旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程與影響機制
——以張家界為例

唐健雄 蔡超岳 劉雨婧

建國以來，我國城鎮化建設取得矚目成就，但發展資源過度向城市傾斜也由此引發城鄉發展失衡的問題(1)張英男、龍花樓、馬歷，等：《城鄉關系研究進展及其對鄉村振興的啟示》，《地理研究》2019年第3期，第578—594頁。，亟需政治勢能的合理引導。在此背景下，黨的十八大和十九大報告先后提出新型城鎮化和鄉村振興戰略，二者雖基于城鄉不同視角，但均圍繞“以城帶鄉、以鄉促城”的理念展開(2)方創琳：《城鄉融合發展機理與演進規律的理論解析》，《地理學報》2022年第4期，第759—776頁。，其目的在于推進城市高質量發展的同時，引導城鎮發展要素向鄉村流動以促進鄉村振興(3)丁建軍、王璋、余方薇，等：《精準扶貧驅動貧困鄉村重構的過程與機制——以十八洞村為例》，《地理學報》2021年第10期，第2568—2584頁。，彌合城鄉發展鴻溝。由于我國國情復雜，城鎮化發展模式多樣且城鄉互動機制也存在異質性(4)李向前、劉洪、黃莉，等：《我國城鎮化模式與演進路徑研究》，《華東經濟管理》2019年第11期，第172—177頁。，城鎮化驅動鄉村振興的路徑需要結合地區實際情況具體解析。其中，旅游城鎮化作為一種重要的新型城鎮化模式，是指在旅游產業主導下實現城市地域系統延伸、人口和產業加速集聚的漸進性過程(5)王紅、宋穎聰：《旅游城鎮化的分析》，《經濟問題》2009年第10期，第126—129頁。，該模式下，旅游資源富集的落后地區可依托資源稟賦優勢擺脫“貧困均衡陷阱”，旅游地鄉村也將享受到發展紅利而走上振興之路。由是觀之，深入剖析旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程及影響機制，為中西部落后地區提供一條特色的鄉村振興路徑既具有理論意義，更彰顯時代價值。

城鄉關系作為人類社會基本關系形態之一，始終受到地理學、經濟學及社會學等多領域學者的密切關注。國外的相關研究中，多圍繞城鄉關系理論展開深入剖析，并出現了城市偏向的城鄉觀(6)劉易斯：《二元經濟論》，北京：北京經濟學院出版社，1989年，第200頁。、城鄉聯動的發展觀(7)David A.Rural-Urban and Inter-Settlement Interaction：Theory and Analytical Structure.Area，1975，(3)，pp.22-23.和“以鄉促城”的城鄉觀(8)Cecilia Tacoli.Rural-urban interactions：a guide to the literature.Environment&Urbanization，1998，(1)，pp.29.三種傾向。在國內，城鄉關系的理論研究多依托于國外學者的思想成果，在結合不同階段城鄉發展特點的基礎上，就城鄉一體化(9)石憶邵：《城鄉一體化理論與實踐：回眸與評析》，《城市規劃匯刊》2003年第1期，第49—54頁。、城鄉統籌發展(10)趙英麗：《城鄉統籌規劃的理論基礎與內容分析》，《城市規劃學刊》2006年第1期，第32—38頁。、城鄉融合發展(11)方創琳：《城鄉融合發展機理與演進規律的理論解析》，第759—776頁。等理論進行闡釋，并對不同尺度案例地的城鄉一體化(12)徐維祥，鄭金輝，徐志雄，等：《中國城鄉一體化水平的時空特征與門檻效應》，《長江流域資源與環境》2020年第5期，第1 051—1 063頁。、城鄉統籌(13)尹君、譚清美、武小龍：《江蘇省城鄉統籌效率評價及其空間溢出效應研究》，《中國農業資源與區劃》2018年第1期，第176—182頁。和城鄉融合水平(14)李俊杰、梁輝：《民族地區城鄉融合發展水平測度及影響因素研究》，《中央民族大學學報(哲學社會科學版)》2022年第2期，第97—109頁。展開實證研究，成果較為豐富。此外，自新型城鎮化和鄉村振興戰略相繼提出后，對于二者關系的探討成為城鄉關系研究領域的前沿問題，當前學者一是就新型城鎮化與鄉村振興的耦合協調發展水平展開測度，揭示二者協同推進狀況(15)徐維祥、李露、周建平，等：《鄉村振興與新型城鎮化耦合協調的動態演進及其驅動機制》，《自然資源學報》2020年第9期，第2 044—2 062頁。；二是在闡述雙方互動關系的基礎上，采用PVAR模型(16)雷娜、鄭傳芳：《鄉村振興與新型城鎮化關系的實證分析》，《統計與決策》2020年第11期，第67—72頁。、灰色關聯度(17)陶喆、向國成：《新型城鄉關系構建與鄉村振興的關系研究——以湖南省為例》，《中國農業資源與區劃》2020年第6期，第83—90頁。等方法探究二者因果聯系；三是關注到城鎮化對鄉村振興的驅動作用，從理論與實證兩個層面揭示其內在機制(18)陳麗莎：《論新型城鎮化戰略對實現鄉村振興戰略的帶動作用》，《云南社會科學》2018年第6期，第97—102頁。(19)黃祖輝、馬彥麗：《再論以城市化帶動鄉村振興》，《農業經濟問題》2020年第9期，第9—15頁。。旅游城鎮化作為一種特殊的城鎮化類型，主要發生在旅游資源富集的中西部地區，通過發展旅游業以實現城市土地擴張、人口集聚和經濟發展?，F有研究中，一方面就旅游城鎮化的概念(20)MULLINS P.Cities for Pleasure：the Emergence of Tourism Urbanization in Australia.Built Environment，1992，(3)，pp.55-58.、特征(21)葛敬炳、陸林、凌善金：《麗江市旅游城市化特征及機理分析》，《地理科學》2009年第1期，第134—140頁。以及驅動機制(22)黃震方、吳江、侯國林：《關于旅游城市化問題的初步探討——以長江三角洲都市連綿區為例》，《長江流域資源與環境》2000年第2期，第160—165頁。展開理論闡釋，另一方面基于不同案例地，展開對其發展水平(23)麻學鋒、孫根年：《張家界旅游城市化響應強度與機制分析》，《旅游學刊》2012年第3期，第36—42頁。、空間異質性和影響因素(24)甄翌、王彩霞：《旅游城鎮化驅動活躍性測度及影響因素研究》，《旅游學刊》2020年第7期，第61—72頁。的實證研究。但總體來看，對該問題的探討多集中于旅游城鎮化本身，缺乏城鄉視域下對旅游城鎮化與鄉村發展關系的理論闡釋和實證分析，更鮮有學者關注到旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程及影響機制。

基于此，在理論層面，首先就旅游城鎮化驅動鄉村振興的內涵進行闡釋，并深入解析其演進過程及影響機制。在實證研究中，構建了鄉村振興對旅游城鎮化的響應度模型以量化旅游城鎮化的驅動強度，并結合灰色關聯法和向量自回歸模型(VAR)，以典型旅游地張家界為例，探討其自旅游立市(1989年)以來旅游城鎮化對鄉村振興的驅動過程及影響機制，既拓展了旅游城鎮化的研究外延，又為破解旅游城鎮化驅動鄉村振興這一“黑箱”提供有益參考，同時還為同類型地區實現鄉村振興提供理論依據和實踐指導。

