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2025 , Vol. 45 >Issue 2: 213 - 224

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2025.02.021

High-quality Development of Tourism， Non-agricultural Employment and Common Prosperity of Rural Residents

  • WANG Jinwei , 1, 2, 3 ,
  • WANG Qixiang , 4, ※ ,
  • CUI Jiaxin 1, 2 ,
  • FENG Ling 1, 2
Expand
  • 1. School of Tourism Sciences， Beijing International Studies University， Beijing 100024， China
  • 2. Research Center for Beijing Tourism Development， Beijing 100024， China
  • 3. Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research， Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China
  • 4. College of Tourism and Service Management， Nankai University， Tianjin 300350， China

Received date: 2024-04-07

  Revised date: 2025-01-20

  Online published: 2025-05-12

Fold

Abstract

The pursuit of common prosperity of rural residents is a vital component of the overall common prosperity for all citizens. It is of great theoretical and practical significance to explore the influence mechanism of the high-quality development of tourism on the common prosperity of rural residents. Based on the panel data from 2011 to 2019, this paper evaluates the spatial and temporal evolution pattern of high-quality development of tourism and the common prosperity of rural residents, and uses the spatial measurement model to test the impact, the intermediary mechanism of non-agricultural employment and the dimensional heterogeneity of high-quality development of tourism on the common prosperity of rural residents. The results show that: 1) During the study period, both the high-quality development level of tourism and the common prosperity level of rural residents have shown consistent annual growth, but there is unbalanced development in each dimension of the both study variables. Regions such as Beijing, Jiangsu, Zhejiang and Shanghai emerge as high-value areas for both study variables. 2) The high-quality development of tourism demonstrates a significant positive direct effect and spatial spillover effect on the common prosperity of rural residents, and it also promotes the prosperity degree dimension and the commonality degree dimension. 3) Non-agricultural employment serves as a partial intermediary role in facilitating the direct effect mechanism, and acts as a complete intermediary role in the spatial spillover effect mechanism.

Key words： rural revitalization; tourism industry; common prosperity; non-agricultural employment; high-quality development; spatial spillover effect

Cite this article

WANG Jinwei , WANG Qixiang , CUI Jiaxin , FENG Ling . High-quality Development of Tourism， Non-agricultural Employment and Common Prosperity of Rural Residents[J]. Economic geography, 2025 , 45(2) : 213 -224 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2025.02.021

党的二十大报告指出，“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化”[1]。全面建设社会主义现代化国家，扎实推进共同富裕，最艰巨最繁重的任务仍然在农村[2]。没有农民农村的共同富裕就没有全体人民的共同富裕。当前，我国已在脱贫攻坚和全面建成小康社会等方面取得了举世瞩目的成就，现正处于乘势而上全面推进乡村振兴战略、实现农业农村现代化的关键时期。如何进一步补齐“三农”发展短板、弥合城乡发展差距，推动实现农民农村共同富裕，是新发展阶段实现经济社会高质量发展的重要挑战。旅游业是国民经济的战略性支柱产业，同时也是“五大幸福产业”之首，在刺激消费、促进就业、弘扬文化等方面发挥着重要作用。高质量发展是体现新发展理念的发展，是对“五位一体”总体布局的全面推进。而旅游业高质量发展是对旅游产业发展水平的综合性评估，其衡量标准不再单纯追求经济效益，而是立足新发展理念，围绕经济、社会、文化、生态等对其进行综合性考量。当前，高质量发展已成为推动共同富裕目标实现的重要路径，同时也是中国式旅游现代化发展应遵循的基本逻辑[3-4]。由此可见，旅游业高质量发展必将与农民农村共同富裕紧密相连，并业已成为推动乡村全面振兴的动力引擎。
学术界关于旅游业与共同富裕关系的现有研究，大致可以从理论和实证两个层面进行分类梳理。在理论研究层面，学者们主要聚焦以下方面：一是旅游业赋能共同富裕的作用机理。学者们提出旅游业主要通过经济增长效应、创新提质效应、空间流动效应和人力资本效应4个方面赋能共同富裕[5]。二是旅游业与共同富裕的价值共创。学者们提出生产要素回流、人民主体性回归、空间秩序再建构和物质与精神双重发展是实现乡村旅游与共同富裕价值互嵌的底层逻辑[6]；主体共融、功能互促和利益共享是达成红色旅游与共同富裕价值共创的三大模式[7]。三是共同富裕目标下旅游业的发展路径。从局部视角[8]到全局视野[9]；从乡村旅游[9]、红色旅游[7]，到整个旅游业[5]，学者们对于特殊情境和一般情境下的旅游业发展提出了不同的发展路径，但达成的共识是旅游业的发展实践方向不能脱离共同富裕的基本要求。在实证研究层面，学者们主要聚焦于旅游业能否促进共同富裕这一核心命题。在全国尺度上，学者们利用收入模型、LSDV模型、双重差分、门槛模型和空间计量模型等不同方法，直接或间接证明了城市旅游化、乡村旅游、旅游业发展和旅游业高质量发展等不同旅游变量对于共同富裕的促进效应[10-15]。在地方尺度上，学者们验证了冰雪旅游对东北三省共同富裕的促进作用[16]，以及山区旅游资源开发对湘西地区共同富裕的促进作用[17]。还有学者放眼国际，检验了入境旅游对于世界最大自贸区（RCEP）内15个成员国共同富裕的促进作用[18]。
综上所述，尽管学者们围绕旅游业与共同富裕话题展开了深入研究，但仍存在以下问题或不足之处：①旅游业已朝高质量发展之路迈进，忽略高质量发展谈旅游业，会导致重“量”轻“质”；②在地理背景下仅用传统面板回归方法研究直接效应而忽略空间溢出效应可能会导致研究的系统性缺乏；③鲜有文献聚焦于农民群体和农村地域来探究旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的空间效应及作用机制。鉴于此，本文拟构建旅游业高质量发展和农民农村共同富裕的评价指标体系，以测度两者的时空演化特征，并利用构建空间计量模型探究旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的影响关系及作用路径，以期为促进农民农村共同富裕提供理论支撑和实践依据。

