基于協同發展理論的旅游經濟與農村城鎮化設施互動機理研究

摘要：

為了推動鄉村振興戰略的高效實施， 在協同發展理論基礎上進行旅游經濟與農村城鎮化設施的互動機理探索。 利用協同發展理論構建農村城鎮化設施指標評價體系， 并引入面板向量自回歸模型對旅游經濟、 農村城鎮化與城鎮化設施進行互動機理分析。 結果顯示： 東、 西部農村城鎮化設施發展不均衡； 西部地區農村城鎮化程度比東部和中部分別減少了35.56%、 9.38%。 單位根檢驗顯示： 農村城鎮化、 農村城鎮化設施與旅游經濟均不存在單位根， 且旅游經濟與農村城鎮化設施高度相關。 脈沖響應函數結果表明： 旅游經濟對農村城鎮化的發展具有長期效應， 且對城鎮化設施具有短期快速的促進作用。 旅游經濟與農村城鎮化設施相互制約、 相互促進， 對鄉村振興戰略的發展具有正向意義。

關"鍵"詞：協同發展理論； 旅游經濟； 農村城鎮化設施； 面板向量自回歸； 脈沖響應函數

中圖分類號：F590.3

文獻標志碼：A

文章編號：16739868（2025）04013409

Research on the Interaction Mechanism Between

Tourism Economy and Rural Urbanization Facilities

Based on Synergistic Development Theory

DENG Zhenfeng

School of Foreign Languages， Guilin Tourism University， Guilin Guangxi 541006， China

Abstract：

In order to promote the efficient implementation of the rural revitalization strategy， the study explores the interaction mechanism between tourism economy and rural urbanization facilities on the basis of synergistic development theory． The synergistic development theory was used to construct an indicator evaluation system for rural urbanization facilities， and panel vector regression was introduced to analyze the interaction mechanism of tourism economy， rural urbanization and urbanization facilities． The analysis of the current situation shows that the development of rural urbanization facilities in the east and west is not balanced， and the degree of rural urbanization in the western region is 35.56% and 9.38% less than that in the east and central， respectively． The unit root test shows that there is no unit root in rural urbanization， urbanization facilities and tourism economy， and there is a high correlation between tourism economy and rural urbanization facilities． The impulse response function results show that tourism economy has a long-term effect on the development of rural urbanization， while it has a short-term rapid promotion effect on urbanization facilities． Tourism economy and rural urbanization facilities constrain and promote each other， which has positive significance for the development of rural revitalization strategy．

Key words：

SD theory； tourism economy； rural urbanization facilities； PVAR； impulse response function

隨著社會現代化與智能化發展以及交通不斷便利， 旅游經濟和城鎮化成為國民聚焦的熱點詞匯， 不論是旅游經濟還是農村城鎮化， 均與人們對高質量精神物質追求息息相關^［1-2］。 而中國鄉村振興戰略的實施， 更是將兩者緊密聯系在一起。 當前， 農村城鎮化設施作為制約鄉村振興的主要因子， 與旅游經濟之間相互制約、 促進和影響^［3］。 王兆峰等^［4］以環長株潭城市群為例分析了旅游經濟、 城鎮化與交通設施的耦合關系， 從而發現旅游經濟是制約協調發展的主要障礙因素。 黃泰等^［5］進行了蘇州城市生態旅游舒適性研究， 發現生態旅游可以化解城鎮化與生態保護之間的矛盾。 楊佩卿^［6］以陜西為例進行新型城鎮化和鄉村振興協同分析， 提出以農業農村優先原則發展鄉村振興。 結合相關學者的研究結果可以看出， 旅游經濟與農村城鎮化設施之間制約與促進關系影響著鄉村振興戰略的發展。 然而， 如何實現旅游經濟和農村城鎮化設施的協調發展， 從而推動鄉村振興戰略高效實施， 是當前亟待解決的問題。 本研究以協同發展（Synergetic Development， SD）理論為基礎進行旅游經濟與農村城鎮化設施互動機理分析， 旨在促進鄉村振興戰略的高效實施； 同時， 為了有效說明兩者之間的互動機理和對鄉村振興戰略的影響程度， 創新地利用面板向量自回歸（Panel Vector Autoregression， PVAR）模型對提出的互動體系指標進行變量分析。 與其他學者常用的耦合度或協調度方法相比， PVAR模型能夠將所有互動體系指標視作內生變量并對其進行綜合性分析。

