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干旱区地理 >

2026 , Vol. 49 >Issue 2: 404 - 415

DOI: https://doi.org/10.12118/j.issn.1000-6060.2025.170

区域发展

农村公共服务与乡村旅游耦合协调度及其乡村振兴影响效应——基于西部地区的实证

  • 欧开航 , 1 ,
  • 方世巧 2 ,
  • 程乾 , 1 ,
  • 周徐帆 3
展开
  • 1.浙江工商大学旅游与城乡规划学院，浙江 杭州 310018
  • 2.南宁师范大学旅游与文化学院，广西 南宁 530100
  • 3.山西大同大学云冈学学院，山西 大同 037009
程乾（1968-），男，博士，教授，主要从事旅游地理和乡村旅游研究. E-mail:

欧开航（1999-），男，博士研究生，主要从事旅游地理和乡村旅游研究. E-mail:

收稿日期: 2025-03-31

  修回日期: 2025-05-27

  网络出版日期: 2026-03-11

基金资助

国家社会科学基金项目(23BGL322)

收起

Coupling coordination degree of rural public services and rural tourism and its rural revitalization influence effect: Based on the empirical evidence in western China

  • Kaihang OU , 1 ,
  • Shiqiao FANG 2 ,
  • Qian CHENG , 1 ,
  • Xufan ZHOU 3
Expand
  • 1. School of Tourism and Urban-Rural Planning, Zhejiang Gongshang University, Hangzhou 310018, Zhejiang, China
  • 2. School of Tourism and Culture, Nanning Normal University, Nanning 530100, Guangxi, China
  • 3. School of Yungangology, Shanxi Datong University, Datong 037009, Shanxi, China

Received date: 2025-03-31

  Revised date: 2025-05-27

  Online published: 2026-03-11

Fold

摘要

农村公共服务与乡村旅游协同共进对推进乡村振兴实现具有重要意义，但学界鲜见针对两者耦合协调发展的研究。基于农村公共服务与乡村旅游耦合协调对乡村振兴的影响效应机理，运用耦合协调度模型、重心和标准差椭圆模型和空间计量模型定量测度2010—2023年西部地区农村公共服务与乡村旅游耦合协调度的时空特征及对乡村振兴的影响和空间溢出效应。结果表明：（1） 西部地区农村公共服务与乡村旅游耦合协调度逐年递增，耦合协调水平由极度失调转向中级协调，空间上呈现“南部、西北部高，东北部低”的不均衡分异格局。（2） 耦合协调度重心呈向西南方向迁移态势，标准差椭圆始终呈“西北—东南”方向格局且呈先集聚后分散态势。（3） 农村公共服务与乡村旅游耦合协调度对乡村振兴具有显著的正向影响且存在空间溢出效应。研究结果可为两者高质量协同发展及区域整体乡村振兴提供理论依据与决策参考。

关键词： 农村公共服务; 乡村旅游; 乡村振兴; 耦合协调度; 空间溢出效应; 西部地区

本文引用格式

欧开航 , 方世巧 , 程乾 , 周徐帆 . 农村公共服务与乡村旅游耦合协调度及其乡村振兴影响效应——基于西部地区的实证[J]. 干旱区地理, 2026 , 49(2) : 404 -415 . DOI: 10.12118/j.issn.1000-6060.2025.170

Abstract

While the synergistic development of rural public services and rural tourism is critical for advancing rural revitalization, academic research focusing on coupling coordinated development between these two domains remains notably scarce. This study analyzes coupling coordination between rural public services and rural tourism and its impact on rural revitalization, This study uses methods including the coupling coordination degree model, the gravity center and standard deviation ellipse model, and spatial econometric models to quantitatively measure the spatiotemporal characteristics of the coupling coordination degree between the two in western China from 2010 to 2023, as well as their impacts and spatial spillover effects on rural revitalization. The findings reveal that the coupling coordination between rural public services and rural tourism in western China has increased year by year, with the overall level shifting from extreme disorder to intermediate coordination, and presenting a spatial differentiation pattern of high coupling coordination in the south and northwest, and low in the northeast. The gravity center of the coupling coordination degree exhibited a southwestward migration trend, while the standard deviation ellipse consistently maintained a northwest-southeast orientation, demonstrating a trend of first clustering and then dispersing. Furthermore, the degree of coupling coordination has a significant positive impact on rural revitalization and exhibits spatial spillover effects. The research findings can provide a theoretical basis and policy recommendations for the coordinated development of the two aspects and the region’s overall rural revitalization.