1 理论分析与研究假设

1.1 直接效应

旅游业高质量发展主要依靠增收致富效应、要素配置效应、绿色创新效应和幸福产业效应促进本地农民农村共同富裕。①增收致富效应。旅游业高质量发展为农民带来经济效益。一方面，旅游业发挥其产业关联作用与农业高质量融合，产生休闲农业等新型农业产业业态，农业资源得以充分利用，从而促进农业的高质高效发展，最终使农业经济效益更好地反哺于农民；另一方面，旅游业发挥其就业带动作用，提供与“食住行游购娱”相关的多重就业岗位与创业途径，拓宽农民增收致富渠道。②要素配置效应。旅游业高质量发展意味着旅游产业结构更加均衡，旅游与经济、社会、环境更加协调。高质量发展的旅游业能够凭借旅游流动性，逐渐打破城乡和区域限制[5]，使资源、资金、技术、人力等更多流向农村地区，从而更为公平地实现要素配置，缩小发展差距，促进共建共享。③绿色创新效应。旅游业高质量发展是旅游产业绿色集约式的发展，是旅游经济品质化的发展。高质量发展的旅游业使农村地区逐渐改变可能存在的资源匮乏、设施滞后、产业低效、生态破坏等面貌，促进“人—地—业”均衡协调发展。④幸福产业效应。旅游业高质量发展是能提升人民精神富裕的发展。农民作为旅游地居民，高质量发展的旅游业能够激活农村文化，优化农村人文环境，丰富农民文化生活，从而增强其归属感和认同感[19]；农民作为旅游者，高质量发展的旅游业能够满足农民多样化的旅游需求，从而产生愉悦体验和获得感；农民作为旅游从业者，高质量发展的旅游业能使农民开阔眼界，增长见识，从而增强其文化素养和实践技能。
当然，由于群体和地域特殊性，旅游业高质量发展亦可在以下情形下对农民农村共同富裕产生不利影响：①农民被边缘化。在某些情况下，农村旅游业发展可能被资本所控制，农民存在无权或去权的情形而未能有效参与旅游业发展[20]。②农村被边缘化。旅游市场更多被城镇所占有，农村可能并未充分享受到旅游发展所带来的红利。

1.2 空间效应

根据旅游流理论，旅游活动的本质是旅游客流的集聚与扩散，同时还伴随着物质、信息、资本、能量和文化等要素的流动，从而不可避免地对邻近省份的农民农村共同富裕产生影响。具体来讲，旅游业高质量发展主要依靠涓滴效应、极化效应和竞争效应影响邻近省份的农民农村共同富裕。①涓滴效应。旅游业高质量发展水平较高的省份会通过吸收剩余劳动力、购买商品、增加投资、提供先进管理经验和发展模式等方式提升邻近省份的人均消费水平和边际劳动生产率[21]，从而促进邻近省份农民农村共同富裕。②极化效应。旅游业高质量发展水平较高的省份会吸引邻近省份的优秀人才、生产资料和闲散资金[21]，从而对邻近省份的农民农村共同富裕产生不利影响。③竞争效应。旅游产品供给较为相似的省份间会产生市场竞争效应，从而倒逼各省份打造多元化高质量的旅游产品以提高竞争力，在此期间各省份资源配置效率均会大幅提升[15]，从而对邻近省份农民农村共同富裕产生利好影响。

1.3 非农就业的中介作用

非农产业为农民和农村所带来的经济效益往往要高于农业生产，是农民增收致富的主要手段，也是实现就地城镇化从而缩小城乡差距的主要途径，有助于实现农民农村共同富裕。同时，根据“刺激—机体—反应”理论模型，外界环境会对个体内部状态产生影响，进而影响其行为决策[22]。旅游业具有进入门槛低的特点，本省份旅游业高质量发展如火如荼，使得本省份及邻近省份的农民感知到旅游业所带来的巨大商机与多重就业岗位，进而充分发挥其主观能动性，选择跳脱传统农业生产窠臼，寻求可持续生计策略，最终促进农民的非农就业。但不可忽视的是，在城镇旅游业发展普遍较好的背景下，农民工离土又离乡的非农就业会使农村劳动力外流，使农村人口、产业趋于空心化，反而不利于农民农村共同富裕。
基于上述分析，旅游业高质量发展及非农就业对农村农民共同富裕可能产生双刃剑作用，具体是促进还是抑制，取决于利好因素与不利因素的博弈。因此，本文提出以下3个假设。
H1：旅游业高质量发展能够对本省份农民农村共同富裕产生直接效应。
H2：旅游业高质量发展能够对邻近省份农民农村共同富裕产生空间效应。
H3：非农就业在旅游业高质量发展影响农民农村共同富裕的路径中起直接中介和空间中介作用。

