城鎮(zhèn)化建設(shè)存在明顯的動態(tài)持續(xù)性。同時,旅游業(yè)回歸系數(shù)為0.0317,同樣在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性,只不過與固定效應(yīng)模型估計相比,旅游業(yè)回歸系數(shù)略有降低。

3.3 面板門檻回歸模型

固定效應(yīng)模型和動態(tài)面板模型估計主要是對旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化的線性關(guān)系進行實證檢驗。接下來,我們的回歸策略要轉(zhuǎn)向兩者非線性關(guān)系方面的實證檢驗。我們先采用由Hansen(1999)所開發(fā)的面板門檻回歸(PTR)模型,并以旅游人次比作為門檻變量,來對旅游業(yè)和城鎮(zhèn)化之間是否存在非線性關(guān)系進行實證檢驗。

首先,要對門檻效應(yīng)進行檢驗,目的是要識別門檻值的個數(shù),進而以便于確定門檻模型的設(shè)定形式。因此,依次在單一門檻、雙重門檻與三重門檻的設(shè)定下對式(4)進行估計,表2報告出門檻效應(yīng)檢驗的F統(tǒng)計量和采用“自抽樣法(Bootstrap)”模擬得到的P值。由表2可知,旅游人次比在5%統(tǒng)計水平上顯著存在一個門檻值,但雙重和三重門檻效應(yīng)并未通過統(tǒng)計顯著性檢驗,進而說明模型僅存在一個門檻值。

表2 門檻效應(yīng)檢驗

其次,門檻效應(yīng)檢驗之后,需要對檢驗出的單一門檻值進行識別,門檻參數(shù)的估計值和對應(yīng)的95%置信區(qū)間列于表3。門檻參數(shù)的估計值,即指的是似然比檢驗統(tǒng)計量LR為零時γ的取值,表3報告出旅游人次比單一門檻值為9.17。

表3 門檻值估計結(jié)果

與此同時,還可借助由圖3所繪制的單一門檻中似然比函數(shù)序列作為旅游人次比門檻參數(shù)的趨勢圖,可以直觀地觀測門檻值的估計和置信區(qū)間的構(gòu)造過程,圖中虛線為似然比統(tǒng)計量的臨界值,門檻估計值的95%置信區(qū)間是所有似然比值小于5%顯著水平下的臨界值7.35的γ構(gòu)成的區(qū)間。圖3顯示出,當(dāng)旅游人次比的門檻參數(shù)估計值處于[9.170,9.291]區(qū)間時,似然比取值小于5%顯著性水平下的臨界值處于門檻模型中關(guān)于門檻估計值是否等于真實值的原假設(shè)接受域內(nèi),即旅游人次比的單一門檻值與其實際門檻值等同。

圖3 旅游人次比單一門檻值識別

最后,表1報告出對式(4)的面板門檻估計結(jié)果。以旅游人次比作為門檻變量的模型估計結(jié)果顯示,旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化影響呈現(xiàn)出基于旅游人次比的顯著正向非單調(diào)性單一門檻效應(yīng),即旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間存在顯著的非線性關(guān)系。旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的非線性影響效應(yīng)具體表現(xiàn)在:以旅游人次比作為門檻變量,當(dāng)旅游人次比低于門檻值9.17時,旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)為0.0338,并且在1%水平上顯著;當(dāng)旅游人次比跨越門檻值9.17時,旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)為0.0397,比其未跨越門檻值時,影響效應(yīng)略有提升。究其因,可從旅游業(yè)供需兩端予以闡釋。從需求端,一方面,旅游業(yè)發(fā)展水平越高,表明旅游者(旅游主體)的旅游消費規(guī)模越大,旅游消費層次越高,旅游消費范圍越廣,也就意味著旅游消費需求從多途徑對城鎮(zhèn)化內(nèi)涵產(chǎn)生深遠影響;另一方面,從旅游的本質(zhì)上理解,旅游業(yè)發(fā)展水平可從旅游者空間流動性得以反映,旅游者空間流動性頻繁,由其所引起的旅游業(yè)空間集聚形態(tài)演變則會相應(yīng)引發(fā)城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)變化。從供給端,目的地(旅游客體)為了提升旅游業(yè)發(fā)展水平,會通過促進資本、資源、土地和人口等要素的系統(tǒng)優(yōu)化配置來拓寬旅游消費空間,創(chuàng)新旅游產(chǎn)品業(yè)態(tài),最終會在經(jīng)濟、社會和文化方面推動城鎮(zhèn)化建設(shè)。

