The tourism–urbanization paradox: evidence from Central Vietnam
NCS. ThS. Ngô Thị Ngọc Ánh
Trường Chính trị tỉnh Quảng Ngãi
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu phân tích tác động của phát triển du lịch đến đô thị hóa tại 11 tỉnh miền Trung Việt Nam giai đoạn 2010 – 2025, trong bối cảnh khu vực có nhiều lợi thế du lịch ven biển nhưng năng lực hạ tầng và quản trị đô thị vẫn chưa đồng đều. Bài viết sử dụng mô hình tác động cố định, sai số chuẩn Driscoll-Kraay, biến công cụ IV/2SLS và CCEMG để xử lý dị biệt không quan sát được, phụ thuộc chéo, nội sinh và tác động trễ. Kết quả cho thấy, phát triển du lịch không tự động thúc đẩy đô thị hóa; ngược lại, tác động của du lịch mang dấu âm và rõ hơn khi kiểm soát nội sinh. Phát hiện này hàm ý rằng du lịch có thể tạo ra đô thị hóa chịu áp lực nếu vượt quá năng lực hấp thụ của đô thị.
Từ khóa: Phát triển du lịch; đô thị hóa; đô thị hóa chịu áp lực; dữ liệu bảng; miền Trung Việt Nam.
Abstract: This study analyzes the impact of tourism development on urbanization in 11 provinces in Central Vietnam during the 2010–2025 period, in a context where the region possesses significant coastal tourism advantages but infrastructure capacity and urban governance remain uneven. The paper employs a fixed-effects model with Driscoll-Kraay standard errors, using IV/2SLS and CCEMG to address unobserved heteroskedasticity, cross-dependence, endogeneity, and lag effects. The results show that tourism development does not automatically drive urbanization; on the contrary, the impact of tourism is negative and becomes more pronounced when controlling for endogeneity. This finding implies that tourism may lead to stress-induced urbanization if it exceeds a city’s absorption capacity.
Keywords: Tourism development; urbanization; stress-induced urbanization; panel data; Central Vietnam.
1. Đặt vấn đề
Du lịch thường được xem là một động lực quan trọng của tăng trưởng kinh tế địa phương, đặc biệt tại các vùng ven biển có lợi thế về tài nguyên tự nhiên, di sản và dịch vụ. Thông qua việc mở rộng nhu cầu lưu trú, vận tải, thương mại, giải trí và bất động sản, du lịch có thể tạo việc làm, thu hút đầu tư, nâng cấp hạ tầng và thúc đẩy quá trình chuyển dịch sang nền kinh tế dịch vụ – đô thị. Phát triển du lịch luôn được kỳ vọng sẽ thúc đẩy đô thị hóa, phù hợp với lập luận của dòng nghiên cứu tourism-led growth và các nghiên cứu về tái thiết kinh tế đô thị thông qua du lịch.
Tuy nhiên, thực tiễn phát triển gần đây cho thấy, mối quan hệ giữa du lịch và đô thị hóa có thể phức tạp hơn. Du lịch không chỉ tạo ra tăng trưởng mà còn có thể tái cấu trúc không gian đô thị theo hướng phục vụ tiêu dùng ngắn hạn của du khách. Khi tốc độ tăng trưởng du lịch vượt trước năng lực hạ tầng, quy hoạch và quản trị địa phương, các đô thị du lịch có thể đối mặt với quá tải giao thông, áp lực đất đai, chi phí sinh hoạt tăng, lao động thời vụ và suy giảm chất lượng dịch vụ công. Do đó, du lịch có thể tạo ra “đô thị hóa chịu áp lực” thay vì “đô thị hóa bền vững”, nhất là tại các địa phương ven biển đang phát triển.
Phát triển du lịch không tự động thúc đẩy đô thị hóa, trái lại, có thể biến du lịch có tác động âm và trở nên rõ ràng hơn khi xử lý nội sinh và phụ thuộc chéo; tác động này cũng xuất hiện với độ trễ trong mô hình CCEMG. Đóng góp chính của nghiên cứu là chỉ ra: du lịch chỉ trở thành động lực đô thị hóa khi được hỗ trợ bởi năng lực hấp thụ đô thị đủ mạnh; ngược lại, nó có thể tạo ra áp lực lên hạ tầng, đất đai và dịch vụ công.
2. Tổng quan nghiên cứu
Mối quan hệ giữa phát triển du lịch và đô thị hóa có thể được tiếp cận từ hai hướng lý thuyết chính. Hướng thứ nhất nhấn mạnh vai trò thúc đẩy của du lịch đối với tăng trưởng kinh tế, chuyển dịch cơ cấu và mở rộng không gian đô thị. Theo tiếp cận tourism-led growth, du lịch làm gia tăng nhu cầu đối với lưu trú, ăn uống, vận tải, thương mại, giải trí và bất động sản; qua đó tạo việc làm, thu hút đầu tư, nâng cấp hạ tầng và thúc đẩy quá trình phi nông nghiệp hóa tại địa phương. Balaguer và Cantavella-Jordá (2002) cho thấy, du lịch có thể là nhân tố tăng trưởng dài hạn, trong khi Song và cộng sự (2012) khẳng định tác động kinh tế của du lịch là một chủ đề trung tâm của kinh tế học du lịch hiện đại. Từ góc nhìn đô thị, Law (1992) cho rằng du lịch có thể góp phần tái thiết kinh tế đô thị thông qua kích thích tiêu dùng, đầu tư và cải thiện hình ảnh điểm đến. Vì vậy, phát triển du lịch thường được kỳ vọng có tác động dương đến đô thị hóa, nhất là tại các địa phương ven biển có lợi thế tài nguyên du lịch.
Tuy nhiên, hướng lý thuyết thứ hai cho thấy, quan hệ giữa du lịch và đô thị hóa không nhất thiết tuyến tính hoặc luôn tích cực. Khái niệm tourism urbanization của Mullins (1991) nhấn mạnh, các đô thị du lịch là một hình thái đô thị hóa đặc thù, được tổ chức chủ yếu quanh tiêu dùng, giải trí và trải nghiệm của du khách, thay vì chỉ quanh sản xuất hoặc cư trú. Theo đó, du lịch không chỉ “đóng góp” vào đô thị hóa mà còn có thể tái định hình bản chất đô thị hóa. Các không gian phục vụ du khách, như khách sạn, khu nghỉ dưỡng, nhà hàng và bất động sản du lịch không nhất thiết đồng thời cải thiện năng lực cư trú, dịch vụ công, kết nối xã hội và chất lượng sống của cộng đồng địa phương.