2 研究方法与数据来源

2.1 变量设定与数据来源

2.1.1 被解释变量

农民农村共同富裕（RCP）是全体人民共同富裕的重要组成部分，具有“共同”和“富裕”这两大基本内涵，同时要求实现农民全面发展和农村全面进步。结合农民农村共同富裕内涵，同时借鉴相关文献[23-26]，从富裕度、共同度、共享性和可持续性4个维度19个指标来构建区域农民农村共同富裕评价指标体系（表1），并利用熵值—线性加权法测度其发展水平。其中，富裕度是物质富裕和精神富裕的集合；共同度体现在农民群体内部收入差距和城乡两地发展差距的缩小；共享性体现在农民农村对于教育、医疗、住房、社会保障、基础设施等基本公共服务方面发展成果的共享程度；可持续性体现在涉农财政支持、涉农金融支持、农村人口负担、农村生态环境、农村数字化基础等对农村稳定健康长远发展产生影响的诸多方面。在具体指标中，农业碳排放总量参考苏培添等[27]所列出的农业碳排放来源及排放系数，通过加权系数法计算而得。
表1 农民农村共同富裕评价指标体系

Tab.1 Evaluation index system of common prosperity of rural residents

目标层 一级指标 二级指标 指标说明 单位 属性
农民
农村
共同
富裕
（RCP）		 富裕度 物质富裕度 农村居民人均可支配收入 元/人 +
农村居民人均消费支出 元/人 +
精神富裕度 乡镇文化站数与行政村数之比 - +
农村居民人均教育文化娱乐消费 元/人 +
共同度 群体发展差距 农民专业合作社带动非成员农户数量占区域农户总量比重 % +
农村最低生活保障人均支出 元/人 +
城乡发展差距 城乡居民人均可支配收入倍差 - -
城乡居民人均消费支出倍差 - -
共享性 农民受教育水平 （农村文盲人口×0年+农村小学人口×6年+农村初中人口×9年+农村高中人口×12年+农村大专及以上×16年）/6岁以上总农村人口 年 +
农村医疗水平 农村每千人拥有乡村医生和卫生员数 人/千人 +
农村住房水平 农村人均住宅建筑面积 m2/人 +
农村社会保障 农村人均转移净收入 元/人 +
农村基础设施 集中供水行政村占总行政村数比重 % +
可持续性 涉农财政支持 农林水支出占一般公共预算支出比重 % +
涉农金融支持 涉农贷款余额占金融机构本外币各项贷款余额的比重 % +
农村人口负担 农村常住人口抚养比 % -
农村生态环境 农业碳排放总量与农林牧渔总产值之比 kg/万元 -
农村数字化基础 每百户农村居民的计算机拥有量 台/百户 +
每百户农村居民的移动电话拥有量 部/百户 +

2.1.2 核心解释变量

高质量发展要求落实创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念[28]，旅游业高质量发展（HTD）同样应将新发展理念贯穿其中。因此，本文结合新发展理念的内涵，同时参考相关研究[15,28-30]，从创新驱动、协调均衡、绿色发展、开放联动、共享普惠5个维度16个指标构建区域旅游业高质量发展水平评价指标体系（表2），并利用熵值—线性加权法测度其发展水平。其中，创新驱动体现在旅游创新投入与产出情况；协调均衡指旅游业发展的平衡情况以及旅游业和经济、社会、环境等的协调程度；绿色发展指旅游业在发展过程中践行绿色发展理念的程度；开放联动体现在入境旅游的发展质量；共享普惠更多体现在旅游在发展过程中是否给予了人们更多高品质的旅游休闲空间以及是否使人们获得了更多的经济收益。在具体指标中，旅游专利授权数参考王金伟等[29]的研究，以旅游、酒店、饭店、会展、度假、游憩、旅行7个关键词通过专利检索统计而得。旅游学术论文参考王金伟等[29]的研究，以“旅游”为主题通过中国知网统计各省份学术期刊论文发表数量。旅游与经济、社会、环境相协调参考王兆峰等[31]的研究，通过遴选指标分别构建旅游、经济、社会和环境系统 ① ，并利用熵值—线性加权法分别计算4个系统的综合得分，最后计算旅游与其他3个系统的耦合协调度。旅游碳排放量参考王凯等[32]的研究，采用“自下而上”法对旅游住宿、旅游交通和旅游活动三大部门的CO2排放量进行计算汇总。
表2 旅游业高质量发展水平评价指标体系