3.4 平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

應(yīng)用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(PSTR)模型實證檢驗旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間的非線性關(guān)系,首先應(yīng)當(dāng)檢驗?zāi)Ｐ头蔷€性,然后再確定平滑參數(shù)γ和位置參數(shù)c。因此,在建立PSTR模型之前,首先應(yīng)對式(6)進行非線性檢驗,以考察是否存在非線性機制轉(zhuǎn)換效應(yīng),即對原假設(shè)H0:γ=0進行檢驗,由于模型包含未識別參數(shù)γ和c,故而無法對模型進行傳統(tǒng)的非線性檢驗。為了檢驗截面異質(zhì)性,借鑒González等(2005)的做法,可考慮設(shè)置同質(zhì)性零假設(shè)H0:γ=0,并在γ=0處用轉(zhuǎn)換函數(shù)一階泰勒展開式替代,從而構(gòu)造出輔助回歸方程:

(7)

因檢驗發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性存在,應(yīng)考慮PSTR模型參數(shù)估計,其要比線性模型能夠更好地克服參數(shù)異質(zhì)性問題,從而得到穩(wěn)定可靠的估計結(jié)果。PSTR模型的參數(shù)估計主要采用非線性最小二乘法(nonlinear least squares,NLS)得到估計值。其中,轉(zhuǎn)換函數(shù)的斜率系數(shù)γ和位置參數(shù)c可采用模擬退火法獲得,然后再采用非線性最小二乘法(nonlinear least squares,NLS)方法對式(6)進行估計。

表1報告出同樣以旅游人次比為門檻變量的PSTR模型估計結(jié)果。PSTR模型發(fā)生非線性轉(zhuǎn)換的位置參數(shù)c為7.322,表明以旅游人比衡量的旅游業(yè)發(fā)展水平門檻值為7.322,模型存在兩個機制。其中,旅游人次比低于門檻值時,轉(zhuǎn)換函數(shù)g(tourit;γ,c)取值趨于0;旅游人次比高于門檻值時,轉(zhuǎn)換函數(shù)g(tourit;γ,c)取值趨于1。同時,模型在旅游業(yè)影響城鎮(zhèn)化的兩個機制之間平滑的斜率系數(shù)γ為1.271,表明模型在低與高機制之間轉(zhuǎn)換速度相對較慢,并呈現(xiàn)平滑漸進變化趨勢。當(dāng)旅游業(yè)處于不同發(fā)展水平時,旅游業(yè)與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系出現(xiàn)了平滑轉(zhuǎn)換。

PSTR模型同時報告出,tour估計系數(shù)β0為0.0271,在1%水平上顯著,而tour*g(·)估計系數(shù)β1為0.016,在5%水平上顯著,由此說明旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)具有非線性。當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù)g(tourit;γ,c)=0時,旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)為0.0271(β0),模型處于低機制;當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù)g(tourit;γ,c)=1時,旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)為0.0431(β0+β1),模型處于高機制。旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)在低與高機制之間以旅游人次比門檻值7.322為中心,隨著自身狀態(tài)變量的變動,在[0.0271,0.0431]區(qū)間平滑轉(zhuǎn)換。結(jié)合圖4決定,以旅游人次比衡量的旅游業(yè)發(fā)展水平與旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)存在顯著正相關(guān),即旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化具有顯著正向促進作用,并且隨著旅游人次比不斷擴大,旅游業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化影響的邊際效應(yīng)逐漸增強。具言之,當(dāng)旅游業(yè)發(fā)展水平較低時,旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)處于高影響狀態(tài),當(dāng)旅游業(yè)發(fā)展水平跨越門檻值7.322時,旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)開始逐漸從低影響狀態(tài)緩慢向高影響狀態(tài)轉(zhuǎn)換,并最終持續(xù)處于高影響狀態(tài)。

