康旅耦合協調發展時空態勢及其影響因素研究

渠 興 勤，殷 杰

(華僑大學旅游學院，福建 泉州 362021)

0 引言

21世紀健康產業與旅游業耦合協調發展成為產業融合發展的新“藍海”[1]。2009年《國務院關于加快發展旅游業的意見》指出要培育旅游消費新熱點，支持有條件地區發展醫療健康旅游；2016年原國家旅游局頒布《國家康養旅游示范基地標準》，極大促進了旅游業和健康產業的協調發展；《“健康中國2030”規劃綱要》強調“積極促進健康與養老、旅游、互聯網、健身休閑、食品融合”；《“十四五”文化和旅游發展規劃》也強調“發展康養旅游”，康旅耦合協調發展迎來黃金期。此外，我國社會主要矛盾已經轉變為人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分的發展之間的矛盾，而健康是實現美好生活需要的基礎，旅游是體驗美好生活的重要形式，因此，科學識別康旅耦合協調發展的區域不平衡不充分問題、探索高質量推進康旅耦合協調發展的實施路徑已成為科學研究和產業實踐的重點。

產業融合與協調發展是當前經濟發展的主旋律[2]，已有研究對旅游業與文化[3,4]、經濟[5-7]、交通[8,9]、生態環境[10-12]等耦合協調發展的時空態勢與演化規律展開探討,而關于旅游業與健康產業的耦合協調發展研究尚處于起步階段，且主要集中在：1)康旅耦合協調發展的潛力評估，如構建森林康養旅游開發潛力評估指標[13]，通過抓取網絡相關數據構建康養旅游產業適宜性評價指標體系[14]，基于改進層次分析法構建健康旅游資源評價指標體系[15]；2)康旅耦合協調發展的模式與路徑，如結合康養需求提出康養旅游耦合協調發展的推廣模式[16]、發展策略[17-19]，并梳理了我國康養旅游產業的演進規律和特色經驗[20]；3)康養旅游地空間結構與發展，如研究發現我國康養旅游地呈現“沿線、環城、傍景”分布規律[21]，且受交通、經濟、人口和自然資源等多重因素影響[22]。此外，也關注康養旅游小鎮規劃選址、項目建設、產品引入等問題[23,24]。綜上所述，盡管學界對康旅耦合協調發展進行了初步探索，但多集中于康旅耦合協調發展的模式、路徑與策略探索，缺乏對二者耦合協調態勢與時空特征的系統研判，而測度康旅耦合協調發展態勢、揭示其時空特征有助于因時因地制宜地差異化推進康旅耦合協調發展。另外，目前仍鮮見關于識別影響康旅耦合協調效度關鍵要素的研究，而探索康旅耦合協調發展的關鍵影響因素有助于抓準高質量推進康旅耦合協調的關鍵要點，促進其耦合協調發展。鑒于此，本研究利用耦合協調度模型測度康旅耦合協調發展態勢，采用空間分析技術揭示其時空演化規律，并利用面板回歸模型識別影響二者耦合協調效度的關鍵要素，以期為我國康旅高質量耦合協調發展奠定科學基礎。

1 研究設計

1.1 康旅耦合協調發展機理分析

耦合是指兩個及以上的系統通過相互影響、作用而彼此協調發展的現象[25]，耦合協調則是系統間協調配合、良性循環的關系[6]，是測度兩個及以上系統耦合發展的程度。旅游業產業鏈長，涉及行業多，耦合帶動效應明顯，能與健康產業形成良好的相互作用、相互促進的耦合協調關系(圖1)。一方面，健康產業的健康設施、健康產品、健康服務和健康環境作為特色旅游資源和旅游產品，能豐富原有旅游產品與旅游吸引物，促進旅游業發展。健康設施可為旅游活動的開展提供必要的設備支撐，豐富旅游體驗；健康產品、健康服務為游客提供了有別于傳統旅游產品與服務的差異化體驗，如中醫藥資源與觀光旅游結合，推出中醫藥保健養生、康養旅游產品[26]；健康環境則為游客營造了健康、安全和養生的游覽環境。此外，健康產業一般不受季節影響，一定程度上能彌補旅游業淡旺季分明的缺陷。另一方面，旅游活動的全民性和大眾性為健康產業發展提供了充足的客源市場和消費潛能。旅游業中的旅行社、酒店、景區等業態為健康產業延伸提供了廣闊的消費空間。旅行社是游客與旅游目的地、旅游產品的溝通橋梁，是健康設施、健康產品、健康服務與健康環境的重要營銷者，是將健康產業推向廣闊旅游市場的重要力量；酒店能提供健康服務空間、建設健康設施、設計健康產品、營造健康環境，如溫泉度假酒店除保留傳統的酒店住宿功能，還依托溫泉資源開發康體保健等旅游模式[27]；景區則擁有更多的資源條件，積極發展自身旅游資源，帶動健康產業發展[28]。綜上所述，健康產業為旅游業提供了有效的產品供給，而旅游業為健康產業提供了穩定的市場需求，二者供需互促能有效強化產業間的資源互享、客源互送、淡旺互補、效益互分，最終實現康旅耦合協調發展。

