经济地理

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区域经济与理论方法

黄河流域城市经济韧性研究和影响因素分析——基于不同城市类型的视角

孙久文, 陈超君, 孙铮

2022, 42(5): 1-10. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.001

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文章以黄河流域城市作为研究样本,采用区位商对城市类型进行划分,并通过莫兰指数、变异系数、斯皮尔曼相关性等多种分析方法对不同类型黄河流域城市经济韧性分布特征及影响因素进行分析,结果表明：①城市经济韧性水平接近地区具有明显空间集聚现象,电力、热力、燃气及水生产和供应业和农、林、牧、渔业为主导产业的城市韧性存在空间正相关,空间集聚特征明显。②2008—2019年黄河流域各类型城市经济韧性波动较大,不同类型城市经济韧性差距整体呈现波动缩小趋势。③2008—2019年,黄河流域各类型城市经济韧性排名前两位的城市专业化类型主要是属于第三产业,排名后五的城市专业化类型主要属于第一、二产业。④对不同类型城市,人口密度均和其城市经济韧性显著正相关;除建筑业类以及科学研究和技术服务业类城市外,金融发展水平同城市经济韧性显著正相关。

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区域经济与理论方法

中国沿海地区陆海食物产能格局及耦合协调性演变

殷伟, 于会娟, 杨一单, 徐杰, 韩立民

2022, 42(5): 11-22. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.002

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树立大食物观,统筹陆海食物资源可以更加全面地反映中国沿海地区食物产能水平。文章利用食物营养转化模型分析了1990—2019年中国沿海地区的陆海食物营养（热量、蛋白质和脂肪）产能时空格局,利用耦合协调性模型剖析了陆海两大食物系统产能的耦合协调性演变特征。结果表明：①中国及沿海地区的食物产能均在提升,营养产量增速为脂肪>蛋白质>热量,但沿海地区食物产能贡献度呈下降趋势,且存在被长期低估的情况。②陆域和海域食物营养产能空间差异明显,陆域产能主要集中在山东、江苏和河北3省,而海域产能主要集中在山东、福建、浙江和广东4省,江苏、河北、浙江和福建4省的陆海产能空间错位较大;时间维度上,陆域食物营养产量变化以增长型为主,海域以两阶段增长型为主,且海域食物营养产量占陆域比重整体呈现波动上升趋势。③陆海两大食物系统产能的耦合协调值不断升高,而在食物产能类型演变上,1990—2000年,沿海多数省份属于陆海同增型;2000—2010年,陆海同增型省份减少,其他3种类型省份增多,2010—2019年,食物热量和蛋白质陆海同增型省份增多,脂肪陆海同减型和海增陆减型省份增多。

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区域经济与理论方法

地方经济政策不确定性与企业扩张选址——基于上市公司设立子公司的证据

刘秉镰, 张伟静, 刘玉海

2022, 42(5): 23-35. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.003

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中国具有较大的国内市场规模和差异化的资源禀赋,促使企业往往将地理空间的布局与扩张作为重要战略。使用2007—2017年我国A股上市公司新设子公司的数据,文章实证检验了地方经济政策不确定性如何影响子公司的区位选择。基准回归结果表明,母公司所在地的经济政策不确定性会降低企业在本地新设子公司的可能性,促使企业在更大空间范围内进行扩张;子公司所在地的经济政策不确定性会显著降低企业在当地新设子公司的数量,这一影响在2013年以后更为显著。异质性分析表明,地方经济政策不确定性具有选择效应,非国有企业、高竞争行业受经济政策不确定性的抑制作用更为显著。调节效应检验表明,地理距离和经济距离对地方经济政策不确定性具有调节效应,家乡关系和校友关系不具有调节效应。进一步的研究表明,地方经济政策不确定性或能改变企业扩散规律,促使初创期企业扩张由圈地模式转向跳跃模式,不利于初创期企业实现规模经济效应。