在控制變量對城鎮(zhèn)化的影響方面,以人均實際GDP衡量的經(jīng)濟發(fā)展水平回歸系數(shù)顯著為正,說明經(jīng)濟發(fā)展水平的確對城鎮(zhèn)化具有正向促進作用。經(jīng)濟發(fā)展所直接產(chǎn)生的城鄉(xiāng)居民相對收入差異、有效消費需求的增長和基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加均會從不同程度上驅(qū)動城鎮(zhèn)化進程。以工業(yè)增加值占比衡量的工業(yè)化水平回歸系數(shù)為正,但統(tǒng)計并不顯著。盡管這一結(jié)論并未驗證通常所理解的城鎮(zhèn)化是工業(yè)化“副產(chǎn)品”的基本常識,但就中國情境而言,有其特殊的時代背景。當(dāng)前,一方面,鑒于國內(nèi)要素價格上升和國際市場復(fù)雜環(huán)境,工業(yè)出口增速逐漸回落;另一方面,中國經(jīng)濟為了跨越“中等收入陷阱”,以期通過“轉(zhuǎn)方式”和“調(diào)結(jié)構(gòu)”尋求未來增長潛力,尤以發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)境友好的高水平工業(yè)化為主要改革方向,工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整所產(chǎn)生的“陣痛期”導(dǎo)致工業(yè)增加值占比出現(xiàn)下降。因此,綜合因素導(dǎo)致現(xiàn)階段中國工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的推動作用可能出現(xiàn)“暫時性”弱化。服務(wù)業(yè)發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化存在顯著正向影響。作為產(chǎn)業(yè)升級和結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向,服務(wù)業(yè)增長速度加快使其逐漸取代工業(yè)成為城鎮(zhèn)化向高級階段發(fā)展的主要推動力。服務(wù)業(yè)不僅具有實現(xiàn)“人口城鎮(zhèn)化”的就業(yè)優(yōu)勢,同時對城鎮(zhèn)功能的完善、城鎮(zhèn)形象的提升和城鎮(zhèn)活力的激發(fā)均可發(fā)揮無可比擬的產(chǎn)業(yè)支撐作用。教育水平對城鎮(zhèn)化影響顯著為正。教育是提升人力資本水平的直接手段,可以有效改善勞動效率,提高未來預(yù)期收入,進而有利于促進人口向城鎮(zhèn)流動。城鄉(xiāng)收入差距回歸系數(shù)不顯著,說明城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的影響并不確定。一方面,城鄉(xiāng)收入差距使得農(nóng)村生產(chǎn)要素向城鎮(zhèn)流動,成為城鎮(zhèn)化發(fā)展的動力;另一方面,城鄉(xiāng)收入差距導(dǎo)致農(nóng)村產(chǎn)業(yè)支撐體系漸為薄弱,阻礙了農(nóng)村城鎮(zhèn)化進程。

圖4 旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)非線性變化

4 結(jié)論與啟示

傳統(tǒng)工業(yè)化推動的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式漸顯弊端,主要體現(xiàn)在人口城鎮(zhèn)化滯后于土地城鎮(zhèn)化、城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)失衡以及城鎮(zhèn)生態(tài)環(huán)境破壞嚴(yán)重等方面。然而,新型城鎮(zhèn)化摒棄了傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化依賴規(guī)模擴張的粗放思維,而是轉(zhuǎn)向于強調(diào)提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量。其“新”在于,注重以人為本,著重推動城鎮(zhèn)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)生態(tài)化,以提升城鎮(zhèn)的文化、休閑和公共服務(wù)等內(nèi)涵為中心。與此同時,隨著中國逐漸步入工業(yè)化后期,后現(xiàn)代消費觀和后現(xiàn)代城市呼之欲出。如何將后現(xiàn)代消費理念融入到城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中,不僅是新型城鎮(zhèn)化推進的有益途徑,也是后現(xiàn)代城市發(fā)展的內(nèi)在要求。值得注意的是,旅游為恰當(dāng)?shù)乩斫馍鲜隼碚撏圃O(shè)提供了一個很好的切入視角,由此我們提出了“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化(TLU)”這一理論假說。

本文首先應(yīng)用普通面板和動態(tài)面板回歸技術(shù)對上述理論假說進行實證檢驗,估計結(jié)果表明旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化存在顯著正向影響,進而初步提出了“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”假說存在的經(jīng)驗佐證。不僅如此,鑒于旅游業(yè)和城鎮(zhèn)化兩個宏觀經(jīng)濟變量之間關(guān)系的時變性和復(fù)雜性,有必要進一步將旅游業(yè)和城鎮(zhèn)化之間的影響關(guān)系拓展到非線性框架,這顯然有助于揭示“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”的內(nèi)在機制。因此,本文進一步采用兩種經(jīng)典的非線性面板回歸技術(shù),即面板門檻回歸模型和面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型對“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”所可能存在的門檻效應(yīng)進行實證檢驗,估計結(jié)果表明旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)不僅具有門檻特征,并且以門檻為中心的非線性效應(yīng)變換具有平滑性。需要指出的是,面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型估計結(jié)果報告出旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)在[0.0271,0.0431]區(qū)間平滑轉(zhuǎn)換,而無論是固定效應(yīng)模型,抑或動態(tài)面板模型,還是面板門檻回歸模型,所報告出的相應(yīng)旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)均處于上述區(qū)間,這也相應(yīng)驗證了以上3種估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