Từ cơ chế này, tác động của du lịch đến đô thị hóa có thể mang tính hai mặt. Ở kênh tích cực, du lịch làm tăng cầu dịch vụ, đầu tư, việc làm và hạ tầng. Ở kênh tiêu cực, du lịch có thể tạo hiệu ứng chèn ép nguồn lực đô thị. Đất đai, vốn đầu tư và hạ tầng có thể bị hút vào các không gian phục vụ khách du lịch, trong khi đầu tư cho nhà ở, giao thông đô thị, trường học, y tế, cấp thoát nước và không gian công cộng cho cư dân không tăng tương ứng. Khi đó, tăng trưởng du lịch có thể mở rộng không gian xây dựng nhưng không nhất thiết nâng cao chất lượng đô thị hóa. Điều này phù hợp với Ashworth và Page (2011), khi các tác giả nhấn mạnh các nghịch lý của du lịch đô thị: thành phố vừa là điểm đến của du khách, vừa là không gian sống của cư dân; do đó phát triển du lịch có thể tạo xung đột giữa chức năng tiêu dùng, chức năng cư trú và chức năng quản trị đô thị.
Một cơ chế khác khiến du lịch có thể làm chậm đô thị hóa bền vững là tính mùa vụ và chất lượng việc làm. Du lịch tạo nhiều việc làm dịch vụ, nhưng một phần có thể mang tính thời vụ, thu nhập biến động và ít gắn với tích lũy kỹ năng dài hạn. Nếu lao động du lịch chủ yếu là lao động ngắn hạn hoặc phi chính thức, du lịch có thể làm tăng hoạt động kinh tế trong ngắn hạn nhưng chưa chắc tạo nền tảng dân cư đô thị ổn định. Điều này khác với đô thị hóa dựa trên công nghiệp hoặc dịch vụ tri thức, nơi việc làm ổn định và năng suất cao có thể thúc đẩy di cư, định cư lâu dài và mở rộng dịch vụ đô thị.
Bên cạnh đó, phát triển du lịch nhanh có thể làm gia tăng áp lực hạ tầng và chi phí đô thị. Khi lượng khách, phương tiện, cơ sở lưu trú và hoạt động tiêu dùng tăng nhanh hơn khả năng mở rộng của hệ thống đô thị, địa phương có thể đối mặt với tắc nghẽn giao thông, quá tải cấp thoát nước, áp lực rác thải, tăng giá đất, tăng chi phí sinh hoạt và suy giảm chất lượng không gian công cộng. Đây là trung tâm của tranh luận về overtourism. Capocchi và cộng sự (2019) cho rằng, tăng trưởng du lịch liên tục đã làm nổi lên các hệ quả về môi trường, xã hội và quản trị điểm đến. Koens và cộng sự (2018) cũng nhấn mạnh quản lý du lịch đô thị cần vượt khỏi cách tiếp cận chỉ dựa trên lượng khách, mà phải xem xét sức chứa hạ tầng, sức chứa xã hội và khả năng điều phối chính sách. Do đó, khi năng lực hấp thụ đô thị thấp, tăng trưởng du lịch có thể tạo ra đô thị hóa chịu áp lực thay vì đô thị hóa bền vững.
Các cơ chế trên đặc biệt phù hợp với các vùng ven biển đang phát triển, nơi du lịch thường tăng nhanh nhờ tài nguyên tự nhiên, đầu tư lưu trú và hạ tầng kết nối, nhưng năng lực quản trị đô thị còn không đồng đều. Trong những không gian này, du lịch có thể thúc đẩy bất động sản nghỉ dưỡng và dịch vụ ngắn hạn nhanh hơn tốc độ hình thành các cấu phần nền tảng của đô thị, như lao động chất lượng cao, dịch vụ công, quy hoạch sử dụng đất và năng lực môi trường. Tác động tiêu cực của du lịch vì vậy có thể không xuất hiện ngay lập tức mà tích lũy theo thời gian. Ban đầu du lịch có thể tạo tăng trưởng và việc làm, nhưng về sau áp lực lên đất đai, hạ tầng, môi trường và chi phí sinh hoạt có thể làm suy giảm chất lượng đô thị hóa.
Trong bối cảnh Việt Nam, du lịch được xác định là ngành kinh tế quan trọng, phục hồi nhanh sau đại dịch và ngày càng gắn với chuyển đổi số, nền tảng đặt phòng, vận chuyển công nghệ và kinh tế chia sẻ. Theo Trần Đình An (2025), sau khi Việt Nam mở cửa du lịch trở lại từ ngày 15/3/2022, khách quốc tế tăng từ 3,66 triệu lượt năm 2022 lên 12,6 triệu lượt năm 2023; đến năm 2024, Việt Nam đạt 17,5 triệu lượt khách quốc tế, 110 triệu lượt khách nội địa và tổng thu du lịch khoảng 840 nghìn tỷ đồng. Tuy nhiên, sự phát triển dựa trên nền tảng số và kinh tế chia sẻ cũng làm tăng thách thức quản trị, vì dòng khách, lưu trú ngắn hạn, giao thông, thuế, chất lượng dịch vụ và quy hoạch đô thị có thể biến động nhanh hơn khả năng thích ứng của chính quyền địa phương.
Các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam và khu vực cũng cho thấy, cần thận trọng khi mặc định tác động tích cực của du lịch. Phạm Thị Thúy Hằng và Vũ Thị Nữ (2022) nghiên cứu tác động của du lịch quốc tế đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia châu Á bằng dữ liệu bảng động, qua đó đặt du lịch trong quan hệ với tăng trưởng kinh tế khu vực. Tuy nhiên, trọng tâm của nghiên cứu này là tăng trưởng kinh tế, không phải đô thị hóa. Nguyễn Văn Chiến (2022), khi phân tích tác động của phát triển du lịch và tăng trưởng kinh tế đến thu hút FDI tại Đông Nam Á, cho thấy không tồn tại tác động rõ ràng giữa du lịch và FDI, trong khi tăng trưởng kinh tế, mở rộng thương mại và tỷ lệ đô thị hóa là những yếu tố quan trọng hơn. Điều này gợi ý rằng du lịch không phải lúc nào cũng tạo ra hiệu ứng phát triển trực tiếp và ổn định; tác động của nó phụ thuộc vào biến kết quả, bối cảnh và năng lực hấp thụ của nền kinh tế địa phương.