圖1 健康產業與旅游業耦合協調發展的作用機理

1.2 指標體系

參考前人研究，考慮指標的科學性、代表性及數據的可獲得性，結合康旅耦合協調發展的作用機理，從健康設施、健康產品、健康服務和健康環境四方面選取14個指標衡量健康產業發展水平(表1)。其中，健康設施利用中醫機構醫療衛生財政撥款、醫療衛生機構數兩個指標衡量，健康產品利用醫藥制造業主營收入、醫藥制造業平均用工人數、健康檢查人數、孕產婦建卡率4個指標衡量，健康服務則由衛生總費用、每千人口衛生人數、婦幼保健院(所、站)人數、社區衛生服務中心(站)人數、疾病預防控制中心人數、衛生監督所(中心)人數反映，健康環境由人均森林面積和人均濕地面積衡量[29-32]。此外，本研究從消費市場和消費空間兩方面選取12個指標測度旅游業發展水平(表1)。其中，消費市場考慮國內旅游收入、國際旅游收入、國內旅游人數、國際旅游人數4個指標，消費空間主要通過旅行社數、星級飯店數、A級景區數、自然保護區數、森林公園總數、旅行社就業人數、星級飯店就業人數、A級景區從業人數8個指標衡量[33-35]。鑒于熵值法是一種客觀賦權方法，已在地理學、經濟學等領域得到廣泛應用[36]，本研究運用熵值法確定健康產業與旅游業26個指標的權重(表1)。

表1 健康產業與旅游業發展水平評價指標體系

1.3 研究方法與數據來源

1.3.1 研究方法 本研究綜合運用耦合協調度模型、標準差橢圓分析、空間自相關分析和面板回歸模型探討康旅耦合協調發展態勢、時空特征及其影響因素。

(1)耦合協調度用于衡量兩個及以上事物之間耦合的協調程度，本研究借助耦合協調度模型測度健康產業與旅游業之間相互影響的程度，計算公式[3,37,38]為：

(1)

T=αU1+βU2

(2)

(3)

式中：C為健康產業與旅游業的耦合度；U1、U2分別為健康產業與旅游業綜合發展水平值，若U1>U2則為旅游業發展滯后，若U1

(2)標準差橢圓分析通過重心坐標、旋轉角、沿長軸(短軸)的標準差等指標衡量空間分布情況[41]，本研究利用標準差橢圓分析2009-2018年中國康旅耦合協調發展的空間演化特征。

(3)空間自相關方法包括全域型和局域型，本研究運用Moran′sI指數(式(4))探究康旅耦合協調發展的空間關聯程度總體特征，用局域空間自相關進一步分析各地康旅耦合協調發展的關聯特征，反映區域空間關聯程度。

(4)

(5)

式中：Zi為要素i的屬性與其平均值的偏差；Wi,j為要素i和j之間的空間權重；n為要素總數；S0為所有空間權重的總和。

(4)面板回歸模型是重要的計量經濟學理論方法之一[42]，其同時包含截面和時間兩個維度，本研究用該模型探索影響康旅耦合協調發展的關鍵因素。設i(i=1,2,3，…,N)表示截面個體(省域)，t(t=1,2,3，…,T)表示時間(年)，模型如下：

yi,t=αi+βixi,t+εi,t

(6)

