张宏
, 侯国林, 黄震方
ZHANG Hong, HOU Guo-lin, HUANG Zhen-fang
中图分类号: F592.99
文献标识码: A
文章编号: 1000-0690（2015）11-1419-10
通讯作者:
收稿日期: 2014-06-15
修回日期: 2015-01-4
网络出版日期: 2015-11-20
版权声明: 2015 《地理科学》编辑部 本文是开放获取期刊文献，在以下情况下可以自由使用：学术研究、学术交流、科研教学等，但不允许用于商业目的.
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作者简介:
作者简介：张 宏(1973–),男,安徽贵池人,副教授,博士,主要从事生态旅游与环境影响研究。E-mail：zhh20090@sina.com
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摘要
以不同生命周期阶段的周庄、锦溪、千灯3个古镇为例,采用5种旅游废弃物排放量时间序列数据,研究其环境库兹涅茨效应。结果表明：① 不同生命周期阶段古镇旅游废弃物排放量与人均旅游收入之间关系存在差异。旅游发展生命周期处于相对成熟阶段的周庄,污水、粪便、垃圾排放量与人均旅游收入分别存在“U型”曲线关系、“U型”曲线关系、单调上升线性关系;处于稳定发展阶段的锦溪相应指标表现为“倒U型”曲线关系、“N型”曲线关系、“N型”曲线关系;处于快速发展阶段的千灯则表现为单调上升线性关系、“倒U型”曲线关系、线性上升关系;3个古镇气态旅游废弃物环境影响较小。② 不同生命周期阶段古镇旅游经济发展与环境质量变化之间均存在单向的格兰杰因果作用关系。③ 不同生命周期阶段古镇旅游废弃物环境质量影响具有差异性。周庄水环境指标COD、NH3-N呈现下降趋势,TP年际之间无显著差异性。锦溪水环境指标COD、NH3-N年际之间无显著差异性。千灯水环境指标COD自2009年后显著降低,TP呈现下降趋势。④ 加强旅游废弃物治理是实现水乡古镇旅游业可持续发展的关键。
关键词：
Abstract
According to different life cycle stages of the three ancient towns (Zhouzhuang, Jinxi, Qiandeng), the article selects five variable indicators (waste water, excrement, solid waste, SO2 and NOx) and per capita income of monthly time series data from 2009 to 2013, uses Eviews 6.0 measurement software, and tests the environmental Kuznets curve fitting of tourism waste. The results are shown as follows. 1) There are differences between tourism waste emissions and per capita income in ancient town of different life cycle stages. The "U" curve relationship, "U" curve relationship and monotonically linear relationship existed between waste water, excrement and solid waste emissions and per capita income in the relatively mature stage of Zhouzhuang. The inflection point of "U" curve of waste water emissions is 28 197.63 t, the inflection point of "U" curve of excrement emissions is 10.82 t, and per capita income Ln(R) increased by 1%, solid waste emissions Ln(L) would increase by 0.051% of Zhouzhuang; Corresponding indicators showed the "inverted U" curve relationship, "N" type curve relationship and "N" type curve relationship in the stable development stage of Jinxi. The inflection point of "inverted U" curve of waste water emissions is 13 741.46 t, the two inflection points of "N" type curve of excrement emissions were 5.80 t and 5.54 t, the two inflection points of "N" type curve of solid waste emissions were 125.90 t and 124.81 t of Jinxi; Corresponding indicators showed the monotonically linear relationship, "inverted U" curve relationship and linear rise in the rapid development stage of Qiandeng. Per capita income Ln(R) increased by 1%, waste water emissions Ln(Ws) would increase by 0.124%, the inflection point of "inverted U" curve of excrement emissions is 12.15 t, per capita income Ln(R) increased by 1%, solid waste emissions Ln(L) would increase by 0.017% of Qiandeng; The environmental impact is small of waste gas in three ancient town. 2) One-way Granger causality relationship existed between tourism economic development and environmental quality change in the ancient towns with different life cycle stages. Per capita income was respectively the Granger cause of waste water, excrement and solid waste emissions, but waste water, excrement and solid waste emissions were not the Granger cause of per capita income in the three ancient towns. 3) The environmental impact of tourism waste are different in ancient town of different life cycle stages. Water environment index COD and NH3-N showed a trend of decline, there was no significant difference between the interannual of TP in Zhouzhuang. There were no significant differences between the interannual of COD and NH3-N in Jinxi. COD decreased significantly since 2009, NH3-N showed a trend of increase, TP showed a trend of decline in Qiandeng. 4) Strengthening tourism waste management is the key factor to realize sustainable development of ancient town tourism.