Tab.2 Evaluation index system of high-quality development of tourism

目标层 一级指标 二级指标 指标说明 单位 属性
旅游业
高质量
发展
（HTD）		 创新驱动 旅游R&D经费 R&D经费投入强度与旅游总收入的乘积 亿元 +
旅游专利 每万人拥有旅游专利授权数 个/万人 +
旅游学术论文 每万人旅游学术论文发表数 篇/万人 +
协调均衡 旅游劳动力占比 旅游从业人员占第三产业从业人员比重 % +
旅游产业集聚度 （本省份旅游总收入/本省份GDP）/（中国旅游总收入/中国GDP） - +
旅游与经济相协调 旅游系统与经济系统耦合协调度 - +
旅游与社会相协调 旅游系统与社会系统耦合协调度 - +
旅游与环境相协调 旅游系统与环境系统耦合协调度 - +
绿色发展 旅游绿化贡献度 公园绿地面积占总绿地面积比重 % +
旅游碳排放强度 单位旅游收入碳排放量 kg/万元 -
旅游能耗强度 单位旅游收入能耗 tce/万元 -
开放联动 入境游客停留天数 入境游客平均停留天数 天 +
入境游客消费水平 入境过夜游客人均每天花费 元/人天 +
共享普惠 旅游景区 单位面积3A级及以上旅游景区数量 个/km2 +
人均旅游收入 旅游总收入与常住人口数之比 元/人 +
旅游财政支持力 文化旅游体育与传媒支出占一般公共预算支出比重 % +

注：旅游系统遴选旅游总收入、旅游总收入占GDP比重、旅游总人次、旅游从业人数、旅行社数量、星级饭店数量、3A级及以上旅游景区数量；经济系统遴选人均财政收入、人均GDP、人均社会消费品零售总额；社会系统遴选常住人口城镇化率、城镇登记失业率、每千人拥有卫生技术人员数、每千人拥有医疗卫生机构床位数、每万人高等教育在校学生数量、单位行政面积公路里程数；环境系统遴选建成区绿化覆盖率、生活垃圾无害处理率、污水处理率、PM2.5浓度均值。

2.1.3 中介变量

本文的非农就业（NAE）是指农民不再单纯从事农业生产工作。根据非农就业内涵，利用农业兼业户、非农兼业户和非农户数之和占汇总农户数的比重表示。

2.1.4 控制变量

参考相关研究[13,33-34]，初步选取以下控制变量：①经济发展水平（lnED）：区域人均GDP取对数。②对外贸易（FT）：进出口总额占GDP比重。③产业结构（IS）：第二三产业增加值占GDP比重。④数字普惠金融（lnDUF）：北京大学数字普惠金融指数取对数。⑤路网密度（RND）：单位行政面积公路里程数。⑥城镇化水平（URB）：常住人口城镇化率。利用多重共线性检验的VIF值判别中介变量和控制变量选取的有效性（表3）。结果表明，仅有经济发展水平的VIF值大于10，因此应剔除经济发展水平，保留其余变量。最终的模型变量见表4。
表3 多重共线性检验结果

Tab.3 Results of the multicollinearity test

NAE HTD lnED FT IS lnDUF RND URB
VIF 4.82 4.80 10.92 4.26 2.94 2.28 1.90 7.59
表4 模型变量及其计算方法

Tab.4 Model variables and their calculation methods

变量类型 变量 符号 计算方法
被解释变量 农民农村共同富裕 RCP 熵值—线性加权法求得农民农村共同富裕水平
解释变量 旅游业高质量发展 HTD 熵值—线性加权法求得旅游业高质量发展水平
中介变量 非农就业 NAE 农业兼业户、非农兼业户和非农户数之和占汇总农户数的比重
控制变量 对外贸易 FT 进出口总额占GDP比重
产业结构 IS 第二、三产业增加值占GDP比重
数字普惠金融 lnDUF 北京大学数字普惠金融取对数
路网密度 RND 公路里程与区域行政面积之比
城镇化率 URB 常住人口城镇化率

2.1.5 数据来源

囿于数据可得性，本文选取2011—2019年中国30个省份的面板数据进行实证研究（不包含西藏、香港、澳门和台湾）。研究数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国旅游统计年鉴》《中国文化文物和旅游统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国城乡建设统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国能源统计年鉴》。其余指标的初始数据说明如下：农民专业合作社带动非成员农户数量和非农就业相关数据来自《中国农村经营管理统计年报》《中国农村政策与改革统计年报》；涉农贷款余额来自《中国农村金融服务报告》；旅游专利授权数来自国家知识产权局专利检索网站（https://pss-system.cponline.cnipa.gov.cn/）；旅游论文发表数来自中国知网（https://www.cnki.net/）；旅游碳排放数据来自《旅游抽样调查资料》；PM2.5平均浓度来自圣路易斯华盛顿大学大气成分分析组的测算数据（https://sites.wustl.edu/acag/datasets/surface-pm2-5/）；数字普惠金融数据取自北京大学数字金融研究中心与蚂蚁金服集团合作编制的中国数字普惠金融指数（https://tech.antfin.com/research/data）[35]。对于部分缺失值，采用线性插值方法补齐。

2.2 研究方法

2.2.1 熵值—线性加权法

熵值法是一种客观赋权方法，能够适应多时段多指标的应用场景[15]。在计算某系统综合得分时，首先对该系统各指标进行极差标准化处理，然后采用熵值法进行赋权，最后用线性加权法计算综合得分。本文利用熵值—线性加权法计算农民农村共同富裕、旅游业高质量发展以及旅游系统、经济系统、社会系统和环境系统的综合得分。