式中：yi,t為被解釋變量；xi,t為解釋變量；αi為個體效應；βi為待估計參數；εi,t為模型誤差項。

1.3.2 數據來源 每千人口衛生人數、國際旅游收入、國際旅游人數、自然保護區數來源于《中國統計年鑒》(2010-2019)；醫藥制造業主營收入、醫藥制造業平均用工人數來源于《中國工業經濟統計年鑒》(2010-2017)；健康檢查人數、孕產婦建卡率、衛生總費用、醫療衛生機構數、婦幼保健院(所、站)人數、社區衛生服務中心(站)人數、疾病預防控制中心人數、衛生監督所(中心)人數來源于《中國衛生健康統計年鑒》(2010-2019)；中醫機構醫療衛生財政撥款來源于《中國中醫藥年鑒(行政卷)》(2010-2019)；人均森林面積、人均濕地面積來源于《中國環境統計年鑒》(2010-2019年)和《中國統計年鑒》(2010-2019)；森林公園總數來源于《中國林業和草原統計年鑒》(2010-2019)；旅行社數、星級飯店數、A級景區數、旅行社就業人數、星級飯店就業人數、A級景區從業人數來源于《中國旅游統計年鑒》(2010-2018)和《中國文化文物和旅游統計年鑒》(2019)，國內旅游收入、國內旅游人數來源于各省2010-2019年統計年鑒及2009-2018年國民經濟發展統計公報。鑒于數據的可獲得性，本文研究期為2009-2018年，研究靶區覆蓋31個省級行政區劃單位(不含港、澳、臺)，采用平均增長率方法對缺失數據進行補全。

2 康旅耦合協調發展時空演化特征

2.1 總體態勢

康旅產業整體呈現良好的耦合協調發展態勢，耦合協調等級由2009年的中度失調演變為2018年的初步協調(表2)。盡管康旅產業耦合協調度呈現穩步上升態勢，但其耦合協調發展仍處于較低水平，大部分省域處于初步協調狀態，個別省域處于勉強協調水平。2009-2012年健康產業滯后和旅游業滯后均有發生，2013年及以后一直呈旅游業滯后發展狀態，這可能是因為大健康產業是一個新興產業，近年來發展勢頭強勁。

表2 康旅耦合協調發展情況

2.2 時間演化特征

由表3可知，2009-2018年康旅耦合協調等級有所提高，由初期的嚴重失調、中度失調、輕度失調和瀕臨失調逐步發展成為勉強協調與初步協調，表明康旅耦合協調發展態勢良好。天津、遼寧、上海、福建和甘肅的康旅耦合協調等級在2013年為勉強協調，是最早進入協調行列的省域。這主要是由于天津是近代工業的起源地，工業發展迅速，經濟基礎良好，可以為健康產業和旅游業的發展提供完備的資金支持；遼寧是中國9個邊境省域之一，健康和旅游資源豐富，為健康產業和旅游業的發展奠定了基礎；上海的醫療旅游產品在2009年起步，2010年相應的平臺開始問世[43]，健康產業發展迅速；福建森林覆蓋率居全國前列，森林康養旅游發展起步較早；甘肅是中國文化的發祥地之一，古跡與建筑類旅游資源豐富，旅游業發展基礎良好。然而，天津、遼寧在2017-2018年由初步協調下降到勉強協調，可能是天津工業污染問題顯現，由《天津統計年鑒》可知，集中治理設施從2016-2018年呈現先升后降趨勢，影響了環境治理水平，進而影響到健康產業和旅游業的發展；遼寧是邊境省域，后續投資力度不足，仍處于由小產業轉變成大產業的過程中[44]。另外，我國康旅耦合協調發展呈明顯的空間移動性，高耦合協調區域由東部沿海向西部轉移。

表3 不同耦合協調等級的區域分布

2.3 空間演化特征

標準差橢圓分析(表4)顯示，2009-2018年我國康旅耦合協調的標準差橢圓重心變化不規則，2009-2014年位于河南省洛陽市，2015-2018年位于河南省南陽市，2010-2011年、2013-2015年、2017年重心均呈現向西南偏移趨勢，一定程度上說明我國康旅耦合協調趨勢正從東部向西南擴張，這可能緣于西南地區擁有優質的康旅資源，如廣西巴馬的優質健康環境、云南獨具特色的林下種養和高原特色農業、貴州的地熱溫泉等。另外，康旅耦合協調發展的標準差橢圓長軸、短軸均縮短，旋轉角由51.502°變為55.250°，表示康旅耦合協調發展態勢在南北和東西方向上收縮。