Từ các luận điểm trên, nghiên cứu xây dựng khung lý thuyết theo hai kênh đối lập là kênh thúc đẩy và kênh áp lực. Kênh thúc đẩy cho rằng du lịch làm tăng cầu dịch vụ, việc làm, đầu tư, hạ tầng và chuyển dịch cơ cấu kinh tế, từ đó thúc đẩy đô thị hóa. Kênh áp lực cho rằng du lịch có thể gây chèn ép đất đai, mùa vụ hóa lao động, quá tải hạ tầng, tăng chi phí đô thị, phân bổ nguồn lực lệch sang không gian phục vụ du khách và làm suy giảm sức chứa điểm đến. Vì vậy, tác động ròng của du lịch đến đô thị hóa là vấn đề thực nghiệm, không thể giả định trước là dương. Trong các địa phương có hạ tầng, vốn con người và quản trị đô thị đủ mạnh, kênh thúc đẩy có thể chiếm ưu thế; ngược lại, khi năng lực hấp thụ hạn chế, kênh áp lực có thể lấn át, dẫn đến đô thị hóa chịu áp lực.
Trên cơ sở đó, nghiên cứu này lấp đầy 4 khoảng trống. Thứ nhất, về khái niệm, nghiên cứu chuyển trọng tâm từ “du lịch như động lực tăng trưởng” sang “du lịch như lực tái cấu trúc đô thị có điều kiện”. Thứ hai, về thực nghiệm, nghiên cứu kiểm định trực tiếp tác động của du lịch đến đô thị hóa ở cấp tỉnh, thay vì chỉ xem xét tăng trưởng GDP hoặc FDI. Thứ ba, về bối cảnh, nghiên cứu tập trung vào các tỉnh miền Trung Việt Nam, một không gian ven biển có du lịch phát triển nhanh nhưng năng lực hạ tầng và đô thị hóa không đồng đều. Thứ tư, về phương pháp, nghiên cứu xử lý đồng thời các vấn đề thường gặp trong dữ liệu bảng địa phương, như tự tương quan, phương sai thay đổi, phụ thuộc chéo, nội sinh và tác động trễ. Đây là cơ sở khoa học cho giả thuyết trung tâm rằng phát triển du lịch tại miền Trung Việt Nam có thể không tự động thúc đẩy đô thị hóa; tác động của nó phụ thuộc vào năng lực hấp thụ đô thị và có thể chuyển thành tác động âm khi kênh áp lực lấn át kênh thúc đẩy.
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu và biến nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cấp tỉnh của 11 tỉnh miền Trung Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2025, với 176 quan sát tỉnh – năm. Không gian nghiên cứu được quy đổi từ 19 tỉnh cũ sang 11 tỉnh mới theo Nghị quyết số 202/2025/QH15 về sắp xếp đơn vị hành chính cấp tỉnh. Việc quy đổi này giúp bảo đảm tính nhất quán của chuỗi dữ liệu và phù hợp với bối cảnh quản trị vùng sau sắp xếp hành chính.
Dữ liệu được thu thập từ các công bố hằng năm của Cục Thống kê Việt Nam. Đối với các biến quy mô, như doanh thu du lịch, GRDP và số giường bệnh, giá trị của tỉnh mới được tính bằng tổng giá trị của các tỉnh cũ cấu thành. Đối với các biến tỷ lệ như tỷ lệ lao động qua đào tạo, tỷ lệ dân số đô thị, tỷ lệ lực lượng lao động đô thị, tỷ lệ việc làm đô thị và tỷ lệ lao động đô thị qua đào tạo, nghiên cứu sử dụng bình quân gia quyền theo dân số hoặc lực lượng lao động tương ứng. Đối với CPI, giá trị được tổng hợp theo bình quân gia quyền dựa trên dân số hoặc quy mô kinh tế của các tỉnh cũ tùy theo mức độ sẵn có của dữ liệu.
Biến phụ thuộc là chỉ số đô thị hóa có trọng số (urban-index-w). Biến giải thích chính là phát triển du lịch (lndulich), đo bằng logarit của doanh thu du lịch tỉnh theo giá so sánh năm 2010. Các biến kiểm soát gồm quy mô kinh tế (lngrdp), đo bằng logarit của GRDP theo giá so sánh năm 2010; vốn con người (h), đo bằng tỷ lệ lao động qua đào tạo; biến động giá địa phương (cpi), đo bằng chỉ số giá tiêu dùng hằng năm; và hạ tầng chăm sóc sức khỏe (lnpergb), đo bằng logarit của số giường bệnh trên một vạn dân. Việc sử dụng giá cố định năm 2010 giúp loại bỏ ảnh hưởng của lạm phát, trong khi logarit hóa các biến quy mô giúp giảm độ lệch phân phối và hạn chế ảnh hưởng của giá trị cực đoan.
3.2. Xây dựng chỉ số đô thị hóa có trọng số
Đô thị hóa được tiếp cận như một quá trình đa chiều, không chỉ phản ánh sự gia tăng dân số đô thị mà còn bao gồm chuyển dịch lao động, mở rộng việc làm và cải thiện chất lượng nguồn nhân lực đô thị. Cách tiếp cận này phù hợp với quan điểm của UN-Habitat (2007), OECD (2012) và Tacoli (2003). Theo đó, chỉ số đô thị hóa được xây dựng từ bốn biến thành phần: tỷ lệ dân số đô thị (dsdt), tỷ lệ lực lượng lao động đô thị (lddt), tỷ lệ việc làm trong khu vực đô thị (vldt) và tỷ lệ lao động đô thị qua đào tạo (hdt).
Trước khi tổng hợp, các biến thành phần được chuẩn hóa bằng phương pháp Min–Max trong phạm vi từng tỉnh:
Cách chuẩn hóa này giúp phản ánh tiến trình đô thị hóa tương đối của từng tỉnh theo thời gian, thay vì chỉ so sánh trình độ đô thị hóa tuyệt đối giữa các tỉnh.
Chỉ số đô thị hóa tổng hợp có trọng số được tính như sau:
Trọng số 0,35 cho dsdt và lddt phản ánh vai trò nền tảng của quy mô dân cư và lực lượng lao động đô thị; trọng số 0,15 cho vldt và hdt phản ánh chiều sâu chất lượng của quá trình đô thị hóa thông qua việc làm và chất lượng lao động. Độ tin cậy nội tại của bộ chỉ số được kiểm tra bằng Cronbach’s Alpha, đạt 0,732, cho thấy, mức độ đồng nhất chấp nhận được để tổng hợp thành một chỉ số chung (Nunnally & Bernstein, 1994).
3.3. Mô hình thực nghiệm
Để đánh giá tác động của phát triển du lịch đến đô thị hóa, nghiên cứu ước lượng mô hình dữ liệu bảng:
Biến lndulich phản ánh phát triển du lịch; lngrdp, h, cpi và lnpergb lần lượt kiểm soát quy mô kinh tế, vốn con người, biến động giá địa phương và hạ tầng chăm sóc sức khỏe.