2.2.2 空间面板计量模型构建

根据前文分析，旅游业高质量发展可能会对农民农村共同富裕水平产生空间溢出效应，且忽略空间关联性的模型可能会导致估计偏误，因此有必要建立空间计量模型进行实证研究。为此建立空间面板杜宾模型（SPDM）如下：
Y i t = α 0 + α 1 X i t + α 2 Z i t + ρ 1 ∑ j = 1 n w i j Y j t + φ 1 ∑ j = 1 n w i j X j t + φ 2 ∑ j = 1 n w i j Z j t + μ i + σ t + ε i t
式中：i、t分别代表省份和年份；Y、X分别为被解释变量（RCP）和核心解释变量（HTD）；Yit、Xit分别为t年份省份i的RCP指数和HTD指数；Yjt、Xjt分别为t年份与i相邻的省份j的RCP指数值和HTD指数值；Z为控制变量集；Zit、Zjt分别为t年份省份i及其相邻省份j各控制变量的数值；α0为截距项；α1为HTD的回归系数；α2为控制变量回归系数集；μi、σt分别为个体固定效应和时间固定效应； ε i t为随机扰动项；ρ1为空间滞后系数；φ1为HTD的空间自回归系数；φ2为控制变量的空间自回归系数集；wij为空间权重矩阵。本文基于相邻省份间要素往来更为密切的事实考量，将wij设定为Queen邻接权重矩阵，同时为防止出现无邻接省份，将海南和广东设定为邻接关系。
其次，建立空间中介效应模型：
M i t = β 0 + β 1 X i t + β 2 Z i t + ρ 2 ∑ j = 1 n w i j M j t + ν 1 ∑ j = 1 n w i j X j t + ν 2 ∑ j = 1 n w i j Z j t + μ i + σ t + ε i t
Y i t = γ 0 + γ 1 X i t + γ 2 M i t + γ 3 Z i t + ρ 3 ∑ j = 1 n w i j Y j t + ω 1 ∑ j = 1 n w i j X j t + ω 2 ∑ j = 1 n w i j M j t + ω 3 ∑ j = 1 n w i j Z j t + μ i + σ t + ε i t
式中：M为中介变量（NAE）；Mit、Mjt分别为t年份省份i及其相邻省份j的NAE指数值；β0、γ0为截距项；β1、γ1为HTD的回归系数；γ2为NAE的回归系数；β2、γ3为控制变量回归系数集；ρ2、ρ3为空间滞后系数；ν1、ω1为HTD的空间自回归系数；ω2为NAE的空间回归系数；ν2、ω3为控制变量的空间自回归系数集。

3 旅游业高质量发展和农民农村共同富裕水平评价

3.1 时间演化格局评价

采用高斯核密度函数，借助Matlab软件绘制2011—2019年HTD和RCP的三维核密度图，以对两者时间格局进行分析评价（图1）。首先，2011—2019年HTD和RCP的核密度曲线均逐年向右移动，这表明HTD和RCP的发展水平逐年提高。但对比两曲线主峰的水平位置可以看出，RCP的发展水平整体上要高于HTD。其次，HTD核密度曲线的主峰高度整体呈下降趋势，说明省际HTD发展的绝对差异呈扩大态势；RCP核密度曲线的主峰高度呈现波动变化，未呈现稳定变化趋势，说明各省份RCP发展速率处于不稳定变动的状态。最后，两者核密度曲线主峰右侧均存在低矮波峰现象，说明省际HTD和RCP可能存在多极化演变的趋势。
图1 2011—2019年中国旅游业高质量发展和农民农村共同富裕的三维核密度图

Fig.1 Three-dimensional kernel density of HTD and RCP in 2011-2019

3.2 空间演化格局评价

借助ArcGIS软件绘制2011、2015和2019年省域HTD和RCP的空间可视化图，以对两者空间格局进行分析评价（图2）。就HTD而言：从全国来看，南方多数省份较北方发展迅速，最终大致形成“南方>北方”的分布格局。南方地区旅游资源更为丰富，对旅游产业的依赖程度更高，亟需走旅游业高质量发展之路来实现旅游资源禀赋价值的充分转化。从高值分布情况来看，HTD在研究初期便形成了“一点一带”的高值分布区域，这一特征在研究末期更为明显。其中，“一点”为陕西省，在中西部地区形成高值“孤岛”；“一带”为由东部多数省份所形成的条形带状高值集聚区域。就RCP而言：RCP在全国层面的分布规律并不明显，但可以观察到的是，2011—2019年RCP由东部向中西部区域延伸发展，最终形成“一点一圈”的高值分布区域。其中，“一点”为青海省，其周边未出现高值省份；“一圈”为由京、津、蒙、宁、陕、渝、鄂以及华东7个省份所围成的近封闭高值集聚区域。进一步可以看出，京津和江浙沪地区是HTD和RCP的共同高值区域。
图2 省域旅游业高质量发展和农民农村共同富裕水平空间分布演变