一 理論解析

(一)旅游城鎮化驅動鄉村振興的內涵及演進過程

鄉村振興是一個不斷補齊“三農”發展短板，推動鄉村地域系統“人—地—業”要素協同優化，實現城鄉融合發展和鄉村充分發展的漸進性過程(25)劉彥隨、周揚、李玉恒：《中國鄉村地域系統與鄉村振興戰略》，《地理學報》2019年第12期，第2 511—2 528頁。。在我國，城鄉發展失衡問題普遍存在，尤其在以旅游業驅動城鎮化的典型地區，由于旅游發展要素持續向中心城區匯集，鄉村地域系統長期面臨著發展要素外流的危機。但是，自城鄉統籌發展戰略、鄉村振興戰略相繼提出后，政治勢能引導下城市發展要素逐步向鄉村擴散，鄉村發展動能持續釋放并走上振興之路。因此，從“要素—結構—功能”視角切入(26)丁建軍、王璋、余方薇，等：《精準扶貧驅動貧困鄉村重構的過程與機制——以十八洞村為例》，第2 568—2 584頁。，基于“城鄉有機體理論”(27)劉彥隨、周揚、李玉恒：《中國鄉村地域系統與鄉村振興戰略》，第2 511—2 528頁。，旅游城鎮化驅動鄉村振興可解析為：在“城鄉等值化”的鄉城關系新認知引領下(28)劉彥隨、龍花樓、李裕瑞：《全球鄉城關系新認知與人文地理學研究》，《地理學報》2021年第12期，第2 869—2 884頁。，暢通要素雙向流動通道以充分發揮城市的“擴散效應”，促進發展要素回流鄉村，并以鄉村旅游產業為先導引領鄉村地域系統要素整合、結構優化和功能提升，推動其經濟、社會和空間系統協同重構(29)劉彥隨、龍花樓、李裕瑞：《全球鄉城關系新認知與人文地理學研究》，第2 869—2 884頁。，最終實現鄉村振興。

由于旅游城鎮化和城鄉發展政策是動態變化的，旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程也會呈現出階段化特征?；卩l城關系視角(30)劉彥隨、龍花樓、李裕瑞：《全球鄉城關系新認知與人文地理學研究》，第2 869—2 884頁。與旅游地生命周期(TALC)理論(31)保繼剛、楚義芳：《旅游地理學(第三版)》，北京：高等教育出版社，2018年，第200頁。，該過程大體可劃分為四個階段(如圖1)。

1.介入階段。在TALC的探查和參與期，部分地區憑借旅游資源稟賦優勢吸引科考人員及少量游客前往(32)麻學鋒、楊雪：《張家界旅游產品開發的空間演化與鄉村振興分析》，《吉首大學學報(社會科學版)》2018年第3期，第48—58頁。，周邊村民為適應其需求建設了農家樂等簡易配套設施。隨著游客規模不斷擴張，資本介入對旅游資源進行景區化開發，發展要素漸趨向核心景區匯聚，景區城鎮化初現。但由于旅游規模效應尚未充分彰顯，旅游小城鎮多以點狀或點軸狀為主，輻射范圍較為有限，其驅動作用僅局限于景區鄰近鄉村，廣大鄉村地域系統仍保留原始風貌，且受制于道路交通等信息溝通渠道不暢，鄉村發展仍以內源性要素驅動為主，對旅游驅動的城鎮化響應微弱。

2.收縮階段。TALC進入發展與鞏固階段后，旅游產業集聚效應逐步顯現。一方面，在旅游城鎮的“虹吸效應”下人流、物流、信息流加速向城區匯聚，大量農民進城從事與旅游相關的服務業，且大量農地被征用用于旅游開發；另一方面，為集中資源服務于旅游業發展，在政府的統一調配下農村優勢資源進一步向城鎮匯集，尤其是“遷村并居”改造推動旅游城鎮化進一步加速(33)麻學鋒、楊雪：《張家界旅游產品開發的空間演化與鄉村振興分析》，第48—58頁。。在此階段，旅游城鎮化對鄉村發展的“虹吸效應”往往大于驅動作用，發展要素向旅

圖1 旅游城鎮化驅動鄉村振興的內涵機理、過程及影響機制

游地城區匯集引致鄉村空心化、人口老弱化等一系列問題，鄉村收縮現象凸顯。

3.發展階段。步入TALC的發展停滯期，旅游環境容量日趨飽和，因旅游城市的快速擴張引致的生態危機、地價激增等問題接踵而至(34)麻學鋒、楊雪：《張家界旅游產品開發的空間演化與鄉村振興分析》，第48—58頁。。同時，“城市偏向”的治理觀下城鄉間發展鴻溝加劇，鄉村地域系統對城鎮的支撐作用難以為繼。一方面，隨著流載體基礎設施的完善，旅游產業漸趨向城區外圍布局以尋求新發展機遇，城市的“擴散效應”逐步占據主導地位；另一方面，為實現旅游地可持續發展，政府會對旅游業重新布局以消弭旅游產業過度集聚所引發的負向效應，由此推動城市發展要素向鄉村回流，鄉村“人—地—業”各要素也逐步從缺失到相對豐盈。

4.鞏固階段。旅游地的城市發展要素持續向鄉村外溢，實現鄉村“舊貌換新顏”。一方面，在形式城鎮化下，鄉村用地結構被持續優化，釋放了土地對鄉村振興的基礎性支撐作用。功能城鎮化下，城市優秀文化向鄉村滲透有助于實現鄉村文化重構并“守正出新”。另一方面，在發展鄉村旅游業的基礎上，與當地特色的手工業、養殖業充分融合，可發掘其在文化傳承、就業保障等方面的多重功能，吸引發展要素持續流入鄉村以釋放旅游城鎮化的長效驅動力。

(二)旅游城鎮化驅動鄉村振興的影響機制

依據前文對旅游城鎮化驅動鄉村振興的內涵梳理，該過程的實現一方面在于破除城鄉二元對立，通過城鄉融合與等值化發展觀念引導城鄉雙向互動以加速鄉村振興(35)劉彥隨、龍花樓、李裕瑞：《全球鄉城關系新認知與人文地理學研究》，第2 869—2 884頁。；另一方面則是隨著TALC步入停滯期后，聚集經濟下城市發展要素向鄉村擴散，尤其是旅游要素的外溢為鄉村發展提供契機(36)劉彥隨、龍花樓、李裕瑞：《全球鄉城關系新認知與人文地理學研究》，第2 869—2 884頁。。因此，對影響機制的探討也應圍繞城鄉關系與旅游業發展這兩個關鍵點展開。本文將從旅游地微觀環境與外部宏觀環境出發，解析其影響機制(如圖1)。