Về lý thuyết, tác động của du lịch đến đô thị hóa có thể diễn ra qua hai kênh đối lập. Kênh thúc đẩy cho rằng du lịch làm tăng cầu dịch vụ, đầu tư, việc làm và hạ tầng, từ đó hỗ trợ đô thị hóa, phù hợp với giả thuyết tourism-led growth và các nghiên cứu về vai trò của du lịch trong tăng trưởng và tái thiết đô thị (Balaguer & Cantavella-Jordá, 2002; Law, 1992; Song et al., 2012). Ngược lại, kênh áp lực cho rằng du lịch có thể gây quá tải hạ tầng, chèn ép đất đai, gia tăng chi phí đô thị, mùa vụ hóa lao động và phân bổ nguồn lực lệch sang các không gian phục vụ du khách. Cơ chế này phù hợp với các nghiên cứu về tourism urbanization, nghịch lý du lịch đô thị và overtourism (Ashworth & Page, 2011; Capocchi et al., 2019; Koens et al., 2018; Mullins, 1991). Do đó, dấu của hệ số là một vấn đề thực nghiệm, phụ thuộc vào việc kênh thúc đẩy hay kênh áp lực chiếm ưu thế.
Các biến kiểm soát được lựa chọn nhằm phản ánh nền tảng của đô thị hóa. Quy mô kinh tế và vốn con người được kỳ vọng thúc đẩy đô thị hóa thông qua gia tăng khả năng thu hút dân cư, lao động và đầu tư. CPI được sử dụng như một chỉ báo về biến động giá và chi phí sinh hoạt địa phương, trong khi hạ tầng chăm sóc sức khỏe phản ánh năng lực cung ứng dịch vụ công và khả năng hấp thụ dân cư đô thị. Do giai đoạn nghiên cứu bao gồm cú sốc Covid-19, mô hình có kiểm soát hiệu ứng thời gian nhằm hạn chế ảnh hưởng của các cú sốc chung theo năm, đặc biệt trong giai đoạn 2020 – 2021.
3.4. Chiến lược ước lượng
Nghiên cứu bắt đầu với mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên, sau đó sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp. Trong bối cảnh dữ liệu cấp tỉnh, mô hình tác động cố định có cơ sở vì các đặc điểm không quan sát được như vị trí địa lý, điều kiện tự nhiên, truyền thống du lịch, cấu trúc kinh tế và năng lực quản trị địa phương có thể tương quan với các biến giải thích.
Sau khi lựa chọn mô hình cơ sở, nghiên cứu thực hiện các kiểm định chẩn đoán gồm Wooldridge để phát hiện tự tương quan, Modified Wald để kiểm tra phương sai thay đổi và Pesaran CD để kiểm định phụ thuộc chéo giữa các tỉnh. Phụ thuộc chéo là vấn đề quan trọng vì các tỉnh miền Trung có thể cùng chịu tác động từ chính sách du lịch quốc gia, đầu tư hạ tầng liên vùng, dòng vốn bất động sản, biến động kinh tế vĩ mô và các cú sốc bên ngoài. Khi các vấn đề này tồn tại, nghiên cứu sử dụng sai số chuẩn Driscoll–Kraay cho mô hình tác động cố định. Phương pháp này cho phép sai số chuẩn vững trong bối cảnh có phương sai thay đổi, tự tương quan và phụ thuộc chéo theo không gian (Driscoll & Kraay, 1998).
3.5. Xử lý nội sinh và kiểm định độ bền
Quan hệ giữa du lịch và đô thị hóa có khả năng nội sinh do quan hệ hai chiều: du lịch có thể tác động đến đô thị hóa, nhưng các địa phương đô thị hóa cao hơn cũng có thể thu hút nhiều du khách, doanh nghiệp du lịch và đầu tư hơn. Ngoài ra, các yếu tố không quan sát được như chất lượng quy hoạch, lợi thế vị trí hoặc năng lực quản trị có thể đồng thời ảnh hưởng đến cả du lịch và đô thị hóa. Vì vậy, nghiên cứu sử dụng mô hình IV/2SLS với sai số chuẩn robust để xử lý nội sinh. Chất lượng biến công cụ được đánh giá thông qua kiểm định Kleibergen–Paap LM, Kleibergen–Paap Wald F, Hansen J và kiểm định nội sinh. Theo yêu cầu phương pháp, biến công cụ cần có tương quan đủ mạnh với phát triển du lịch nhưng không ảnh hưởng trực tiếp đến đô thị hóa sau khi đã kiểm soát các biến kinh tế, vốn con người, biến động giá, hạ tầng và hiệu ứng cố định.
Bên cạnh IV, nghiên cứu sử dụng mô hình Common Correlated Effects Mean Group, viết tắt là CCEMG, để kiểm định độ bền trong bối cảnh tồn tại phụ thuộc chéo và dị biệt giữa các tỉnh. Phương pháp CCE của Pesaran (2006) cho phép kiểm soát các nhân tố chung không quan sát được thông qua trung bình chéo của các biến trong mô hình, trong khi cách tiếp cận Mean Group cho phép hệ số khác nhau giữa các địa phương. Ngoài ra, việc đưa biến du lịch trễ một kỳ vào mô hình CCEMG giúp kiểm tra khả năng tác động của du lịch đến đô thị hóa có thể tích lũy theo thời gian, phù hợp với lập luận về sức chứa điểm đến và áp lực hạ tầng trong tài liệu overtourism (Capocchi et al., 2019; Koens et al., 2018).
Do mẫu nghiên cứu có số tỉnh tương đối nhỏ và chiều thời gian ở mức vừa phải, kết quả CCEMG được sử dụng như một kiểm định độ bền bổ sung, không thay thế cho kết quả chính từ FEM hiệu chỉnh và IV. Tổng thể, chiến lược phương pháp được thiết kế theo logic tăng dần về độ chặt chẽ: FEM/REM và Hausman, kiểm định chẩn đoán, Driscoll–Kraay, IV/2SLS và CCEMG. Cách tiếp cận này cho phép kiểm tra liệu tác động của du lịch đến đô thị hóa có ổn định khi xử lý các vấn đề đặc thù của dữ liệu bảng cấp tỉnh hay không.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thống kê mô tả và phân tích sơ bộ
Bảng 1 trình bày thống kê mô tả của các biến sử dụng trong nghiên cứu với 176 quan sát cho 11 tỉnh miền Trung giai đoạn 2010 – 2025. Chỉ số đô thị hóa (urban_index_w) có giá trị trung bình khoảng 0.487, phản ánh mức độ đô thị hóa ở mức trung bình và có sự khác biệt đáng kể giữa các địa phương. Biến phát triển du lịch (lndulich) có độ phân tán tương đối lớn, cho thấy sự không đồng đều về mức độ phát triển du lịch giữa các tỉnh.