表4 康旅耦合協調發展的標準差橢圓分析

空間自相關測度康旅耦合協調發展的空間分布態勢(表5)表明，除2013-2016年外，其他年份均通過顯著性檢驗(P≤0.05)，表明康旅耦合協調發展呈現一定的空間自相關，即康旅耦合協調發展在空間上呈現集聚狀態，但由于康旅耦合協調發展仍處于起步階段，各省域對其發展的投入不一，造成各省域康旅耦合協調發展水平、發展速度不同，不具備時空穩定性，導致多數省域局域空間自相關不顯著。

表5 康旅耦合協調發展的Moran′s I指數

由表6可知：“高—高”關聯省域由2009年的3個減至2018年的1個，空間分布變化明顯，由東部沿海地區向西部地區轉移，2009年包括天津、遼寧和山東，3省域形成相互毗鄰、彼此促進的聯動區域，溢出效應明顯，是拉動其他地區發展的重要增長極；2009-2012年山東一直位于“高—高”關聯區，康養旅游在山東擁有廣闊的發展市場，且山東有康養旅游所需的充足人力資源；2018年則只包含四川，可能是因為其溫泉旅游發展迅速。“高—低”關聯省域在2009年為0，2010年、2013-2015年和2017年均只包含1個不固定的省域。“低—高”關聯省域只在2014-2015年包含湖南，湖南在2010年位于“高—低”關聯區，這種轉變可能是因為康旅耦合協調的重心逐漸由東部沿海向西部轉移，湖南的康旅耦合協調水平相比周邊省域先高后低。“低—低”關聯省域在2009年包括重慶、四川、貴州、云南和廣西，這5個省域康養旅游資源比較豐富，由于資源開發利用不充分，導致康養旅游發展水平較低，但2013-2014年西部地區全部退出“低—低”關聯區，康旅耦合協調發展水平逐漸好轉。2015-2018年遼寧一直處于“低—低”關聯區，2017年增加了吉林和黑龍江，可能是由于東北地區康養旅游資源開發較早，但后續投資力度不足，造成康旅耦合協調發展水平逐漸落后。

表6 康旅耦合協調發展的局部空間自相關

3 康旅耦合協調發展的影響因素

3.1 影響因素選取

自然資源差異性是影響康養旅游地發展的內驅力，交通、經濟基礎和人口密度則屬于外驅力[22]；資源、環境、市場、交通、經濟發展與旅游投資等因素是我國康養旅游地發展的關鍵因素[21]，政策制度、經濟發展、市場需求、產業發展、技術、服務、資源和功能等多要素共同作用推進康旅耦合[27]。綜上，本研究在已有研究[45-49]基礎上，解釋變量選取經濟支撐力X1、消費拉動力X2、產業帶動力X3、政府調控力X4、需求引導力X5、投資驅動力X6、技術支撐力X7、人才助推力X8、交通保障力X9共9個因素，測度其對康旅耦合協調發展的影響。

通常地區人均GDP越高，經濟越發達，越能為康旅耦合協調發展提供經濟支撐，故用人均GDP衡量經濟支撐力；城鎮居民人均可支配收入越高，消費水平則越高，其在健康產業和旅游業上消費的可能性就越大，故用城鎮居民人均可支配收入表示消費拉動力；第三產業能為健康產業和旅游業營造良好的發展環境，故用第三產業占GDP的比重表示產業帶動力，其值越大，表明地區第三產業越發達；一般公共預算支出越多，表明政府越重視基礎設施建設，則公共基礎設施越完善，健康產業與旅游業可依賴的基礎設施越多，故用一般公共預算支出代表政府調控力；人口老齡化是康養旅游發展的主要原因[50]，老年人口撫養比越高，康養需求越多，故用老年人口撫養比代表需求引導力；全社會固定資產投資越高，用于健康產業和旅游業的投資可能越多，故用全社會固定資產投資代表投資驅動力；公有經濟企事業單位衛生技術人員越多，則能為健康產業與旅游業發展提供更多技術支持，故用公有經濟企事業單位衛生技術人數代表技術支撐力；高等學校在校生越多，表明為健康產業與旅游業發展培養的專業人才越多，故用每10萬人口高等學校平均在校生數代表人才助推力；旅客周轉量一定程度上能說明交通發達程度，交通通達度越高，能為健康產業與旅游業輸送更多客源，故用旅客周轉量代表交通保障力。