1"基于協同發展理論的互動體系構建

1.1"基于協同發展理論的互動機理

隨著中國城鄉融合的發展， 旅游經濟在改善農村城鎮化質量、 完善農村基礎設施及塑造適宜的生活環境等方面具有重要作用^［7-8］。 為了探究旅游經濟與農村城鎮化設施之間的關系及對鄉村振興戰略發展的影響， 本研究首先根據SD理論進行互動機理分析。 SD理論主要由協同效應、 伺服原理和自組織原理構成^［9-10］， 其中協同效應能夠將無序的系統優化為有序， 伺服原理則是將快變量服從慢變量， 自組織原理是指系統內部自動生成時空與功能的有序結構^［11-13］。 根據SD理論， 旅游經濟與農村城鎮化設施的作用機理如圖1所示。

從圖1可以看出， 本研究將農村城鎮化設施定義為農村城鎮化和城鎮化設施。 其中， 城鎮化設施是實現鄉村振興的基本， 亦是農村發展的重要支撐。 同時， 城鎮化設施是農村城鎮化發展的重要條件。 城鎮化設施的完善與建設能夠從生活、 交通、 生態及娛樂等方面提高農村居民的生活質量， 帶動旅游經濟發展， 從而促進農業城鎮化發展與轉型。 城鎮化設施為旅游經濟的發展提供了拉力作用。 當城鎮化設施得到完善時， 能為旅游經濟提供可靠的基本保障。 城鎮化設施是旅游經濟中理想的宣傳口， 游客能感受到完善設施帶來的良好體驗， 打開旅游知名度， 促進旅游經濟發展^［14-16］。 而旅游經濟的發展， 又帶動城鎮化設施的完善與建設， 為農村發展提供經濟來源。 農村城鎮化和旅游經濟之間的關系可以概括為支撐與整合。 旅游經濟是促進農村城鎮化發展的積極因素之一， 帶動了農村城鎮化的轉變。 高質量的旅游經濟能夠促進農村城鎮空間結構調整、 功能完善以及生態改善^［17］。 因此， 本研究認為旅游經濟對農村城鎮化起著整合作用。 農村城鎮化發展程度決定著旅游經濟的發展前景， 農村城鎮是旅游的關鍵環節， 是主要的客源市場。 農村城鎮塑造的形象吸引著游客到來， 因此農村城鎮化旅游是旅游經濟發展的有效途徑。

1.2"基于協同發展理論的互動體系

為了進一步說明當前中國旅游經濟與農村城鎮化設施的互動機理與現狀， 為鄉村振興戰略提供發展新思路， 本研究對農村城鎮化設施進行了指標體系構建。 農村城鎮化作為農村城鎮化設施中的核心， 本研究從人口、 經濟、 環境和社會4個方面進行構建； 而城鎮化設施的指標體系則包括生活、 社會、 交通和生態4個方面的設施（圖2）。

農村城鎮化與農村城鎮化設施分別為指標體系的一級指標。 圖2a所示為農村城鎮化指標體系， 主要包括4個二級指標與13個三級指標， 其中農村城鎮的登記失業率屬于負向指標， 其他均為正向指標。 圖2b所示為城鎮化設施指標體系， 主要由4個二級指標和15個三級指標構成。 本研究采用面板數據熵值法（Panel Data Entropy Method， PDEM）進行指標體系綜合評價， 用于處理具有時間維度和個體維度的多維數據， 通過熵的概念對指標權重進行評估^［18-19］。 具體計算步驟主要包括指標標準化、 權重計算、 熵值和冗余度計算^［20］。 標準化指標主要是將所有指標的絕對值轉化為相對值， 并將有利的指標設定為正向指標^［21-22］， 其計算公式如式（1）所示。

a_tij=

a_tij-aminamax-aminForward

amax-a_tijamax-aminDownward

（1）

式中： a_tij表示第i個城市在t年份的第j個指標； a_max和a_min分別表示指標的最大值和最小值； Forward表示正向指標； Downward表示負向指標。 某省份的某個指標在某年的權重計算公式如式（2）所示。

