王萬江

摘要：目的：對我國省域旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興進行系統(tǒng)性研究，以提升旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與鄉(xiāng)村振興耦合發(fā)展的學理認知。方法：基于空間矩陣構(gòu)建空間計量SDM模型進行實證分析。結(jié)果：旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和鄉(xiāng)村振興是互補創(chuàng)新、互融共生的相互關(guān)系，二者在同一時空坐標下會相互作用、相互影響，最終實現(xiàn)共同發(fā)展。我國旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)具有明顯的空間溢出效應。某省的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅會受到本省的影響，而且會受到鄰近省域的溢出影響。結(jié)論：區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源、生態(tài)環(huán)境對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有著促進作用和正向溢出效應；區(qū)位條件和對外開放程度有著典型的負向溢出效應和促進作用；技術(shù)創(chuàng)新能力和政府干預的回歸結(jié)果不顯著，說明其對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響不顯著，對鄰近地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有著典型的負向溢出效應。

關(guān)鍵詞：旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；鄉(xiāng)村振興；空間效應；經(jīng)濟發(fā)展水平；區(qū)位條件

中圖分類號：F274 ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1008-4657（2023）04-0016-06

0 ? ? ? ?引言

習近平總書記在時代的方位上指出，中國經(jīng)濟已經(jīng)邁入了高質(zhì)量發(fā)展階段。在新的階段里，我國旅游產(chǎn)業(yè)要順應時勢，加快轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，這也是十四五階段關(guān)于旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要目標和任務。2019年12月，中央經(jīng)濟工作會議指出要推動旅游產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，高質(zhì)量發(fā)展將作為我國旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展理念，貫穿于產(chǎn)業(yè)發(fā)展的方方面面。從產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎來看，我國擁有世界最大的旅游市場，是世界最大的旅游消費國，旅游產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴大。在新冠疫情的沖擊下，2020年國內(nèi)旅游收入為2.23萬億元，有所降低，但是與2000年相比上漲了7倍。“旅游+文化”“旅游+農(nóng)業(yè)”“旅游+康復”等產(chǎn)業(yè)之間的融合不斷加強，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展提速效果明顯，旅游產(chǎn)業(yè)成為攻堅脫貧的重要手段［ 1 ］。旅游產(chǎn)業(yè)在發(fā)展地方經(jīng)濟、實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合方面發(fā)揮了重要作用，旅游產(chǎn)業(yè)的地位得到認可。在全國范圍內(nèi)已有近30個省市、80%以上的城市將旅游產(chǎn)業(yè)作為經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)。進入新時代，我國旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展已經(jīng)由數(shù)量積累向質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的條件已經(jīng)具備。

與此同時，我國將進入大旅游時期，旅游業(yè)的發(fā)展遇到了新的機遇，也面臨著全新的挑戰(zhàn)。從國際上來看，全球正經(jīng)歷著前所未有的世界大變局，世界旅游格局也處于調(diào)整期。科技快速發(fā)展，也催生了新的旅游需求。從國內(nèi)來看，改革開放四十余年，我國旅游業(yè)取得了舉世矚目的發(fā)展成果，旅游業(yè)經(jīng)濟效益與接待人數(shù)屢創(chuàng)新高，但是發(fā)展不平衡問題依然突出。旅游產(chǎn)業(yè)對生態(tài)環(huán)境造成的壓力不容小覷，在滿足人民對美好生活的向往方面仍然有較長的路要走。我國旅游資源豐富，在新形勢下，如何突破旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展瓶頸，以五大發(fā)展理念為指導，探索全新的發(fā)展道路勢在必行。

