新質生產力-鄉村振興的耦合協調發展與時空演化研究

摘要：基于2012—2021年黃河流域55個地市的面板數據，利用耦合協調度模型、探索性時空數據分析方法（ESTDA）和障礙度模型，揭示了黃河流域新質生產力-鄉村振興協調發展的時空演變規律。結果表明，①在時序變化上，2012—2021年，研究區新質生產力與鄉村振興的耦合協調度指數均值位于0.4～0.6，位于中度協調水平，且呈逐年上升趨勢；在空間分布上，耦合協調水平由流域上游向中游、下游遞增，多數地市耦合協調度水平逐年上升，但地市之間耦合協調度水平差異大。②時空動態分析表明，研究期內黃河流域新質生產力-鄉村振興耦合協調度的空間格局具有較高的相對穩定性，但空間格局演化的整合性較弱，地區間協同發展效應不明顯；時空躍遷矩陣表明，研究期耦合協調度時空流動概率較低，二者協調發展水平存在躍遷惰性，短期內各地市間的局域協作格局較為固定。③障礙因子分析表明，研究期內科技創新能力、農村經濟收入與鄉村綠化問題逐漸成為制約黃河流域新質生產力與鄉村振興兩個子系統發展的因素。為此，需要采取措施補齊地區發展短板，實現黃河流域新質生產力與鄉村振興的協調和可持續發展。

關鍵詞：新質生產力；鄉村振興；耦合協調；時空演化；黃河流域

中圖分類號：F323" " " " "文獻標識碼：A

文章編號：0439-8114（2025）03-0007-08

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2025.03.002 開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

Study on the coupled coordinated development and spatio-temporal evolution of new quality productivity-rural revitalization： Taking 55 cities in the Yellow River Basin" as an example

FU Jing-hao1，ZHANG Zhi-duo2，ZHENG Bing-bing1，XU Xiu-mei1

（1.College of Economics and Management（College of Cooperatives）， Qingdao Agricultural University， Qingdao" 266109， Shandong， China;

2.School of Design， Shanghai Jiao Tong University， Shanghai" 200240， China）

Abstract： Based on the panel data from 55 cities in the Yellow River Basin from 2012 to 2021， the coupling coordination degree model， exploratory spatio-temporal data analysis （ESTDA） method， and obstacle degree model were used to reveal the spatio-temporal evolution patterns of the coordinated development between new quality productivity and rural revitalization in the Yellow River Basin. The results showed that， ① in terms of timing changes， from 2012 to 2021， the average coupling coordination degree index between new quality productivity and rural revitalization in the study area ranged from 0.4 to 0.6， indicating a moderate coordination level， with a yearly increasing trend. In terms of spatial distribution， the coupling coordination level increased from the upstream to the midstream and downstream areas of the basin. Most cities showed a yearly increase in the coupling coordination level， but significant differences existed among cities. ②Spatio-temporal dynamic analysis indicated that the spatial pattern of the coupling coordination degree between new quality productivity and rural revitalization in the Yellow River Basin remained relatively stable during the study period. However， the integration of spatial pattern evolution was weak， and the synergistic development effect among regions was not obvious. The spatio-temporal transition matrix indicated that the spatio-temporal mobility probability of the coupling coordination degree was low during the study period， with inertia in the coordinated development levels， resulting in a relatively fixed local collaboration pattern among cities in the short term. ③Obstacle factor analysis revealed that during the study period， technological innovation capability， rural economic income， and rural greening issues gradually became factors restricting the development of the two subsystems of new quality productivity and rural revitalization in the Yellow River Basin. Therefore， measures needed to be taken to address regional development shortcomings to achieve coordinated and sustainable development of new quality productivity and rural revitalization in the Yellow River Basin.