Keywords：
随着旅游业快速发展,旅游地废弃物随之增加。旅游者与旅游企业产生的废弃物导致旅游地资源受损,生态环境恶化[1,2]。旅游废弃物对环境质量的影响已经成为当前旅游相关研究的热点论题[3,4]。
根据已有文献发现,国内外学者关于旅游废弃物环境影响开展了较多研究。液态废弃物给水体带来严重的环境威胁和挑战,污染的河流破坏了旅游地形象[5]。固态旅游废弃物给陆地自然环境造成巨大压力,在景区内部和道路旁边,旅游者丢弃的食物残渣、塑料制品、啤酒罐等固态垃圾已经侵蚀土壤[6]。气态旅游废弃物与旅游地空气质量变化之间也具有紧密关联性,一些旅游目的地空气质量已经受到气态旅游废弃物的影响[7]。气态旅游废弃物对植物生长也产生影响,随着游客增多及旅游服务业释放的空气污染物增加,张家界国家森林公园内的植物遭受了较严重的污染和伤害,植物叶片中氟化物及SO2含量显著增加[8]。在旅游废弃物治理的研究方面,环境政策、管理策略、技术应用等能够有效减少旅游废弃物环境影响[9]。这些研究表明,污水、粪便、固体垃圾、废气等旅游废弃物对旅游地产生不同程度的生态影响,已成为旅游地实现可持续发展的主要障碍。但目前对于旅游经济发展和旅游废弃物环境影响之间的协同关系研究还比较薄弱。
目前,对于经济增长和环境问题的协同关系研究主要采用投入产出模型、环境库兹涅茨曲线（Environmental Kuznets Curve,简称EKC）、可计算的一般均衡模型等[10]。其中,EKC模型应用较为广泛。章锦河等对黄山风景区旅游废弃物EKC效应进行分析,发现固态、液态旅游废弃物排放量和旅游经济发展之间具有环境库兹涅茨倒U型曲线关系[11]。但EKC模型在水乡古镇的实证研究还未见报道。本文以旅游发展处于不同生命周期阶段的昆山周庄、锦溪、千灯3个水乡古镇为案例地,选取液态、固态、气态3类5种旅游废弃物排放量指标,对旅游经济发展与环境质量之间的关系进行定量研究,揭示二者协同规律和演变趋势,为古镇环境保护、旅游资源开发及旅游区的决策管理提供参考依据。
旅游经济增长测度指标采用人均旅游收入（R,即旅游总收入/旅游总人次）,与旅游总收入相比,人均旅游收入更能够反映实际的旅游经济发展水平,保证大小地区之间数据可比性[11]。旅游废弃物分为液态、固态、气态3类。旅游废弃物测度指标选取液态中的污水（Ws）、粪便（F）排放量指标,固态的垃圾（L）排放量指标,气态中的SO2（WSO2）、NOX（WNOX）排放量指标等五大指标,目前普遍采用这5大指标来反映环境质量状况[10]。本文分析均采用各变量自然对数值。
EKC模型中三次函数模型回归分析能较好地反映旅游经济发展与旅游废弃物排放量之间的关系[11]。故本文采用三次多项式函数,对时间序列数据进行回归分析,模型如下：
Ln(Ti)=β0+β1Ln(Ri)+β2[Ln(Ri)]2+β3[Ln(Ri)]3+ui （1）
式中,Ln(Ti)为第i年各种旅游废弃物测度指标自然对数值,Ln(Ri)为第i年人均旅游收入自然对数值,β0、β1、β2、β3均为待估参数,ui为随机误差项。通过对式（1）回归分析,可判断旅游经济发展与环境质量之间关系的类型：① 当β1≠0,β2=β3=0时,旅游废弃物排放与旅游经济增长之间呈现线性关系。② 当β1=β2=β3=0时,旅游废弃物排放与旅游经济增长之间没有关系。③ 当β1>0,β2<0,β3=0时,旅游废弃物排放与旅游经济增长之间呈现“倒U型”曲线关系,即典型的EKC曲线,转折点(TP)为-β1/2β2。④ 当β1<0,β2>0,β3=0时,旅游废弃物排放与旅游地经济增长之间呈现“U型”曲线关系。⑤ 当β1 >0,β2<0,β3>0时,环境污染与旅游地经济增长之间呈现“N型”或“~”型。⑥ 当β1<0,β2>0,β3<0时,环境污染与旅游地经济增长之间呈现“倒N型”或“∽”型。
1.3.1 研究区概况
周庄,隶属昆山,古镇区面积0.47 km2,被誉为“中国第一水乡”,国家首批5A级景区,1989年4月售出第一张门票。锦溪,隶属昆山,古镇区面积0.96 km2,被誉为“中国民间文化（民间收藏）艺术之乡”,国家4A级景区,2000年5月售出第一张门票。千灯,隶属昆山,古镇区面积0.34 km2,“全国爱国主义教育基地”,国家4A级景区,2005年4月开始发展旅游业。
1.3.2 旅游地生命周期判定
Butler[12]认为,旅游地生命周期一般需要经历探索、参与、发展、巩固、停滞、衰落或复苏等6个阶段。但保继刚等[13]认为,Butler旅游地生命周期理论与实际不可能完全吻合,应该用生命周期理论分析不同旅游地具体生命周期特点及规律。汪德根等[14]依据旅游资源、旅游市场、接待设施、发展模式作为判定标准,得出了苏州3个案例地生命周期所处发展阶段的研究结论。
由表1可知,周庄旅游开发早,旅游资源丰富。游客接待总量大,年增长放缓。市场客源结构较为成熟,省外游客所占比重高。旅游接待设施发展完善,能全面满足“吃、住、行、游、购、娱”各旅游要素。周庄旅游股份有限公司的经济实力强,市场机制完善。符合Butler[12]生命周期巩固阶段特点,结合汪德根等[14]研究成果,判定周庄旅游发展为“相对成熟阶段”;锦溪旅游开发较早,旅游资源相对丰富。游客接待总量较大,接待量稳步增长。市场客源结构以省内和华东地区游客为主。旅游接待设施较完善,能基本满足游客需要。锦溪旅游发展有限公司的经济实力较强,市场机制较为完善。综上所述,判定锦溪旅游发展为“稳定发展阶段”;千灯旅游开发起步较晚,旅游资源较为单一。游客接待量迅速增长。市场客源结构以江浙沪游客为主。旅游接待设施正在完善。千灯旅游开发有限公司具备一定经济实力,市场运营机制正在健全过程中。综上,判定千灯旅游发展为“快速发展阶段”。
表1 周庄、锦溪、千灯旅游地基本特征比较
Table 1 Comparison of basic characteristics of tourism in Zhouzhuang, Jinxi and Qiandeng
| 旅游地 | 周庄 | 锦溪 | 千灯 |
|---|---|---|---|
| 旅游资源 | ① 主要景点：双桥、沈厅、张厅、富安桥、三毛茶楼、迷楼、全福讲寺等 ② 主要旅游活动：1996年开始连续举办中国周庄国际旅游艺术节,2005年,推出“夜游周庄”产品,2007年推出实景演出《四季周庄》 | ① 主要景点：莲池禅院、十眼桥、文昌阁、中国古砖瓦博物馆、张省美术馆等 ② 主要旅游活动：2000年开始连续举办旅游文化艺术节,并发展 “民间博物馆之乡” 特色旅游文化产业 | ① 主要景点：顾炎武故居、秦峰塔、延福寺、中国昆曲历史博物馆等 ② 主要旅游活动：2005年开始连续举办文化旅游节,并举办昆曲票友会等纪念活动 |
| 旅游市场 | ① 接待人次：自2009~2013年分别为337.7、589.7、484.1、495.9、446.8万人次（2010年世博会致客流增大,2012年下半年政策原因致客流减少） ② 市场客源结构：省外游客占54.1%,江苏省内游客占31.6%,海外游客占14.3%;旅游方式以团队游客为主,部分散客游 | ① 接待人次：自2009~2013年分别为：78.1、119.2、124.5、128.1、124.4万人次。 ② 市场客源结构：华东地区游客占38.4%,江苏省内游客占35.7%,其它省份游客占20.5%,海外游客占5.4%;旅游方式以团队游客为主,散客游为辅,部分自驾游 | ① 接待人次：自2009~2013年分别为：62.4、84.4、101.6、116.9、111.0万人次 ② 市场客源结构：江浙沪游客占79.7%,其它省份游客占17.9%,海外游客占2.4%;旅游方式以团队游客主,散客自驾游也较多 |
| 接待设施 | 能同时提供餐位15000张、标准床位4000张。工艺品商店、水上观光船、星级公厕、停车场等设施 | 现有40余家餐馆及旅社,旅游商店、星级公厕、停车场等设施 | 旅游商店、餐馆、停车场、公厕等设施 |
| 发展模式 | 股份制公司+企业+社区 | 有限责任公司+企业+社区 | 有限责任公司+企业+农户 |
| 发展阶段 | 相对成熟阶段 | 稳定发展阶段 | 快速发展阶段 |
1.3.3 数据采集
2014年1~3月实地调查走访昆山周庄、锦溪、千灯3个古镇旅游经济发展及环境保护相关职能部门,获得经济、环境相关统计数据。① 旅游经济数据：游客接待量、旅游总收入数据来源于3个古镇的统计站、旅游公司及昆山市旅游局。② 环境质量数据：污水、粪便、固体垃圾、SO2、NOX数据来源于3个古镇的污水处理厂、环卫所、环保办及昆山市环保局。运用 Eviews 6.0 计量软件对3个水乡古镇6个指标2009~2013年共计60个月度时间序列数据进行处理和分析[15]。