Ma trận tương quan (Bảng 2) cho thấy, đô thị hóa có tương quan dương với hầu hết các biến giải thích, đặc biệt là vốn con người và hạ tầng y tế. Tuy nhiên, hệ số tương quan giữa các biến độc lập nhìn chung ở mức vừa phải, ngoại trừ một số cặp biến có mức tương quan cao hơn. Kết quả kiểm định VIF (Bảng 3) xác nhận đa cộng tuyến không phải là vấn đề nghiêm trọng, khi các giá trị VIF đều thấp hơn ngưỡng cảnh báo. Điều này cho phép tiếp tục phân tích hồi quy với độ tin cậy cao hơn.
4.2. Lựa chọn mô hình và các kiểm định chẩn đoán
Bảng 4. Lựa chọn mô hình và kiểm định chẩn đoán
| Kiểm định | Giả thuyết H0 | Thống kê | p-value | Kết luận |
| Hausman test | RE phù hợp | Chi²(5) = 47.55 | 0.0000 | Chọn FEM |
| F-test (u_i = 0) | Không có hiệu ứng cá thể | F(10,160) = 26.37 | 0.0000 | Có hiệu ứng cá thể |
| Wooldridge test | Không có tự tương quan | F(1,10) = 79.143 | 0.0000 | Có tự tương quan |
| Modified Wald test | Phương sai đồng nhất | Chi²(11) = 207.43 | 0.0000 | Có phương sai thay đổi |
| Pesaran CD test | Không có phụ thuộc chéo | CD = 2.059 | 0.0395 | Có phụ thuộc chéo |
Để xác định mô hình phù hợp, nghiên cứu thực hiện kiểm định Hausman (Bảng 4). Kết quả cho thấy, p-value bằng 0.0000, cho phép bác bỏ giả thuyết không và khẳng định mô hình tác động cố định (FEM) là phù hợp hơn so với mô hình tác động ngẫu nhiên (REM). Đồng thời, kiểm định F về hiệu ứng cá thể cho thấy sự tồn tại của dị biệt không quan sát được giữa các tỉnh, củng cố thêm lựa chọn FEM.
Tuy nhiên, các kiểm định chẩn đoán chỉ ra sự hiện diện của các vấn đề kinh tế lượng quan trọng. Cụ thể, kiểm định Wooldridge phát hiện tự tương quan bậc nhất, kiểm định Modified Wald chỉ ra phương sai thay đổi, và kiểm định Pesaran CD cho thấy tồn tại phụ thuộc chéo giữa các đơn vị quan sát. Những kết quả này hàm ý rằng các ước lượng FEM tiêu chuẩn có thể không hiệu quả và dẫn đến sai lệch trong kiểm định giả thuyết.
Do đó, nghiên cứu tiếp tục sử dụng các phương pháp ước lượng hiệu chỉnh như Driscoll-Kraay, biến công cụ (IV) và CCE nhằm bảo đảm tính bền vững của kết quả.
4.3. Kết quả ước lượng cơ sở (mô hình tác động cố định – FE)
Bảng 5. Kết quả hồi quy mô hình tác động cố định (FEM)
| Biến | Hệ số | Sai số chuẩn | t-stat | p-value |
| lndulich | -0.0278 | 0.0168 | -1.65 | 0.101 |
| lngrdp | 0.5514*** | 0.1153 | 4.78 | 0.000 |
| h | 1.9154*** | 0.6504 | 2.94 | 0.004 |
| cpi | -0.0229*** | 0.0042 | -5.39 | 0.000 |
| lnpergb | 0.1903* | 0.1018 | 1.87 | 0.063 |
| _cons | -4.4741*** | 1.1143 | -4.02 | 0.000 |
Bảng 5 trình bày kết quả hồi quy theo mô hình tác động cố định. Kết quả cho thấy, mô hình có ý nghĩa thống kê tổng thể. Quy mô kinh tế (lngrdp) và vốn con người (h) có tác động dương và có ý nghĩa đến đô thị hóa, phù hợp với kỳ vọng lý thuyết về vai trò của tăng trưởng kinh tế và chất lượng nguồn lực trong thúc đẩy quá trình đô thị hóa.
Ngược lại, biến CPI có hệ số âm và có ý nghĩa thống kê, hàm ý rằng môi trường vĩ mô kém ổn định có thể cản trở quá trình đô thị hóa. Đáng chú ý, biến du lịch (lndulich) có hệ số âm nhưng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình cơ sở. Kết quả này gợi ý rằng tác động của du lịch đến đô thị hóa có thể không rõ ràng khi chưa kiểm soát các vấn đề kinh tế lượng tiềm ẩn, đặc biệt là nội sinh và phụ thuộc chéo.
4.4. Kết quả ước lượng hiệu chỉnh với sai số chuẩn Driscoll-Kraay (DK-FE)
Bảng 6. Kết quả hồi quy FEM với sai số chuẩn Driscoll–Kraay
| Biến | Hệ số | Sai số chuẩn | t-stat | p-value |
| lndulich | -0.0278* | 0.0135 | -2.05 | 0.058 |
| lngrdp | 0.5514*** | 0.1224 | 4.51 | 0.000 |
| h | 1.9154** | 0.7345 | 2.61 | 0.020 |
| cpi | -0.0229*** | 0.0053 | -4.34 | 0.001 |
| lnpergb | 0.1903* | 0.0927 | 2.05 | 0.058 |
| _cons | -4.4741*** | 1.2765 | -3.51 | 0.003 |
Để khắc phục các vấn đề phương sai thay đổi, tự tương quan và phụ thuộc chéo, nghiên cứu áp dụng phương pháp Driscoll–Kraay (Bảng 6). Kết quả cho thấy, các hệ số ước lượng nhìn chung ổn định so với mô hình FEM, nhưng mức ý nghĩa thống kê có sự thay đổi đáng kể.
Đáng chú ý, biến du lịch (lndulich) trở nên có ý nghĩa thống kê ở mức 10% và vẫn mang dấu âm. Điều này cho thấy, khi kiểm soát các vấn đề kinh tế lượng, tác động của du lịch đến đô thị hóa bắt đầu trở nên rõ ràng hơn. Kết quả này hàm ý rằng phát triển du lịch có thể không luôn đóng vai trò thúc đẩy đô thị hóa mà ngược lại có thể tạo ra các áp lực về hạ tầng, phân bổ nguồn lực hoặc gia tăng tính mùa vụ trong nền kinh tế địa phương.