Key words： new quality productivity; rural revitalization; coupling and coordination; spatio-temporal evolution; Yellow River Basin

中國已進入高質量發展階段，為適應經濟發展的要素條件、組合方式、配置效率發生的深刻變革，需形成新產業、新模式和新動能，實現生產力水平的更大突破、更大發展[1]。發展新質生產力已成為推動中國式現代化和高質量發展的關鍵性戰略舉措[2]。全面推進鄉村振興是建設農業強國征程中的重要任務，隨著數字勞動和數據資源等新型生產要素代替傳統生產要素成為新一輪的鄉村經濟增長點，科技創新成為推動鄉村振興的新動力，信息化、智能化和自動化成為鄉村產業技術革新的新方向[3]。貫徹落實新發展理念，以新質生產力推動農業發展，促進農業新質生產力與鄉村振興的協調并進，是鄉村全面振興和農業農村現代化的題中應有之義[4]。黃河流域作為中國的生態屏障、經濟區域，具有極其重大的戰略意義，推動黃河流域的高質量發展已上升到國家戰略層面，成為深入實施區域重大戰略的重要內容[5，6]。從生產力水平來看，流域內技術創新水平、數字化水平表現出明顯的地區異質性，區域生產力水平呈現階梯式發展格局；地區間聯動效應較弱，尚未形成戰略性高新技術產業集群[7，8]。從鄉村建設水平來看，黃河流域新型城鎮化進程相對滯后，區域發展不協調不平衡問題凸顯，城鄉二元結構明顯，同時農村人居環境的協調發展面臨挑戰[9]。

當前，關于新質生產力的研究是學界的熱點，相關研究集中于內涵界定與測度方法。一是內涵界定，蔣永穆等[10]指出，新質生產力通過科技創新引領要素系統的革新，推動產業系統的全面重塑，實現生產力的系統性新質化，促進社會由工業時代向數字信息時代的跨越；張林等[11]認為，新質生產力是新型高效能、高質量的生產力，體現了生產力從“量”的積累向“質”的突破，進而帶動“質量”融合發展的新趨勢；周文等[12]認為新質生產力與中國式現代化具有高度的內在一致性，發展新質生產力對推進中國高質量發展和中國式現代化具有重要意義。二是測度方法，王玨等[13]、韓文龍等[14]、劉建華等[8]基于勞動者、勞動對象和生產資料三大維度，運用熵權法對地區的新質生產力水平進行測度；盧江等[15]基于科技生產力、綠色生產力和數字生產力3個維度，利用極值處理法量化地區新質生產力水平；施雄天等[16]則從新制造、新服務、新業態等角度出發，利用熵權TOPSIS模型計算中國各省份新質生產力水平指數，利用空間收斂模型研究中國不同區域新質生產力水平的演進趨勢。有關鄉村振興與其他系統的耦合協調發展研究較為豐富，部分學者圍繞鄉村振興與新型城鎮化[17-19]、數字經濟[20，21]、鄉村旅游[22，23]等系統的協調發展來評估各區域的耦合協調發展水平。

綜上所述，有關新質生產力以及鄉村振興協調發展的研究是當下熱點，并取得了一些顯著成果。在借鑒前人研究成果的基礎上，本研究選擇黃河流域55個地市作為研究對象，構建黃河流域新質生產力系統與鄉村振興系統的耦合協調發展指標體系，利用熵權法、耦合協調度模型、探索性時空數據分析（ESTDA）和障礙度因子模型，探究黃河流域55個地市新質生產力與鄉村振興的時空演化規律、耦合協調關系和存在的障礙因素，以進一步豐富新質生產力、鄉村振興的研究內容。

