張 洪， 方文杰， 陶柳延

(安徽大學(xué)商學(xué)院， 合肥 230601)

隨著旅游經(jīng)濟的迅速發(fā)展，國內(nèi)旅游規(guī)模不斷擴大，旅游產(chǎn)業(yè)也逐漸成為社會經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略性支柱產(chǎn)業(yè). 然而，旅游產(chǎn)業(yè)和社會經(jīng)濟發(fā)展在產(chǎn)生巨大社會與經(jīng)濟效益的同時，也會導(dǎo)致諸如生態(tài)景觀受損、環(huán)境污染和多樣性銳減等生態(tài)問題，影響人類活動與自然系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系[1]，同時也制約社會經(jīng)濟與旅游產(chǎn)業(yè)的長遠發(fā)展[2]. 因此，如何正確認識與協(xié)調(diào)社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境與旅游產(chǎn)業(yè)關(guān)系已經(jīng)成為實現(xiàn)區(qū)域高效與可持續(xù)發(fā)展的重要議題.

近些年，關(guān)于社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境、旅游產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)發(fā)展研究主要集中于4個方面：(1)社會經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展研究，如采用數(shù)理方法分析二者間關(guān)系與協(xié)調(diào)發(fā)展條件[3-4]；(2)社會經(jīng)濟與旅游產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展研究，如分析旅游產(chǎn)業(yè)對于經(jīng)濟增長的重要影響以及經(jīng)濟對旅游發(fā)展的反向促進作用[5-6]；(3)生態(tài)環(huán)境與旅游產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展研究，如分析旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展所產(chǎn)生的生態(tài)環(huán)境問題和生態(tài)保護效益[7-8]；(4)社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境、旅游產(chǎn)業(yè)三者間協(xié)調(diào)發(fā)展研究，如在微觀視角下對特定省市進行短期的協(xié)調(diào)關(guān)系評價[9-11]，以及在宏觀尺度下對三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系的長期、預(yù)測研究[12-13].

總體而言，現(xiàn)有研究多建立在區(qū)域單元互不關(guān)聯(lián)、彼此獨立的假設(shè)之上，忽略了空間因素對于區(qū)域發(fā)展的影響，研究成果豐富性及客觀性仍有提升空間；此外，以時空演化視角進行區(qū)域尺度研究的成果較少，并且對社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展驅(qū)動因素的探索也略有不足.

基于此，本文以長三角27個中心城市為研究單元，構(gòu)建社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展評價指標體系，以協(xié)調(diào)發(fā)展評價模型測算2008—2017年社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境、旅游產(chǎn)業(yè)三系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度，以重心模型、標準差橢圓模型分析其時空演化規(guī)律，并運用空間計量模型探究其驅(qū)動因素.

1 研究區(qū)概況、數(shù)據(jù)與方法

1.1 研究區(qū)概況

長江三角洲包括上海、江蘇、浙江、安徽全域，總面積約為35.8萬km2，是我國經(jīng)濟發(fā)展最活躍、開放程度最高和創(chuàng)新能力最強的區(qū)域之一，在國家現(xiàn)代化建設(shè)大局和全方位開放格局中具有舉足輕重的戰(zhàn)略地位. 本文以27個長三角中心城市(上海、南京、無錫、常州、蘇州、南通、揚州、鎮(zhèn)江、鹽城、泰州、杭州、寧波、溫州、湖州、嘉興、紹興、金華、舟山、臺州、合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、滁州、池州、宣城市)為研究單元.

1.2 指標體系與數(shù)據(jù)來源

內(nèi)容全面、層次合理的評價體系是三系統(tǒng)間協(xié)調(diào)發(fā)展分析的前提基礎(chǔ)，在文獻[2,9-13]的基礎(chǔ)上，將社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境與旅游產(chǎn)業(yè)三大子系統(tǒng)視為同一層級，選擇18個測量指標構(gòu)建協(xié)調(diào)發(fā)展評價體系，并采用熵值法對各指標賦予權(quán)重(表1). 所需數(shù)據(jù)主要來源于2009—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》、各省市統(tǒng)計年鑒及國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報等，對于其中無法直接獲取的數(shù)據(jù)，采取線性回歸法賦值補齊.