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区域经济与理论方法

中国省际居民生计资本的网络结构及影响因素

王梦晗, 苏明明

2022, 42(5): 36-44. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.004

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深化省际民生领域间的交流与合作是促进我国经济高质量发展的必然举措。基于可持续生计分析框架,运用改进的熵值法测度中国省际2005—2018年居民生计资本,并采用修正的引力模型和社会网络分析法探析中国省际居民生计资本的空间网络结构特征及其影响因素。结果表明：①研究期内,中国省际居民生计资本值呈上升趋势,但区域差异显著,东部地区居民生计资本值高于西部地区;②中国省际居民生计资本的空间关联强度不断增大,其空间联系网络结构日趋稠密化和复杂化,但仍存在一定的层级特征;③各省份个体网络中心性指标的分异性不断敛缩,北京、上海、广东、天津等省市在居民生计资本空间关联网络中处于“中心行动者”的地位,而宁夏、青海、新疆等省区的各项网络中心性指标均排名靠后;④空间邻近关系和产业高级化差异对中国省际居民生计资本的空间关联具有显著正向影响,但经济发展水平差异和人均财政支出差异具有显著的负向影响,固定资产投资差异和人口密度差异对其影响并不显著。

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区域经济与理论方法

省级主体功能区规划实施效果评估与政策启示——以《湖南省主体功能区规划》实施为例

李辉, 苏昌贵, 魏晓

2022, 42(5): 45-55. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.005

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对省级主体功能区规划实施效果评价,可为省级国土空间规划制订与实施提供参考借鉴。依据省级主体功能区功能定位与目标,采用倾向得分匹配（PSM）与双重差分方法（DID）,对湖南省主体功能区规划实施的政策效应与措施落实情况进行检验,研究发现：①湖南省空间开发格局更加清晰,城镇发展功能、农业生产功能和生态保护功能稳步提升。②湖南省主体功能区规划实施显著提升了重点开发区域城镇发展功能,贡献了重点开发区域城镇发展功能2012—2018年得分增量的20.63%,但对农产品主产区农业生产功能和重点生态功能区生态保护功能影响不显著。总体而言,湖南省主体功能区规划实施对空间开发格局优化的积极作用有待增强。③湖南省主体功能区规划保障措施有待进一步调整、优化与落实。针对重点开发区域的新增建设用地指标倾斜、农产品主产区的耕地补充、农业发展政策、重点生态功能区的财政支出与人口迁出措施未显著落实。

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城市地理与新型城镇化

基于人口规模的肯尼亚城市体系演变及空间联系

任航, 张振克, Priyanko Das, 张耀宇

2022, 42(5): 56-65. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.006

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肯尼亚是非洲城市化速度较快的国家之一,也是“一带一路”倡议的重要覆盖区域。自1963年独立以来,肯尼亚的城市体系不断演变。随着中—肯投资合作的不断深入,肯尼亚的城市化发展迎来了新的机遇。文章基于肯尼亚1969—2019年的人口普查资料和人口密度栅格数据,对肯尼亚的人口分布特征和城市体系演变过程进行了分析,并对城市体系结构进行了系统的划分。结果表明：①肯尼亚人口分布整体呈现“西、南高,东、北低”的空间格局,近20年来,人口重心持续西移。②肯尼亚城市体系规模较为集中,城市首位度过高。③肯尼亚城市体系中的节点城市空间分布不均,北部是人口的主要流出地缺少增长极核,城市空间联系松散。④城市发展受交通廊道驱动作用显著,南部地区已形成了蒙巴萨—内罗毕—基苏木东西向的城市发展轴线。文章还对种族隔离制度、“城市至上”发展理念和交通基础设建设等因素对肯尼亚不同时期城市体系演变的影响进行了讨论,并结合我国“一带一路”在非投资项目特点,提出了优化肯尼亚城市体系格局的建议。