1） 时间序列稳定性检验。根据样本量大小和变量指标实际意义,本文选择ADF单位根检验法,采用SIC确定滞后阶数,对环境变量数值序列进行单位根检验。结果表明（表2）,3个古镇的人均旅游收入（R）、污水（Ws）、粪便（F）、固体垃圾（L）、SO2（WSO2）、NOX（WNOX）等6个变量对数值原序列在1%显著水平上都不平稳,一阶差分后,分别在5% 及10% 显著性水平上平稳,6个变量均为一阶单整序列,也即I（1）阶序列。且D.W值均介于1.8~2.2之间。据此推断适合进行数据协整性检验。
2） Johansen协整检验。本文根据无约束VAR模型残差分析,通过AIC准则和SC准则,确定VAR 模型最优滞后期是3,协整检验滞后期是2,然后依据迹统计量和最大特征值统计量来检验变量之间的协整关系,分别判定3个古镇各旅游废弃物测度指标与其人均旅游收入之间是否具有稳定的均衡关系。
协整检验结果表明（表3）,3个古镇的人均旅游收入均与其污水（Ws）、粪便（F）、固体垃圾（L）等液态、固态旅游废弃物存在协整关系,进而理论上可能存在着Granger 因果关系。3个古镇的人均旅游收入与其SO2、NOX等气态旅游废弃物指标均不存在协整关系。
3） Granger 因果检验。通过 Johansen 协整检验,发现3个古镇的人均旅游收入均与其液态、固态旅游废弃物环境指标之间具有长期均衡的稳定关系,但不能说明谁为因谁为果,需要进一步通过 Granger 因果关系检验来判定人均旅游收入与环境质量指标之间的先导-滞后关系。
检验结果表明（表4）,3个古镇的人均旅游收入分别是其污水、粪便、垃圾排放量的Granger原因,而污水、粪便、垃圾排放量均不是其人均旅游收入的Granger原因。说明古镇旅游经济发展与其环境质量变化之间存在单向的格兰杰因果作用关系,即古镇旅游经济的发展导致了其环境质量下降。
表2 时间序列变量单位根检验（ADF检验法）
Table 2 Result of ADF unit root test of time series variables
| 旅游地 | 变量 | ADF统计值 | 1%临界值 | 5%临界值 | P值 | 结论 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 周庄 | Ln(R) | -1.680769 | -3.503049 | -2.893230 | 0.4376 | 2.166163 | 不平稳 |
| DLn(R) | -6.747405 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0000 | 1.925248 | 一阶单整 | |
| Ln(Ws) | -0.552347 | -3.502238 | -2.892879 | 0.8748 | 2.063459 | 不平稳 | |
| DLn(Ws) | -4.024232 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0025 | 1.959073 | 一阶单整 | |
| Ln(F) | -0.234678 | -3.503049 | -2.893230 | 0.9291 | 1.960219 | 不平稳 | |
| DLn(F) | -3.693701 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0066 | 1.869781 | 一阶单整 | |
| Ln(L) | -2.249717 | -3.502238 | -2.892879 | 0.1906 | 1.879507 | 不平稳 | |
| DLn(L) | -4.252520 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0012 | 2.053748 | 一阶单整 | |
| Ln(WSO2) | -1.853809 | -3.503049 | -2.893230 | 0.3526 | 2.117804 | 不平稳 | |
| DLn(WSO2) | -3.629272 | -3.503879 | -2.893589 | 0.0069 | 2.062409 | 一阶单整 | |
| Ln(WNOX) | -0.813561 | -3.502238 | -2.892879 | 0.8104 | 1.994613 | 不平稳 | |
| DLn(WNOX) | -9.521399 | -3.502238 | -2.892879 | 0.0000 | 1.999809 | 一阶单整 | |
| 锦溪 | Ln(R) | -1.920209 | -3.571310 | -2.922449 | 0.3206 | 2.279541 | 不平稳 |
| DLn(R) | -8.109260 | -3.550396 | -2.913549 | 0.0000 | 2.143535 | 一阶单整 | |
| Ln(Ws) | -2.735964 | -4.121303 | -3.487845 | 0.2266 | 1.804427 | 不平稳 | |
| DLn(Ws) | -6.877703 | -4.127338 | -3.490662 | 0.0000 | 2.051600 | 一阶单整 | |
| Ln(F) | -2.522872 | -4.121303 | -3.487845 | 0.3165 | 1.901210 | 不平稳 | |
| DLn(F) | -7.934740 | -4.124265 | -3.489228 | 0.0000 | 2.014911 | 一阶单整 | |
| Ln(L) | -2.527550 | -3.568308 | -2.921175 | 0.1152 | 1.958813 | 不平稳 | |
| DLn(L) | -4.908714 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0001 | 2.008433 | 一阶单整 | |
| Ln(WSO2) | -2.319341 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0591 | 2.210608 | 不平稳 | |
| DLn(WSO2) | -10.748380 | -3.548208 | -2.912631 | 0.0000 | 2.117184 | 一阶单整 | |
| Ln(WNOX) | -1.538903 | -3.548208 | -2.912631 | 0.5070 | 1.939436 | 不平稳 | |
| DLn(WNOX) | -10.316780 | -3.548208 | -2.912631 | 0.0000 | 1.955880 | 一阶单整 | |
| 千灯 | Ln(R) | -2.385576 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0618 | 1.939331 | 不平稳 |
| DLn(R) | -6.502976 | -3.550396 | -2.913549 | 0.0000 | 2.080174 | 一阶单整 | |
| Ln(Ws) | -2.339961 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0568 | 2.100674 | 不平稳 | |
| DLn(Ws) | -8.432927 | -3.548208 | -2.912631 | 0.0000 | 1.959398 | 一阶单整 | |
| Ln(F) | -2.575920 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0537 | 1.911703 | 不平稳 | |
| DLn(F) | -3.429813 | -3.546099 | -2.911730 | 0.0137 | 2.200682 | 一阶单整 | |
| Ln(L) | -2.178498 | -4.121303 | -3.487845 | 0.4923 | 1.833554 | 不平稳 | |
| DLn(L) | -7.436850 | -4.124265 | -3.489228 | 0.0000 | 1.996224 | 一阶单整 | |
| Ln(WSO2) | -2.505873 | -4.124265 | -3.489228 | 0.3244 | 1.958278 | 不平稳 | |
| DLn(WSO2) | -11.708950 | -4.124265 | -3.489228 | 0.0000 | 2.027944 | 一阶单整 | |
| Ln(WNOX) | -3.187026 | -4.121303 | -3.487845 | 0.0970 | 1.874285 | 不平稳 | |