表1 協(xié)調(diào)發(fā)展評價體系及權(quán)重Table 1 The evaluation system and weight of coordinated development

1.3 研究方法

1.3.1 協(xié)調(diào)發(fā)展評價模型 本文采用協(xié)調(diào)發(fā)展評價模型評價長三角社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境、旅游產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)發(fā)展程度，其計算步驟[12]為：

(1)計算子系統(tǒng)評價值，公式為：

其中：wi、wj、wt為各系統(tǒng)指標權(quán)重；xi、yj、zt分別為各系統(tǒng)指標標準化后的樣本值；E、H、L分別為社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境、旅游產(chǎn)業(yè)子系統(tǒng)評價值.

(2)計算三系統(tǒng)綜合評價值及協(xié)調(diào)度，公式為：

其中：U為三系統(tǒng)綜合評價值；α、β、δ為待定系數(shù)，參考文獻[12]，設(shè)α=β=δ=1/3；D為協(xié)調(diào)度，參考文獻[2]，按照協(xié)調(diào)度大小可劃分不同階段: (1)若0

1.3.2 重心模型與標準差橢圓模型 重心模型可以通過刻畫區(qū)域?qū)傩约?、離散趨勢及時間軌跡來反映地理屬性值的空間遷移，本文基于長三角27個城市的空間位置，以協(xié)調(diào)度為權(quán)重，計算其重心. 標準差橢圓模型作為描述點分布方向偏離的工具，可以較好地刻畫地理屬性值的空間布局狀態(tài)與演化過程，且長半軸、短半軸及轉(zhuǎn)角等要素可反映觀測值的空間移動，具體公式[14]如下：

1.3.3 空間計量模型 空間自相關(guān)檢驗是空間計量模型進行空間效應(yīng)測量的重要前提，本文分別選取全局、局部Moran’s I進行分析，其公式[15]分別為：

常用的空間計量模型主要有空間自回歸模型(SAR)[16]、空間誤差模型(SEM)[17]和空間杜賓模型(SDM)[18]. 其中，空間自回歸模型主要研究因變量是否存在空間擴散或溢出，認為不同地區(qū)的因變量之間相互影響；空間誤差模型考慮誤差項的相互影響，認為因變量的空間相關(guān)性無法通過自變量體現(xiàn)時可通過誤差項進行體現(xiàn). 其基本形式分別為：

SAR：y=ρWy+Xβ+ε，

其中：W為空間權(quán)重矩陣，為使研究更貼近客觀經(jīng)濟事實，分別以空間距離與經(jīng)濟距離構(gòu)建相應(yīng)空間權(quán)重矩陣；X為解釋變量數(shù)據(jù)矩陣；ρ為空間滯后系數(shù)；λ為誤差項的空間自回歸系數(shù)；ε為擾動項；μ為誤差項.

2 研究結(jié)果與分析

2.1 長三角中心城市的三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展時空演化

2.1.1 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時間演化分析 本文基于SPSS 26.0軟件，根據(jù)2008—2017年長三角中心城市各指標數(shù)據(jù)，計算社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境、旅游產(chǎn)業(yè)子系統(tǒng)的評價值及三系統(tǒng)綜合評價值和協(xié)調(diào)度. 由結(jié)果(表2)可知：社會經(jīng)濟子系統(tǒng)的評價值在2008—2017年間穩(wěn)步增長；生態(tài)環(huán)境及旅游產(chǎn)業(yè)子系統(tǒng)的評價值雖略有波動但整體呈上升趨勢，共同促進三系統(tǒng)綜合評價值在觀測期內(nèi)的持續(xù)提升；社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境與旅游產(chǎn)業(yè)三系統(tǒng)間關(guān)聯(lián)進一步緊密，其協(xié)調(diào)發(fā)展水平也逐步提升.