首先，旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程主要受到旅游地微觀環境下復合因素的干擾。為厘清其作用機理，嘗試將PSR模型(壓力—狀態—響應模型)引入到影響機制的研究中。該模型最早由經濟合作與發展組織(OECD)提出并被應用于生態安全評價等自然科學領域，近年來還被廣泛用于社會經濟發展、脫貧進程評價等相關研究(37)胡原、曾維忠：《基于PSR模型的深度貧困縣脫貧進程評價——以四川省為例》，《長江流域資源與環境》2019年第12期，第2 867—2 878頁。(38)陳志軍、徐飛雄：《鄉村旅游地旅游發展對鄉村振興的影響效應與機理——以關中地區為例》，《經濟地理》2022年第2期，第231—240頁。。在該模型系統中，“壓力”是“狀態”改變的源動力，“狀態”又是“響應”產生的原因，“響應”同時改變了“壓力”的大小，“壓力—狀態—響應”始終處于動態平衡的狀態(39)張博勝、楊子生：《基于PSR模型的中國人地關系協調發展時空格局及其影響因素》，《農業工程學報》2021年第13期，第252—262頁。。因此，借鑒PSR模型的邏輯思路，構建了旅游地微觀環境下影響機制的分析框架：1.隨著旅游發展要素持續向城區集聚，城鄉發展失衡問題逐漸凸顯，對旅游地可持續發展施加了巨大壓力(P)。在此背景下，政府的合理引導(調控力)是“破局”的關鍵所在，以財政補貼、駐村幫扶等形式引導城市要素注入鄉村以發揮“鯰魚效應”，實現內外源要素的良性互動有助于實現旅游城鎮化賦能鄉村振興，彌合城鄉間發展鴻溝(40)丁建軍、王璋、余方薇，等：《精準扶貧驅動貧困鄉村重構的過程與機制——以十八洞村為例》，第2 568—2 584頁。。2.在強有力的政府干預下，旅游城鎮化對鄉村地區的“擴散效應”顯現，城鄉發展失衡狀態(S)被打破。除政府調控力外，道路交通網等交通基礎設施對旅游流的鄉村擴散和發展要素的城鄉間互動所起到的支撐作用不容忽視，要素溝通渠道的暢通是實現“以城帶鄉”的重要前提。與此同時，旅游業發展不僅持續推進城鎮化進程，更成為鄉村地區“產業興旺”的關鍵引擎，旅游業的經濟效應是鄉村經濟取得迅速發展的重要原因，旅游業的就業效應則體現在為鄉村居民提供了廣泛的增收渠道(41)劉紅梅、冀陳偉：《中國旅游政策的演進》，《求索》2017年第4期，第137—143頁。。在旅游業的帶動下，以住宿餐飲業為代表的第三產業蓬勃發展，產業結構升級加速了城市資本要素和現代化要素向鄉村輻射，“以城帶鄉”實現鄉村振興。3.旅游城鎮化驅動鄉村振興的進程加速，旅游利益相關者會做出及時響應(R)，主要表現為廣泛的市場投資行為，如積極參與鄉村旅游建設，構建起“政府+企業+農戶”的旅游開發模式以培育鄉村特色產業，實現以產業振興引領鄉村全面振興(42)龍花樓、屠爽爽：《論鄉村重構》，《地理學報》2017年第4期，第563—576頁。?？傊?，市場投資是旅游城鎮化驅動鄉村振興的關鍵助力，它可緩解城鄉失衡對旅游地可持續發展所帶來的壓力。

此外，從外部宏觀環境來看：①不同時期施行的城鄉發展政策奠定了旅游地城鎮化與鄉村發展的主基調?！耙脏l促城”的城鄉二元發展模式加速了旅游城鎮化進程，但卻導致城鄉間鴻溝不斷加劇，而城鄉統籌發展戰略、鄉村振興戰略等的相繼提出則扭轉了上述困局，旅游城鎮化對鄉村振興的驅動效應也得以彰顯(43)郭遠智、周揚、劉彥隨：《貧困地區的精準扶貧與鄉村振興：內在邏輯與實現機制》，《地理研究》2019年第12期，第2 819—2 832頁。。②旅游政策是中國旅游業發展的風向標，也深刻影響著旅游城鎮化進程(44)童昀、劉海猛、馬勇：《中國旅游經濟對城市綠色發展的影響及空間溢出效應》，《地理學報》2021年第10期，第2 504—252頁。?！耙匀刖陈糜螢橄葘А钡穆糜伟l展戰略提出后，張家界等國際知名旅游地景區城鎮化現象逐步顯現(45)劉長生、陳昀、簡玉峰，等：《中國旅游產業發展間接就業帶動能力測算及其時空差異》，《地理學報》2022年第4期，第918—935頁。，而“把旅游業培育成為國民經濟的戰略性支柱產業”提出后又進一步釋放了旅游城市的發展動能。③旅游業具有脆弱性，易受國內外社會經濟等外部環境的劇烈沖擊(46)朱穎秋、楊霞、李婧、劉華蓉：《旅游業發展與第三產業增長關系研究——基于云南省2000～2014年的數據分析》，《旅游研究》2016年第5期，第36—42頁。。如新冠疫情影響下以旅游為支柱產業的城市面臨著發展停滯危機，旅游城鎮化對鄉村振興的驅動進程也相應放緩。

二 研究案例地

(一)張家界概況

張家界，原稱大庸，于1988年經國務院批準設立，并在1994年更名為張家界市。它位于湖南省西北部，武陵山片區腹地，包含兩區兩縣(武陵源區、永定區、慈利縣和桑植縣)，坐擁得天獨厚的自然風光和地質地貌，承載著2家5A級、9家4A級和數十家3A級景區。依托旅游資源稟賦優勢，張家界市旅游接待人數由1989年的56.49萬人次激增至2019年的7 912.3萬人次，增長超140倍，旅游收入也由1989年的0.25億元增長至2019年的905.6億元，旅游業已成為當地最重要的支柱性產業。在旅游業快速發展的同時，城鎮化建設也持續推進，其城鎮化率由1989年的9%增長至2019年的50.5%，城區常住人口達78.2萬人，建成區面積由1989年的僅7km2擴張至2019年末的683km2。此外，從鄉村發展來看，市域內共轄64個鄉鎮，擁有鄉鎮企業1 086家，農村居民人均可支配收入由1989年的407元增長至2019年的10 480元，農業增加值由1989年的5.18億增加至2019年的69.5億，增幅達1 243.6%。

(二)案例地選取緣由

選取張家界作為研究案例地出于以下三方面考慮：一是張家界“因旅游立市，靠旅游興市”，是旅游導向型城鎮化的典型代表。自1989年建市以來，當地政府長期施行旅游帶動的發展戰略，并圍繞索溪峪、天子山等核心景區將其打造成為世界知名的旅游城市。在此過程中，旅游產業集聚也帶動了交通運輸、住宿餐飲等相關行業的快速發展，非農產業占GDP比重由最初的52.9%增長至2019年的87.4%，吸引了大量農村剩余勞動力向城區轉移，三十年間城區常住人口激增4.24倍，經濟和人口城鎮化進程十分顯著；與此同時，城區用地面積也相比于建市之初擴張了近98倍，土地城鎮化步伐也十分迅猛。二是“旅游發展→旅游城鎮發育壯大→鄉村振興”的實踐模式是旅游資源富集的鄉村地區擺脫“貧困均衡陷阱”的重要選擇，在張家界尤為典型。如張家界武陵源區的索溪峪村(現索溪峪街道)依托旅游資源稟賦優勢，在當地政府的統一管理和開發下成為湖南省第一個旅游小鎮(47)麻學鋒、劉玉林、譚佳欣：《旅游驅動的鄉村振興實踐及發展路徑——以張家界市武陵源區為例》，《地理科學》2020年第12期，第2 019—2 026頁。，實現了村民的脫貧致富。此外，以張家界的袁家界村(現袁家界街道)、沙堤鄉(現沙堤街道)為代表的一系列鄉村均遵循該模式走上了鄉村振興之路。目前，張家界共有6個村先后入選鄉村旅游重點村名單(慈利縣羅潭村、永定區馬兒山村、武陵源區龍尾巴村、武陵源區泗南峪村、永定區馬頭溪村、慈利縣株木崗村)，且天門山莊、柳葉溪古村落、云上田園、五號山谷等被評為5星級鄉村旅游區(點)。三是以張家界為案例地的相關研究目前已比較豐富且相對成熟，如麻學鋒等提出的旅游城鎮化響應強度的測量方法(48)麻學鋒、孫根年：《張家界旅游城市化響應強度與機制分析》，第36—42頁。、甄翌等提出的旅游城鎮化驅動活躍性指數(49)甄翌、王彩霞：《旅游城鎮化驅動活躍性測度及影響因素研究》，第61—72頁。等均以張家界作為研究區域，它們為本文提供了重要的參考依據。