ω_tij=a_tij∑ni=1 ∑mt=1a_tij（2）

式中： ω_tij表示指標的權重； m表示年份； n表示省份個數。 熵和冗余度計算公式如式（3）所示。

E_j=-1lnm∑ni=1 ∑mt=1（ω_tij×lnω_tij）

D_j=1-E_j

（3）

式中： E_j表示熵； D_j表示冗余度。 某個指標的最終權重計算公式如式（4）所示。

ω_j=D_j∑kjD_j（4）

根據指標權重， 進一步得到每個省份每年的綜合評價分數， 具體計算公式如式（5）所示。

Y_ti=∑kj（ω_j（a_tij）^T）（5）

式中： Y_ti表示綜合評價分數； T表示驗證年份的總個數。 為了進一步探討旅游經濟與農村城鎮化設施互動機理， 本研究利用PVAR模型進行實證分析。 PVAR模型能夠將所有變量視為內生變量， 并對每個內生變量進行綜合性分析^［23］。 因此， 首先將農村城鎮化設施、 農村城鎮化及旅游經濟作為3個變量（PVAR將這3個變量視為系統的內生變量）^［24-25］， 在此基礎上構建PVAR模型， 具體公式如式（6）所示。

X_it=k_i+∑nj=1d_jX_i， t-j+r_t+α_it

X_it： {o/s/q}

（6）

式中： X_it表示3個變量； o表示農村城鎮化程度； s表示農村城鎮化設施程度； q表示旅游經濟程度； k_i表示個體的固定影響力； r_t表示時間影響力； dj表示系數矩陣； α_it表示隨機產生的誤差。

2"基于協同發展理論的互動檢驗分析

2.1"基于協同發展理論的互動現狀分析

為了探究旅游經濟與農村城鎮化設施互動機理， 本研究根據農村城鎮化設施指標體系進行現狀分析。 將中國省份按照東部、 中部和西部劃分（不包括港澳臺）， 每個省份的代表序號如表1所示。

表1中， 序號1～12為東部地區， 13～20為中部地區， 21～31為西部地區。 根據表1劃分序號， 本研究參考國家統計局、 各省份統計局以及政府工作報告等進行驗證數據獲取， 并利用Stata 18.0統計分析軟件導入各個省份的三級指標數據， 利用PDEM進行計算， 結果如圖3所示。

圖3a所示為31個省份2018-2021年農村城鎮化指標體系綜合評價結果。 由圖3a可以看出， 北京、 上海和廣東3個省份的農村城鎮化綜合評價分數最高； 中部地區河南、 山西、 湖北、 湖南、 江西與黑龍江的綜合評價分數超過了0.3。 整體來看， 東部地區農村城鎮化綜合評價分數明顯高于中、 西部地區。 西部地區平均評價分數在3個地區中最低， 說明當前東部農村城鎮化發展速度仍優于中部和西部地區， 且西部地區的農村城鎮化發展速度比較緩慢。 從時間方面對比還可以看出， 西部地區農村城鎮化評價分數增加最明顯。 圖3b所示為2018-2021年中國31個省份的城鎮化設施綜合評價分數。 由圖3b可以看出， 西部地區與東部、 中部地區相比發展不平衡， 而東部地區內部較均衡。 中國城鎮化設施在初期呈現出不平衡發展， 后期逐漸向發展平衡靠攏。 結合圖3a與圖3b可以看出， 西部地區農村城鎮化設施發展緩慢， 較多發達城市集中在東部地區， 且旅游業旺盛， 這進一步說明了農村城鎮化設施與旅游經濟相互制約、 相互促進的關系。

2.2"基于協同發展理論的互動檢驗

本研究進一步根據PVAR模型進行旅游經濟與農村城鎮化設施互動檢驗分析。 首先檢驗旅游經濟與農村城鎮化設施之間的相關性， 利用單位根的拉格朗日乘數檢驗（Levin-Lin-Chu， LLC）和增量迪基—富勒檢驗（Augmented Dickey-Fuller test， ADF）作為單位根的兩種檢驗方法， 具體結果如表2所示。

由表2可以看出， 只有中部的農村城鎮化程度在p＜0.05以下具有顯著性， 其余變量均在p＜0.01以下具有顯著性， 說明各個變量之間不存在單位根。 旅游經濟與農村城鎮化設施之間具有延續性， 且相關性顯著， 可進行后續互動檢驗。 本研究利用脈沖函數對中國31個省份進行整體檢驗， 通過蒙特卡洛方法對獲取的農村城鎮化程度、 城鎮化設施程度和旅游經濟3個內生變量數據進行模擬， 并分別對3個變量模擬500次， 得到10個周期的脈沖響應函數， 其中農村城鎮化程度o的脈沖響應函數如圖4所示。