注：基于自然资源部标准地图服务网站审图号为GS（2023）2763号的标准地图绘制，底图边界无修改。

Fig.2 Spatial distribution of HTD and RCP（2011—2019） at provincial level

3.3 均衡发展情况评价

借助Origin软件，利用差异系数衡量研究期内HTD和RCP各维度的均衡发展情况。由图3可以看出，CV1普遍高于CV2，说明RCP各维度较HTD发展得更为均衡。就HTD而言：均衡发展程度较高的前3个省份是北京、江苏和上海，其差异系数均小于0.5。此外，还可看出大多数省份将绿色发展作为旅游业高质量发展的重中之重，充分践行了“绿水青山就是金山银山”的“两山”理念。就RCP而言：均衡发展程度较高的前3个省份是浙江、安徽和北京，其差异系数均小于0.1。值得一提的是，浙江省RCP平均发展水平在30省份中位列第2，并且各维度均衡发展程度最高，在一定程度上体现了其在探索解决农民农村发展不平衡不充分问题上所取得的巨大成就。此外，大多数省份的共同度占比较小，存在被轻视的风险。但事实上，“共同”是共同富裕的两大基本内涵之一，仅“富裕”而不“共同”并不能实现农民农村共同富裕。因此各省应有意识地引导利好要素在农民群体间以及城乡间的分配方向。
图3 旅游业高质量发展和农民农村共同富裕各维度的均衡发展情况

Fig.3 The balanced development of all dimensions of HTD and RCP

4 空间溢出效应分析

4.1 空间相关性检验

为检验HTD和RCP的空间关联特征，本文利用Stata软件计算全局莫兰指数，进行空间相关性检验。结果显示，2011—2019年HTD和RCP的全局莫兰指数均为正值，且所有年份均通过了5%的显著性检验，说明HTD和RCP并非封闭式的独立演变，而是均具有显著的空间正相关性，即相邻省份间的HTD和RCP水平均较高（低），故应从空间视角探究旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的影响。

4.2 模型识别与估计结果

为明确空间面板计量模型的具体形式，依次进行LM检验、LR检验、Wald检验和Hausman检验。首先，进行LM检验和Robust LM检验，结果均通过了5%或1%的显著性检验，表明应利用空间面板计量模型进行实证分析。其次，Wald检验和LR检验结果均通过了1%的显著性检验，说明SPDM不会简化为SPLM和SPEM。再次，Hausman统计量通过了1%的显著性检验，说明应采用固定效应模型。因此，本文最终选用SPDM双向固定效应模型进行参数估计。
进一步，本文使用普通面板双向固定效应模型和SPDM双向固定效应模型进行回归分析，结果见表5。模型（1）中，HTD的系数值显著为正，说明旅游业高质量发展能够显著促进农民农村共同富裕。模型（2）中，RCP的空间滞后项系数（Spatial rho）显著为正，说明农民农村共同富裕在不同省域间具有显著的空间关联和正向溢出效应。然而，在点估计方法下，解释变量的系数值并不能代表真实的偏回归系数，为此需进一步进行空间效应分解来估计解释变量的直接效应和间接效应[36]。
表5 基准回归结果

Tab.5 Benchmark regression results

变量 普通面板双向
固定效应模型		 SPDM双向
固定效应模型
模型（1） 模型（2）
HTD 0.173***（4.142） 0.130***（3.294）
FT 0.024（1.156） 0.040**（2.254）
IS -0.286**（-2.539） -0.442***（-3.920）
lnDUF 0.021**（2.164） 0.025***（2.602）
RND 0.038**（2.247） 0.027*（1.765）
URB -0.164（-1.646） -0.291***（-3.072）
R2 0.950 0.952
logL - 814.095
N 270 270
W×HTD 0.070（1.114）
W×FT -0.107***（-3.252）
W×IS -0.086（-0.353）
W×lnDUF -0.018（-1.184）
W×RND -0.021（-0.507）
W×URB 0.809***（4.677）
Spatial rho 0.333***（4.024）
Sigma2 0.000***（11.452）

注：括号内数值为T统计量。表6~表8同。

4.3 空间效应分解

由表6可知，旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的直接效应、间接效应均显著为正，说明旅游业高质量发展会同时促进本省份及毗邻省份的农民农村共同富裕，假设H1和H2得以验证。旅游业高质量发展不仅借助增收致富效应、要素配置效应、绿色创新效应和幸福产业效应，促进了本省份农民农村共同富裕，还借助旅游流动性产生了涓滴效应和竞争效应，从而辐射带动了毗邻省份的农民农村共同富裕。进一步与表5中模型（1）的结果进行对比，发现忽视空间效应会高估旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的直接影响，充分体现了探究地理问题应引入空间效应的必要性。
表6 SPDM双向固定效应模型空间效应分解

Tab.6 Spatial effect decomposition of SPDM with bidirectional fixed effects

HTD FT IS lnDUF RND URB
直接效应 0.142***（3.402） 0.031*（1.742） -0.447***（-3.602） 0.024***（2.642） 0.026（1.642） -0.220**（-2.260）
间接效应 0.162*（1.703） -0.134***（-2.650） -0.278（-0.746） -0.012（-0.664） -0.022（-0.390） 1.015***（3.973）
总效应 0.303***（2.676） -0.104*（-1.777） -0.725（-1.550） 0.012（0.597） 0.003（0.054） 0.795***（2.759）
控制变量的影响效应如下：①对外贸易的正向直接效应和负向间接效应。对外贸易尤其是农产品与农副产品出口是农民在农村获取经济效益的有效途径，但相邻省份间的市场竞争效应致使负向间接效应产生。②产业结构的负向直接效应。近年来，全国范围内第二三产业占比日益提高，往往导致以第一产业为主要产业的农村和以从事第一产业为主的农民在工业化进程中处于不利地位。③数字普惠金融的正向直接效应。数字普惠金融为农村居民提供了便捷的金融服务，可持续的金融资金支持提升了农民农村共同富裕水平。④城镇化率的负向直接效应和正向间接效应。人口流动是造成城镇化率变动的主要因素。邻近省份城镇居民向本省份城镇的流动，可能导致本省份城镇化率提高，使邻近省份城镇化率下降；而城乡融合的低质化则使农村所享受到的城镇化红利相比城镇依然有限。且有研究发现，传统城镇化表现为提高非农收入且降低农业收入的 “叠加效应”[37]，不利于缩小农民群体的收入差距。