總之，選取張家界作為研究對象，兼顧了案例地選取的典型性和數據的可獲得性原則。對張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程與影響機制的考察，可為其它旅游資源富集的貧困地區實現鄉村振興提供重要的參考借鑒。

三 研究方法與數據來源

(一)研究方法

1.張家界鄉村振興指標體系構建。以十九大提出的“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富?！编l村振興戰略總要求為綱，其中，產業興旺是鄉村振興的基礎，有助于實現鄉村經濟的繁榮發展(50)郭遠智、周揚、劉彥隨：《貧困地區的精準扶貧與鄉村振興：內在邏輯與實現機制》，第2 819—2 832頁。，該維度既應包括對傳統鄉村產業發展狀況的評價，還需要關注到以旅游業為代表的第三產業的發展狀況；生態宜居是鄉村振興的關鍵，既包含鄉村自然環境的舒適性還囊括了人工環境的宜居性(51)蘆風英、龐智強、鄧光耀：《中國鄉村振興發展的區域差異測度及形成機理》，《經濟問題探索》2022年第4期，第19—36頁。；鄉風文明注重強調鄉村物質文明和精神文明建設的協同推進，應囊括鄉村文化事業發展和建設成果；治理有效是鄉村振興的社會基礎，更多體現在政府對鄉村治理的投入力度和最終成效；生活富裕是鄉村振興的根本出發點和落腳點，通過提升居民收入水平和生活質量以強化鄉村居民的獲得感與幸福感。參考現有研究(52)董文靜、王昌森、張震：《山東省鄉村振興與鄉村旅游時空耦合研究》，《地理科學》2020年第4期，第628—636頁。(53)李志龍：《鄉村振興-鄉村旅游系統耦合機制與協調發展研究——以湖南鳳凰縣為例》，《地理研究》2019年第3期，第643—654頁。(54)馬瑛、吳冰、賈榕榕：《鄉村旅游引導鄉村振興績效評價研究——以太原市王吳村為例》，《中國農業資源與區劃》2021年第12期，第124—131頁。(55)張挺、李閩榕、徐艷梅：《鄉村振興評價指標體系構建與實證研究》，《管理世界》2018年第8期，第99—105頁。(56)沈劍波、王應寬、朱明，等：《鄉村振興水平評價指標體系構建及實證》，《農業工程學報》2020年第3期，第236—243頁。(57)陳景帥、張東玲：《城鄉融合中的耦合協調：新型城鎮化與鄉村振興》，《中國農業資源與區劃》2022年第10期，第209—219頁。(58)薛龍飛、曹招鋒、楊晨：《中國鄉村振興發展水平的區域差異及動態演進分析》，《中國農業資源與區劃》2022年第9期，第240—251頁。并結合張家界發展實際，在科學性和可獲得性原則的基礎上從五個維度選取46項指標作為以評價張家界鄉村振興的發展水平(表1)，對數據進行標準化處理后，采用熵值法進行測度。

表1 張家界鄉村振興指標體系

2.鄉村振興對旅游城鎮化的響應度模型。梳理現有文獻，以張家界為代表的典型旅游城市已探索出一條“旅游產業發展—旅游城鎮形成—鄉村振興”的發展模式(59)麻學鋒、劉玉林、譚佳欣：《旅游驅動的鄉村振興實踐及發展路徑——以張家界市武陵源區為例》，第2 019—2 026頁。，但鮮有學者就旅游城鎮化對鄉村振興的驅動過程展開量化研究。因此，在對張家界鄉村振興水平定量識別的基礎上，參考麻學峰等對旅游城鎮化的測度方法(60)麻學鋒、孫根年：《張家界旅游城市化響應強度與機制分析》，第36—42頁。，探究旅游城鎮化對鄉村振興的驅動作用大小。但受制于驅動過程的復雜性，驅動力難以實現直接量化，故本文基于旅游城鎮化“驅動—響應”過程的研究思路(61)麻學鋒、呂逸翔：《張家界旅游城鎮化“驅動-響應”時空演變過程及機理分析》，《陜西師范大學學報(自然科學版)》2020年第4期，第87—96頁。，將旅游城鎮化和鄉村振興納入城鄉系統統一考察，并參考旅游城鎮化響應強度模型(62)麻學鋒、孫根年：《張家界旅游城市化響應強度與機制分析》，第36—42頁。、城鎮化進程中生態效率響應強度模型(63)王恩旭、沈彩云、付幗，等：《城鎮化進程中東北地區城市生態效率響應強度時空分異及類型劃分研究》，《生態經濟》2020年第12期，第70—76頁。以及城鎮居民幸福水平對旅游城鎮化集聚響應模型(64)麻學鋒、呂逸翔：《張家界城鎮居民幸福水平對旅游城鎮化集聚的響應識別及測度》，《自然資源學報》2020年第7期，第1 647—1 658頁。的建構方法，構建了鄉村振興對旅游城鎮化的響應度模型，以鄉村振興的響應強度間接表征旅游城鎮化的驅動作用。同時，為保障模型使用的科學性，使用前需要對研究案例地的旅游城鎮化與鄉村振興發展水平進行相關關系檢驗，一是通過散點圖觀察二者是否存在線性相關關系，若二者存在線性相關，則采用Pearson相關系數來驗證二者的相關性強弱(65)張曉娜：《我國服務業與城鎮化的灰色關聯度實證考察》，《統計與決策》2020年第19期，第97—101頁。，以判斷能否采用該模型。計算公式如下：

(1)

本模型的經濟意義在于：若其他條件不變，在一段時間內，某一地區鄉村振興發展水平(RRE)與旅游城鎮化的比值增大時，表明鄉村振興發展水平快于旅游城鎮化發展，此時旅游地發展要素更多由城市向鄉村匯集，旅游城鎮的擴散效應凸顯，旅游城鎮化加速驅動鄉村振興；當鄉村振興發展水平(RRE)與旅游城鎮化比值逐步縮小，表明鄉村振興滯后于旅游城鎮化推進速度，在虹吸效應下，鄉村發展要素更多向城鎮匯聚，旅游城鎮化對鄉村振興的驅動作用減弱，甚至會剝奪鄉村發展權益。

3.灰色關聯法?；疑P聯度是根據系統因子的差異性來判斷各子系統對母系統的關聯程度，差異性與關聯度呈正相關關系，關聯度越高說明該系統對母系統的影響程度愈大，鄉村振興水平由五個維度構成，為研究不同階段各維度發展水平與鄉村振興對旅游城鎮化響應度的關聯程度，采用灰色關聯法進行測度，將鄉村振興五個子維度作為子系統，鄉村振興對旅游城鎮化響應度作為母系統。具體公式如下：

(2)

式中，β取值為0-1；t=1，2，…，n；i=1，2，…，m；ηoi(t)為關聯系數；k0(t)-ki(t)為差序列。

(3)