| DLn(WNOX) | -8.086782 | -4.124265 | -3.489228 | 0.0000 | 2.000560 | 一阶单整 |
表3 环境质量指标Johansen协整检验结果
Table 3 Results of Johansen co-integration test of environmental quality indicators
| 旅游地 | 环境变量 | 原假设 | 迹统计量 | 迹统计量 5%临界值 | 迹统计量P值 | λ-max 统计量 | λ-max 5%临界值 | λ-max P值 | 协整关 系个数 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 周庄 | Ln(Ws) | 无协整关系 | 24.69675 | 15.49471 | 0.0016 | 14.59538 | 14.26460 | 0.0443 | 2 |
| 至多一个 | 10.10137 | 3.841466 | 0.0015 | 10.10137 | 3.841466 | 0.0015 | |||
| Ln(F) | 无协整关系 | 29.48802 | 15.49471 | 0.0002 | 15.21295 | 14.26460 | 0.0353 | 2 | |
| 至多一个 | 14.27506 | 3.841466 | 0.0002 | 14.27506 | 3.841466 | 0.0002 | |||
| Ln(L) | 无协整关系 | 32.04581 | 15.49471 | 0.0001 | 21.06682 | 14.26460 | 0.0036 | 2 | |
| 至多一个 | 10.97899 | 3.841466 | 0.0009 | 10.97899 | 3.841466 | 0.0009 | |||
| Ln(WSO2) | 无协整关系 | 12.12076 | 15.49471 | 0.1512 | 10.65575 | 14.26460 | 0.1723 | 0 | |
| 至多一个 | 1.465010 | 3.841466 | 0.2261 | 1.465010 | 3.841466 | 0.2261 | |||
| Ln(WNOX) | 无协整关系 | 13.73775 | 15.49471 | 0.0904 | 11.43865 | 14.26460 | 0.1336 | 0 | |
| 至多一个 | 2.299106 | 3.841466 | 0.1294 | 2.299106 | 3.841466 | 0.1294 | |||
| 锦溪 | Ln(Ws) | 无协整关系 | 49.50185 | 14.26460 | 0.0000 | 49.50185 | 14.26460 | 0.0000 | 1 |
| 至多一个 | 2.321644 | 3.841466 | 0.1276 | 2.321644 | 3.841466 | 0.1276 | |||
| Ln(F) | 无协整关系 | 51.92326 | 15.49471 | 0.0000 | 46.25800 | 14.26460 | 0.0000 | 2 | |
| 至多一个 | 5.665258 | 3.841466 | 0.0173 | 5.665258 | 3.841466 | 0.0173 | |||
| Ln(L) | 无协整关系 | 93.20493 | 15.49471 | 0.0000 | 75.65180 | 14.26460 | 0.0000 | 2 | |
| 至多一个 | 17.55313 | 3.841466 | 0.0000 | 17.55313 | 3.841466 | 0.0000 | |||
| Ln(WSO2) | 无协整关系 | 13.35729 | 15.49471 | 0.1023 | 12.60880 | 14.26460 | 0.0898 | 0 | |
| 至多一个 | 0.748490 | 3.841466 | 0.3870 | 0.748490 | 3.841466 | 0.3870 | |||
| Ln(WNOX) | 无协整关系 | 15.29407 | 15.49471 | 0.0536 | 14.16937 | 14.26460 | 0.0581 | 0 | |
| 至多一个 | 0.924697 | 3.841466 | 0.3362 | 0.924697 | 3.841466 | 0.3362 | |||
| 千灯 | Ln(Ws) | 无协整关系 | 46.63281 | 15.49471 | 0.0000 | 32.99482 | 14.26460 | 0.0000 | 2 |
| 至多一个 | 13.63799 | 3.841466 | 0.0002 | 13.63799 | 3.841466 | 0.0002 | |||
| Ln(F) | 无协整关系 | 40.18959 | 15.49471 | 0.0000 | 34.32170 | 14.26460 | 0.0000 | 2 | |
| 至多一个 | 5.867898 | 3.841466 | 0.0154 | 5.867898 | 3.841466 | 0.0154 | |||
| Ln(L) | 无协整关系 | 38.54746 | 15.49471 | 0.0000 | 36.99706 | 14.26460 | 0.0000 | 1 | |
| 至多一个 | 1.550407 | 3.841466 | 0.2131 | 1.550407 | 3.841466 | 0.2131 | |||
| Ln(WSO2) | 无协整关系 | 12.85178 | 15.49471 | 0.1204 | 10.16797 | 14.26460 | 0.2011 | 0 | |
| 至多一个 | 2.683815 | 3.841466 | 0.1014 | 2.683815 | 3.841466 | 0.1014 | |||
| Ln(WNOX) | 无协整关系 | 12.84806 | 15.49471 | 0.1205 | 9.216343 | 14.26460 | 0.2686 | 0 | |
| 至多一个 | 3.631717 | 3.841466 | 0.0567 | 3.631717 | 3.841466 | 0.0567 |
表4 环境质量指标Granger 因果检验
Table 4 Results of Granger causality test of environmental quality indicators
| 旅游地 | 原假设 | F 统计量值 | 伴随概率（p） | 结论 |
|---|---|---|---|---|
| 周庄 | Ln(R)不是Ln(Ws)的Granger原因 | 4.28323 | 0.0343 | 拒绝原假设** |
| Ln(Ws)不是Ln(R)的Granger原因 | 0.60476 | 0.5499 | 接受原假设 | |
| Ln(R)不是Ln(F)的Granger原因 | 3.11514 | 0.0613 | 拒绝原假设* | |
| Ln(F)不是Ln(R)的Granger原因 | 0.67156 | 0.5795 | 接受原假设 | |
| Ln(R)不是Ln(L)的Granger原因 | 3.23762 | 0.0539 | 拒绝原假设* | |
| Ln(L)不是Ln(R)的Granger原因 | 0.64924 | 0.5871 | 接受原假设 | |
| 锦溪 | Ln(R)不是Ln(Ws)的Granger原因 | 6.40115 | 0.0103 | 拒绝原假设** |
| Ln(Ws)不是Ln(R)的Granger原因 | 2.24155 | 0.1442 | 接受原假设 | |
| Ln(R)不是Ln(F)的Granger原因 | 6.59243 | 0.0179 | 拒绝原假设** | |
| Ln(F)不是Ln(R)的Granger原因 | 1.06321 | 0.3790 | 接受原假设 | |
| Ln(R)不是Ln(L)的Granger原因 | 18.13320 | 0.0000 | 拒绝原假设*** | |
| Ln(L)不是Ln(R)的Granger原因 | 2.01310 | 0.1240 | 接受原假设 | |
| 千灯 | Ln(R)不是Ln(Ws)的Granger原因 | 17.01628 | 0.0020 | 拒绝原假设*** |
| Ln(Ws)不是Ln(R)的Granger原因 | 0.55022 | 0.5801 | 接受原假设 | |
| Ln(R)不是Ln(F)的Granger原因 | 12.41151 | 0.0027 | 拒绝原假设*** | |