表2 子系統(tǒng)評價值及三系統(tǒng)綜合評價值、協(xié)調(diào)度的時序變化

為進一步探討長三角中心城市三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的時間演化特征，選取2008、2011、2014、2017年作為研究節(jié)點進行分析. 由結(jié)果(圖1)可知. (1)長三角中心城市三系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度大體呈現(xiàn)波動上升的發(fā)展態(tài)勢，并且具有顯著的區(qū)域分化現(xiàn)象. (2)隨著各地經(jīng)濟、生態(tài)與旅游協(xié)調(diào)發(fā)展程度的逐步改善，協(xié)調(diào)發(fā)展城市數(shù)量逐漸增加，其等級也不斷提高，具體表現(xiàn)為：2008—2017年，杭州、蘇州、寧波由失調(diào)發(fā)展階段提升至協(xié)調(diào)發(fā)展階段；蘇州、南通、杭州三系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展等級提升2個等級，上海、南京和常州等19個城市的協(xié)調(diào)發(fā)展等級提升1個等級. (3)長三角中心城市三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的熱點城市范圍主要為上海、蘇州、無錫、南京、嘉興和杭州所圍合的“V”型區(qū)域，“極化效應(yīng)”促使三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展圍繞該核心區(qū)域進一步集中，同時核心區(qū)域的發(fā)展也會通過“涓滴效應(yīng)”在一定程度上帶動外圍區(qū)域發(fā)展，并且呈現(xiàn)出隨距離增加協(xié)調(diào)發(fā)展水平衰減的分布特征.

2.1.2 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間演化分析 采用標準差橢圓模型及重心模型，進一步分析長三角中心城市三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間分布與重心遷移. 由結(jié)果(圖2)可知：(1)2008—2017年，長三角中心城市的協(xié)調(diào)發(fā)展重心分布于119.74° E～119.87° E、30.91° N～30.96° N之間，位于研究區(qū)域地理重心(119.58° E,30.99° N)的東南方向，表明長三角中心城市的東部及南部地區(qū)的三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平相對較高. (2)根據(jù)重心軌跡及移動方向可知，2008—2011年，長三角中心城市的協(xié)調(diào)發(fā)展重心向西北方向遷移；2011—2014年，協(xié)調(diào)發(fā)展重心向西南方向偏移；2014—2017年，協(xié)調(diào)發(fā)展重心向北方偏移. (3)在重心偏移距離上，研究期內(nèi)三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展重心主要呈向西北方向移動的趨勢，且向北移動的總距離略大于向西移動的總距離.

圖2 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展重心的移動軌跡

由長三角中心城市協(xié)調(diào)發(fā)展的標準差橢圓分布及其特征值(表3)可知：(1)從標準差橢圓的形狀分布來看，其長半軸始終大于短半軸，呈顯著的“東南-西北”方向分布格局. (2)觀測期內(nèi)長短軸比例呈波動減小趨勢，橢圓形狀逐漸趨于正圓，表明長三角中心城市協(xié)調(diào)發(fā)展的聚集特征趨于顯著. (3)觀測期內(nèi)的轉(zhuǎn)向角始終分布在121.62°～132.79°之間，總體呈現(xiàn)“先減小，后增大”的變化趨勢；轉(zhuǎn)向角共減小了4.51°，表明長三角中心城市協(xié)調(diào)發(fā)展整體呈現(xiàn)出“東南-西北”格局，并且不斷向“正東-正北”的格局轉(zhuǎn)變. (4)從主軸與輔軸方向看，觀測期內(nèi)長半軸長度由22 6.3 7 km增加至2 2 6.6 4 km，短半軸長度從172.6 4 km增加至176.47 km，反映出三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展在“東南-西北”方向趨于分散，在“東北-西南”方向呈擴張態(tài)勢.