4.VAR模型。其原理即是把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后項。該模型由Chtistopher Sims于1980年首次提出，并在經濟、金融、旅游等研究領域廣泛采用，并取得良好的估計效果。采用該模型就一系列外部因素對張家界鄉村振興對旅游城鎮化響應度的動態關系展開測度。模型的一般計算式為：

yt=α+A1Yt-1+…+ApYt-p+B1Yt-1+…+BrYt-r+εi(t=1，2，…，n)

(4)

式中，yt為q維內生變量列向量，xt為m維外生變量列向量，t表示期數，p、r分別表示內生變量和外生變量的滯后期數，εt為隨機擾動項。

(二)數據來源

文章所采用的數據主要包括兩個方面：(1)統計數據。主要來源于1989—2020年《張家界統計年鑒》、1989—2019年《張家界統計公報》、《張家界旅游大事件》、1989—2020年《中國城市統計年鑒》、1996—2018年《中國旅游統計年鑒》(2019年《中國文化和旅游統計年鑒》、2020年《中國文化文物和旅游統計年鑒》)以及張家界統計信息網(http：//tjj.zjj.gov.cn/)。部分缺失數據采用線性插值法予以補全。(2)調研數據。本課題組于2023年3月15日至19日前往張家界實地調研，從當地統計局、旅游局和村委會獲取到農村基尼系數、村委會服務人數以及村務公開率等相關數據，并就非物質文化遺產數量、休閑農業和鄉村旅游產值等缺失較為嚴重的統計數據進行核實與更新，以保障數據的可靠性。

四 結果分析

(一)張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程

圖2 張家界旅游城鎮化與鄉村振興的相關關系散點圖

采用鄉村振興對旅游城鎮化響應度模型定量揭示旅游城鎮化驅動張家界鄉村振興的過程。為確保模型使用的科學性，需要對旅游城鎮化和鄉村振興進行相關關系檢驗。首先，繪制散點圖來判斷二者間是否存在線性關系。如圖2，旅游城鎮化與鄉村振興呈典型線性相關關系。隨后，采用Pearson相關系數來判斷二者相關性強弱，其結果表明旅游城鎮化與鄉村振興的相關系數r值為0.941，且在1%的顯著性水平下成立，表明二者存在強相關，使用響應度模型具有科學性，故根據式(1)進行測度?；谇拔穆糜纬擎偦寗余l村振興過程的理論分析和響應系數的變化趨勢，可將其分解為介入階段(1989—1999年)、收縮階段(2000—2004年)、發展階段(2005—2013年)和鞏固階段(2014—2019年)(如圖3)。此外，鄉村振興作為復合系統，包含產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕五個維度，為進一步探究各階段鄉村振興不同維度與響應系數的關聯性，根據公式(2)和(3)，采用灰色關聯法進行測算(如表2)。

圖3 張家界鄉村振興水平、旅游城鎮化率與響應系數演變趨勢

表2 各階段張家界鄉村振興各子系統與響應系數灰色關聯度分析

1.介入階段(1989—1999年)。旅游城鎮化和鄉村振興均處于較低水平，且發展差異性不大，響應系數始終在“1”附近波動。具體來看，1988年國務院批準成立大庸市后，因行政割裂導致的張家界森林公園、索溪峪和天子山各自為政的發展格局被打破，由“三分”走向“一統”促成武陵源風景區的形成，這為周邊村民提供了廣泛的就業機會，數以千計的居民從事著與旅游相關的農家樂經營、導游、挑夫、搬運工等工作，且旅游接待設施加速建設推動了城市建成區的擴張，景區城鎮化現象初現；1992年，武陵源風景區被列入《世界自然遺產名錄》后引致區內旅游業加速發展，資金、勞動力等要素向景區附近匯聚進一步推動旅游城鎮化進程，而城鄉間要素流動加快既拓寬了鄰近鄉村居民的增收渠道，還有助于改善鄉村基礎設施建設。但總體而言，武陵源景區“單核”發展模式下引致的旅游城鎮化的影響范圍僅局限于武陵源區，且旅游產業集聚下的城市空間擴張因缺乏科學合理的規劃處于低速化和無序化的發展狀態(68)唐健雄、朱媛媛、劉雨婧：《典型旅游城市空間形態演變及影響因素——以張家界為例》，《經濟地理》2022年第1期，第221—229頁。，建成區面積僅從1989年的7km2增加至1999年的20km2；另一方面，永定區、慈利縣和桑植縣的廣大地域空間仍被傳統的以農林業生產為主的鄉村占據，鄉村發展更多受到內源性要素的驅動，到該階段末全市城鎮化率僅為22.24%，農民全年人均收入也僅為1 727元。

在該階段，生活富裕和生態宜居子系統與響應系數的聯系最為緊密，關聯度分別高達0.835和0.765，說明旅游城鎮化對鄉村的驅動作用更多體現在鄉村居民生活水平提升和鄉村生態環境及宜居性改善這兩方面。這主要是因為，一方面，由武陵源風景區發展引致的景區城鎮化可吸納周邊村民從事非農業生產以實現增收致富；另一方面，旅游城鎮化的蔓延有助于整合鄉村地域系統“三生空間”并完善其生活性基礎設施。而產業興旺子系統則與響應系數的關聯度最低，僅為0.427，表明在旅游城鎮化初期鄉村地域系統更多承載著要素(勞動力、土地等)輸出職能，鄉村產業仍以附加值較低的第一產業為主，且隨著勞動力向城市外流，產業發展面臨瓶頸。

2.收縮階段(2000—2004年)。城鄉發展呈現加速分化態勢，響應系數由1.174快速下滑至階段末的0.634，年均降幅達11.49%，城鄉發展鴻溝逐步加劇。在世紀之交，由于大規模的破壞式開發和無序化建設導致武陵源景區被世界教科文組織黃牌警告，核心景區附近超25 000平方米的建筑物被拆除，旅游配套設施相繼搬離至索溪峪鎮和永定區，景區內的鄉村居民也在政府的統一組織下集中進城安置，“景區游、市區住”的旅游發展模式推動旅游城鎮化快速擴張(69)麻學鋒、楊雪：《張家界旅游產品開發的空間演化與鄉村振興分析》，第48—58頁。；另一方面，1999年張家界機場開通國際航線、“穿越天門”飛行特技表演成功舉辦等一系列事件打響了張家界旅游的知名度，2002年天門山景區的開發建設更是推動旅游城鎮空間形態由“單核”向“雙核”轉變(70)麻學鋒、崔盼盼：《旅游演藝業對旅游產業成長的響應過程與影響機制——以張家界“魅力湘西”為例》，《地理與地理信息科學》2019年第1期，第118—124頁。。在城市發展要素加速向城區集聚以及鄉村要素大量涌入的背景下，2004年建成區面積快速擴張至近70km2。但“遷村并居”等政策引導下鄉村居民大量進城并從業于旅游服務業，這導致鄉村“空心化”“老弱化”等問題日趨嚴重，城鄉收入比也由2000年的2.89快速升至3.22；此外，旅游城鎮擴展還擠占了大量鄉村用地，鄉村地域系統持續退化，鄉村振興對旅游城鎮化更多表現為負響應。