4.5. Phân tích nội sinh và kết quả ước lượng biến công cụ (IV)
Bảng 7. Kết quả hồi quy IV (2SLS) với sai số chuẩn robust
| Biến | Hệ số | Sai số chuẩn | z-stat | p-value |
| lndulich | -0.1032*** | 0.0363 | -2.85 | 0.004 |
| lngrdp | 0.9597*** | 0.0814 | 11.79 | 0.000 |
| cpi | -0.0209*** | 0.0047 | -4.42 | 0.000 |
| lnpergb | 0.2914*** | 0.1104 | 2.64 | 0.008 |
| forcov | -0.0040*** | 0.0015 | -2.76 | 0.006 |
Số quan sát = 165; R² = 0.7859
Kiểm định công cụ:
– Kleibergen-Paap LM = 22.397 (p = 0.000)
– KP Wald F = 18.936 > Stock-Yogo (10%) = 16.38
– Hansen J = 0.000
– Endogeneity test p = 0.0522
Để giải quyết vấn đề nội sinh tiềm ẩn, nghiên cứu sử dụng phương pháp biến công cụ (IV). Các kiểm định cho thấy, mô hình được xác định tốt và không gặp vấn đề công cụ yếu. Đặc biệt, kiểm định nội sinh cho thấy có dấu hiệu nội sinh của biến du lịch.
Kết quả hồi quy IV (Bảng 7) cho thấy, tác động của du lịch (lndulich) trở nên âm và có ý nghĩa thống kê mạnh ở mức 1%. So với mô hình FEM, độ lớn của hệ số tăng đáng kể, cho thấy mô hình cơ sở có thể đã đánh giá thấp tác động tiêu cực của du lịch do bias nội sinh.
Kết quả này cung cấp bằng chứng rằng khi kiểm soát nội sinh, du lịch có thể tạo ra những tác động bất lợi đến quá trình đô thị hóa, chẳng hạn như quá tải hạ tầng, phát triển đô thị không bền vững hoặc phân bổ nguồn lực không hiệu quả. Điều này đặc biệt phù hợp trong bối cảnh các tỉnh ven biển nơi du lịch phát triển nhanh nhưng chưa đi kèm với quy hoạch đô thị tương ứng.
4.6. Kiểm định độ bền với yếu tố động và tác động chung (mô hình CCE)
Bảng 8. Kết quả ước lượng CCEMG (Common Correlated Effects – Mean Group)
| Biến | Hệ số | Sai số chuẩn | z-stat | p-value |
| L.lndulich | -0.0483** | 0.0196 | -2.46 | 0.014 |
| lngrdp | 0.3104 | 0.7928 | 0.39 | 0.695 |
| cpi | -0.0112** | 0.0051 | -2.21 | 0.027 |
| lnpergb | 0.2730 | 0.3507 | 0.78 | 0.436 |
| forcov | -0.0085 | 0.0100 | -0.85 | 0.394 |
Số quan sát = 165; Số nhóm = 11
R² (MG) = 0.93
Để kiểm tra độ bền của kết quả trong bối cảnh tồn tại phụ thuộc chéo và yếu tố động, nghiên cứu áp dụng mô hình CCEMG (Bảng 8). Kết quả cho thấy, biến du lịch trễ một kỳ (L.lndulich) có tác động âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
Kết quả này hàm ý tác động của du lịch đến đô thị hóa có thể mang tính trễ và không diễn ra ngay lập tức. Thay vào đó, sự phát triển du lịch có thể tạo ra các hiệu ứng tích lũy dẫn đến áp lực lên hệ thống đô thị trong giai đoạn sau. Điều này phù hợp với lập luận rằng các cú sốc du lịch ban đầu có thể thúc đẩy tăng trưởng ngắn hạn, nhưng về dài hạn có thể làm gia tăng áp lực lên hạ tầng và dịch vụ đô thị.
5. Thảo luận kết quả
Kết quả nghiên cứu cho thấy, phát triển du lịch không tự động chuyển hóa thành động lực thúc đẩy đô thị hóa tại các tỉnh miền Trung Việt Nam. Trong mô hình FEM, biến du lịch mang dấu âm nhưng chưa có ý nghĩa thống kê rõ ràng; tuy nhiên, khi hiệu chỉnh các vấn đề phương sai thay đổi, tự tương quan và phụ thuộc chéo bằng sai số chuẩn Driscoll-Kraay, tác động âm của du lịch bắt đầu trở nên có ý nghĩa. Đặc biệt, trong mô hình IV, sau khi xử lý nội sinh tiềm ẩn, hệ số của du lịch trở nên âm, lớn hơn về độ lớn và có ý nghĩa thống kê mạnh. Kết quả CCEMG tiếp tục xác nhận rằng biến du lịch trễ một kỳ có tác động âm đến đô thị hóa. Như vậy, bằng chứng thực nghiệm không chỉ phản ánh một tương quan âm nhất thời, mà gợi ý một cơ chế có tính hệ thống: trong bối cảnh năng lực hấp thụ đô thị còn hạn chế, phát triển du lịch có thể tạo ra đô thị hóa chịu áp lực hơn là đô thị hóa bền vững.
Phát hiện này mở rộng và đối thoại với dòng nghiên cứu về tourism urbanization. Mullins (1991) cho rằng, đô thị hóa du lịch là một hình thái đô thị hóa đặc thù, được tổ chức quanh tiêu dùng, dịch vụ và không gian giải trí. Tuy nhiên, kết quả của nghiên cứu này cho thấy, hình thái đô thị hóa đó không nhất thiết đồng nghĩa với sự gia tăng bền vững của năng lực đô thị. Trong trường hợp miền Trung Việt Nam, du lịch có thể thúc đẩy mở rộng dịch vụ, bất động sản lưu trú và các không gian phục vụ khách du lịch, nhưng chưa chắc tạo ra sự cải thiện tương ứng về hạ tầng đô thị, dịch vụ công, chất lượng sống dân cư và năng lực quản trị không gian. Điều này phù hợp với Ashworth và Page (2011), khi các tác giả nhấn mạnh các nghịch lý của du lịch đô thị: du lịch vừa là nguồn lực phát triển, vừa có thể gây áp lực lên chính không gian đô thị mà nó khai thác.