表3 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的標準差橢圓特征值Table 3 The standard deviation elliptic eigenvalue of the coordinated development of the three systems

2.2 長三角中心城市三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間相關(guān)分析

2.2.1 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的全局自相關(guān)分析 為檢驗長三角中心城市三系統(tǒng)協(xié)調(diào)度的空間相關(guān)性，本文分別構(gòu)建空間距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣，采用Geoda 1.14軟件測算全局Moran’s I. 由結(jié)果(表4)可知：在空間距離和經(jīng)濟距離權(quán)重下的全局Moran’s I值均大于0，且均通過1%的顯著性檢驗，說明長三角中心城市三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的空間相關(guān)性. 具體表現(xiàn)為：與高協(xié)調(diào)發(fā)展水平地區(qū)的空間距離較近或經(jīng)濟差距較小的地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平也相對較高；與低協(xié)調(diào)發(fā)展水平地區(qū)的空間距離較近或經(jīng)濟差距較小的地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平也相對較低.

表4 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的全局Moran’s I值

2.2.2 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間聚類分析 為進一步反映空間聚類格局的特征及演化，選取空間距離矩陣繪制2008、2011、2014、2017年長三角中心城市協(xié)調(diào)發(fā)展的空間聚類格局圖(圖3). 由圖可知：長三角中心城市社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間聚類格局可細分為屬于空間正相關(guān)的擴散效應(yīng)區(qū)(H-H)、陰影區(qū)(L-L)及屬于空間負相關(guān)的極化效應(yīng)區(qū)(H-L)、過渡區(qū)(L-H)，整體格局在2008—2017年間相對穩(wěn)定且多數(shù)地區(qū)屬于空間正相關(guān)區(qū)域. 具體而言：(1)擴散效應(yīng)區(qū)主要包含上海及江蘇、浙江部分城市，這類“增長極”城市自身三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展水平較高，并且通過高新技術(shù)、資金人才、思維觀念的擴散帶動了周邊地區(qū)的共同發(fā)展；(2)陰影區(qū)所包含的城市在空間上集中分布，2008年時包含安徽省所有研究城市，其中合肥市通過優(yōu)勢要素的區(qū)域聚集，協(xié)調(diào)發(fā)展水平迅速優(yōu)化，但由于未對周邊城市產(chǎn)生顯著的輻射與帶動作用，其空間聚類格局在2011年轉(zhuǎn)變?yōu)闃O化效應(yīng)區(qū)；(3)過渡區(qū)城市數(shù)量在各年度保持穩(wěn)定，主要包含南通、揚州、湖州和嘉興等江浙地市，可能由于人才、資金、技術(shù)的外流引發(fā)的“回流效應(yīng)”，使得這類城市長期處于協(xié)調(diào)發(fā)展中低梯度，并且協(xié)調(diào)發(fā)展水平的提升相對較慢.

圖3 三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的空間聚類格局圖

2.3 長三角中心城市三系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素分析

2.3.1 影響因素選取及模型識別 結(jié)合相關(guān)研究[2,9-13]，本文選取市場驅(qū)動(社會消費品零售總額，X1)、交通通達(公路里程與建成區(qū)面積之比，X2)、外商投資(外商投資總額，X3)、勞動聚集(城市人口密度，X4)、環(huán)境規(guī)制(城市生活垃圾無害化處理量，X5)、資源稟賦(建成區(qū)綠化覆蓋率，X6)、旅游規(guī)模(旅游接待總?cè)藬?shù)，X7)和旅游效益(旅游總收入，X8)等變量作為長三角經(jīng)濟-生態(tài)-旅游協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素. 為消除異方差，對所有變量時間序列數(shù)據(jù)取對數(shù).

本文采用Moran’s I、LM檢驗和Huasman檢驗等進行空間計量模型選取及固定或隨機效應(yīng)種類的識別. 由結(jié)果(表5)可知：(1)2種空間權(quán)重矩陣的Moran’s I檢驗均至少通過了5%的顯著性檢驗，說明采取空間計量模型更有利于解釋區(qū)域單元的空間相關(guān)性； (2)LM-err及R-LM-err的統(tǒng)計量均通過5%的顯著性檢驗，而LM-lag及R-LM-lag的統(tǒng)計量均未通過顯著性檢驗，結(jié)合ANSELIN等[19]的判別準則及Huasman檢驗結(jié)果，選擇空間距離矩陣作為權(quán)重矩陣時，應(yīng)采用隨機效應(yīng)的空間誤差模型；(3)同理可知，選擇經(jīng)濟距離矩陣作為權(quán)重矩陣時，應(yīng)選取隨機效應(yīng)的空間自回歸模型.