在該階段，生活富裕和生態宜居子系統與響應系數的關聯度仍分列前兩位，分別達到0.805和0.742。這表明在“城市偏向”的治理模式下，鄉村振興對旅游城鎮化的響應更多體現在鄉村居民的增收致富以及鄉村地域系統生態環境和宜居性的改善這兩方面。張家界旅游業的快速發展使得當地財政收入激增，由2000年的3.77億增加至2004年的6.58億，充裕的財政收入不僅會應用于城市建設，還會流入到鄉村“三生空間”的治理以及基礎設施的改善上；此外，大批進城從事旅游業的鄉村居民也取得了可觀收入，其生活水平得到了明顯改善。但另一方面，產業興旺和鄉風文明子系統的關聯度仍分列后兩位，分別為0.609和0.595，這表明鄉村產業空心化和鄉村文化衰微已成為鄉村收縮的重要原因，它們長期桎梏著鄉村振興的實現。這主要與“重城輕鄉”發展模式下鄉村產業發展要素外流，以及城市文化入侵鄉村導致鄉土文化被逐步瓦解息息相關。

3.發展階段(2005—2013年)。響應系數呈現持續增長的態勢，由2005年的0.685提升至2013年的1.190，年均增幅達9.22%，表明城鄉發展由“失衡”走向“均衡”，旅游城鎮化對鄉村振興的驅動作用日益彰顯。從政策背景來看，2005年社會主義新農村建設方略的提出為鄉村振興送上一劑“良藥”，城鄉統籌發展取代城鄉二元模式對鄉村發展具有重要戰略意義。具體而言，受制于旅游承載力約束，集聚于武陵源區和永定區的旅游產業開始向周邊城鎮擴散，以慈利縣江埡溫泉和萬福溫泉為代表的旅游產品相繼被開發，引致中心城區的旅游發展要素向慈利縣和桑植縣流入，這表明旅游城鎮化的“擴散效應”正在顯現。與此同時，當地政府通過充分挖掘鄉村文化內涵打造了一系列民俗演藝產品，如魅力湘西表演和天門狐仙音樂劇(71)麻學鋒、崔盼盼：《旅游演藝業對旅游產業成長的響應過程與影響機制——以張家界“魅力湘西”為例》，第118—124頁。，不僅有助于弘揚鄉村非物質文化以增強鄉村居民文化自信，還為村民提供了就業機會以獲得額外的收入。此外，隨著城鄉互動日益頻繁，資本下鄉開拓了鄉村旅游市場，為鄉村發展注入活力，如在“旅游+農業”模式下所打造的張家界農業觀光園、“旅游+文化”模式下開發的土家風情園，推動了鄉村產業結構轉型升級和農民增收致富。到2013年，全市農村居民人均可支配收入升至5668元，城鄉收入比降至2.92。

產業旺則鄉村興，該階段下產業興旺子系統與響應系數的關聯度迅速升至第一位，高達0.845，這體現出城鄉統籌發展下旅游城鎮化對鄉村產業振興的強大驅動力。具體表現形式為“旅游+”模式下旅游業與鄉村發展要素被充分整合，并最終實現農文旅產業融合，打破了鄉村地區長期存在的“產業空心化”。生活富裕子系統與響應系數的關聯度處于第二位，達到0.779，這主要是由于鄉村居民除了可以進城從事旅游相關的服務業以實現增收致富外，投資農家樂等鄉村旅游產品為其提供了賺“又一桶金”的機遇；但是，鄉風文明和治理有效子系統與響應系數的關聯度處于后兩位，分別為0.606和0.595，表明鄉村文化價值的重構與科學有效的鄉村治理體制的建設是該階段鄉村振興的薄弱環節。

4.鞏固階段(2014—2019年)。旅游城鎮化持續驅動鄉村振興，響應系數始終為1.3以上，且2018年后還呈現穩中有升態勢，年均響應值為1.328。從政策背景來看，2014年新型城鎮化戰略的提出對于推進城鄉統籌與一體化發展具有里程碑式意義，十九大報告中提出的鄉村振興戰略以及《中共中央國務院關于建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系的意見》的出臺更標志著鄉村振興走上了“快車道”。在張家界，“三星拱月、月照三星”的全域旅游發展思路以及“一主兩副三軸四沿”的城鎮化建設布局使得武陵源和永定區過度聚集的旅游業被逐步紓解(72)麻學鋒、楊雪：《張家界旅游產品開發的空間演化與鄉村振興分析》，第48—58頁。，一方面向慈利、桑植縣遷移并新建了如張家界大峽谷等景區，另一方面則向廣大鄉村地區轉移，通過挖掘鄉村旅游資源以開發富有地區特色的鄉村旅游產品。在永定區，當地開發了檳榔谷線路、石堰坪線路等鄉村旅游游覽路線，并打造出石堰坪、桿子坪等鄉村旅游村寨，其中最具代表性的長茂山桃花、羅水油菜花、橋頭金銀花、沙堤梨花、后坪荷花、王家坪杜鵑花“六朵金花”的鄉村旅游景觀更是吸引眾多游客；慈利縣開發了“朝陽地縫—趙家埡—美麗南山鄉村”戶外旅游板塊以及三合茶文化體驗旅游板塊等，當地鄉村旅游發展也逐漸呈現規范化；桑植縣依托鄉村紅色旅游資源以及白族、土家族等少數民族特色文化打造了劉家坪、洪家關等特色鄉村旅游目的地。到2019年，張家界全市農村居民人均可支配收入已達到10480元，城鄉收入比降至2.55。

從鄉村振興各子系統與響應系數的關聯度來看，產業興旺和生態宜居分列前兩位，分別達到0.828和0.764。一方面表明該階段鄉村旅游發展成效顯著，以慈利縣羅潭村、永定區馬兒山村、武陵源區龍尾巴村等為代表的鄉村旅游重點村具有“示范效應”，它們帶動了張家界鄉村旅游產業蓬勃發展；此外，農文旅產業深度融合也顯著提升了鄉村產業的附加值。另一方面，旅游城鎮化對鄉村地域系統“三生空間”的改善作用逐步凸顯，具體表現為鄉村生態農業消費基地、民俗文化體驗基地以及生態工程建設推動鄉村地域的“三生空間”朝著向規?；?、舒適化和綠色化方向轉變。值得注意的是，治理有效子系統與響應系數的關聯度仍居于末位，表明鄉村治理缺位仍是阻礙張家界鄉村振興的重要因素，其原因可能在于內生型精英的缺失導致治理能力不足，還可能是因為城市治理思維的無差別植入鄉村導致“水土不服”。

(二)張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興的影響機制

1.指標選取。根據前文對影響機制的理論解析，張家界旅游城鎮化對鄉村振興的驅動作用也受到外部宏觀環境和旅游地微觀環境因素的雙重影響。但由于宏觀環境涉及面廣、影響機制復雜，量化研究困難，故本文主要從張家界微觀環境出發，基于PSR模型下影響機制的分析框架，結合相關研究及可得數據，從政府引導、交通基礎設施、旅游業經濟效應、旅游業就業效應、產業結構升級和市場投資6個方面選取影響因素變量，并采用VAR模型探究它們的影響機制(表3)。