Kết quả âm của biến du lịch sau khi xử lý nội sinh cũng giúp làm rõ hơn bản chất của mối quan hệ này. Nếu chỉ dựa trên mô hình cơ sở, tác động của du lịch có thể bị đánh giá thấp hoặc bị che khuất bởi quan hệ hai chiều giữa du lịch và đô thị hóa. Các địa phương đô thị hóa cao hơn thường có điều kiện thu hút du lịch tốt hơn; ngược lại, du lịch phát triển nhanh có thể tạo áp lực lên đất đai, hạ tầng, lao động thời vụ, môi trường và chi phí sinh hoạt. Khi vấn đề nội sinh được kiểm soát, tác động âm trở nên rõ ràng hơn, cho thấy phát triển du lịch ở miền Trung có thể đang tạo ra sự lệch pha giữa tăng trưởng ngành du lịch và năng lực nền của hệ thống đô thị.
Phát hiện này không phủ nhận giả thuyết tourism-led growth, vốn cho rằng du lịch có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và tái thiết đô thị trong dài hạn (Balaguer & Cantavella-Jordá, 2002; Law, 1992; Song et al., 2012). Thay vào đó, nghiên cứu bổ sung một điều kiện quan trọng: du lịch chỉ có thể chuyển hóa thành đô thị hóa tích cực khi địa phương có đủ năng lực hấp thụ về hạ tầng, vốn con người, quản trị đất đai và dịch vụ công. Điều này cũng lý giải vì sao các biến như quy mô kinh tế, vốn con người và hạ tầng trong mô hình có tác động tích cực hơn đến đô thị hóa, trong khi du lịch lại mang dấu âm. Nói cách khác, không phải bản thân du lịch là bất lợi, mà là sự phát triển du lịch vượt trước năng lực đô thị có thể tạo ra hiệu ứng chèn ép đối với quá trình đô thị hóa bền vững.
Kết quả nghiên cứu phù hợp với các tranh luận gần đây về overtourism, sức chứa điểm đến và tính bền vững của đô thị du lịch. Khi lượng khách, đầu tư lưu trú và các hoạt động dịch vụ tăng nhanh hơn khả năng mở rộng hạ tầng, điểm đến có thể đối mặt với quá tải giao thông, áp lực môi trường, biến đổi sử dụng đất và xung đột giữa không gian dành cho du khách và không gian sống của cư dân địa phương (Capocchi et al., 2019; Koens et al., 2018; Dodds & Butler, 2019). Trong bối cảnh các tỉnh miền Trung du lịch có tính mùa vụ cao và phụ thuộc lớn vào các điểm đến ven biển, những áp lực này có thể tích lũy theo thời gian, phù hợp với kết quả CCEMG về tác động âm có độ trễ của du lịch.
Một đóng góp quan trọng khác của nghiên cứu là chỉ ra vai trò của phụ thuộc chéo và các cú sốc chung trong phân tích du lịch – đô thị hóa cấp tỉnh. Các địa phương miền Trung không phát triển du lịch và đô thị hóa trong trạng thái biệt lập, mà chịu ảnh hưởng đồng thời từ chính sách du lịch quốc gia, liên kết hạ tầng vùng, dòng vốn bất động sản, biến động kinh tế vĩ mô và các cú sốc bên ngoài. Do đó, việc sử dụng Driscoll-Kraay và CCEMG là cần thiết để tránh diễn giải sai kết quả trong bối cảnh dữ liệu bảng có phụ thuộc chéo và dị biệt giữa các địa phương (Driscoll & Kraay, 1998; Pesaran, 2006). Từ đó, nghiên cứu đóng góp vào tài liệu hiện có bằng cách cho thấy rằng mối quan hệ giữa du lịch và đô thị hóa tại các nền kinh tế địa phương đang phát triển không chỉ là vấn đề tăng trưởng ngành, mà còn là vấn đề năng lực hấp thụ đô thị, quản trị vùng và tính bền vững của mô hình phát triển điểm đến.
6. Kết luận và hàm ý chính sách
Từ nghiên cứu phân tích tác động của phát triển du lịch đến đô thị hóa tại 11 tỉnh miền Trung Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2025. Kết quả thực nghiệm cho thấy, du lịch không tự động thúc đẩy đô thị hóa. Trái lại, biến du lịch có hệ số âm trong các mô hình ước lượng và trở nên rõ ràng hơn khi nghiên cứu kiểm soát các vấn đề kinh tế lượng như phương sai thay đổi, tự tương quan, phụ thuộc chéo và nội sinh. Đặc biệt, mô hình IV cho thấy tác động âm của du lịch mạnh hơn sau khi xử lý nội sinh, trong khi mô hình CCEMG cho thấy tác động này có thể mang tính trễ. Những kết quả này cho phép nghiên cứu đưa ra thông điệp trung tâm: tại các địa phương có năng lực hấp thụ đô thị còn hạn chế, phát triển du lịch có thể dẫn đến đô thị hóa chịu áp lực thay vì đô thị hóa bền vững.
Đóng góp chính của nghiên cứu nằm ở ba điểm. Thứ nhất, nghiên cứu bổ sung bằng chứng thực nghiệm cho thấy mối quan hệ giữa du lịch và đô thị hóa không nhất thiết mang dấu dương như kỳ vọng phổ biến từ các nghiên cứu về tourism-led growth. Thứ hai, nghiên cứu cho thấy việc xử lý nội sinh, phụ thuộc chéo và yếu tố động là cần thiết khi đánh giá tác động của du lịch trong dữ liệu cấp tỉnh. Thứ ba, nghiên cứu làm rõ bối cảnh miền Trung Việt Nam như một không gian ven biển đang phát triển nhanh về du lịch nhưng có sự không đồng đều về hạ tầng, vốn con người và năng lực quản trị đô thị. Vì vậy, phát hiện của nghiên cứu không nên được hiểu là du lịch gây hại cho đô thị hóa, mà cần được hiểu là du lịch chỉ trở thành động lực đô thị hóa khi được hỗ trợ bởi nền tảng đô thị đủ mạnh.
Từ kết quả trên, có một số hàm ý chính sách, như sau:
Một là, các địa phương không nên đánh giá thành công du lịch chỉ thông qua số lượt khách, doanh thu du lịch hoặc số lượng cơ sở lưu trú. Những chỉ tiêu này có thể phản ánh tăng trưởng ngành nhưng không nhất thiết phản ánh chất lượng đô thị hóa. Thay vào đó, các địa phương cần bổ sung các chỉ tiêu về sức chứa hạ tầng, áp lực giao thông, khả năng cung ứng nước sạch, xử lý rác thải, chất lượng dịch vụ công, khả năng tiếp cận nhà ở và mức độ hài lòng của cư dân. Cách tiếp cận này phù hợp với các tranh luận về overtourism và quản trị sức chứa điểm đến, trong đó tăng trưởng du lịch cần được kiểm soát bằng các giới hạn về môi trường, xã hội và hạ tầng đô thị (Capocchi et al., 2019; Koens et al., 2018).