4.4 稳健性检验

为验证计量结果的可靠性，本文使用2种方法进行稳健性检验。一是替换空间权重矩阵。为此进一步构建地理距离矩阵、地理距离倒数平方矩阵以及经济距离矩阵3种空间权重矩阵进行检验[38]。二是采用滞后项进行估计。本文将核心解释变量HTD的滞后一阶作为工具变量纳入模型进行估计，可在一定程度上克服核心解释变量可能存在的内生性问题。检验结果发现，HTD的直接效应和间接效应的正负号及显著性未发生根本变化，说明结果具有较好的稳健性。

4.5 维度异质性分析

为了进一步验证旅游业高质量发展对农民农村共同富裕各维度（富裕度、共同度、共享性和可持续性）影响效应的异质性，将其各维度作为被解释变量进行了空间效应分解。由表7可以看出：①富裕度和共同度的直接效应和间接效应系数均显著为正。在需求端，休闲农业与乡村旅游等旅游业态的市场需求不断提升；在政策端，旅游业服务于乡村产业振兴的战略政策倾向日渐凸显；在供给端，旅游投资供给结构逐渐向乡村倾斜，非乡村旅游项目亦给予农村流动人口更多就业岗位。需求—政策—供给三端发力，促使旅游业给予农民农村这一特定群体和地域更多的经济效益，并在一定程度上降低了农民群体内部的收入差距和城乡居民之间的收入差距。②可持续性的直接效应和间接效应均显著为负。研究期内，乡村休闲旅游市场占旅游总市场比重依然较低，城镇旅游的高质量发展吸引农民外出务工所导致的农村人口、土地空心化等问题日益严峻，对农村长期稳定健康发展产生不利影响。③共享性的直接效应和间接效应均不显著，但存在负向影响的倾向。因此，应警惕旅游发展对农村居民生产生活空间的挤压以及“重游客”而“轻居民”的本末倒置，防止农民群体被边缘化。
表7 农民农村共同富裕各维度空间效应分解

Tab.7 Decomposition results of spatial effects by dimensions of RCP

富裕度 共同度 共享性 可持续性
直接效应 0.398***
（7.955）		 0.445***
（4.410）		 -0.053
（-0.917）		 -0.209***
（-2.897）
间接效应 0.219***
（2.795）		 1.062***
（4.004）		 -0.063
（-0.624）		 -0.524***
（-3.450）
总效应 0.617***
（7.170）		 1.507***
（4.906）		 -0.116
（-0.980）		 -0.733***
（-4.080）

4.6 中介效应检验

中介效应检验结果见表8。可以发现：①未考虑空间效应情况下，列（2）中HTD的系数显著为正，说明旅游业高质量发展能够对非农就业产生显著促进作用；列（3）中HTD和NAE的系数均显著为正，且0.150小于0.173，说明非农就业在旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的直接促进效应中起部分中介作用。②在考虑空间效应的情况下，直接效应的结果依然成立。一方面，高质量发展的旅游业依靠其天然的富民属性和调节收入分配的效应促进农民农村共同富裕；另一方面，高质量发展的旅游业使农民看到了非农产业的商机和经济价值，促使农民生计由农业逐渐转向非农业，进而促进农民农村共同富裕。③在间接效应下，列（2）中HTD的系数显著为正，说明旅游业高质量发展能够对邻近省份的非农就业产生正向溢出作用；列（3）中NAE的系数显著为正，而HTD的系数不显著，说明非农就业在间接效应传导机制中起完全中介作用，即旅游业高质量发展对邻近省份农民农村共同富裕的促进作用只能通过提高非农就业水平来实现。由此，假设H3得以验证。
表8 中介效应检验结果

Tab.8 Results of the mediation effect test

（1） RCP （2） NAE （3） RCP
主效应 HTD 0.173***
（4.142）		 0.095*
（1.945）		 0.150**
（2.280）
NAE - - 0.243**
（2.212）
直接效应 HTD 0.142***
（3.402）		 0.078**
（2.123）		 0.090**
（2.257）
NAE - - 0.221***
（3.236）
间接效应 HTD 0.162*
（1.703）		 0.171***
（2.634）		 0.067
（0.804）
NAE - - 0.495***
（2.827）
总效应 HTD 0.303***
（2.676）		 0.248***
（3.321）		 0.156
（1.568）
NAE - - 0.716***
（3.653）