1 新質生產力與鄉村振興的耦合協調機理

首先，新質生產力推動鄉村振興。新質生產力具有勞動優化效應、要素深化效應和產業迭代效應，為鄉村振興提供新型勞動者、新型勞動資料和新型勞動對象，提高農村地區全要素生產率，賦能鄉村振興[24]。一是發揮勞動優化效應，為鄉村振興提供新型勞動者。通過利用無人機、工業機器人等先進設備實現勞動替代，不僅提高了農業勞動力配置效率，而且提升了農業勞動者素質，優化了農業生產和管理策略，進而提高農業勞動力產出效率。二是發揮要素深化效應，為鄉村振興提供新型生產資料。在數字時代，數字要素代替傳統要素滲透到農業生產加工的各環節，以物聯網為基礎的智能機械運用在農業生產各環節，為農業勞動者提供了新型智能化、數字化、信息化生產資料，進而轉變農業發展方式，從傳統的依賴要素驅動和資金驅動轉向依靠創新驅動，推動農業的全面協調可持續發展[25，26]。三是發揮產業迭代效應，為鄉村振興提供新型勞動對象。利用大數據、區塊鏈和云計算等技術為鄉村產業提供無差別技術支持，實現信息、技術要素向農村地區的轉移，加速傳統鄉村產業的高端化、數字化轉型，打破了傳統鄉村產業分工、技術和競爭的限制；同時促進傳統鄉村產業與其他產業的融合發展，實現農村地區產業結構合理化，進而推動農業產業體系現代化，實現農業高質量發展[4]。

其次，鄉村振興賦能新質生產力。一方面，鄉村振興戰略包括提升農業發展質量和培育鄉村發展動能兩個維度，通過科技創新優化生產要素和改進生產工具，變革生產方式，從而提高農業勞動生產率，為新質生產力的發展提供物質、資金保障[27]；另一方面，促進農村產業結構的調整，形成產業集聚，有效改善城鄉產業關聯性不強等問題，進而推進城鄉一二三產業的融合，實現農村地區產業結構的優化和升級，進而培育新質勞動對象[18]。此外，鄉村振興的核心要素在于人才振興，通過建立系統性的農村人才培訓體系，整合高校、科研院所、職業學校和網絡平臺等資源，提供專業技術培訓、科技培訓和創業培訓，打造良好的科研生態，培育一批具有“親互聯網”基因的“新農人”，壯大農業農村新型科技人才隊伍，為發展新質生產力注入人才新細胞[28-30]。

2 指標體系與研究方法

2.1 指標體系

本研究選取新質生產力（U1）和鄉村振興（U2）作為耦合協調度的兩個子系統。參照劉建華等[8]構建的黃河流域新質生產力指標體系，以及施雄天等[16]、李陽等[31]對新質生產力水平的測度方法，結合地區實際，依據數據的真實性、科學性和可獲得性，圍繞勞動者、勞動對象和勞動資料3個維度，來構建新質生產力的指標體系。參考徐雪等[18]對于鄉村振興指標的界定方法，圍繞5個維度構建鄉村振興指標體系，具體指標詳見表1。

2.2 研究方法

2.2.1 熵權法 熵權法是一種客觀賦權方法，以各指標觀測值所提供信息量的大小來確定權重，以反映各項指標在綜合指標中的重要性，具有客觀性和科學性[32]。為此，本研究利用熵值法測度黃河流域新質生產力指數和鄉村振興指數。

2.2.2 耦合協調度模型 耦合協調度用于衡量若干個系統在發展過程中相互協調的程度，以測度各系統之間的相互影響作用。為探究新質生產力與鄉村振興的相互作用關系，參考相關研究[33]，引入耦合協調度模型，公式如下。

[C=2×U1×U2U1+U2212] （1）

[T=αU1+βU2] （2）

[D=C×T] （3）

式中，U1和U2分別為新質生產力與鄉村振興的綜合評價指標；α和β為待定系數，借鑒前人的研究經驗，一般均取為0.5[19]；D表示兩個子系統的耦合協調度，D值越大，則子系統協調發展程度越高；C代表兩個系統的耦合度，C值越大，子系統間相互作用和制約程度越強；T表示子系統的綜合協調發展指數，反映各子系統協調狀況的好壞。