| Ln(F)不是Ln(R)的Granger原因 | 0.60631 | 0.5790 | 接受原假设 | |
| Ln(R)不是Ln(L)的Granger原因 | 5.94703 | 0.0123 | 拒绝原假设* | |
| Ln(L)不是Ln(R)的Granger原因 | 2.88488 | 0.1554 | 接受原假设 |
首先对三次型模型（1）作回归检验,如不存在显著三次曲线关系,删去三次项再进行估计,以此类推,最后得到各环境质量指标与人均旅游收入统计检验结果（表5）,据此判断是否存在EKC曲线或其他类型。
2.2.1 污水排放量与人均旅游收入的EKC检验
由表5看出,周庄、锦溪、千灯污水排放量与人均旅游收入分别存在“U型”曲线关系、“倒U型”曲线关系（即存在显著EKC曲线）、单调上升线性关系,其回归方程分别为：
周庄：Ln(Ws)= 12.578580-1.542690Ln(R)+0.255205[Ln(R)]2 （2）
锦溪：Ln(Ws)= 5.018739+3.985564Ln(R)-0.880637[Ln(R)]2 （3）
千灯：Ln(Ws)= 9.510407+0.123869Ln(R) （4）
对方程式(2)、(3)进行一阶求导,令一阶导数值为零,计算出拐点。结果表明,周庄污水排放量“U型”曲线拐点为Ln(R)=3.022,即人均旅游收入为20.53元时,污水排放量为28 197.63 t时出现拐点。在人均旅游收入低于20.53元时,污水排放量随旅游经济发展而减低,这归因于周庄对古镇区水环境进行综合整治,清淤去污,布排管线,将每户民居、商业店铺都连接到污水收集系统上,颁布《周庄古镇区保护暂行办法》等旅游管理配套文件,引导古镇区产业转型,降低污水排放。而当人均旅游收入高于20.53元时,污水排放量随旅游经济进一步发展而逐渐上升,这可能是因为古镇区面积仅0.47 km2,2010年开始年均游客量达到500万人次左右,产生大量旅游废弃物,已部分超出旅游基础设施处理能力;锦溪污水排放量“倒U型”曲线拐点为Ln(R)=2.263,即人均旅游收入为9.61元时,污水排放量为13 741.46 t时出现拐点。在人均旅游收入低于9.61元时,污水排放量随旅游经济发展而增加,说明锦溪古镇旅游处于较低水平时,随着旅游者涌入,旅游基础设施建设没有跟上,污水排放量增加。而当人均旅游收入高于9.61元时,污水排放量随旅游经济进一步发展而逐渐减少,说明当古镇旅游经济发展到较高水平时,可以有更多资金投入环境质量整治,旅游经济增长促进了环境质量改善;千灯污水排放量与旅游经济增长之间呈现线性关系,即Ln(R)每增加 1%,Ln(Ws)将提高0.124%。千灯古镇污水排放量随人均旅游收入增加而上升,是由于千灯旅游业开发较晚,发展迅速,旅游配套设施还不够健全,游客环境教育还不够深入。
表5 环境质量指标与其人均旅游收入的EKC检验结果
Table 5 EKC inspection results of environmental quality indicators and its per capita tourism income
| 旅游地 | 环境变量 | 参数估计β0 | 参数估计β1 | 参数估计β2 | 参数估计β3 | R2 | 结论 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 周庄 | Ln(Ws) | 12.578580 | -1.542690 | 0.255205 | 0 | 0.757818 | 0.944831 | U型 |
| (10.046540)*** | (-1.856348)** | (1.868445)** | ||||||
| Ln(F) | 4.816799 | -1.846326 | 0.349961 | 0 | 0.801511 | 0.877140 | U型 | |
| (1.602693)* | (-1.925537)* | (1.067379)* | ||||||
| Ln(L) | 6.425336 | 0.050909 | 0 | 0 | 0.878931 | 0.989006 | 单调上升 | |
| (90.212720)*** | (2.229415)** | |||||||
| 锦溪 | Ln(Ws) | 5.018739 | 3.985564 | -0.880637 | 0 | 0.624439 | 0.886332 | 倒U型 |
| (1.253248)* | (1.084849)* | (-1.054942)* | ||||||
| Ln(F) | -7.306402 | 12.305150 | -5.516249 | 0.814842 | 0.856681 | 0.929271 | N型 | |
| (-5.437603)* | (3.523812)* | (-3.106968)* | (1.490953)* | |||||
| Ln(L) | -1.139595 | 8.154962 | -3.693765 | 0.554886 | 0.759861 | 1.185696 | N型 | |
| (-2.253579)* | (1.289722)* | (-1.261223)* | (1.242099)* | |||||
| 千灯 | Ln(Ws) | 9.510407 | 0.123869 | 0 | 0 | 0.727391 | 0.679305 | 单调上升 |
| (19.782010)*** | (1.657146)* | |||||||
| Ln(F) | -5.017178 | 5.721732 | -1.089167 | 0 | 0.774326 | 0.720732 | 倒U型 | |
| (-1.392825)* | (2.094426)** | (-2.116464)** | ||||||
| Ln(L) | 3.979847 | 0.016508 | 0 | 0 | 0.700026 | 0.878459 | 上升 | |
| (3.660795)*** | (0.038728) |
2.2.2 粪便排放量与人均旅游收入的EKC检验
周庄、锦溪、千灯粪便排放量与人均旅游收入分别存在“U型”曲线关系、“N型”曲线关系、“倒U型”曲线关系（即EKC曲线）,其回归方程分别为：
周庄：Ln(F)= 4.816799-1.846326Ln(R)+0.349961[Ln(R)]2 （5）
锦溪：Ln(F)= -7.306402+12.305150Ln(R)-5.516249[Ln(R)]2+0.814842[Ln(R)]3 （6）
千灯：Ln(F)= -5.017178+5.721732Ln(R)-1.089167[Ln(R)]2 （7）
方程式(5)、(6)、(7)计算结果表明,周庄粪便排放量“U型”曲线拐点为Ln(R)=2.637,即人均旅游收入为13.97元时,粪便排放量为10.82 t时出现拐点。在人均旅游收入低于13.97元时,粪便排放量随旅游经济发展而减少,这与周庄古镇投入资金对景区厕所等公共卫生设施按三星级标准进行改造,布局、数量、功能上更能满足游客需要有关。而当人均旅游收入高于13.97元时,粪便排放量随旅游经济进一步发展而逐渐上升,说明持续增多的旅游者产生大量的废弃物,公共卫生设施处理能力开始逐渐饱和;锦溪粪便排放量“N型”曲线2个拐点分别为Ln(R)=2.014 7和Ln(R)=2.498 4,即人均旅游收入为7.50元和12.16元时,粪便排放量为5.80 t和5.54 t时出现拐点。当人均旅游收入低于7.50元时,粪便排放量随人均旅游收入的增加而上升,这与公共卫生设施建设没有跟上有关。当人均旅游收入介于7.50元和12.16元之间时,粪便排放量随人均旅游收入增加而减少,这也与政府有能力投入资金进行公共环境整治有关,将景区厕所改造为生态厕所,使废物资源化。而当人均旅游收入大于12.16元时,粪便排放量又会随人均旅游收入的增加而上升,这与游客接待总量增长过快,卫生设施处理能力开始饱和密切相关;千灯粪便排放量“倒U型”曲线拐点为Ln(R)=2.627,即人均旅游收入为13.83元时,粪便排放量为12.15 t时出现拐点。当人均旅游收入低于13.83元时,粪便排放量随旅游经济发展而上升,公共卫生设施缺乏是导致这一现象的主要原因。而当人均旅游收入高于13.83元时,粪便排放量随旅游经济进一步发展而逐渐降低,这与千灯古镇开始加快公共卫生设施建设以适应旅游业发展有关。
2.2.3 固态垃圾排放量与人均旅游收入的EKC检验
周庄、锦溪、千灯固体垃圾排放量与人均旅游收入之间分别存在单调上升线性关系、“N型”曲线关系、线性上升关系,其回归方程分别为：
周庄：Ln(L)=6.425336+0.050909Ln(R) （8）
锦溪：Ln(L)=-1.139595+8.154962Ln(R)-3.693765[Ln(R)]2+0.554886[Ln(R)]3 （9）