表5 空間計量模型識別及檢驗結(jié)果

2.3.2 空間計量估計結(jié)果 本文分別對不考慮空間效應(yīng)、考慮空間距離、考慮經(jīng)濟距離的情況采取相適用的空間計量模型進行估計，由結(jié)果(表6)可知：

表6 空間計量模型估計結(jié)果Table 6 The estimated results with the spatial econometric model

(1)OLS模型與空間計量模型結(jié)果有顯著差異，進一步驗證了將區(qū)域間相互作用關(guān)系納入研究的重要性；不同空間權(quán)重矩陣的空間計量均得到相似的解釋變量系數(shù)及顯著性，表明空間計量結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性.

(2)空間計量模型中空間誤差系數(shù)及空間自回歸系數(shù)分別為0.544 6和0.118 7，并且二者均通過1%的顯著性檢驗，表明區(qū)域間社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展存在顯著的空間溢出效應(yīng)，鄰近地市協(xié)調(diào)發(fā)展具有明顯的集聚與示范作用.

(3)各影響因素均產(chǎn)生顯著影響，其中市場驅(qū)動、交通通達、外商投資、勞動聚集、資源稟賦和旅游規(guī)模的影響系數(shù)顯著為正. 具體而言，市場驅(qū)動的提升有助于商品流通及零售市場穩(wěn)定運行，是提升生態(tài)保護能力及旅游競爭力的剛性條件；交通是區(qū)域間輻射的重要媒介，決定著區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展互動力的強弱，公路、鐵路和機場等基礎(chǔ)設(shè)施同樣是城市社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的物質(zhì)條件，也是旅游活動開展的重要基礎(chǔ)；外商投資和勞動聚集均是區(qū)域競爭優(yōu)勢的重要體現(xiàn)，資金與人才的聚集有助于維持技術(shù)、創(chuàng)新的領(lǐng)先地位，提升區(qū)域發(fā)展質(zhì)量及協(xié)調(diào)成熟度；資源稟賦是反映區(qū)域環(huán)境保護和生態(tài)文明的關(guān)鍵指標，也是承載旅游活動的自然基礎(chǔ)與景觀稟賦，優(yōu)化生態(tài)環(huán)境資源配置與合理利用對于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義；旅游規(guī)模能夠有效反映區(qū)域旅游資源吸引力與旅游設(shè)施完備度，其波動亦能夠有效警醒旅游地，可通過修繕景觀資源、保護傳統(tǒng)文化與完善公共服務(wù)等措施提升旅游競爭力.

(4)環(huán)境規(guī)制與旅游效益的影響系數(shù)顯著為負. 環(huán)境規(guī)制措施有助于經(jīng)濟或旅游活動廢棄物的再利用，促進區(qū)域生態(tài)文明建設(shè)與循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展，但同樣對區(qū)域社會經(jīng)濟及旅游產(chǎn)業(yè)造成一定成本投入和發(fā)展限制；旅游效益是旅游產(chǎn)業(yè)投入產(chǎn)出效率的重要指標，但由于部分地區(qū)未充分考慮環(huán)境承載能力，過度開發(fā)旅游產(chǎn)業(yè)獲取經(jīng)濟效益，產(chǎn)生諸多資源破壞、環(huán)境污染和物種滅絕等非期望產(chǎn)出，進而限制了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展.

3 結(jié)語

本文采用協(xié)調(diào)發(fā)展評價模型、重心模型和標準差橢圓模型等方法,對2008—2017年長三角27個中心城市社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的時空演化規(guī)律及驅(qū)動因素進行分析. 主要結(jié)論如下：

(1)2008—2017年，長三角中心城市的社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境及旅游產(chǎn)業(yè)的評價值均值整體呈上升趨勢，三系統(tǒng)間協(xié)調(diào)發(fā)展的總體水平也逐步提升.