根據耦合協調度數值的大小，參考有關研究[34]，將其劃分為不同的類型，如表2所示。

2.2.3 探索性時空數據分析（ESTDA）

1）空間自相關分析。利用全局莫蘭指數對研究區新質生產力與鄉村振興耦合協調度整體集聚-分散情況進行測度，公式如下。

[I=ni=1nj=1nWij（xi-x）（xj-x）i=1nj=1nWiji=1nxi-x] （4）

[Z=1-E（I）var（I）] （5）

式中，I為全局莫蘭指數；i、j代表不同地市；xi、xj分別為地市單元i和j的屬性值；`x為屬性均值；Z為莫蘭指數I的Z檢驗值；E（I）、var（I）分別表示莫蘭指數I的數學期望、方差；Wij為各地市間的標準化鄰接矩陣，用于衡量各省份間的相鄰關系；n為地市總數。

2）LISA時間路徑。局部空間自相關（LISA）從時空維度揭示新質生產力與鄉村振興耦合協調度在區域內協同變化和動態性特征[35]。LISA 時間路徑的相對移動長度、彎曲度和移動方向是其主要的幾何特征，用于描述耦合協調度局部空間結構的動態性、波動性和整體性特征，公式如下[36]。

[Νi=n×t=1Τ-1dLi，t，Li，t+1）i=1nt=1Τ-1dLi，t，Li，t+1）]" （6）

[Di=t=1Τ-1dLi，t，Li，t+1）d（Li，t，Li，Τ）]（7）

[θi=arctanjsinθjjcosθj] （8）

式中，Ni、Di和θi分別表示相對移動長度、彎曲度和移動方向；n為地市數量；T為時間序列間隔；Li，t、Li，t+1分別為t、t+1年份地市i在Moran’s I散點圖中的位置；d（Li，t，Li，t+1）、d（Li，t，Li，T）分別表示地市i從t年移動到t+1年、末年的距離。Ni越大，地市i耦合協調度的局部空間動態表現越激烈，Nigt;1表示地市i在研究時段內的相對移動長度超過平均水平，反之則反。Di越大，則LISA時間路徑曲折程度越高，地市i受鄰域空間的影響越大，空間依賴過程更具動態性，反之，則更具穩定性。θi能夠反映地市i的局部空間結構整合性，0～90°和180°～270°方向分別表示地市i與其相鄰地市的正向、負向的協同運動，共同反映鄰域間呈現出整合的空間動態性；90°～180°和270°～360°方向則分別表示地市i與其相鄰地市存在反向運動現象。

3）LISA時空躍遷。LISA時空躍遷進一步揭示了相鄰地市單元間的空間依賴性。基于LISA時間路徑，Rey等[35]提出了局部馬爾科夫轉移矩陣和時空躍遷，并將其分類為Type0型、Type1型、Type2型和Type3型4種類型，其中Type0型表示自身和鄰域均未發生狀態轉移；Type1型表示區域自身躍遷，鄰域不變；Type2型表示自身不變，鄰域發生躍遷；Type3型表示自身與鄰域均發生躍遷。其中，Type3型可進一步分為Type3A與Type3B，Type3A為自身與鄰域躍遷方向一致，Type3B則表示二者躍遷方向相反。進一步地，可以計算研究對象的時空流動（SF）和時空凝聚（SC）特征，公式如下[37]。

[SF=Type1+Type2m] （9）

[SC=Type0+Type3Am]，[m=T×n] （10）

式中，m為時間序列間隔T與地市數量n的乘積，本研究中m取值為495。

2.2.4 障礙度模型 為探究影響耦合協調度的主要障礙因素，參考相關研究[38]，引入障礙度模型。

[Iij=1-x′ij] （11）

[Oij=wjIijj=1nwjIij] （12）

式中，Oij為i年第j項指標的障礙度；[x′ij]為標準化后的指標值；Iij為指標偏離度；wj為因子貢獻度，表示單個指標在總指標中的權重，由熵權法計算得到。

2.3 數據來源與處理

本研究選取2012—2021年黃河流域內55個地市的面板數據進行分析，各指標數據均源于2012—2021年各地市統計年鑒、國民經濟和社會發展公報、政府部門官網等，對于部分缺失數據采用線性插值法補缺。