5 结论与讨论

5.1 结论

本文基于中国30个省份（不包含西藏、香港、澳门和台湾）2011—2019年的省际面板数据，利用熵值—线性加权法、核密度分析法、空间可视化等方法测度评价了各省份旅游业高质量发展和农民农村共同富裕的时空演化格局，并通过构建空间面板计量模型检验了旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的影响效应、非农就业的中介机制以及维度异质性。主要结论如下：
①旅游业高质量发展和农民农村共同富裕水平总体上呈现出逐年上升趋势，且具有明显的空间异质性和不均衡发展的特点。具体来看，旅游业高质量发展水平和农民农村共同富裕水平随时间演化普遍增长明显，但后者发展水平整体高于前者，且二者存在多极化演变趋势。同时，旅游业高质量发展和农民农村共同富裕分别形成了“一点一带”和“一点一圈”的高值分布格局，旅游资源富集、经济条件优越的京津和江浙沪地区是二者的共同高值区域。此外，旅游业高质量发展和农民农村共同富裕均存在各维度不均衡发展现象，前者以绿色发展为重，后者则存在轻视共同度的风险。
②旅游业高质量发展对本省份及毗邻省份的农民农村共同富裕产生了积极推动作用。具体来看，旅游业高质量发展不仅会对本省份农民农村共同富裕会产生直接影响，也会对邻近省份产生一定的空间溢出效应。同时，从农民农村共同富裕各维度来看，旅游业高质量发展对富裕度和共同度的直接效应和间接效应产生了显著正向影响，而对可持续性产生了显著负向影响，对共享性的影响则不显著。
③旅游业高质量发展可通过拉动非农就业进而对农民农村共同富裕产生促进作用。其中，非农就业在直接效应机制中起部分中介作用，即非农就业可部分解释旅游业高质量发展对本地农民农村共同富裕的促进作用；而非农就业在间接效应机制中起完全中介作用，即旅游业高质量发展对毗邻省份农民农村共同富裕的促进作用只能通过提高非农就业水平来实现。

5.2 讨论

农民农村共同富裕是为了让全体农民和全部农村实现共同富裕。其中，全体农民强调要兼顾从事农业生产的农民和从事非农工作的农民工等不同类型的农民群体[39]。与从事农业生产的农民不离土不离乡的特性不同，农民工通常伴随由农村向非农村地域的空间流动。本文结论显示，旅游业高质量发展对农民农村共同富裕的可持续性产生了显著负向影响，且对共享性产生了抑制倾向，这在一定程度上说明了现阶段旅游业高质量发展所促进的非农就业主要作用于离土又离乡的农民工群体。因为这一群体代表了农村最广大的劳动力，劳动力的外流使农村产生了人口和产业的空心化，给农民带来富裕的同时，也给农村带来了凋敝风险，严重制约了农村的可持续发展。但从总体上看，在当前城镇旅游占据旅游市场主体地位而乡村旅游规模仍然较小的现实背景下，整个旅游产业的高质量发展仍对农民农村共同富裕产生了显著推动作用。这既是对旅游业民生产业、幸福产业战略地位的进一步印证，也为推进农民农村共同富裕的实践路径提供了客观证据。
为了全面推进乡村振兴，加快农业农村现代化，本文提出以下政策建议：①解构维度明确发展方向，助推维度聚合引领高质量发展。一方面，旅游业高质量发展应践行“五大新发展理念”，并增强各维度的关联性：一是使产学研相结合，使创新成果更好地服务于产业发展实践；二是把握游客和居民的双主体性，在更好满足游客群体需求的同时，使经济、文化等效益更多反哺于当地居民。另一方面，农民农村共同富裕应践行富裕、共同、共享和可持续四大要求，并使各维度均衡发展：一是释放城乡协同效应，做到城乡统一部署、协同发展；二是培养新乡贤，创新乡贤文化，增强乡贤和农村的情感联结，使其无论是否留在农村，均能为农村整合发展资源。②发展壮大新型农村集体经济，积极引导乡村休闲旅游业态发展。开发、整合、盘活乡村旅游资源，将乡村休闲旅游产业嵌入新型农村集体经济发展当中，广纳人才驻村进行投资、建设、管理，吸引农村外出劳动力回流，致力形成农民群体充分参与、产权关系清晰明确、产业发展高质高效、收益分配公平公正、组织管理透明有序的新型农村集体经济发展模式，最大限度地防止农村空心化，并顺势推进就地城镇化，实现农村健康可持续发展。③推动区域旅游协同合作，释放旅游发展外溢红利。各省份应明晰自身旅游产业的优势和短板，精准识别合作省份，制定旅游协同发展合作协议，建设跨省份旅游交通环线，分工共建旅游产业发展链条，实现文旅资源互补、要素合理配置、客流互推互送；推动文旅项目尤其是农文旅项目在规划、建设、运营、管理等各方面的合作，并使之落户于具有土地、劳动力等价格优势以及农文旅资源优势的欠发达省份的农村地区，从而充分发挥优势省份的辐射带动作用，缩小省份间农民农村共同富裕的发展差距。
在旅游产业体系中，乡村旅游无疑是和农民农村关联最为紧密的旅游业态，但局限于当前各省份乡村旅游公开数据的不足，未能聚焦分析乡村旅游的作用；同时，农村属于微观尺度的地理单元，但囿于相关统计数据缺乏，无法构建契合农民农村共同富裕内涵的指标体系，而未能实现研究尺度的下沉。因此，未来应从微观调查数据库中挖掘乡村旅游和农民农村共同富裕的相关指标，进一步探究乡村旅游对农民农村共同富裕的影响效应。

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