(2)時間演化上，長三角各中心城市社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)度大體呈現(xiàn)波動上升的發(fā)展態(tài)勢，協(xié)調(diào)發(fā)展的城市數(shù)量逐漸增加，其等級也不斷提高，但熱點區(qū)域仍主要為由上海、蘇州、無錫、南京、嘉興、杭州市所圍合的“V”型區(qū)域.

(3)空間演化上，長三角中心城市社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展重心位于區(qū)域地理重心的西南方向，并且在觀測期內(nèi)向西北方向發(fā)生移動，標準差橢圓呈現(xiàn)“東南-西北”分布，其形狀逐漸趨于正圓，表明協(xié)調(diào)發(fā)展的聚集特征趨于顯著.

(4)長三角中心城市社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的全局空間正相關(guān)性，并且在空間距離及經(jīng)濟距離權(quán)重影響下均呈現(xiàn)空間聚集性“先減弱，后增強”. 該區(qū)域同樣具有相對穩(wěn)定的空間聚類格局，多數(shù)地市屬于空間正相關(guān)的擴散效應(yīng)區(qū)和陰影區(qū).

(5)長三角中心城市社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展存在顯著的空間溢出效應(yīng)，鄰近地市協(xié)調(diào)發(fā)展具有明顯的集聚與示范作用. 市場驅(qū)動、交通通達、外商投資、勞動聚集、資源稟賦和旅游規(guī)模對該區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的促進作用，而環(huán)境規(guī)制與旅游效益的影響系數(shù)則顯著為負.

在區(qū)域社會經(jīng)濟與旅游產(chǎn)業(yè)高速發(fā)展的背后，隱藏著生態(tài)環(huán)境污染、經(jīng)濟規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展不平衡等問題. 基于本文研究結(jié)論，提出如下建議與思考：

(1)長三角中心城市社會經(jīng)濟-生態(tài)環(huán)境-旅游產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的空間相關(guān)性，因此，在長三角一體化背景下，應(yīng)當突破靜態(tài)、孤立的城市概念，以區(qū)域鄰近、連續(xù)的視角破除行政邊界與制度壁壘，將發(fā)展尺度擴展至區(qū)域、整體、廣泛的空間范疇. 同時，應(yīng)充分發(fā)揮協(xié)調(diào)發(fā)展熱點區(qū)域的示范引導(dǎo)作用，形成“輻射熱點”與“輻射干線”，鼓勵資本、人才和技術(shù)等資源的充分流動，促進區(qū)域發(fā)展均衡、協(xié)同、可持續(xù).

(2)推動長三角一體化與產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，提高其創(chuàng)新競爭力、經(jīng)濟集聚度、區(qū)域連接性和政策協(xié)同效率，對引領(lǐng)全國高質(zhì)量發(fā)展、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系意義重大. 長三角區(qū)域間的點線輻射大幅提升了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展水平和現(xiàn)代化進程，形成具有較強溢出能力的輻射面. 因此，要聯(lián)通與優(yōu)化區(qū)域內(nèi)外道路交通體系，提升長三角及其周邊區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展互動水平與輻射效率，建立長三角與其他弱勢區(qū)域的互助關(guān)系，鼓勵區(qū)域間人才交流、技術(shù)轉(zhuǎn)讓、資金融通和信息傳播等合作.

社會經(jīng)濟、生態(tài)環(huán)境與旅游產(chǎn)業(yè)間存在相互促進、相互制約的互動關(guān)系，該系統(tǒng)的研究屬于經(jīng)濟學(xué)、生態(tài)學(xué)、旅游學(xué)的邊緣性、交叉研究，其時空演化易受到內(nèi)外環(huán)境的多方面擾動. 本文對長三角中心城市的協(xié)調(diào)發(fā)展評價與分析思路具有一定可行性，但由于指標選取的經(jīng)驗性、統(tǒng)計數(shù)據(jù)可獲取性與時滯性以及統(tǒng)計口徑的差異，未來研究仍有提升空間.