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城市地理与新型城镇化

基于现实与虚拟流视角下的东北地区城市空间网络特征

初楠臣, 吴相利, 张平宇, 张鹏

2022, 42(5): 66-74. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.007

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在“东北地区再振兴”背景下,研究现实与虚拟流视角下的东北地区城市空间网络特征对于认识和重塑东北地区经济社会空间结构具有重要意义。利用经济、普列、高铁、信息等联系强度模型和社会网络分析指标探讨东北地区城际多维要素流强度和城市空间网络特征,结果表明：①东北地区城市具备空间网络化发展规模,形成以沈阳、哈尔滨、长春、大连为核心,吉林、鞍山、齐齐哈尔为副核心,哈尔滨—大连一轴,辽宁省子群、吉林省子群、黑龙江省西部子群、黑龙江省东部子群、赤峰—通辽、乌兰浩特—白城、伊春—黑河等关系对的“四核、三副、一轴、七群”空间结构。②多维要素流影响下的辽中南城市群一体化态势比哈长城市群强烈,沈阳、哈尔滨、长春、大连的流量最强,哈尔滨省内联系对象为齐齐哈尔、大庆,长春省内联系对象为吉林,沈阳省内联系对象为大连、本溪、丹东,大连省内联系对象为沈阳、丹东、营口。③东北地区“T”型轴带有向哈（尔滨）大（连）单轴发展的趋势,综合流呈沿哈大轴带向东西两侧衰减的“核心—边缘”格局。其中经济流呈辽宁省向吉林省,继而向黑龙江省与蒙东区由南至北的衰减格局;普列流呈以哈大与滨洲铁路为轴带,并向两侧弱化的空间格局;高铁流呈沿哈大主轴带、长珲与哈齐次轴带向两侧非对称的递减格局;信息流呈“四核心、四边缘”的格局特征。

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城市地理与新型城镇化

多层级消费城市的空间格局及驱动因素——以长三角地区41个城市为例

叶胥, 龙燕妮, 毛中根

2022, 42(5): 75-85. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.008

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基于消费城市内涵及特征分析,分两步构建消费城市中心度指数：先构造消费城市评价指标体系,再应用基于引力模型的社会网络方法对城市消费中心度进行测算。鉴于长三角地区在培育建设消费城市方面具有较好的示范引领作用,以长三角地区为例进行实证分析。研究发现：①消费增长极是带动区域消费城市发展的关键。上海作为消费增长极,辐射带动长三角地区消费城市发展效果明显。②其辐射强度存在空间分异且表现出衰减效应。随着区域内消费城市快速发展,低消费中心度城市更加依靠自身力量内生发展。③受溢出效应和虹吸效应共同影响,长三角消费城市在空间分布上存在明显集聚性,表现为空间正相关。④第三产业、城镇化、互联网和金融市场发展均能显著提升城市消费中心度,且存在正向空间溢出效应,经济发展在提高本地消费中心度的同时对周边城市产生虹吸效应。⑤消费城市的驱动因素呈现显著的空间异质性特点。

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城市地理与新型城镇化

哈长城市群协调发展水平多维测度研究

刁硕, 袁家冬

2022, 42(5): 86-94. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.009

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哈长城市群是我国典型的跨省级行政区城市群,也是我国重要的商品粮基地,肩负着东北振兴与国家粮食安全的历史使命。近年来,哈长城市群协调发展面临着人口流失、经济衰退与环境恶化等收缩问题的巨大挑战。文章从人口、经济、基础设施、生态环境4个维度构建哈长城市群协调发展的评价指标体系,探讨2008—2017年城市群尺度、省域尺度及市州尺度多要素的协调发展水平。结果显示：①哈长城市群的综合度、耦合度及协调度整体上均呈现缓慢上升的演变特征,但各指标总体低于黑龙江省和吉林省,省级行政壁垒对哈长城市群协调发展水平具有一定的负向影响。②哈长城市群人口、经济、基础设施、生态环境各系统之间的协调度指数呈现差异化提升的变化趋势,生态环境与各维度之间的协调度明显偏低,且部分地级市分系统之间的协调发展存在一定的失衡现象。③哈长城市群协调度指数由0.42变为0.65,实现了由中级协调向高级协调的过渡,但绝大部分市州的协调度指数均小于0.70,与极高协调水平还有很大距离。④哈长城市群各市州分系统协调发展水平类型的分异特征明显,分系统之间的协调发展水平存在显著的结构性差异。