千灯：Ln(L)= 3.979847+0.016508Ln(R) （10）
方程式(8)、(9)、(10)计算表明,周庄垃圾排放量与旅游经济增长之间呈现线性关系,即Ln(R) 每增加1%,Ln(L)将提高0.051%,垃圾排放量随人均旅游收入增加而上升,这与周庄古镇区面积狭小,有限的空间集聚了大量餐馆、商店、旅游者,从而产生较多固体垃圾有关;锦溪垃圾排放量“N型”曲线2个拐点分别为Ln(R)=2.061 5和Ln(R)=2.376 4,即人均旅游收入为7.86元和10.77元时,垃圾排放量为125.90 t和124.81 t时出现拐点。当人均旅游收入低于7.86元时,垃圾排放量随人均旅游收入的增加而上升,这是由于旅游者快速增长,垃圾收集清理等配套措施没有及时跟上。当人均旅游收入介于7.86元和10.77元之间时,垃圾排放量随人均旅游收入增加而降低,这与锦溪古镇增加资金投入,加强环境卫生保洁工作有关。当人均旅游收入大于10.77元时,垃圾排放量又会随人均旅游收入增加而上升,这与旅游人数大量增加有关;千灯垃圾排放量与旅游经济增长之间呈现线性上升关系,即Ln(R) 每增加 1%,Ln(L)将提高0.017%,这是由于千灯古镇区面积更加狭小,仅有0.34 km2,而旅游业又处于快速发展阶段,环境教育、卫生保洁等措施还不够规范。
2.3.1 液态废弃物环境质量影响
表6为3个古镇排放污水水质监测结果,可以看出,周庄水环境指标COD含量2013年显著低于2009~2012年（P<0.05）。NH3-N含量也呈现下降趋势,2012年、2013年NH3-N含量显著低于2009~2011年（P<0.05）。TP含量年际之间无显著差异性;锦溪水环境指标COD含量、NH3-N含量年际之间无显著差异性。2013年TP含量显著高于2011年（P<0.05）;千灯水环境指标COD含量2010~2013年要显著低于2009年（P<0.05）。NH3-N含量则呈现升高趋势,2011~2013年显著高于2009、2010年（P<0.05）。TP含量在2010年最高,达8.95 mg/L,后开始下降,2013年TP含量显著低于2009~2011年（P<0.05）。
表6 水环境质量指标检验结果
Table 6 Results of the water environmental quality indicators test (mean±SD, n=12)
| 旅游地 | 水环境指标 | 2009年 | 2010年 | 2011年 | 2012年 | 2013年 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 周庄 | COD/(mg/L) | 190.25±22.23b | 205.83±6.34c | 201.25±3.11c | 172.75±39.63b | 145.63±10.50a |
| NH3-N/(mg/L) | 52.67±6.96c | 46.50±1.57c | 47.50±1.45c | 30.00±13.49a | 37.50±12.82b | |
| TP/(mg/L) | 3.00±0.38a | 3.00±0.12a | 3.08±0.19a | 2.85±0.54a | 3.13±0.23a | |
| 锦溪 | COD/(mg/L) | 191.81±28.34a | 193.94±24.88a | 215.35±41.12a | 192.32±28.86a | 213.92±14.11a |
| NH3-N/(mg/L) | 25.82±5.58a | 25.34±3.95a | 25.14±4.85a | 22.03±5.02a | 26.09±5.53a | |
| TP/(mg/L) | 2.99±0.51b | 3.31±0.77b | 2.57±0.65a | 3.01±0.53b | 3.50±0.33b | |
| 千灯 | COD/(mg/L) | 397.12±86.58b | 222.17±11.96a | 224.43±22.96a | 240.61±32.81a | 222.21±39.99a |
| NH3-N/(mg/L) | 19.43±4.46a | 19.22±4.16a | 28.69±1.93b | 28.25±1.49b | 27.04±3.69b | |
| TP/(mg/L) | 4.68±2.25b | 8.95±2.57c | 4.93±2.10b | 3.30±0.49a | 2.30±0.43a |
水环境指标COD、NH3-N均是水体中主要耗氧污染物,NH3-N、TP均是水体中的营养素。在本研究中,旅游废弃物对水体产生了较大环境影响。其中,周庄2013年COD、2012年NH3-N含量显著下降与其环境治理力度最大有关。锦溪2013年COD、NH3-N、TP含量升高,意味着需要加强环境治理和对游客进行环境教育。千灯COD、TP均有下降,表示环境治理也取得了一定成效。Ning等[16]研究表明,随着旅游业快速发展,旅游者大量增加,相应接待服务设施废水排放以及不完善的管理措施等均导致水质急剧下降,环境教育、基础设施建设、水资源保护、污染检测和控制是应对水污染的主要措施。本项研究也表明,通过水环境治理,周庄、千灯的水环境污染在降低。
2.3.2 固态废弃物环境质量影响
实地调查发现,在周庄、锦溪、千灯3个古镇区均能看到游客丢弃的固体垃圾,多为旅游者产生的生活垃圾,对旅游地环境质量产生影响。
国外研究表明,每位游客每天平均会产生3.5 kg废弃物[17]。为降低固态废弃物环境影响,需要对古镇区内生活垃圾做好收集清理工作。郭晖[18]对垃圾收集设施的合理布局进行了研究,认为垃圾桶（箱）应靠近游道或游客休息地,容量大小要与旅游者数量、使用频度、旅游活动类型等因素相适应。这与本研究中3个古镇垃圾桶（箱）的设置现状基本吻合,3个古镇垃圾桶（箱）设置均考虑到了方便旅游者使用、减少环境干扰、美观耐用等要求。其中,周庄古镇共设置垃圾桶（箱）223只,垃圾中转站8座。锦溪古镇共设置垃圾桶（箱）135只,垃圾中转站2座。千灯古镇共设有垃圾桶（箱）166只。3个古镇垃圾处理方式均为压缩后送焚烧发电厂。
2.3.3 气态废弃物环境质量影响
在本研究中,3个古镇旅游废弃物对空气环境质量影响均较小。这是由于3个古镇均在远离古镇区的地方新建了旅游停车场,减少汽车驶入古镇区,有效降低了汽车尾气排放。同时,3个古镇旅游生活用能源均采用灌装煤气、管道煤气、天然气、电力等,极少燃煤,减少了废弃物产生。Aall[19]研究结果表明,旅游废弃物排放会对旅游地空气质量产生直接环境影响,Saenz-de-Miera等[20]在西班牙Mallorca岛研究发现,游客数量每增加1%,空气中PM10浓度水平会相应增加0.45%。但本研究发现,3个古镇空气质量良好,说明3个古镇控制气态废弃物排放措施有效。
1） 不同生命周期阶段古镇旅游废弃物排放量与其人均旅游收入之间曲线关系存在差异。旅游发展生命周期处于相对成熟阶段的周庄,污水、粪便、固态垃圾排放量与人均旅游收入分别存在“U型”曲线关系、“U型”曲线关系、单调上升线性关系;处于稳定发展阶段的锦溪相应指标分别表现为“倒U型”EKC曲线关系、“N型”曲线关系、“N型”曲线关系;处于快速发展阶段的千灯则分别表现为单调上升线性关系、“倒U型”EKC曲线关系、线性上升关系;3个古镇气态旅游废弃物对环境影响较小,与旅游经济发展没有协整关系。
2） 不同生命周期阶段古镇旅游经济发展与其环境质量变化之间均存在单向的格兰杰因果作用关系。3个古镇的人均旅游收入分别是其污水、粪便、垃圾排放量的Granger原因,而污水、粪便、垃圾排放量均不是其人均旅游收入的Granger原因。古镇旅游经济发展导致了其环境质量下降。
3） 不同生命周期阶段古镇旅游废弃物环境质量影响具有差异性。旅游发展处于相对成熟阶段的周庄,水环境指标COD、NH3-N含量均呈现下降趋势,TP含量年际之间无显著差异性。处于稳定发展阶段的锦溪,水环境指标COD、NH3-N含量年际之间无显著差异性。处于快速发展阶段的千灯,水环境指标COD含量自2009年后显著降低,TP含量呈现下降趋势;3个古镇气态旅游废弃物环境质量影响均较弱;固态旅游废弃物对3个古镇都产生了直接的环境影响。
4） 加强旅游废弃物治理是实现古镇旅游业可持续发展的关键。环境质量是旅游目的地之间竞争的重要因素,如果环境质量受人类行为干扰而逐渐恶化,旅游目的地就会失去对旅游者的吸引力。因此,对于旅游目的地之间维持竞争力而言,坚持高水平、全面的环境质量要求是非常重要的。
The authors have declared that no competing interests exist.
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旅游废弃物生态影响评价——以九寨沟、黄山风景区为例 [J].