表3 變量選取

(1)政府引導是扭轉城鄉失衡困局，進而釋放旅游城鎮化對鄉村振興驅動力的關鍵。主要表現為通過加大對鄉村地區財政支持力度，為鄉村注入發展資金，由此引導城市要素向鄉村回流，實現鄉村地域系統“人—地—業”要素的整合與豐盈。采用財政支農支出作為代理變量，通過計算農林水事務支出予以表征(73)蔣團標、張亞萍：《財政支農支出對農村居民消費升級的影響機理》，《華東經濟管理》2021年第12期，第1—9頁。。(2)交通基礎設施是實現城鄉間要素溝通的重要載體，而要素溝通渠道的暢通是實現“以城帶鄉”的前提。公路作為物理層面要素流動的主干動脈及微循環通道(74)肖亮、王家瑋：《現代流通體系暢通雙循環的理論邏輯與內在機理研究》，《商業經濟與管理》2022年第1期，第5—18頁。，對于旅游地鄉村振興的實現具有重要意義。采用年末公路通車里程作為交通通達度的代理變量(75)麻學鋒、劉玉林：《基于三要素的張家界旅游城鎮化響應測度及影響機制》，《地理科學》2018年第8期，第1 346—1 356頁。。(3)旅游業發展是旅游城鎮化驅動鄉村振興的重要引擎，它對于實現鄉村“產業興旺”以及鄉村居民“生活富?！逼鸬疥P鍵作用。其中，旅游業經濟效應是指旅游業發展對地區經濟增長的帶動作用(76)陳斐、張清正：《地區旅游業發展的經濟效應分析——以江西省為例》，《經濟地理》2009年第9期，第1 564—1 568頁。，旅游城鎮化對鄉村振興的驅動過程伴隨著旅游業經濟效應向鄉村地域系統擴散。采用旅游業總收入(國內旅游收入與旅游外匯收入之和)占GDP比重來表征旅游業經濟效應(77)周霓、熊愛華：《基于面板數據的旅游經濟效應空間分異及優化研究——以山東省為例》，《地理科學》2016年第2期，第289—295頁。。(4)旅游業發展還為鄉村剩余勞動力提供了大量就業崗位，其就業吸納效應也是旅游城鎮化驅動鄉村振興的重要表現形式之一；此外，鄉村旅游快速發展有助于村民就地就近就業，為鄉村振興提供了充足的人力資本。采用旅游就業人數作為旅游業就業效應的代理變量(78)方葉林、王秋月、黃震方，等：《中國旅游經濟韌性的時空演化及影響機理研究》，《地理科學進展》2023年第3期，第417—427頁。。(5)相比于第一、二產業，第三產業輻射帶動力強，更有助于城鄉間要素的加速流動。因此，隨著產業結構的升級，以鄉村旅游為代表的現代鄉村服務業有助于吸引城市發展要素向鄉村地區輻射外溢(79)劉佳、安珂珂、劉寧，等：《區域旅游產業結構優化的影響因素與組態路徑——基于面板回歸與fsQCA的分析》，《華僑大學學報(哲學社會科學版)》2022年第6期，第58—73頁。，加速旅游城鎮化驅動鄉村振興的進程。采用第三產業占GDP比重表征產業結構高級化(80)徐政、黃柳君：《旅游發展與貧困減緩關系——產業結構升級視角》，《華僑大學學報(哲學社會科學版)》2021年第2期，第76—86頁。。(6)市場主體對旅游業的投資有助于推動旅游城鎮化進程；但與此同時，隨著旅游要素過度向城區匯集，旅游業的邊際效用逐步遞減，資本趨利性下投資區域將擴展至廣大的鄉村地區，城市發展要素也隨之向鄉村溢出，旅游城鎮化驅動鄉村振興的進程加速?？紤]到在張家界，市場主體的投資主要面向于旅游業，故采用旅游固定資產投資作為市場投資的代理變量，通過計算社會固定資產總投資×旅游總收入占GDP比重來表征旅游固定資產投資(81)林文凱、林璧屬：《區域旅游產業生態效率評價及其空間差異研究——以江西省為例》，《華東經濟管理》2018年第6期，第19頁。。

2.平穩性檢驗。在建立VAR模型之前，為避免偽回歸的出現須保證所用時間序列數據的平穩性，采用ADF單位根檢驗來判斷各變量是否平穩。由表4可知，除旅游業就業效應(lnTEM)外，其他變量均不平穩，因此進行一階差分。在進行一階差分后，所有變量均能在1%的顯著性水平下呈現出穩定特征，可進行下一步模型建立。

表4 平穩性檢驗

選取最優滯后階數。VAR模型的建立需要確定最優滯后階數，采用LR統計量、FPE、AIC、HQIC和SBIC準則，基于信息準則最小化的方式來進行選擇(82)姚雪松、林欣、謝林林：《中國貨幣供應量、市場利率與經濟增長——基于中介效應和VAR模型的實證研究》，《技術經濟與管理研究》2022年第4期，第80—85頁。。由表5可知，除LR和FPE準則顯示為第2期最優外，其他準則均顯示第1期最優，根據少數服從多數原則，選取第1期為最優滯后階數來構建VAR模型。

表5 最優滯后階數選取

脈沖響應與方差分解。為探究VAR模型中各解釋變量對被解釋變量(lnR)的影響方向及程度，利用脈沖響應函數和方差分解進行分析。

如圖4所示，各解釋變量在給予鄉村振興對旅游城鎮化響應系數一個正向標準差沖擊后，均表現出一定的正向效應，但響應程度不盡相同。具體來看，政府引導(lnGOV)對響應系數的正向沖擊較為微弱，這可能是由于政府在推動“以城帶鄉”的過程中更多扮演著“引導者”和“規劃者”的角色，旅游城鎮化驅動鄉村振興還需要市場主體的共同參與。交通基礎設施(lnTI)對響應系數呈現出一定的正向沖擊，但強度較為有限，這可能是隨著互聯網發展，非實體的“互聯網Desakota空間”有效打破了產業阻隔和地理壁壘(83)寧志中、張琦：《鄉村優先發展背景下城鄉要素流動與優化配置》，《地理研究》2020年第10期，第2 201—2 213頁。，城鄉間的要素流動對物理層面的流載體依賴程度降低。旅游業經濟效應(lnTEC)對響應系數的正向沖擊十分顯著，且隨著滯后階數推移，沖擊力還有增強趨勢，這表明旅游業對地區經濟的帶動不僅能加速旅游城鎮化進程，“擴散效應”下鄉村地區也會逐步享受到外溢紅利。旅游業就業效應(lnTEM)對響應系數的正向沖擊表現出先快速增加隨后減弱的變化趨勢，一方面表明旅游業通過吸納剩余勞動力，為鄉村居民實現“生活富?！眲撛炝藯l件，但隨著張家界旅游業發展模式由“粗放型”向“集約型”轉變，依賴人力資本投入進而實現旅游城鎮化驅動鄉村振興的邊際效應呈遞減趨勢。產業結構升級(lnISU)對響應系數也能產生一定的正向沖擊，表明以旅游業為代表的第三產業發展有助于加速城鄉間產業融合，并促進城市發展要素向鄉村擴散以盤活鄉村閑置資源，打破了要素向城市單方向流動的路徑依賴。市場投資(lnMI)對響應系數的正向沖擊也十分顯著且呈現增強態勢，這表明旅游資本投入對旅游城鎮化驅動鄉村振興的作用力釋放，加速鄉村地域系統旅游業發展和“人—業—地”要素整合，進而推動鄉村振興的實現具有重要意義。