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城市地理与新型城镇化

高铁对区域协同发展的影响机理——基于2005—2019年湖南省经验证据

何天祥, 刘迪, 黄琳雅, 杨希特

2022, 42(5): 95-103. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.010

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文章分析高铁对我国区域协同发展的影响机理,指出高铁时空压缩效应产生市场一体化效应、城市竞合效应和城市群空间效应,导致城市体系多中心化、产业结构相关多样化、创新网络结构有序化,催生经济增长和生态环境协同治理,进而推动区域协同发展。基于高铁建设背景,利用2005—2019年面板数据,运用耦合协调度模型测度湖南区域协同发展水平,采用ESDA分析其演变特征,使用DID模型验证高铁的影响机理,结果表明：①高铁时代湖南区域整体协同发展水平呈增长趋势;②城市协同发展水平空间结构优化,协同水平最高的是长沙,京港澳高铁沿线的长株潭、岳阳、衡阳和郴州协同发展水平明显高于大湘西地区,整体呈现由东至西梯度递减态势;③高铁对湖南区域协同发展具有正向影响;④高铁通过城市体系、产业结构、创新网络、旅游业发展以及环境协同治理等间接影响区域协同发展水平。

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产业经济与创新发展

技术进步视角下中国产业结构高级化格局及影响因素

张思麒, 刘导波

2022, 42(5): 104-113. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.011

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基于中国286个地级及以上城市数据测度产业结构高级化水平,揭示2004—2017年中国产业结构高级化的时空格局演变规律;运用曼奎斯特指数（DEA-Malmquist）测度“前沿型”技术进步和“追随型”技术进步,构建空间自回归模型,研究产业结构高级化的影响因素。研究发现：①我国产业结构高级化整体呈稳步上升趋势,产业结构空间布局存在沿东部地区向中、西部地区递减趋势;②从全国层面来看,“前沿型”技术进步和“追随型”技术进步对产业结构高级化有显著促进作用,并且具有正的空间溢出效应;③“追随型”技术进步在经济相对落后的地区贡献更大,加强自主创新能力是现阶段产业结构高级化的关键。

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产业经济与创新发展

环境税政策与产业结构优化——基于省级面板数据的空间计量分析

詹蕾, 郭平, 颜建军

2022, 42(5): 114-124. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.012

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文章利用2003—2017年中国29个省（自治区、直辖市）的面板数据,分析各省域环境税及产业结构的空间相关性与局域集聚特征,基于4种空间权重矩阵构建空间误差模型,考察环境税对产业结构的调整效应。结果表明：①通过全局莫兰指数和局部莫兰指数证实环境税及产业结构存在显著的空间依赖性,具有“高—高”集聚和“低—低”集聚的特点;②从全国样本回归结果来看,环境总税费显著抑制了产业结构优化,其中排污费效应不显著,资源税、车船税、城市维护建设税、耕地占用税存在显著负效应,而城镇土地使用税则具有显著正效应;③从分区域样本回归结果来看,环境税对产业结构的调整效应存在明显的区域异质性,中部地区最强、西部地区次之,东部地区最弱。因此,文章从“制定差异化环境税政策”“加强地方政府间的合作与协调”“规范地方政府间的横向竞争”三方面提出相应的政策建议。

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产业经济与创新发展

珠三角服装出口制造业市场转向的模式与机制

符天蓝, 程叶青

2022, 42(5): 125-135. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.013

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2008年金融危机后,珠三角出口制造业出现了由出口主导转向出口与内销并进的发展趋势。运用全球生产网络理论,以珠三角服装出口制造业为例,从企业层面探讨出口制造企业转向中国市场的模式与机制,重点对比不同投资来源（日资、韩资、港澳资和内资）企业的市场转向决策、销售路径、生产供应等三方面的差异性,揭示企业投资来源对市场转向的影响。基于2014—2017年的企业深度访谈数据,研究发现：①与日韩资及港澳资企业相比,内资企业对中国市场的社会嵌入性更强,销售路径更多元化。②与日韩资企业相比,港澳资企业对中国市场的社会嵌入性较强,更积极拓展中国市场,且倾向于以自有品牌的销售方式拓展内销。③企业的投资来源及其在全球生产网络中的功能与位置,影响企业对东道国市场的社会嵌入性及其市场转向模式。