1 ? ? ? 文獻綜述

隨著旅游產(chǎn)業(yè)成為世界各國的重要經(jīng)濟部門，如何提高旅游業(yè)的發(fā)展質(zhì)量成為各國制定旅游政策時考慮的主要問題。李紅娟等［ 2 ］認為效率是衡量旅游業(yè)發(fā)展方式的主要指標，可以作為旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵指標，旅游產(chǎn)業(yè)效率是對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部發(fā)展的判斷，以效率為中心是衡量區(qū)域旅游業(yè)發(fā)展水平的重要標志。王丹利等［ 3 ］對發(fā)達國家和發(fā)展中國家的旅游效率進行了研究，研究發(fā)現(xiàn)，全球化對發(fā)展中國家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展至關(guān)重要，勞動生產(chǎn)效率對全球旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有著重要的影響。劉瑞明等［ 4 ］將目的地質(zhì)量納入到旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展評估框架中，構(gòu)建了包括自然資源、人力資源和基礎設施的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展評價指標體系。從游客視角出發(fā)，認為游客體驗也是衡量旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的重要指標，從旅游產(chǎn)業(yè)滿足游客需求的視角出發(fā)，對體驗質(zhì)量進行評價。儲德銀等［ 5 ］分析了江蘇省文旅融合發(fā)展的影響因素，提出了資源組合、理念融合、產(chǎn)品整合、多渠道發(fā)展等具體措施。

國內(nèi)學者研究旅游產(chǎn)業(yè)與鄉(xiāng)村振興的關(guān)系已經(jīng)有三十多年，十九大以來，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略成為解決“三農(nóng)”問題的重要推動力量，旅游產(chǎn)業(yè)與鄉(xiāng)村振興的共同發(fā)展成為學術(shù)界關(guān)注的重點問題。黃少安［ 6 ］認為旅游產(chǎn)業(yè)是鄉(xiāng)村振興的重要抓手，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中堅持經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護并重。陳志軍等［ 7 ］分析了鄉(xiāng)村振興與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的聯(lián)動機制，揭示了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)村居民的積極意義，主要表現(xiàn)在就業(yè)機會增加、收入水平提升等方面。劉若騫等［ 8 ］探索了旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展動力轉(zhuǎn)換的實踐路徑：從政府主導逐漸過渡為市場主導，從要素驅(qū)動逐漸變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動，從單一動力逐步變?yōu)槎鄤恿?，促使我國鄉(xiāng)村發(fā)展由“脫貧”轉(zhuǎn)向“振興”。戴學鋒等［ 9 ］認為我國鄉(xiāng)村振興的發(fā)展要堅持因地制宜，堅持農(nóng)業(yè)與旅游、農(nóng)業(yè)與文化的融合發(fā)展，將增加農(nóng)民收入作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的根本目標，讓廣大農(nóng)民群眾享受發(fā)展的收益。

綜上所述，無論是在研究方法還是在研究內(nèi)容的廣度和深度上，都需要對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興的耦合發(fā)展給予更多的關(guān)注。我國旅游產(chǎn)業(yè)在供給側(cè)改革的巨大推動力下向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，同時也在鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)型、城鄉(xiāng)融合發(fā)展上發(fā)揮著巨大的作用。從理論上來看，我國旅游產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展與鄉(xiāng)村振興有著明顯的耦合效應。在鄉(xiāng)村振興的背景下，迫切需要將二者的關(guān)系研究推向新的高度，為了在新的形勢下認清二者的關(guān)系，揭示二者的影響機理，本文對我國省域旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進行系統(tǒng)性研究，會提升旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與鄉(xiāng)村振興耦合發(fā)展的學理認知。

2 ? ? ? 研究設計

2.1 ? ? ? 空間自相關(guān)分析

判斷變量之間的空間相關(guān)性是研究空間效應的前提條件，對選擇合適的空間計量模型至關(guān)重要?？臻g自相關(guān)檢驗主要是分析變量在空間上的分布特征，通常會采用Morans ?I指數(shù)表示，計算公式為：

Morans ?I = ■（1）

在公式（1）中，yj為觀測值，m指的是空間單元數(shù)，■為平均值。Morans ?I指數(shù)取值在［- 1，1］，當莫蘭指數(shù)大于0時，表示通過了顯著性檢驗，認為變量之間存在著空間正相關(guān)性，值越接近1，說明空間正相關(guān)性越強；當莫蘭指數(shù)等于0時，表明不存在空間相關(guān)性，隨機分布；當莫蘭指數(shù)小于0時，表明存在空間負相關(guān)性，越接近 - 1，表明空間負相關(guān)性越強。本文主要采用Rock相近標準，假設A和B相鄰，則取值為1，否則取值0。此外，由于數(shù)據(jù)的可得性，本文刪除澳門、香港、臺灣、西藏四個非研究區(qū)，海南省和廣東省視為相鄰。