本文研究結(jié)論分別從理論和實證角度豐富和深化了旅游經(jīng)濟學(xué)和城鎮(zhèn)化探索方面的研究文獻,并且為多途徑開展新型城鎮(zhèn)化建設(shè)提供了有益參考,尤其是為地區(qū)實施旅游業(yè)驅(qū)動城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略奠定了理論基礎(chǔ)。首先,“旅游導(dǎo)向型城鎮(zhèn)化”在中國當(dāng)前推進城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中是一種可以借鑒并實施的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式,旅游業(yè)是驅(qū)動城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要動力之一。休閑旅游業(yè)作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的重要標(biāo)志,隨著后現(xiàn)代社會形態(tài)的漸次確立,以休閑旅游業(yè)為導(dǎo)向的產(chǎn)城一體化,不僅可以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與人口集聚的空間匹配,克服當(dāng)前人口城鎮(zhèn)化滯后于土地城鎮(zhèn)化的主要弊端,也有助于優(yōu)化城鎮(zhèn)空間結(jié)構(gòu)。其次,本文揭示出旅游業(yè)城鎮(zhèn)化影響效應(yīng)的變化規(guī)律,呈現(xiàn)出基于旅游人次比的顯著正向非線性特征。隨著旅游業(yè)發(fā)展水平提升,旅游業(yè)對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)相應(yīng)增強,這也充分強調(diào)了旅游產(chǎn)業(yè)政策的持續(xù)性對實施旅游業(yè)驅(qū)動城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的重要意義。

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(責(zé)任編輯：鄧 屏)

Is the Tourism-drivenUrbanization Hypothesis Valid for China?—An Empirical Study Based on a Linear and Nonlinear Test

ZHAO Lei1, FANG Cheng2, MAO Congling3

(1.SchoolofEconomicsandManagement,ZhejiangUniversityofTechnology,Hangzhou310023,China; 2.SchoolofDataScience,ZhejiangUniversityofFinance&Economics,Hangzhou310018,China3.SchoolofBusiness,EastChinaUniversityofPoliticalScienceandLaw,Shanghai201620,China)

This paper applied four kinds of panel regression methods (ordinarypanelregression,dynamic panelregression, panelthresholdregression, and panelsmooth thresholdregression) to test the tourism-led urbanization hypothesis empirically from both linear and nonlinear angles for 30 provinces in China in the period from 1999 to 2013. The results indicate that tourism-led urbanization hypothesis is valid for China, and tourism has a significant positive effect on urbanization. In addition, the effect of tourism on urbanization not only shows nonlinear, but also the intensity changes of the effect is positively related to the level of tourism development. The authors believe that these conclusionsmay lay a theoretical foundation for local government implementing the development model of “tourism-led urbanization” to promote the construction of urbanization, and create a beneficial exploration of multi-way urbanization. At the same time, the local governmentstill needs to emphasize the continuity of the policy of tourism industryin the process of implementing the strategy of tourism-driven urbanization.

tourism; urbanization; linear; nonlinear; empirical analysis

F 592

A

1006-575(2016)-06-0022-17

2016-05-19;

2016-10-12

國家社科基金青年項目“新型城鎮(zhèn)化背景下我國旅游業(yè)影響經(jīng)濟增長的效應(yīng)、機制與政策研究”(14CGL023);浙江省高校工商管理重點研究基地項目“新型城鎮(zhèn)化與旅游產(chǎn)業(yè)耦合過程及對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)與機制研究”(GY16031070006)。

趙磊(1984-),男,博士,浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院副教授,研究方向為旅游經(jīng)濟學(xué),E-mail:leizhde1984@126.com。方成(1980-),男,博士,浙江財經(jīng)大學(xué)數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院講師,研究方向為計量經(jīng)濟學(xué)。毛聰玲(1992-),女,華東政法大學(xué)商學(xué)院碩士生。