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产业经济与创新发展

京津冀地区数字经济的空间效应研究

彭文斌, 韩东初, 尹勇, 杨祎, 石校菲, 邝劲松

2022, 42(5): 136-143. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.014

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基于京津冀地区13个城市2011—2019年的面板数据,运用时序全局主成分析法测算其数字经济发展水平,采用探索性空间数据分析法探究其数字经济的空间特征,利用空间计量模型计算其数字经济的空间效应,识别影响京津冀地区数字经济的关键因素。结果发现：从空间演化格局看,京津冀地区数字经济失衡发展问题较为严重,数字经济发展呈现明显的“中心—半边缘—边缘”圈层结构和“内高外低”特征。从空间相关性看,北京、天津和廊坊呈现出“H-H”型空间聚集特征;邯郸、邢台和衡水表现为“L-L”型空间聚集特征。从空间影响效应看,技术进步与产业结构对本城市数字经济发展具有显著的直接效应,而人均GDP、城镇就业人数、产业结构则具有显著的正向空间溢出效应,教育水平与技术进步的负向空间溢出效应明显。从空间异质性检验看,城市规模异质性显著影响数字经济的空间溢出效应。据此,提出推进京津冀地区数字经济发展的政策建议。

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产业经济与创新发展

工业用地出让、技术关联与产业进入动态

黄志基, 朱晟君, 石涛

2022, 42(5): 144-155. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.015

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作为城市工业用地出让的法定主体,地方政府具有运用工业用地出让影响城市产业发展的重要政策工具。然而,现有文献仍较少关注工业用地出让对产业进入动态的影响,因此难以全面评估地方政府工业用地出让行为的经济与区域效应。鉴于此,文章基于2008—2013年我国286个地级市29个二位数制造业产业的面板数据,研究了工业用地出让对产业进入动态的影响及其调节机制。结果表明：①全国尺度上工业用地出让规模扩张促进了城市产业进入,但该效应在东部、西部地区不显著;②全国尺度上工业用地价格上升对产业进入无显著影响,但西部地区工业用地价格增长显著抑制了产业进入;③本地技术关联度更高的产业,其产业进入受工业用地出让规模扩张的影响更小。文章首次从城市—产业视角,分析了地方政府工业用地出让行为对产业进入动态的影响,能够为区域产业政策制定提供新参考。

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三农、土地与生态

大都市边缘区城乡融合发展模式及效应评价——以长沙市望城区为例

贺艳华, 谭惠敏, 康富美

2022, 42(5): 156-164. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.016

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在解释城乡融合发展效应机制的基础上,从经济效应、社会效应、生态效应和空间效应4个维度,构建了城乡融合发展效应评价指标体系,分析了2003—2018年望城区城乡融合发展过程,提炼出其城乡融合发展模式,并评价该模式下城乡融合发展效应。研究表明：望城区城乡发展同步推进,探索出了城—镇—村三级共推、产业—空间—制度多维协同的城乡融合发展模式;望城区城乡融合发展的综合效应整体上较强,尤其在经济效应方面较为突出,不过,早期对生态环境质量的关注不够,导致生态效应呈下降趋势,城—镇—村的联动机制仍需进一步完善,乡村产业特色优势也有待进一步强化。建议统筹编制城镇村发展规划,切实保护城乡生态环境,促进园区高质量发展,推进农村一二三产业的有机融合发展。

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三农、土地与生态

易地扶贫搬迁对贫困山区农户生计空间的影响机理——以陇南山区为例

王伟军, 赵雪雁, 李花

2022, 42(5): 165-174. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.017

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生计空间作为农户生计实践的重要载体,促进易地扶贫搬迁农户生计空间的优化与重构,不仅是实现其可持续生计的关键,更是推进乡村振兴的必然要求。文章从生活、生产、社交、制度四个维度出发,构建了搬迁农户生计空间质量评价指标体系,利用陇南山区问卷调查和深度访谈数据,评价易地扶贫搬迁对农户生计空间的改善效果,识别影响生计空间质量的关键障碍因子,揭示易地扶贫搬迁对农户生计空间的影响机理。研究发现：①安置初期,易地扶贫搬迁对农户生计空间改善效果一般,仅有约35%的农户认为生计空间改善效果较好;②从不同维度来看,易地扶贫搬迁对生活空间的改善效果最佳,社交空间次之,对制度空间和生产空间的改善效果相对较差;③耕作半径扩大、住房面积压缩、社区参与度降低、非农就业不足是制约搬迁农户生计空间质量提升的主要障碍因素;④易地扶贫搬迁对农户生计空间具有双刃剑作用,既可促进生计空间向城镇化、集约化方向发展,也可能致使生计空间向无序化、边缘化和原子化方向发展。最后,针对性提出构建可持续生计空间的优化路径与对策。