2.2 ? ? ? 空間計量模型分類

目前，較為常見的空間計量模型有空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型，空間滯后模型和空間誤差模型僅僅考慮了空間滯后項，空間杜賓模型不僅考慮了空間滯后項，而且考慮了解釋變量之間的相關(guān)性。

2.2.1 ? ? ? 空間滯后模型

空間滯后模型不僅會受到外生變量的影響，同時會受到空間上相近的地區(qū)被解釋變量的影響。通過在模型中加入空間滯后項，分析被解釋變量之間的相互關(guān)系，從而解釋空間變量的溢出效應或擴散效應，計算公式可以表示為：

yit ?= ?ρWyit ?+ ?βxit ?+ ?εit（2）

在公式（2）中，yit和xit分別表示被解釋變量和解釋變量的觀測值，β為系數(shù)向量，ρ為空間滯后項的回歸系數(shù)，W為權(quán)重指數(shù)，εit為隨機擾動項。

2.2.2 ? ? ? 空間誤差模型

空間誤差模型的空間效應主要是通過誤差項實現(xiàn)，當?shù)貐^(qū)與地區(qū)之間的相互影響力存在差異時，則選用空間誤差模型最為合適，計算公式可以表示為：

yit ?= ? βxit ?+ ?？滋it（3）

？滋it ?= ?λW？滋it ?+ ?εit（4）

在公式（3）和公式（4）中，yit和xit分別表示被解釋變量和解釋變量的觀測值，β為系數(shù)向量，λ為誤差效應回歸系數(shù)，W為權(quán)重指數(shù)，εit為隨機擾動項。

2.2.3 ? ? ? ?空間杜賓模型

空間杜賓模型包括被解釋變量空間滯后項，同時也在模型中考慮了解釋變量滯后項的影響，將空間因素的作用更加具體化，克服了空間誤差模型和空間滯后模型的缺點，是當前研究空間問題的主流模型，計算公式可以表示為：

yit ?= ?ρWyit ?+ ? βxit ? + ?λWxit ?+ ?vi ?+ ? ？滋i ?+ ?εit（5）

在公式（5）中，yit和xit分別表示被解釋變量和解釋變量的觀測值，ρ和λ分別表示空間滯后回歸系數(shù)，？滋i指的是個體效應，vi表示時間效應，εit指的是隨機擾動項。

2.3 ? ? ? ?變量選取與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)本文的研究目的，將旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（THQ）作為本文的核心被解釋變量，同時旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會受到社會、經(jīng)濟、政策等多因素的影響，筆者通過文獻梳理，借鑒國內(nèi)經(jīng)濟學、旅游地理學的研究結(jié)論，選取區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源、區(qū)位交通、對外開放程度、技術(shù)創(chuàng)新能力、生態(tài)環(huán)境和政府干預納入空間計量模型。

本文的研究區(qū)間為2011～2021年，研究數(shù)據(jù)主要來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國交通統(tǒng)計年鑒》等數(shù)據(jù)集，部分經(jīng)濟指標來源于wind數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)、各省市的統(tǒng)計公報，并以人民幣作為統(tǒng)一結(jié)算單位。研究變量如表1所示。

yit ?= ? ρWyit ?+ ?β1 rgdpit ?+ ? β2 resit ? + ? β3 tranit ?+ ? β4 ? fdiit ?+ ?β5 techit ?+ ?β6 enviit ?+ ?β7 goverit ?+ ?λ1Wrgdpit + ? ? ? ? ? ? λ2Wresit ?+ ?λ3 Wtranit ?+ ? λ4 ? Wfdiit ?+ ?λ5 Wtechit ?+ ?λ6 Wenviit ?+ λ7 Wgoverit ?+ vi ?+ ?vi ?+ ? ？滋i ?+ ?εit（6）

在模型（6）中，yit為核心被解釋變量，ρ為空間滯后系數(shù)，β表示經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源、區(qū)位交通、對外開放程度、技術(shù)創(chuàng)新能力、生態(tài)環(huán)境和政府干預的回歸系數(shù)，λ表示滯后回歸系數(shù)， ？滋i指的是個體效應，vi表示時間效應，εit指的是隨機擾動項。