3 黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調的時空格局特征

3.1 時序發展變化

根據2012—2021年黃河流域的相關指標數據，利用熵值法計算黃河流域新質生產力指數、鄉村振興指數、耦合度和耦合協調度的均值。如圖1所示，研究期內黃河流域耦合度均值位于0.7～0.9，呈逐年上升趨勢，波動幅度較小。耦合度是對系統關聯度強弱的表征，表明新質生產力與鄉村振興之間存在較強的相關性，耦合協調度反映了區域新質生產力-鄉村振興的協調發展水平，從數值來看，流域內耦合協調度均值位于0.4～0.6，多數地區處于中度協調水平；從總體來看，有不斷協調發展的趨勢，黃河流域新質生產力與鄉村振興協同發展前景良好，具有較大的發展潛力。

3.2 空間格局演變

由圖2可知，2012—2021年黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調水平區域分布呈現出由流域上游向流域中游、下游遞增的特征，且整體耦合協調水平有明顯的上升趨勢，表現出良好的發展態勢。從年份特征來看，2012年協調類型以中度協調為主，占比為65%，其中西安市、濟南市和青島市達到高度協調水平；2017年流域整體協調水平明顯提升，達到高度協調水平的城市增加至7個，其中西安市達到極度協調水平，耦合協調度為0.822，石嘴山市、鄂爾多斯市和銀川市等6個地市協調類型較2012年發生退化；2021年流域內達到高度協調的地市增至14個，占比為25%，其中西安市、濟南市和青島市達到優質協調水平，5個地市協調類型較2017年發生退化，同時流域北部協調水平較低，部分地市仍處于低度協調水平。

3.3 時空動態分析

為進一步探討黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調度的空間關聯性，以研究期耦合協調度為目標變量，利用標準化鄰接矩陣計算2012—2021年耦合協調度的全局莫蘭指數，結果見表3。由表3可知，研究期內新質生產力與鄉村振興耦合協調度全局Moran’s I指數均大于0，通過1%的顯著性檢驗，且隨年份推移Moran’s I呈波動上升趨勢，在地理空間上呈現出顯著的正向相關性，具有明顯的集聚與關聯特征。

利用ArcGIS 10.8軟件對黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調度LISA時間路徑的相對移動長度、彎曲度和移動方向進行可視化表達，結果如圖3所示。

根據自然斷點法將LISA時間路徑相對移動長度劃分為4個等級，如圖3所示，相對移動長度低于平均值的地級市占比為67%，說明研究期區域內空間格局具有較高的相對穩定性。相對移動長度較高的地區集中于內蒙古地區，具有更強的局部空間結構動態性，其中烏海市、烏蘭察布市和石嘴山市相對移動長度較高，分別為2.088、2.069和2.035；相對移動長度較低的地區大致呈倒“U”形分布，這些地區具有較穩定的局部空間結構，其中平涼市、定西市和天水市相對移動長度較低，分別為0.582、0.565和0.516。

研究期內黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調度的LISA時間路徑彎曲度低于平均值的地級市有40個，占比為73%，說明研究期內流域新質生產力與鄉村振興耦合協調度的局部空間依賴變化過程較穩定。從空間分布特征來看，彎曲度呈現出中游地區高，上游和下游地區低的分布特征，其中運城市、新鄉市和鄂爾多斯市的彎曲度較大，空間依賴方向上的波動性較強，容易受相鄰市域發展的影響；洛陽市、青島市和菏澤市的彎曲度較小，這些地市空間依賴方向上的穩定性較大，自身受到相鄰市域的輻射較少，空間依賴方向上的波動性較弱。

LISA 時間路徑移動方向揭示了Moran’s Ι散點圖隨時間變化而變動的過程，研究期內有22個城市移動方向表現出協同變化趨勢，占比為40%，33個地市呈反向增長趨勢，說明黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調度空間格局演化的整合性較弱，協同發展效應不明顯。其中，16個地市呈“低-高”態勢，集中分布于中游、上游地區；17個地市呈“高-低”態勢，這些地市新質生產力與鄉村振興協同發展水平較高，但對鄰域地市的輻射帶動作用有限，表明區域間馬太效應仍較為顯著，需加強地市間的內部聯動、一體推進，實現區域整體的協同發展。