圖4a、 圖4b和圖4c所示分別為農村城鎮化程度對其自身的脈沖響應、 對城鎮化設施的脈沖響應和對旅游經濟的脈沖響應。 由圖4可以看出， 當農村城鎮化程度受到單位標準差的沖擊后， 在第1周期出現緩慢下降的趨勢， 直到第3期處于最低值， 之后開始上升直到收斂， 但整個階段均接近于0； 城鎮化設施受到沖擊后的變化趨勢與農村城鎮化大體一致； 而旅游經濟在受到沖擊后， 接近第3期達到峰值， 之后緩慢下降。 這種狀態說明城鎮化設施和旅游經濟能夠對農村城鎮化的沖擊作出快速響應， 農村城鎮化的波動對城鎮化設施和旅游經濟產生較大的影響。 城鎮化設施s的脈沖響應函數如圖5所示。

從圖5a城鎮化設施對其自身的脈沖響應函數可以看出， 當城鎮化設施受到單位標準差的沖擊時， 其在第1期出現小幅度增加， 之后呈緩慢下降趨勢， 說明其相應周期在第1期。 結合圖5b城鎮化設施對農村城鎮化的脈沖響應函數可以看出， 農村城鎮化受城鎮化設施的影響較大。 圖5c所示為城鎮化設施對旅游經濟的脈沖響應， 可以看出在第1周期出現了輕微的下降， 之后響應趨近于0。 這種狀態說明城鎮化設施在短時間內對農村城鎮化與旅游經濟有一定影響， 長期的影響力可忽略不計。 旅游經濟q的脈沖響應函數如圖6所示。

圖6a、 圖6b和圖6c所示分別為旅游經濟對其自身的脈沖響應、 對農村城鎮化的脈沖響應和對城鎮化設施的脈沖響應。 由圖6可以看出， 旅游經濟在受到單位標準差沖擊后， 自身表現出長期正向響應， 且一直延續到第10個周期， 說明旅游經濟的發展具有長久效應。 旅游經濟對農村城鎮化的脈沖響應在前2周期升高， 而后下降， 說明在旅游經濟的影響下， 農村城鎮化發展受到快速且長久的影響。 旅游經濟發展能夠帶動農村城鎮化在短時間內發展。 旅游經濟對城鎮化設施的脈沖響應主要表現在前3周期， 之后緩慢下降， 但呈正向響應， 說明旅游經濟在短時間內能夠迅速推動城鎮化設施建設。

3"結論

為了實現旅游經濟和農村城鎮化設施的協調發展， 從而推動鄉村振興戰略的高效實施， 本研究在SD理論的基礎上進行了旅游經濟與農村城鎮化設施的互動機理分析。 首先在SD理論基礎上構建農村城鎮化與城鎮化設施的指標體系， 并利用PVAR模型進行旅游經濟與農村城鎮化設施互動檢驗。 通過對中國農村城鎮化設施指標體系現狀分析顯示， 東部地區農村城鎮化綜合評價分數比中部、 西部地區分別增加了40.63%、 55.17%， 表明東、 西部發展不均衡。 LLC和ADF檢驗顯示3個變量均不存在單位根， 且旅游經濟與農村城鎮化設施之間具有延續性。 脈沖響應函數結果表明， 農村城鎮化、 城鎮化設施及旅游經濟之間相互促進、 相互制約， 其中旅游經濟對農村城鎮化的發展具有長期效應， 對城鎮化設施具有短期快速的促進作用。 本研究的不足之處在于驗證過程中進行了部分年份數據篩除， 以保證驗證數據的完整性。 下一步的研究將考慮增加評價體系指標， 提升數據樣本量， 以期促進鄉村振興戰略的持續發展。

參考文獻：

［1］徐曉鵬， 劉影． 消費者信息素養對社區支持農業（CSA）可持續發展的影響——基于綠色信任的中介效應 ［J］． 西南大學學報（自然科學版）， 2024， 46（2）： 101-114．

［2］"羅文斌， 丁德孝， 楚雪蓮， 等． 鄉村振興視閾下農戶土地多功能利用對旅游生計策略選擇的影響——來自長沙市城郊鄉村旅游地的實證分析 ［J］． 中國土地科學， 2023， 37（7）： 89-99．

［3］"MA X D， SUN X Z， ZHEN Y， et al． Classification and Spatial Pattern of Rural Multifunction from the Diversify of Construction Land Use： Taking Tongshan District of Jiangsu Province as a Case Study ［J］． Chinese Geographical Science， 2023， 33（5）： 865-879．

［4］"王兆峰， 黃冬春． 環長株潭城市群旅游經濟—交通運輸—城鎮化的耦合協調及影響因素分析 ［J］． 湖南師范大學自然科學學報， 2023， 46（1）： 100-108．