3 ? ?實證結(jié)果分析

3.1 ? ?空間溢出效應分析

無論在模型中是否存在空間效應，都需要進行OLS分析，驗證各個變量對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，并將OLS估計結(jié)果和空間計量模型結(jié)果進行對比分析?；诖耍疚倪M行OLS、SEM、SLM和SDM分析。分析結(jié)果如表2所示。

由表2可知：

第一，根據(jù)LogL和R2結(jié)果來看，SDM模型的對應值分別為178.320和0.711，可以認為SDM模型為最優(yōu)研究模型，表明采用SDM模型進行模型檢驗是最優(yōu)選擇，與前文的研究設計保持一致。

第二，通過比較分析發(fā)現(xiàn)，在OLS估計中，除了政府干預不顯著外（p > 0.1， β = 0.023），其他變量的回歸結(jié)果均顯著（p < 0.1）；在SDM分析中，技術(shù)創(chuàng)新能力和政府干預未通過顯著性檢驗（p > 0.1），表明兩種研究模型在回歸系數(shù)和顯著性方面存在著一定的差異。從分析結(jié)果來看，假設忽視空間效應的存在，將會在一定程度上夸大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、旅游資源、技術(shù)創(chuàng)新能力和生態(tài)環(huán)境對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，同時會低估對外開放、區(qū)位交通在其中的作用，對政策制定非常不利。在兩種估計結(jié)果中，政府干預的回歸結(jié)果均不顯著（p > 0.1），說明政府干預對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用有限。

第三，在SDM模型中，經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源、區(qū)位交通、對外開放程度、科技創(chuàng)新能力、生態(tài)環(huán)境和政府干預的空間滯后項回歸結(jié)果均通過了顯著性檢驗（p < 0.1），說明鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源、生態(tài)環(huán)境對本地的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有空間傳導效應；鄰近地區(qū)的交通區(qū)位、對外開放水平、科技創(chuàng)新能力和政府干預對本地旅游產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展有一定的消極作用。

第四，在省際旅游中，旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有著明顯的空間溢出效應，SEM、SLM和SDM三種計量模型都證實了空間溢出效應的存在，假設臨近地區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平得到提升，也會對本土的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生推動作用。

3.2 ? ?空間效應的影響機理分析

空間杜賓模型證實了各省市旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展相互之間的作用，并沒有完全反映解釋變量對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，因此進一步對空間效應進行分解，繼續(xù)分解為總效應、直接效應和間接效應。總效應反映的是各指標對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，直接效應反映的是各指標對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，間接效應指的是指標變化后對鄰近地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，即空間溢出效應。旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間效應分解如表3所示。

由表3可知，各解釋變量對本土及鄰近地區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響均存在一定的差異。我國旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會受到經(jīng)濟、社會、資源、科技、生態(tài)、政策等多種因素的影響，各因素對旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在著一定的差異在SDM模型中，經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源、區(qū)位條件、對外開放程度、生態(tài)環(huán)境均通過了顯著性檢驗（p < 0.1），科技創(chuàng)新能力和政府干預均未通過顯著性檢驗（p > 0.1），說明不同的變量所產(chǎn)生的作用存在差異，且作用方向并非完全一致。

4 ? ?結(jié)論

近年來，旅游產(chǎn)業(yè)和鄉(xiāng)村振興成為學術(shù)界炙手可熱的研究話題，本文基于系統(tǒng)耦合視角，對省際旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進行了探索，主要得到以下研究結(jié)論：

第一，旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和鄉(xiāng)村振興是互補創(chuàng)新、互融共生的相互關(guān)系。旅游產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展包括文旅融合、城鄉(xiāng)協(xié)同、關(guān)注福祉等特點。鄉(xiāng)村振興在經(jīng)濟、社會、文化、生態(tài)等領域具有明顯的反饋效應，二者在同一時空坐標下會相互作用、相互影響，最終實現(xiàn)共同發(fā)展。

第二，我國旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)具有明顯的空間溢出效應。某省的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅會受到本省的影響，而且會受到鄰近省域的溢出影響。在影響機制上，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、旅游資源、生態(tài)環(huán)境對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有著促進作用和正向溢出效應；區(qū)位條件和對外開放程度有著典型的負向溢出效應和促進作用；技術(shù)創(chuàng)新能力和政府干預的回歸結(jié)果不顯著，說明其對旅游產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響不顯著，對鄰近地區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有著典型的負向溢出效應。