3.4 LISA時空躍遷分析

利用Rey等[35]提出的轉移概率矩陣以及時空躍遷，闡述黃河流域新質生產力和鄉村振興耦合協調度Moran’s I散點圖在不同局部相關類型間相互轉移的過程，計算得到2012—2021年黃河流域各類型的時空躍遷概率，并利用式（9）至式（10）分別計算得到各要素的時空流動（SF）、時空凝聚（SC）概率，時空躍遷矩陣如表4所示。

由表5可知，2012—2021年Type0型躍遷地級市所占比例為0.921，超過90%，表明黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調度具有路徑依賴和空間鎖定特征；Type1型和Type2型躍遷地級市占比為0.076，小于10%，說明耦合協調度局部時空關聯類別具有一定的轉移可能性；Type3型躍遷地級市躍遷概率為0.002，小于1%，說明新質生產力和鄉村振興耦合協調度發生反向躍遷的概率較小。此外，時空凝聚系數（SC）為0.923，超過90%，表明多數地級市在觀察期內未發生顯著的狀態轉移，即黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調度分布具有較強的轉移惰性，空間格局穩定，短期內各地市間的局域協作格局較為固定。

4 黃河流域新質生產力與鄉村振興耦合協調障礙因子分析

為加強黃河流域新質生產力和鄉村振興的耦合協調水平，需對新質生產力與鄉村振興子系統的障礙因子進行精準識別。由表6可知，4個時期新質生產力子系統排序前3位的障礙因子分別為數字經濟相關發明申請數量、發明專利授權量和人工智能企業數量；鄉村振興子系統2012年和2015年排序前3位的障礙因子為人均農業機械總動力、農村居民人均住房面積和衛生廁所普及率，2018年和2021年農民人均收入增長率、人均農業機械總動力和農村綠化率成為排名前三位的障礙因素。一方面，中國農村“廁所革命”成效明顯，鄉村人居空間質量得到明顯改善；另一方面，創新能力的滯后阻礙了黃河流域新質生產力的發展，科技紅利未在農業生產領域得到充分釋放；農戶經濟收入與鄉村生態綠化問題成為推進黃河流域鄉村振興進程中亟需解決的重要問題。

5 小結與建議

5.1 小結

本研究通過對黃河流域55個地級市新質生產力與鄉村振興的耦合協調水平進行測度，并對其時空演化規律進行探索，得到以下結論。

1）在時序變化上，2012—2021年，研究區新質生產力與鄉村振興的耦合協調度指數均值位于0.4～0.6，且呈逐年平穩上升趨勢；在空間分布上，耦合協調水平由流域上游向中游、下游遞增，多數地市耦合協調度水平逐年上升，但地市之間耦合協調度水平差異大，仍存在耦合協調水平較低的地區，這些地區是未來建設的重點。

2）時空動態分析表明，相對移動長度低于平均值的地級市占比為67%，彎曲度低于平均值的地級市占比為73%，說明研究期內各地市耦合協調度的空間格局具有較高的相對穩定性，但空間格局演化的整合性較弱，地區間協同發展效應不明顯。時空躍遷矩陣表明，研究期耦合協調度時空流動概率較低，二者協調發展水平存在躍遷惰性，短期內各地市間的局域協作格局較為固定。

3）障礙因子分析表明，研究期內科技創新能力、農村經濟收入與鄉村綠化問題逐漸成為制約黃河流域新質生產力與鄉村振興協調發展的因素。需要采取措施補齊地區發展短板，實現黃河流域新質生產力與鄉村振興的協調和可持續發展。