［5］"黃泰， 衛嫚， 席建超． 蘇州城市生態旅游舒適性空間格局演變及溢出效應 ［J］． 經濟地理， 2023， 43（8）： 210-219．

［6］"楊佩卿． 新型城鎮化和鄉村振興協同推進路徑探析——基于陜西實踐探索的案例 ［J］． 西北農林科技大學學報（社會科學版）， 2022， 22（1）： 34-45．

［7］"黃昕， 陳進． 環境規制對旅游高質量發展的影響——以湘西地區為例 ［J］． 經濟地理， 2023， 43（10）： 201-210．

［8］"毛鳳霞， 沈凱月． 農村地區數字生產基礎設施對種植結構的影響研究 ［J］． 華東經濟管理， 2023， 37（9）： 77-85．

［9］"楊程， 毛慧娟． 傳統手工藝與文創設計協同發展研究現狀及趨勢 ［J］． 包裝工程， 2023， 44（12）： 213-222， 234．

［10］曾劍雄， 吳麗娜． 三螺旋理論視域下大學外部治理多主體協同發展論析 ［J］． 黑龍江高教研究， 2022， 40（1）： 16-22．

［11］張艷枚， 沈克印． “雙循環” 新發展格局下體育產業供需兩側協同發力的作用機理與實施路徑 ［J］． 天津體育學院學報， 2023， 38（3）： 336-341．

［12］KHOLBEKOVA M． Applications and Developments of Synergetics ［J］． Scientific Progress， 2022， 3（3）： 942-945．

［13］高軍波， 孫健武， 喻超， 等． 縣域協同發展能力的理論內涵及定量測度 ［J］． 地理研究， 2023， 42（6）： 1465-1479．

［14］王冠， 張凱， 劉靜． 低碳綠色發展理念下的生態旅游產業結構經濟增長方式研究 ［J］． 西南大學學報（自然科學版）， 2023， 45（8）： 12-20．

［15］王凱， 關銳， 甘暢， 等． 中國新型城鎮化水平對旅游業碳排放效率的空間效應 ［J］． 長江流域資源與環境， 2023， 32（3）： 582-595．

［16］杜簫宇， 呂飛南， 王春雨， 等． 基于MSPA-Conefor-MCR的縣域尺度生態網絡構建——以延慶區為例 ［J］． 應用生態學報， 2023， 34（4）： 1073-1082．

［17］韓勇， 巴涵夢， 龔立新， 等． 大別山革命老區紅色旅游資源空間結構研究 ［J］． 信陽師范學院學報（自然科學版）， 2023， 36（4）： 599-604．

［18］LEE C C， HE Z W， WEN H W． The Impact of Digitalization on Green Economic Efficiency： Empirical Evidence from City-Level Panel Data in China ［J］． Energy amp; Environment， 2024， 35（1）： 23-46．

［19］梁樹廣， 張芃芃， 臧文嘉． 產業結構、 能源消費結構和節能減排效果的動態演進與門檻效應研究 ［J］． 生態經濟， 2023， 39（6）： 54-60， 85．

［20］矯萍， 田仁秀． 數字技術創新賦能現代服務業與先進制造業深度融合的機制研究 ［J］． 廣東財經大學學報， 2023， 38（1）： 31-44．

［21］王勝鵬， 滕堂偉， 夏啟繁， 等． 中國數字經濟發展水平時空特征及其創新驅動機制 ［J］． 經濟地理， 2022， 42（7）： 33-43．

［22］LEE C C， YUAN Y， WEN H W． Can Digital Economy Alleviate CO₂"Emissions in the Transport Sector？ Evidence from Provincial Panel Data in China ［J］． Natural Resources Forum， 2022， 46（3）： 289-310．

［23］王佩玉， 毛熙彥， 黃賢金， 等． 基于面板向量自回歸模型的中國城市韌性演化特征研究 ［J］． 現代城市研究， 2023， 38（5）： 92-100．

［24］尹上崗， 姜曉艷， 姜海寧． 長三角地區房價、 創新能力與城市品質的互動關系——基于PVAR模型的分析 ［J］． 地理研究， 2023， 42（10）： 2738-2758．

［25］CAMEHL A． Penalized Estimation of Panel Vector Autoregressive Models： A Panel LASSO Approach ［J］． International Journal of Forecasting， 2023， 39（3）： 1185-1204．

責任編輯"夏娟

周夢媛