3.2 結果分析

在面板回歸模型中，當面板數據的時間序列較長時，需要驗證數據的平穩性[51]。本研究使用的面板數據時間序列較短，故不需要處理平穩性問題。此外，面板數據可彌補時間序列和截面數據樣本量不足的問題，降低變量的共線性[52]。面板數據建立的回歸模型通常有混合效應模型、固定效應模型和隨機效應模型3種，因此，需先確定最適宜模型。本研究運用F統計量檢驗和Eviews 8.0軟件進行Hausman檢驗，得出固定效應模型效果最好，故選擇該模型進行估計。估計結果及影響因素分析(表7、圖2)顯示：

表7 模型估計結果

圖2 康旅耦合協調發展的影響因素分析

注：藍色圈內的動力因素起推動作用，紅色圈內的動力因素起抑制作用；藍色粗圈表示影響效應通過了顯著性水平檢驗。

(1)經濟支撐力回歸系數為0.622，并通過1%的顯著性檢驗，表明其能正向影響康旅耦合協調發展水平，即經濟發展水平越高，康旅耦合協調發展效果越好。經濟環境是產業發展的基礎條件，人均GDP的增加能提升經濟基礎，為產業耦合發展營造良好氛圍，提供有力的經濟支撐，從而促進康旅耦合協調發展。

(2)消費拉動力回歸系數為0.045，表明城鎮居民人均可支配收入對康旅耦合協調發展有正向作用，但并未通過顯著性檢驗，即消費拉動力對康旅耦合協調發展的促進效應不明顯。這可能是因為中國城鎮居民人均可支配收入水平還處于較低水平，加之房價上漲造成消費傾向下降[53]，其在健康產業和旅游業上的花費較少，故對康旅耦合協調發展的拉動效果不明顯。

(3)產業帶動力回歸系數為0.099，表明第三產業占GDP比重對康旅耦合協調發展具有促進作用，但該促進作用并未通過顯著性檢驗，這可能是因為健康產業與旅游業仍屬于第三產業中的新興業態，雖然在第三產業中的比重處于上升階段[54]，但目前所占比重仍較低，第三產業的快速發展未能明顯帶動和促進康旅耦合協調發展。

(4)政府調控力回歸系數為0.174，通過5%的顯著性檢驗，表示一般公共預算支出顯著正向影響康旅耦合協調發展，即一個地區的一般公共預算支出越多，該地區的公共基礎設施越完善，則對健康產業和旅游業的預算支出越多，其越能高質量提升康旅耦合協調發展水平。

(5)需求引導力回歸系數為-0.033，具有負向作用，但其作用效果并不顯著。一般老年群體是康養旅游的重要消費群體，老年人口撫養比越高，市場需求越大，則康旅耦合協調效果越好。《中國人口和就業統計年鑒》顯示，2009-2018年全國城市老年人口撫養比低于鄉村老年人口撫養比，鄉村老年群體增速較快，但鄉村老年群體一般沒有固定的經濟來源，康養旅游需求較弱，故其對康旅耦合協調的影響并不顯著。

(6)投資驅動力回歸系數僅為-0.031，表明其能負向影響康旅耦合協調發展，但其影響并不顯著。一般情況下，全社會固定資產投資越多，康旅基礎設施投入資金可能越高，康旅活動開展的環境保障越好，能有效促進康旅耦合協調發展，但全社會固定資產投資中旅游業和健康產業投資的占比相對較低，使其無法顯著正向促進康旅耦合協調發展。

(7)技術支撐力回歸系數為0.032，表示其能推進康旅耦合協調發展，但其作用效果并未通過顯著性檢驗。一般而言，健康產業和旅游業的技術支持越豐富、發展越快，康旅耦合協調發展水平越高，但目前對康旅產品多關注資源和產品[19]，對專業技術服務關注較少，故技術支撐力尚未對康旅耦合協調形成顯著的推進作用。

(8)人才助推力回歸系數為0.269，并通過1%的顯著性檢驗，表明其對康旅耦合協調發展具有顯著的正向影響，人才是助推康旅耦合協調發展的重要動力源[55]，專業人才數量越多，越能推動康旅耦合協調高質量、高水平發展。當前健康產業和旅游業專業人才缺乏，如何吸引更多的人才并發揮人才對康旅耦合協調發展的助推效應將是未來重點探索的話題。