圖4 各影響因素對響應系數的脈沖響應

脈沖響應軌跡只能顯示出內生變量對其他變量沖擊帶來的影響，但無法獲悉各變量對響應系數沖擊的貢獻度，故采用方差分解進一步分析。由表6可知，滯后1期鄉村振興對旅游城鎮化的響應系數完全受自身沖擊影響，在此之后其自身貢獻率呈逐步下降的趨勢，到第8期時自身貢獻率已降至47.96%；政府引導對響應系數的貢獻率占比始終較小，在滯后3期達到最大值0.43%后逐步下降，至滯后6期后逐步穩定，到滯后8期基本保持在0.22%，這與脈沖響應軌跡具有一致性；交通基礎設施對響應系數的貢獻度呈逐步提升的趨勢，由滯后2期的3.94%上升至第8期的8.97%后逐步穩定；旅游業經濟效應對響應系數的貢獻率隨著滯后期推移呈現出快速提升的趨勢，并在第5期后成為貢獻率最高的被解釋變量，貢獻率由滯后2期的2.97期增至滯后8期的23.76%；旅游業就業效應的貢獻度呈現“倒U型”趨勢，由滯后2期的2.18%增長至滯后4期的2.76%，隨后呈下降趨勢，到滯后8期穩定在0.89%；產業結構升級的貢獻度于滯后3期前在所有被解釋變量中排名首位，但其貢獻度的增速較為緩慢，僅由滯后2期的6.11%增長至滯后8期的7.87%。市場投資對響應系數的貢獻度也呈現穩步提升的態勢，由滯后2期的1.58%增長至滯后8期的10.32%。

表6 方差分解結果

圖5 張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興的影響機制

根據上述脈沖響應與方差分解的結果，結合前文理論解析，張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興一方面受到旅游地微觀環境影響，主要包括政府引導、交通基礎設施、旅游業經濟效應、旅游業就業效應、產業結構升級和市場投資等內源性要素，其中旅游業經濟效應對其推動作用最為顯著，政府引導和旅游業就業效應的影響力相對較弱；另一方面受到外部宏觀環境影響，如不同時期的城鄉發展政策、旅游業發展政策以及社會經濟環境的變化等外源性要素(如圖5)。

五 結論與討論

(一)結論

在城鄉融合發展的大背景下，就旅游城鎮化對鄉村振興的驅動過程與影響機制進行理論解析，并以典型旅游地張家界為例展開實證研究，結論如下：

第一，旅游城鎮化驅動鄉村振興是指在互利共生的新型城鄉關系引導下，暢通要素雙向流動通道以充分發揮城市的“擴散效應”，促進發展要素回流鄉村，并以鄉村旅游產業為先導引領鄉村地域系統要素整合、結構優化和功能提升，推動其經濟、社會和空間系統協同重構，最終實現鄉村振興的過程；基于鄉城關系視角與TALC理論，該過程大體可劃分為介入、收縮、發展和鞏固四個階段。此外，政府引導、交通基礎設施、旅游業經濟效應、旅游業就業效應、產業結構升級和市場投資行為是旅游城鎮化驅動鄉村振興的重要內源性影響因素；城鄉發展政策、旅游業政策以及社會經濟等外部環境的變化是其外源性影響因素。

第二，基于理論解析和鄉村振興對旅游城鎮化響應系數的測度結果，張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興的過程大體可劃分為四個時期：介入階段，旅游城鎮化的驅動作用有限，響應系數始終圍繞“1”波動，對鄉村振興“生活富?！弊酉到y影響最大；收縮階段，驅動力快速衰微，響應系數由1.174下滑至0.634，旅游城鎮化的“虹吸效應”大于“擴散效應”，對“生活富?！弊酉到y的影響仍最為顯著；發展階段，驅動力呈現持續增長的趨勢，響應系數由0.685提升至1.190，旅游城鎮化對“產業興旺”子系統的影響效應最明顯；鞏固階段：旅游城鎮化的驅動力維持在高位，年均響應值達1.328，且呈現呈穩中有升態勢，“產業興旺”和“生態宜居”子系統受益最大，“治理有效”子系統的關聯度仍較低。

第三，通過VAR模型探究政府引導、交通基礎設施、旅游業經濟效應、旅游業就業效應、產業結構升級和市場投資水平對“鄉村振興對旅游城鎮化響應系數”的影響，發現各變量均表現出一定的正向效應。其中，旅游業經濟效應的推動作用最為顯著，貢獻度在滯后期末達到了23.76%；政府引導和旅游業就業效應的影響力相對較弱，貢獻度在滯后期末僅分別為0.22%和0.89%。此外，基于旅游地微觀環境和外部宏觀環境視角，就張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興的影響機制進行了系統梳理。

(二)討論

本文從城鄉關系視角出發，從理論上解析了旅游城鎮化驅動鄉村振興的內涵、演進過程與影響機制，結合“響應”概念及現有研究，構建了鄉村振興對旅游城鎮化的響應度模型以定量評價旅游城鎮化對鄉村振興的驅動力；實踐上，結合灰色關聯法和VAR模型，以典型旅游地張家界為研究對象，既汲取了定量研究的精準性和可信度優勢，同時深入剖析了張家界旅游城鎮化驅動鄉村振興的底層邏輯和根源事件，彌補了單一量化研究因忽略客觀事實所導致的結論偏頗。但所構建的鄉村振興對旅游城鎮化的響應度模型是否具有廣泛適用性仍需大量驗證，在后續研究中，學者可選取不同案例地以檢驗該模型的有效性。

基于研究結論和張家界實際情況，提出以下政策建議：1.發揮旅游業的帶動作用，釋放其“一業興、百業旺”的乘數效應。張家界各區縣應結合自身優勢，以旅游產業為鏈接點，推動其與一二三產業融合發展，進而提升產業附加值并加速農業、手工業等多業態轉型升級，最終實現鄉村振興。具體地，慈利縣可依托其田園風光和廣袤鄉野，加速“農業+旅游+康養”深度融合，打造生態農業觀光園和健康產業園；桑植縣大鯢產業別具優勢，可將其納入旅游產業鏈并打造大鯢休閑旅游線路、大鯢特色旅游文化產品等，這有助于提升產業附加值和品牌知名度；永定區是張家界“莓茶”的核心產區，當地可深入發掘莓茶文化并探索出一條“茶旅融合”的發展道路，這不僅能豐富旅游業態，還有助于延伸莓茶產業鏈并拓寬其銷售渠道。2.完善利益聯結機制，以多元主體協同共治推動鄉村振興。首先，政府應發揮好在規劃控制和監督管理等方面的主體作用，科學編制張家界各專項規劃并落實好“三星拱月、月照三星”的全域旅游發展戰略，適時引導各類發展要素向鄉村擴散以實現城鄉融合發展；在此基礎上，出臺金融扶持、減稅降費等優惠政策，鼓勵市場主體積極參與到當地旅游開發和鄉村建設中，發揮企業在資金、技術、管理等方面的優勢。此外，可借鑒貴州安順市屯堡村“政府+旅游企業+農村旅游協會+旅行社”的參與式鄉村旅游開發模式，明晰各方權責，讓利益相關者，尤其是廣大鄉村居民共享發展成果。3.推進旅游業轉型升級，提高其韌性水平。張家界的旅游發展極易受到外部環境變化(如新冠疫情)帶來的負面沖擊，其抗風險能力亟待提升。一方面，加速數字化技術在旅游業中的應用，構筑起數字旅游“生態圈”以實現景區間信息的互聯互通；此外，將VR、人工智能等技術應用于魅力湘西表演和天門狐仙音樂劇等張家界知名實景演出中，可有效提升對游客的吸引力；還可參考杭州市所打造的“數字經濟旅游十景”，將“數字嬉樂”(Digital Playfulness)概念引入到智慧旅游城市建設中，實現“線上”和“線下”旅游協同推進。另一方面，以需求為導向，推動旅游產品由“觀光”向“休閑”嬗變，打造具有地方特色的休閑旅游地(如張家界永定區綠色大地生態園)，這有助于延展旅游產業鏈條以拓寬增收渠道，增強旅游發展韌性。