从旅游生态系统物质与能量循环的特点出发，提出旅游废弃物的概念，构建基于生态足迹的旅游废弃物生态影响评价模型，并以九寨沟、黄山风景区为例进行实证比较研究。研究结果表明：（1）2004年九寨沟旅游废弃物生态足迹总量为469605678hm2，是黄山总量22331.4490hm2的2.1倍，人均0.024560966hm2是黄山人均0.01394088 hm2的1.76倍。（2）显性生态因子的废水、粪便、固体垃圾、废弃物处理设施的生态足迹很小，4类合计仅占总量的0.16%（九寨沟）与0.3%（黄山），而隐性生态因子CO2排放的生态足迹则占总量的99.84%（九寨沟）与99.70%（黄山）。（3）2004年九寨沟与黄山旅游业的CO2排放量分别高达309455.66t与146947.84t，游客人均CO2排放量分别为161.85kg、91.74kg，旅游业的CO2排放对全球气候变化与生态影响的特征明显。（4）旅游废弃物生态足迹中游客占1%，居民占0.26%，而相关企业（交通、饭店）占98.74%。（5）旅游废弃物对九寨沟风景区、成都-九寨沟沿途区域、成都—九寨沟沿途区域以外地区不同空间尺度的生态影响分别为1.26%、34.8%、63.94%；对黄山风景区、黄山市区域、黄山市区域以外地区的生态影响分别为14.6%、31.97%、53.43%。（6）2004年九寨沟、黄山旅游业的生态效率分别为2.53kgCO2-e/US$、1.67kgCO2-e/US$，生态效率值偏大，对生态环境的影响深远。（7）由于风景区规模、性质、游客构成以及游客选择交通工具的差异，旅游废弃物对不同旅游地生态影响的程度与方向不同，而降低游客规模、缩短旅行距离、减少飞机旅行方式等是降低旅游废弃物生态影响的关键。
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海滨型旅游地环境承载力评价研究——以江苏海滨湿地生态旅游地为例 [J].https://doi.org/10.3969/j.issn.1000-0690.2008.04.021 URL Magsci [本文引用: 1] 摘要
旅游环境承载力的界定和评价可为生态旅游合理开发提供依据。把旅游环境承载力纳入到资源-环境-社会经济这一复合系统中,给出了旅游环境承载力的定义,分析了其构成体系,构建了兼顾三个维度的旅游环境承载力评价指标体系,基于专家打分的结果,运用准主成份等方法进行了权重分析,并以江苏海滨为例,用模糊综合评价等方法对江苏海滨生态旅游环境承载力进行评价,得出了合理的结果,表明本评价指标体系具有较强的科学性、普适性和可操作性。
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Josef L et al.Optimal periodic development of a pollution generating tourism industry [J].https://doi.org/10.1016/S0377-2217(00)00279-4 Magsci [本文引用: 1] 摘要
<p id="">This paper studies how environmental pollution affects optimal development of the tourism industry over time. The planner has the possibility to stimulate tourism by carrying out service expenditures, like organizing events, advertising, attracting seasonal workers, etc. The positive effect of these expenditures on tourism is negatively influenced by the presence of pollution, since the latter element distracts tourists from visiting a particular region. We show that for a particular scenario service expenditures, tourism as well as pollution exhibit a cyclical development over time. This policy implies that when pollution is high, tourism activities are reduced in order to give the environment a chance to recover. Environmentalists advocate this behavior, but in this paper, we show that this policy is also optimal from a profit maximizing point of view.</p>
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Environmental protection programs and conservation practices of hotels in Ankara, Turkey [J].https://doi.org/10.1016/j.tourman.2006.07.003 URL Magsci [本文引用: 1] 摘要
This study was designed to investigate the general nature of environmental protection, waste management, purchasing, energy use, and conservation practices of hotels in Ankara, Turkey. It explored the extent of environmental protection practices so the hotel industry could evaluate its position on environmental issues and so that other interested parties, including academics, can obtain fresh information for a distinctive part of the world. The data were collected by means of questionnaires and interviews. The study found that the policies and practices of Ankara hotels generally lack attributes relevant to environmental protection and conservation, and that hotel managers mostly lack the necessary environmental knowledge and interest to meet the basic objectives of social and environmental responsibility. It is thus necessary to develop an integrated system of policy and practice that involves not only the hotel management and staff, but also all parties concerned with environmental protection and sustainability, and to re-evaluate and reconsider national, local, and hotel policies and training activities.
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The constraints of tourism development for a cultural heritage destination:The case of Kampong Ayer(Water Village) in Brunei Darussalam [J]. |
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Settlements-natural environment relationships and tourism potential in Çamiçi (Tokat- Turkey) [J]. |
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Will predicted climate change compromise the sustainability of Mediterranean tourism? [J].https://doi.org/10.2167/jost545.0 URL [本文引用: 1] 摘要
Projected greenhouse gas induced climate change may alter the frequency and intensity of events like heat waves, drought and fires which affect tourists in the Mediterranean. The summer of 2003 is used as an example of the impact of climate on tourists to the area. Tourists’ reactions and the possible adaptive responses that the tourist industry might adopt are considered. The sustainability of tourism in the future is also investigated.
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旅游活动对张家界国家森林公园植物的影响 [J].https://doi.org/10.17521/cjpe.2004.0016 URL Magsci [本文引用: 1] 摘要
旅游活动对旅游地环境的影响几 乎是不可避免的 ,尤以对植物的影响最为显著。随着游客的大量增多及旅游宾馆酒楼释放的废气污染物的急剧增加 ,张家界国家森林公园境内的植物遭受了较为严重的污染和伤害。为了探明旅游活动对张家界国家森林公园植物生长发育、体内化学物质成分及林木树干伤害等方面 的影响 ,该研究采用对比分析法 ,调查分析了公园内受大气污染较为严重的接待区的几种林木叶内氟化物和SO2 含量及杉木(Cunninghamialanceolata)生长速度的变化 ,同时还对游道两边树木受游客刻伤的程度进行了调查分析。结果表明 ,公园接待区杉木、柳杉 (Cryptomeriafortunei)、枫杨 (Pterocaryahupehensis)叶片中氟化物及SO2 含量较对照区增大了1.6～ 16倍 ;杉木的直径生长量较对照区降低了 32 .3%～ 5 7.1% ;游客的乱刻乱划给金鞭溪、黄石寨等景区游道两边的林木留下了许多伤痕 ,这些伤痕主要分布在离地面 1.2～ 1.6m的部位 ,受伤程度与树种、树皮光滑程度、树干与游道边缘距离及方位有关。为了保护公园内的植物 ,必须改善公园内的燃料结构 ,减少接待设施的数量 ,并加强对游客的环保教育
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Sustainable tourism:research and reality [J].https://doi.org/10.1016/j.annals.2012.02.003 URL [本文引用: 1] 摘要
Future research priorities include: the role of tourism in expansion of protected areas; improvement in environmental accounting techniques; and the effects of individual perceptions of responsibility in addressing climate change.
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中国区域经济增长对环境质量的影响——基于东、中、西部地区环境库兹涅茨曲线的实证研究 [J].https://doi.org/10.3969/j.issn.1007-3116.2011.10.008 URL [本文引用: 2] 摘要
通过构建综合环境污染水平指 标,运用1991—2009年省际面板数据,创新性地通过因子分析法,分析中国东、中、西部地区环境库兹涅茨曲线。结果表明:中国东、中、西部地区环境库 兹涅茨曲线均呈"N型",但地区之间正处于不同的阶段,东部地区的综合环境污染水平随经济增长呈下降趋势;中部和西部地区综合环境污染水平随经济增长呈上 升趋势,造成这一差异的原因来自于规模效应、结构效应、技术效应、资源禀赋效应和环保规制效应。
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旅游废弃物的环境库兹涅茨效应分析——以黄山风景区为例 [J].https://doi.org/10.11821/xb201211010 URL Magsci [本文引用: 3] 摘要
旅游废弃物的资源消耗性与环境吸纳性,是其产生环境与生态影响的根本原因。文章以黄山风景区为例,利用1979-2010年的固态、液态、气态3类6种旅游废弃物的排放量指标的时间序列数据,进行旅游废弃物的环境库兹涅茨曲线拟合检验及其效应分析。结果表明(1)固态与液态旅游废弃物的排放量与旅游发展之间具有环境库兹涅茨倒U型曲线关系,而气态废弃物则不具有。(2)固体废弃物排放量的倒U型曲线的转折点为4596.01t,液态的污水与粪便的转折点分别为731491.46t,15866.43t,转折点时间在2015年。(3)科技应用对改善景区空气质量的作用较大,万元旅游收入的能耗每下降1%,SO2、NO2、PM10值分别下降3.38%、4.25%、0.78%;环保规制对景区水体的质量控制作用明显,污水达标排放率每提高1%,地表水的COD值下降3.41%。(4)旅游废弃物的排放不一定必然造成风景区环境质量的下降,调整产业结构、加大科技应用与强化环保规制,是控制旅游废弃物环境污染与生态影响的关键手段。
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The concept of a tourist area cycle of evolution:implications for management of resources [J].https://doi.org/10.1111/j.1541-0064.1980.tb00970.x URL [本文引用: 2] 摘要
The concept of a recognizable cycle in the evolution of tourist areas is presented, using a basic S-curve to illustrate their waxing and waning popularity. Specific stages in the evolutionary sequence are described, together with a range of possible future trends. The implications of using this model in the planning and management of tourist resources are discussed in the light of a continuing ...