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三农、土地与生态

社会—生态视角下县域乡村地域系统脆弱性评价与差异化应对策略

李振民, 石磊, 张冲昊

2022, 42(5): 175-184. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.018

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从社会—生态视角对乡村地域系统脆弱性进行评价,有助于厘清阻碍转型期中国乡村发展的影响因素,精准践行乡村振兴战略,促进乡村科学有序发展。文章以湖南武陵山片区为研究对象,利用VSD分析框架,从社会—生态视角提出了一套县域多维度乡村地域系统脆弱性评价指标体系,使用CRITIC法减少评价指标间的冲突性,并通过SERV模型对区域脆弱性进行测度。结果表明,研究区2019年脆弱性空间分异特征显著,差异较明显,总体呈现东南、西北高,北部、西部低的空间格局。运用定性和定量结合的方法,将高脆弱区分为4个类型,依据“和谐共生、因地制宜、循序渐进、重点突出”的原则提出了差异化的应对策略,以期实现区域的可持续发展。

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三农、土地与生态

长江经济带市域土地资源承载力时空分异与影响因素探析

张荣天, 张小林, 尹鹏

2022, 42(5): 185-192. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.019

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土地资源承载力时空分异及其影响因素探讨可为制定差别化的国土空间优化策略提供一定依据。文章以长江经济带作为典型研究案例,以市域作为研究尺度,从土地资源经济承载力、社会承载力及生态承载力维度构建评价指标体系,运用熵权TOPSIS法测算2000—2018年长江经济带市域土地资源承载力水平;综合空间自相关模型、地理探测器模型等方法探讨长江经济带市域土地资源承载力时空分异特征与影响因素。结果表明：①2000年以来长江经济带市域土地资源承载力表现为一定的提升态势,且土地资源承载力水平区域差异表现为下游>中游>上游。②全局上,研究期间长江经济带市域土地资源承载力呈现出正的空间相关性特征;局部上表现为“小集聚大分散”空间分异格局,H-H型主要集聚在上海及苏南地区,并不断向杭绍甬空间演化,而L-L型主要集聚在川西高原区及滇西南地区。③交互探测结果显示,人均GDP、城市化率及二三产产值比重是影响长江经济带市域土地资源承载力空间分异的主导因子,且与其他因子交互驱动力强于单因子作用,交互作用类型以双因子增强为主。

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旅游经济与管理

基于多智能体建模的旅游交通方式跃迁现象仿真研究

石晓腾, 吴晋峰

2022, 42(5): 193-203. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.020

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旅游交通方式跃迁现象的客观性和跃迁带位置的移动规律是值得研究的科学问题。采用多智能体建模技术对旅游交通方式跃迁现象进行仿真研究。发现：①旅游者根据广义交通费用最小原则进行交通方式选择是产生旅游交通方式跃迁现象的原因。②客源城市的人均居民收入、居民自驾车可获得率、对外交通方式的发达程度等是影响跃迁带位置的决定性因素。③不同收入群体对交通条件变化的敏感程度不同导致跃迁带位置移动幅度也不同,新高铁线路开通对中低收入和中收入群体旅游交通方式选择行为影响最大,新自驾游线路开发对中收入和中高收入群体影响最大。④在理想交通条件下,不同收入群体的主交通方式及其跃迁规律不同。

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旅游经济与管理

国际合作：南沙群岛旅游开发的理想模式

陈扬乐, 方斌

2022, 42(5): 204-212. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.021

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推进南沙群岛旅游开发国际合作,是实现我国提出的构建海洋命运共同体倡议,促成国家间就南沙群岛及其周边海域主权问题展开更实质性讨论的重要方式。目前旅游区域合作研究鲜有涉及南沙群岛,在这里的旅游开发国际合作缺乏相应的学理支撑,这是“搁置争议、共同开发”在南沙群岛旅游开发领域落入“倡议有余、落地不足”的尴尬局面的重要原因。因此,有必要结合跨境旅游合作层次理论,构建争议海域旅游开发层次模型,从宏观和微观层面论证国际合作是南沙群岛旅游开发的高级层次和应然选择,同时,引入非合作博弈论,通过自然博弈和重复博弈推演,推导出中长期内的旅游开发国际合作将是各国在南沙群岛实现效益最大化的最佳选择,进而为我国增强南沙旅游开发的合作能力提供理论支持和建议对策。