5.2 政策建議

為推動黃河流域新質生產力與鄉村振興的耦合協調發展，本研究提出如下政策建議。

1）加大科技研發投入，建設高新技術產業集群。增加對科技創新的資金支持，針對數字發明專利提供更多的激勵政策，打破技術“瓶頸”。鼓勵企業和科研機構在黃河流域內建立高新技術產業集群，推動各類高新技術企業的集聚效應，形成規模效應和協同效應。通過創新驅動，提升區域整體新質生產力水平，引領黃河流域各地區之間的協同發展，打通區域發展的“動脈”。

2）推廣智能農業，發展綠色農業。大力普及農業無人機、物聯網、大數據等先進數字技術，發揮數字技術的溢出效應，促進數字要素的跨區域流動，提高區域農業生產的智能化水平；加大農機投入規模，引進和推廣高效節能的新型農機，提高糧食綜合生產能力和資源利用效率；此外，推進實施大規模的鄉村綠化工程，增加鄉村植被覆蓋率，提高農村綠化率，建設生態宜居的鄉村人居環境，促進農業可持續健康發展。

3）推進城鄉產業融合，加強城鄉區域合作。鼓勵鄉村與城市之間的產業對接，因地制宜地推動鄉村旅游、農村電商等新業態的發展，實現城鄉產業的協同發展，同時建立區域聯動機制，促進區域間的合作與交流，實現優質資源的共享。通過區域間的合作，形成產業互補、資源互通、市場共享的格局，推動黃河流域整體的協調發展，充分挖掘區域發展潛力。

參考文獻：

[1] 劉志彪，凌永輝，孫瑞東.新型支柱產業：發展新質生產力的主陣地與政策選擇[J].山東大學學報（哲學社會科學版），2024（6）：117-128.

[2] 程恩富，陳 健.大力發展新質生產力" 加速推進中國式現代化[J].當代經濟研究，2023（12）：14-23.

[3] 劉學俠，宋宗喆.數字技術賦能鄉村產業振興的路徑研究[J].行政管理改革，2024（4）：64-74.

[4] 王靜華，劉人境.鄉村振興的新質生產力驅動邏輯及路徑[J].深圳大學學報（人文社會科學版），2024，41（2）：16-24.

[5] 趙雪雁，杜昱璇，李" 花，等.黃河中游城鎮化與生態系統服務耦合關系的時空變化[J].自然資源學報，2021，36（1）：131-147.

[6] 張 耀，朱英明，杜家禛.長江經濟帶和黃河流域數字經濟與新型城鎮化耦合協調的比較研究[J].經濟地理，2024，44（2）：61-70.

[7] 周清香，何愛平.數字經濟賦能黃河流域高質量發展[J].經濟問題，2020（11）：8-17.

[8] 劉建華，閆 靜，王慧揚，等.黃河流域新質生產力水平的動態演進及障礙因子診斷[J].人民黃河，2024，46（4）：1-7，14.

[9] 韓秀麗，胡燁君，馬志云.鄉村振興、新型城鎮化與生態環境的耦合協調發展——基于黃河流域的實證[J].統計與決策，2023，" "39（11）：122-127.

[10] 蔣永穆，喬張媛.新質生產力：邏輯、內涵及路徑[J].社會科學研究，2024（1）：10-18，211.

[11] 張 林，蒲清平.新質生產力的內涵特征、理論創新與價值意蘊[J].重慶大學學報（社會科學版），2023，29（6）：137-148.

[12] 周 文，李吉良.新質生產力與中國式現代化[J].社會科學輯刊，2024（2）：114-124.

[13] 王 玨，王榮基.新質生產力：指標構建與時空演進[J].西安財經大學學報，2024，37（1）：31-47.

[14] 韓文龍，張瑞生，趙" 峰.新質生產力水平測算與中國經濟增長新動能[J].數量經濟技術經濟研究，2024，41（6）：5-25.

[15] 盧 江，郭子昂，王煜萍.新質生產力發展水平、區域差異與提升路徑[J].重慶大學學報（社會科學版），2024，30（3）：1-17.