Hai là, chính sách du lịch cần được tích hợp vào quy hoạch đô thị thay vì được thiết kế như một chiến lược ngành riêng lẻ. Kết quả nghiên cứu cho thấy các yếu tố nền tảng như quy mô kinh tế, vốn con người và hạ tầng có vai trò quan trọng đối với đô thị hóa. Do đó, muốn du lịch hỗ trợ đô thị hóa, địa phương cần đầu tư trước vào năng lực nền của đô thị: giao thông kết nối, hạ tầng môi trường, đào tạo lao động đô thị – dịch vụ, quản trị đất đai và kiểm soát phát triển bất động sản du lịch. Điều này đặc biệt quan trọng đối với các đô thị ven biển, nơi mở rộng khách sạn, khu nghỉ dưỡng và dịch vụ du lịch có thể làm tăng áp lực lên đất đai và làm lệch cấu trúc không gian nếu không được quản lý tốt.
Ba là, cần chuyển từ tư duy phản ứng sau quá tải sang cơ chế giám sát sớm rủi ro đô thị hóa do du lịch. Vì kết quả CCEMG cho thấy tác động tiêu cực của du lịch có thể xuất hiện với độ trễ, các địa phương cần xây dựng hệ thống cảnh báo sớm về sức chứa điểm đến, áp lực mùa vụ, mật độ lưu trú, biến động giá đất, quá tải hạ tầng và suy giảm chất lượng sống của cư dân. Chính sách không nên chờ đến khi quá tải xuất hiện rõ mới điều chỉnh, mà cần nhận diện sớm các dấu hiệu mất cân bằng giữa tăng trưởng du lịch và năng lực đô thị.
Bốn là, do kết quả kiểm định cho thấy tồn tại phụ thuộc chéo giữa các tỉnh, quản trị du lịch – đô thị hóa không thể chỉ dừng ở cấp từng địa phương. Miền Trung cần một cách tiếp cận liên kết vùng trong quy hoạch hạ tầng, phân bổ dòng khách, quản lý môi trường biển, kết nối giao thông và phát triển chuỗi giá trị du lịch. Nếu mỗi tỉnh cạnh tranh bằng cách mở rộng không gian du lịch và bất động sản lưu trú riêng lẻ, rủi ro quá tải và phát triển manh mún sẽ gia tăng. Ngược lại, một chiến lược vùng có thể giúp phân tán dòng khách, chia sẻ hạ tầng, giảm áp lực lên các điểm nóng du lịch và nâng cao chất lượng đô thị hóa. Như vậy, phát triển du lịch tại miền Trung chỉ có thể trở thành động lực đô thị hóa bền vững khi được đặt trong một chiến lược quản trị đô thị – vùng tích hợp, thay vì được theo đuổi như một mục tiêu tăng trưởng ngành đơn thuần.
Tài liệu tham khảo:
Ashworth, G., & Page, S. J. (2011). Urban tourism research: Recent progress and current paradoxes. Tourism Management, 32(1), 1–15. doi:10.1016/j.tourman.2010.02.002
Balaguer, J., & Cantavella-Jordá, M. (2002). Tourism as a long-run economic growth factor: The Spanish case. Applied Economics, 34(7), 877–884. doi:10.1080/00036840110058923
Capocchi, A., Vallone, C., Pierotti, M., & Amaduzzi, A. (2019). Overtourism: A literature review to assess implications and future perspectives. Sustainability, 11(12), Article 3303. doi:10.3390/su11123303
Dodds, R., & Butler, R. (Eds.). (2019). Overtourism: Issues, realities and solutions. De Gruyter Oldenbourg. doi:10.1515/9783110607369
Driscoll, J. C., & Kraay, A. C. (1998). Consistent covariance matrix estimation with spatially dependent panel data. The Review of Economics and Statistics, 80(4), 549–560. doi:10.1162/003465398557825
Kleibergen, F., & Paap, R. (2006). Generalized reduced rank tests using the singular value decomposition. Journal of Econometrics, 133(1), 97–126. doi:10.1016/j.jeconom.2005.02.011
Koens, K., Postma, A., & Papp, B. (2018). ‘Overtourism’? Understanding and managing urban tourism growth beyond perceptions. World Tourism Organization.
Law, C. M. (1992). Urban tourism and its contribution to economic regeneration. Urban Studies, 29(3–4), 599–618. doi:10.1080/00420989220080581
Mullins, P. (1991). Tourism urbanization. International Journal of Urban and Regional Research, 15(3), 326–342. doi:10.1111/j.1468-2427.1991.tb00642.x
Nguyễn, V. C. (2022). Tác động của phát triển du lịch và tăng trưởng kinh tế lên thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Đông Nam Á. Tạp chí Khoa học Thương mại, 162, 23–36.
Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (3rd ed.). McGraw-Hill.
OECD. (2012). Redefining “urban”: A new way to measure metropolitan areas. OECD Publishing. doi:10.1787/9789264174108-en
Pesaran, M. H. (2004). General diagnostic tests for cross section dependence in panels (IZA Discussion Paper No. 1240). Institute for the Study of Labor.
Pesaran, M. H. (2006). Estimation and inference in large heterogeneous panels with a multifactor error structure. Econometrica, 74(4), 967–1012. doi:10.1111/j.1468-0262.2006.00692.x
Phạm, T. T. H., & Vũ, T. N. (2022). Tác động của du lịch quốc tế đến tốc độ tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia Châu Á. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 304(2), 25–34. doi:10.33301/JED.VI.544
Song, H., Dwyer, L., Li, G., & Cao, Z. (2012). Tourism economics research: A review and assessment. Annals of Tourism Research, 39(3), 1653–1682. doi:10.1016/j.annals.2012.05.023
Tacoli, C. (2003). The links between urban and rural development. Environment and Urbanization, 15(1), 3–12. doi:10.1177/095624780301500111
Trần, Đ. A. (2025, May 23). Kinh tế chia sẻ thời số hóa: Động lực phát triển ngành du lịch Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và Dự báo.
UN-Habitat. (2007). State of the world’s cities 2006/2007: The millennium development goals and urban sustainability. United Nations Human Settlements Programme.
Wooldridge, J. M. (2010). Econometric analysis of cross section and panel data (2nd ed.). MIT Press.