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旅游经济与管理

休闲农业与乡村旅游发展促进农民增收了吗?——来自准自然实验的证据

黄祖辉, 宋文豪, 成威松, 李夏欣

2022, 42(5): 213-222. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.022

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休闲农业与乡村旅游作为推进农村产业融合发展的新载体,是带动农民增收致富的“绿色”驱动力。借助于全国休闲农业与乡村旅游示范县政策的“准自然实验”,采用2005—2018年中国816个县的面板数据和多期PSM-DID方法,实证检验了休闲农业与乡村旅游发展对农民增收的影响、作用机理和制约因素。研究发现：全国休闲农业与乡村旅游示范县政策会导致当地农村居民人均纯收入提高3.04%,尤其在乡村旅游资源禀赋越好、经济发展水平越高的地区,政策的增收效应能够得到更大程度的发挥;而且随着时间的推移,政策的增收效应越来越强;此外,作用机理检验表明,提高乡村非农就业水平和增加农业技术采用是示范县政策促进农民增收的重要中介机制。

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旅游经济与管理

长江经济带旅游产业依赖对经济增长的影响及其传导机制

李竹, 吴卫, 王兆峰

2022, 42(5): 223-232. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.023

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文章基于2002—2017年长江经济带108个地级及以上城市面板数据,利用回归模型分析总体和分区旅游产业依赖度对经济增长率的影响并判断其拐点,运用B-K中介效应探讨总体、分区和分等级旅游产业依赖度对经济增长率影响的传导机制。结果表明：①研究期间,长江经济带总体旅游产业依赖度与经济增长率呈稳健“N”型曲线关系,拐点分别为RD值6.24%和13.44%。②中、西部呈显著倒“U”型曲线关系,东部呈不显著倒“U”型曲线关系。③总体旅游产业依赖度通过物质资本投入、对外开放和政府干预对经济增长率产生促进作用,通过制造业发展、人力资本投入和技术创新产生抑制作用;东中西部传导因素影响强度具有差异。④较低和低旅游产业依赖度区通过“红利效应”传导机制促进经济增长;中等旅游产业依赖度区表现为传导机制转变特征;较高旅游产业依赖度区通过“挤出效应”传导机制抑制经济增长;高旅游产业依赖度区存在向“复兴作用”转变的趋势。

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旅游经济与管理

文旅融合发展的社会福祉效应研究：逻辑诠释、测度与机制框架

张圆刚, 张宏梅, 何杨媚, 季磊磊

2022, 42(5): 233-240. https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2022.05.024

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文旅融合与社会福祉之间存在有机联系。当前,在“十四五”规划新时代与新冠疫情挑战的复杂背景下,以高质量文旅融合增强人民幸福感的要求尤为迫切,文旅融合推动社会福祉的内涵更加复杂,亟待理论更新。基于此,文章从逻辑诠释、量化测度、机制框架等层面对文旅融合发展的社会福祉效应研究及其需求进行提炼与探索。①研究厘清了文旅融合发展推动社会福祉的基本概念、宏观逻辑和“人本”逻辑。②研究明确了现有文旅融合和社会福祉测量方式及其不足,提出文旅融合推进社会福祉的测度创新,构建的测量模型既包含传统文旅产业耦合测度,也包括广义文化与全域旅游融合度,并涵盖旅游者与居民的双主体测度。③研究提出文旅融合推动社会福祉的机制,涉及宏、中和微观层面,包括文旅融合多维度发展对宏观经济社会福祉的推动机制、文旅融合区域协同对目的地集体福祉的推动机制以及文旅融合体验优化对主客主观福祉的提升机制。研究提出文旅融合发展推动社会福祉的挑战与契机,为政府治理和目的地管理提供建议。

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书评

评《城市经济高质量发展的空间差异及收敛性研究》

刘耀娜

2022, 42(5): 10-10.

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