(9)交通保障力回歸系數為-0.014，表明其對康旅耦合協調發展起阻礙作用，但未通過顯著性檢驗。基礎交通越發達，旅客流通性越高，能有效促進康旅耦合協調發展水平提升，但目前康旅場所往往處于環境優良的偏遠地區，基礎交通得不到有效保障[56]，導致其無法顯著促進康旅耦合協調發展水平提升。

4 結論與啟示

“健康中國”已上升為國家戰略，康旅耦合協調發展也成為產業耦合協調發展的重要方向。本研究在構建康旅耦合協調發展評價指標體系的基礎上，借助耦合協調度模型、標準差橢圓分析、空間自相關等方法探討2009-2018年中國康旅耦合協調發展的時空態勢與演化特征，并借助面板回歸模型檢驗影響因素。研究發現：1)全國層面，康旅耦合協調發展態勢較好，呈現初步協調狀態，該結論印證了前人關于康旅產業目前實現了初步融合的觀點[57]。省域層面，各省域康旅耦合協調呈現向好態勢，但多數地區處于勉強協調和初步協調階段，該結論也印證了在康養旅游產業整體向好的背后仍存在不可忽略的問題[58]。2)康旅耦合協調呈現明顯的時空分異特征，初期表現為東部高、中/西部低，后期則呈現中部高、東部低，二者耦合協調發展也具有明顯的空間集聚性。2009年天津、遼寧和山東形成相互毗鄰、彼此促進的“高—高”聯動區域，重慶、四川、貴州、云南和廣西則位于“低—低”聯動區域,但空間集聚性也具有轉移性，2018年僅四川位于“高—高”關聯區，遼寧為“低—低”關聯區。兩大產業聯動發展的區域集聚性也可從康養旅游地的集聚分布特征上得以體現[21，22]。康旅耦合協調發展存在東西方向和南北方向收縮態勢，標準差橢圓重心從河南省洛陽市移至河南省南陽市，多數年份有向西南移動趨勢。3)康旅耦合協調發展受多要素的共同作用，且經濟支撐力、政府調控力和人才助推力能顯著促進康旅耦合協調發展。

結合康旅耦合協調發展態勢、時空特征與影響因素，本研究建議從以下方面推進康旅耦合協調發展：1)強化溢出作用，發揮輻射效應。四川在2018年處于“高—高”聯動區域，且康旅耦合協調發展的重心向西南轉移。建議通過建立區域合作聯盟方式，積極發揮耦合熱點區域的帶動示范效應，實現康旅資源互用、客源市場互通、發展區域互聯、專業人才互派、發展經驗互享等共建、共治、共享的康旅耦合協調區域發展模式，輻射并促進周邊區域協調發展。2)強化動力效果，發揮促進效應。經濟支撐力、政府調控力和人才助推力對康旅耦合協調發展具有顯著的促進作用。一方面，應挖掘康旅資源，積極加強健康產業、旅游業的項目投資，打造高品質的康旅項目，利用項目投資，盤活市場，帶動產業耦合發展；另一方面，應做好康旅人才梯隊培養工作，康旅耦合協調發展的資源開發、項目打造與運營、業態升級、市場營銷、品牌建設等工作均離不開人才助力，強化不同層次的康旅人才培養，提升其對康旅耦合協調發展的助推效應。3)強化政策引導，發揮調控效應。政府調控力對康旅耦合協調發展具有推進作用，因此，政府相關部門應加強頂層設計與產業規劃，加強政策引導，嘗試加大對康旅耦合協調發展的經費、資源投入，發揮調控效應，助推二者耦合協調發展。

本研究只從宏觀視角對中國康旅耦合協調發展態勢、演化特征和影響因素進行了初步研究，今后可重點關注康旅耦合協調的驅動機制，優選推進康旅耦合協調發展的路徑，提升高質量發展速度。此外，受限于數據的可獲取性，部分指標暫未納入研究范疇，如影響因素中選擇公有經濟企事業單位衛生技術人數代表技術支撐力，而非公有技術發展也特別迅速，但因無法獲得其連續年份的省域數據而未納入分析。因此，未來可借助眾源數據繼續擴充、完善康旅耦合協調發展及其影響因素的指標體系。