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苏州城市旅游地生命周期的系统动态研究 [J].https://doi.org/10.3969/j.issn.1006-0022.2004.11.003 URL [本文引用: 1] 摘要
旅游设施的投资商按历史的增长趋势来推测预期的游客增长趋势,往 往会导致投资的过大和设施容量过剩.苏州作为旅游目的地,可以从各细分市场主要产品的发展特点看出不同细分市场的生命周期特点.在对苏州城市旅游地生命周 期进行调控的时候,主要是以抓住调控远程观光市场的发展为重点.
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乡村居民旅游支持度影响模型及机理——基于不同生命周期阶段的苏州乡村旅游地比较 [J].https://doi.org/10.11821/xb201110011 URL Magsci [本文引用: 2] 摘要
基于地方感、可持续发展、居民参与以及利益相关者等理论,选择"地方感"、"环境态度"、"参与度"、"居民感知"和"支持度"5个结构变量,构建影响旅游地居民支持度结构关系模型,以不同生命周期阶段的3个乡村旅游地(渔港村、旺山村、蒋巷村)为实证研究对象,对居民旅游支持度结构模型进行验证分析,并依据结构方程模型分析和因子分析,深入生探命讨不周期同阶生命段周旅游期地阶的段居旅游民地支持的居度影民支响模持度型中的所影起响的机作制用。存研在究差表异明:,①起步基阶本段维旅度游因地素的在"不地同方感"和"环境态度"对支持度起正向作用,而"参与度"对支持度没有产生影响;"地方感"、"环境态度"和"参与度"对迅速发展阶段和稳定发展阶段旅游地的支持度均产生正向用作存用。在差②异"居,民起感步知阶段"在旅不游同地生的命"居周民期感阶知段旅"游没地起的到居中民介支作持用度;影迅响速机发制展中阶所段发旅挥游的地中的介"作居民感知"对支持度产生负向中介作用;稳定发展阶段旅游地的"居民感知"对支持度起到正用向中存介在作差用异。:③起二步维阶影段响旅因游素地在的不"同地生方命认周同期"阶和段"旅基游本地环的境居态民度支";持迅度速影发响展机阶制段中旅所游起地的作的"地方认同"、"可持续性环境态度"和"表层参与"以及稳定发展阶段旅游地的"地方依赖"、"经济代价性环境态度"、"深度参与"和"正面影响感知"对支持度均产生显著正向影响。
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Tourism development and water pollution:case study in Lijiang ancient town [J].https://doi.org/10.1016/S1872-583X(08)60006-6 URL [本文引用: 1] 摘要
Many developing countries and areas have focused on tourism to generate additional income sources and to diversify the economy.In this paper,Lijiang Ancient Town is described for the use of freshwater resource as attractive landscaping.Tourism in Lijiang has grown rapidly in recent years and is strongly expected to further increase in the future.This development is expected to put additional pressure on the freshwater resources.An investigation is made into the causes and consequences of water quality deterioration by the tourist industry.The results show that present fashion of water utilization is not sustainable,and parts of the local residents already complain about the water quality degradation.In the future,if the expected increase of tourist number occurs,the pressure on the water quality and amount will correspondingly increase.The results could be that the tourism in the area becomes unsustainable,which could have adverse effects on the local economy,local residents life quality and environment consequentially.Therefore,countermeasures on water-management approach are suggested in order to deal with the current water pollution and make the tourism development sustainable.
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The impact of tourism and personal leisure transport on coastal environments:a review [J].https://doi.org/10.1016/j.ecss.2005.11.026 URL [本文引用: 1] 摘要
Coastal tourism started in the 19th Century and has increased in non-linear fashion ever since, stimulated by a combination of developments in transport technology and rising prosperity. Initially, mainly national in character, the introduction of roll-on, roll-off ferries and inexpensive air transport caused an exponential 28-fold rise in international tourism between 1950 and the start of the 21st Century. This review considers the impact of tourism at two levels: (1) that created by the sheer numbers of tourists and their demands ('mass tourism and transport') and (2) that resulting from individual, often novel, forms of transport ('personal leisure transport'). Under (1), the consequences of the construction of coastal resorts and roads, marinas and jetties for habitat fragmentation and reduced biodiversity are described. Next, the effects of large cruise ships (now some 250 in number) are considered, particularly in relation to unregulated pollution and the delivery of substantial numbers of tourists to remote destinations. Thirdly, the literature related to disturbance caused by intertidal trampling by tourists on rocky/sandy shores is reviewed, followed by a section devoted to the unappreciated effects of beach 'cleaning' (i.e. removal of natural strandlines as well as litter) that is practiced throughout the world's sandy beach resorts. Finally, the potentially positive area of coastal ecotourism is considered, but evidence is assembled to highlight the problems associated with too high a demand. Under (2), the impact of a range of personal leisure transport modes is considered. These range from relatively innocuous pursuits (e.g. swimming, surfing, sailboarding and dinghy sailing), to an extremely popular sport (SCUBA diving) that is marketed for its environmentally-friendly nature, yet causes measurable deterioration in the world's coral ecosystems despite good management practices. The impact of motorboats is considered, particularly in the context of transmission of non-native species, while the highly polluting and disturbing technology of 'personal watercraft' is evaluated. Finally, the uncontrolled emergence of new 'extreme sports' (e.g. 'coasteering', kitesurfing) is identified as a future problem.
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旅游景区垃圾收集清运探究 [J].https://doi.org/10.3969/j.issn.1673-288X.2006.04.004 URL [本文引用: 1] 摘要
受人员、资金等客观因素的制约,目前我国旅游地的垃圾收集处理处于滞后局面,垃圾清除不彻底且清运不及时。通过对长沙烈士公园的调查,对旅游地垃圾收集设施的组合、布局和更替提出了初步设想,详细探究了垃圾收集设施的主体功能改进、景观美化和环境教育解说功能创新。
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Energy use and leisure consumption in Norway:An analysis and reduction strategy [J].https://doi.org/10.1080/09669582.2010.536241 Magsci [本文引用: 1] 摘要
This article discusses the environmental impacts of leisure activities. Calculations are presented for the time-use, money expenditure and energy use involved in leisure services and goods consumed by Norwegians in 2001. The paper draws upon a two-year project financed by the Research Council of Norway. Leisure consumption represented around 23% of the total energy use within private and public consumption in Norway. The energy intensity of leisure consumption, measured in energy use per amount of expenditure, was 20% lower than that of everyday household consumption but 380% times higher than that of public consumption. Surveys show that around half of Norwegian leisure time is spent at home, with considerable use of electronic goods, but that the major energy users are holidays, outdoor recreation and second homes. Growing mobility in leisure patterns is a dominating problem. Leisure consumption is growing rapidly and energy-intensive forms of leisure consumption are growing fastest. A 10-point strategy for reducing the environmental impacts of leisure consumption is presented, including strategies for changing leisure production, changing patterns of leisure consumption, changing the volume of leisure consumption and utilising leisure as an educational arena.
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Modeling tourism impacts on air pollution:The case study of PM10 in Mallorca [J].https://doi.org/10.1016/j.tourman.2013.06.012 URL [本文引用: 1] 摘要
Tourism has begun to be acknowledged as being a significant contributor to the increase in environmental externalities, especially to climate change. Various studies have started to estimate and compute the role of the different tourism sectors that contribute to greenhouse gas (GHG) emissions. These estimations have been made from a sectorial perspective, assessing the contribution of air transport, accommodation or other tourism-related economic sectors. In contrast with this and in order to evaluate the impact of tourism on air pollution from a joint perspective, this paper explores the relationship between daily concentrations of PM 10 and the number of tourists in Mallorca (Spain). The results show that the daily stock of tourists is not only a significant predictor of air pollution concentration levels but also a variable whose inclusion improves the standard specification of urban air pollution models that have the common feature of using weather conditions as main explanatory variables. Furthermore, by using a Generalized Additive Model in its semi-parametric form it is shown that a 1% increase in tourist numbers can be related to up to a 0.45% increase in PM 10 concentration levels.
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