5 ? ?發(fā)展建議

理論來源于實踐，理論更要指導實踐、服務實踐。結(jié)合國家的“十四五”發(fā)展規(guī)劃和本文的研究結(jié)論，提出發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展建議。

第一，以科技為引擎，提升旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展動力。

加強我國科技創(chuàng)新能力和旅游產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，借助大數(shù)據(jù)、人工智能、元宇宙等技術(shù)，強化科技在旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的運用，利用科技挖掘和展示區(qū)域特色的旅游資源，促進旅游產(chǎn)業(yè)升級和高質(zhì)量發(fā)展。一方面，推動政府、企業(yè)之間主動聯(lián)合，開展旅游應用創(chuàng)新合作，建立高效的旅游資源研發(fā)平臺，布局旅游產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新研發(fā)中心；另一方面，優(yōu)化旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展環(huán)境，重視旅游類人才的培養(yǎng)，加大旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研發(fā)投入，以強大的科技實力加強旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展動力。

第二，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，夯實旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展基礎。

在我國東部地區(qū)，旅游產(chǎn)業(yè)的聚集程度較高，旅游產(chǎn)業(yè)與三大產(chǎn)業(yè)的融合程度較好，需要繼續(xù)鞏固這一發(fā)展優(yōu)勢，進一步加大旅游產(chǎn)業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展。在中部地區(qū)要充分利用靠近東部的區(qū)位優(yōu)勢，積極改善交通條件，發(fā)展農(nóng)業(yè)旅游、紅色旅游等特色旅游產(chǎn)業(yè)。西部地區(qū)存在著旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、發(fā)展不協(xié)調(diào)等問題，需要加大資金和技術(shù)的投入，調(diào)整旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，同時加大基礎設施建設力度，盡早改變旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎薄弱的局面。

第三，堅持文旅融合，突出旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展特色。

通過研究發(fā)現(xiàn)，我國旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在著明顯的空間差異，并且各地區(qū)的文化特色差異也是客觀存在的，因此，在旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中要堅持文旅融合，正視各省市的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展條件，因地制宜地制定旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展政策，取長補短，釋放區(qū)域的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展活力。比如，在我國東部地區(qū)可以借助大運河的發(fā)展理念，發(fā)揮在區(qū)域內(nèi)的串聯(lián)作用，推動京津冀、長三角、環(huán)渤海地區(qū)的融合發(fā)展。在我國黃河流域可以樹立大黃河旅游概念，強化對生態(tài)環(huán)境保護的同時，深度挖掘黃河的文化內(nèi)涵，建立以黃河為中心的旅游圈。

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Study on the Spatial Effect of Coupled and Coordinated Development

of High-quality Tourism Industry and Rural Revitalization

WANG ?Wanjiang

（School of Marxism， Guizhou Medical University， Guiyang 550025， China）

Abstract： Objective： A systematic study was conducted on the high-quality development of tourism industry and rural revitalization in our province to improve the scientific cognition of the coupled development of high-quality tourism development and rural revitalization. Methods： The SDM model of spatial measurement was constructed based on spatial matrix to conduct empirical analysis. Results： Tourism industry development and rural revitalization are mutually complementary innovation and integrated symbiosis. They will interact and influence each other under the same spatial and temporal coordinate， and finally achieve common development. The coupling and coordination of tourism industry development and rural revitalization has obvious spatial spillover effect. The development of tourism industry in a province will not only be affected by its own province， but also by the spillover influence of neighboring provinces. Conclusion： Regional economic development level， tourism resources and ecological environment have a promoting effect and positive spillover effect on the high-quality development of tourism industry. The location condition and the degree of opening to the outside world have a typical negative spillover effect and promoting effect. The regression results of technological innovation ability and government intervention are not significant， indicating that their impact on the high-quality development of tourism industry is not significant， and they have a typical negative spillover effect on the development of tourism industry in neighboring areas.

Key words：high-quality development of tourism industry; rural revitalization; spatial effect; level of economic development; condition of location

［責任編輯：許立群］