[16] 施雄天，余正勇.我國區域新質生產力水平測度、結構分解及空間收斂性分析[J].工業技術經濟，2024，43（5）：90-99.

[17] 徐維祥，李 露，周建平，等.鄉村振興與新型城鎮化耦合協調的動態演進及其驅動機制[J].自然資源學報，2020，35（9）：2044-2062.

[18] 徐 雪，王永瑜.中國省域新型城鎮化、鄉村振興與經濟增長質量耦合協調發展及影響因素分析[J].經濟問題探索，2021（10）：13-26.

[19] 喬家君，肖 杰.黃河中下游鄉村振興與新型城鎮化耦合協調機制研究[J].地理科學進展，2024，43（3）：417-433.

[20] 張 旺，白永秀.數字經濟與鄉村振興耦合的理論構建、實證分析及優化路徑[J].中國軟科學，2022（1）：132-146.

[21] 王資程，于小兵，吳雪婧.經濟發展水平對數字經濟與鄉村振興耦合協調度的影響[J].統計與決策，2023，39（14）：27-32.

[22] 尹長豐.鄉村旅游高質量發展與鄉村振興耦合協調研究——以安徽省為例[J].社會科學家，2023（1）：57-64.

[23] 陳伍香.鄉村旅游質效提升與鄉村振興耦合機理研究——以龍勝各族自治縣、雷山縣、景洪市為例[J].貴州社會科學，2023（12）：127-136.

[24] 蔡湘杰，賀正楚.新質生產力何以影響全要素生產率：科技創新效應的機理與檢驗[J].當代經濟管理，2024，46（10）：1-14.

[25] 陳 健，張 穎，王 丹.新質生產力賦能鄉村全面振興的要素機制與實踐路徑[J].經濟縱橫，2024（4）：29-38.

[26] 魏崇輝.新質生產力的基本意涵、歷史演進與實踐路徑[J].理論與改革，2023（6）：25-38.

[27] 諶 玲，孔祥利.新發展格局和鄉村振興戰略的內在邏輯、價值指向與施策重點[J].河北經貿大學學報，2022，43（6）：73-82.

[28] 徐姍姍.鄉村振興戰略視角下的鄉村人才振興研究[J].農業經濟，2021（6）：109-110.

[29] 王柱國，尹向毅.鄉村振興人才培育的類型、定位與模式創新——基于農村職業教育的視角[J].中國職業技術教育，2021（6）：57-61，83.

[30] 張慧澤，高啟杰.新農人現象與鄉村人才振興機制構建——基于社會與產業雙重網絡視角[J].現代經濟探討，2021（2）：121-125.

[31] 李 陽，陳海龍，田茂再.新質生產力水平的統計測度與時空演變特征研究[J].統計與決策，2024，40（9）：11-17.

[32] 蘇聰文，鄧宗兵，李莉萍，等.中國水生態文明發展水平的空間格局及收斂性[J].自然資源學報，2021，36（5）：1282-1301.

[33] 叢曉男.耦合度模型的形式、性質及在地理學中的若干誤用[J].經濟地理，2019，39（4）：18-25.

[34] 李欣宇，方 斌，李 怡，等.中國糧耕價值比與種植結構時空耦合演化及分區調控[J].地理學報，2022，77（11）：2721-2737.

[35] REY S J， JANIKAS M V. STARS： Space-time analysis of regional systems[J]. Geographical analysis， 2006， 38（1）： 67-86.

[36] 穆學青，張超凡，丁正山，等.黃河流域旅游生態效率時空動態識別與驅動因素探測[J].地理與地理信息科學，2024，40（1）：149-159.

[37] 郝 帥，孫才志，宋強敏.基于ESTDA模型的中國水生態足跡及水生態壓力評價[J].生態學報，2021，41（12）：4651-4662.

[38] 趙宏波，岳 麗，劉雅馨，等.高質量發展目標下黃河流域城市居民生活質量的時空格局及障礙因子[J].地理科學，2021，" " 41（8）：1303-1313.