Key words： rural public services; rural tourism; rural revitalization; coupling coordination degree; spatial spillover effect; western China

农村公共服务是乡村发展的基础，完善的农村公共服务供给为乡村旅游发展提供了坚实底座，乡村旅游方兴未艾也为农村公共服务体系建设注入新活力。早在“十三五”期间，《关于促进乡村旅游可持续发展的指导意见》就提出“完善基础设施，提升公共服务”的指引。2021年，《“十四五”旅游业发展规划》进一步强调要“统筹推进乡村旅游道路、停车场、厕所、污水垃圾处理设施等基础设施建设”。2025年，国家相继出台《进一步深化农村改革 扎实推进乡村全面振兴的意见》《乡村全面振兴规划（2024—2027年）》等政策文件，对农村公共服务建设和乡村旅游发展作出重要部署。可见，聚焦农村公共服务与乡村旅游高质量发展及协调两者间的关系，对助推区域乡村振兴具有重要的理论意义和实践价值。
农村公共服务与乡村旅游的关系一直是热点话题，既往研究进行了大量有益探索。一方面，诸多学者认为农村公共服务能够有效增强当地乡村旅游业的价值创造[1]，交通设施[2]、公共环境[3]、公共文化[4]、医疗卫生[5]等公共服务被视为是乡村旅游发展的基础性支撑，其完善程度直接影响游客体验质量与目的地竞争力[6]。另一方面，有学者关注到乡村旅游对农村公共服务的影响，认为乡村旅游发展有助于加强基础设施、公共环境、公共文化建设，改善乡村资源[7]，提高乡村贫困地区的生活保障和环境卫生[8]等。此外，现有探讨农村公共服务和乡村旅游对乡村振兴的影响主要聚焦2方面：一是农村公共服务对乡村振兴的影响，证实了农村公共服务供给能够实现人才振兴[9]、文化振兴[10]，促进生态宜居[11]；二是乡村旅游对乡村振兴的影响，主要涉及乡村旅游引导乡村振兴的路径[12]、乡村旅游与乡村振兴的耦合协调关系[13]等方面。综上所述，既有研究多从农村公共服务内部维度探讨其与乡村旅游的关系，且多以单向影响的视角开展研究，鲜有将农村公共服务作为一大系统探讨与乡村旅游的相互关系，从时空维度探讨两者耦合协调度的动态演变特征则更为匮乏。另外，既有研究多证实了两者分别对乡村振兴的影响，而两者耦合协调发展能否促进乡村振兴?影响程度如何?还不得而知。更深层次地，这种影响是否具有空间溢出效应，进而促进区域整体乡村振兴这一研究视角关注度也不够。
西部地区涵盖内蒙古自治区、广西壮族自治区、重庆市、四川省、贵州省、云南省、西藏自治区、陕西省、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区（简称内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆）12个省（区、市），是中国重要的战略腹地和大后方。中央农办和国家乡村振兴局确定的160个国家乡村振兴重点帮扶县均位于西部地区，是乡村振兴重点与难点推进区域。由于地理位置、经济发展稍缓等多方面影响，西部地区农村公共服务普遍面临资源匮乏、基础设施不足等问题[14]，加之游客多元化需求增长及游客“井喷式”涌入，农村公共服务已难以承载乡村旅游快速发展带来的供给压力[15]。厘清两者耦合协调作用机理及时空特征，不仅是响应国家“西部大开发”的政策需求，更是破解西部地区乡村振兴瓶颈的关键理论命题。
本文的边际贡献在于：一是通过理论与实证探究农村公共服务与乡村旅游耦合协调关系，对当前研究思路和视角进行扩展和补充。二是运用空间计量模型揭示两者耦合协调度的乡村振兴影响效应，突破已有研究探讨两者分别对乡村振兴的影响[10,12]，试图明晰两者耦合协调度对乡村振兴的直接效应和空间溢出效应，希冀为西部地区乡村振兴研究提供创新性探索，也有助于为西部地区相关决策部门提供经验证据。

1 理论分析

1.1 农村公共服务与乡村旅游耦合协调作用机理

（1） 农村公共服务对乡村旅游的作用。第一，夯实乡村旅游服务根基。完善的医疗卫生、公共环境、数字化、公共文化服务有利于解决乡村旅游规模扩大所引发的医疗供给不足、生态“赤字”、文化含量低、资源配置效率和组织管理效率低等问题，促进乡村旅游标准化医疗供给、绿色化[16]、数字化和文化附加值提升[4]。第二，强化乡村旅游人才建设。基础教育的普及能为培养本土旅游从业者提供支撑[12]，构建“在地化”人才供应链；社会保障提升了村民生活品质与主观幸福感，增强其参与乡村旅游的积极性。
（2） 乡村旅游对农村公共服务的作用。第一，提高供给质量。乡村旅游发展规模的扩大，为地方政府建设基础设施、环境治理、教育资源改善[17]和优质医疗资源下沉[18]提供财力支撑，并通过文化创意设计、策划融合不断创新乡村文化活动，推动公共文化服务建设[19]。第二，倒逼农村公共服务迭代升级。乡村旅游发展规模的扩大，就业人口增多，驱动了当地建设更健全的社会保障体系；乡村旅游数字化转型有利于实现乡村数字化的资源优化整合，促使数字化服务加速发展。

1.2 农村公共服务与乡村旅游耦合协调的乡村振兴影响效应机理

（1） 直接效应。两者耦合协调通过对资源高效配置和优化利用，实现边际成本递减与规模经济收益递增，推动绿色生态发展，提升村民文化资本积累与地方认同，帮助探索“共建共治共享”的治理模式，提高村民的生计多样性和福利水平，从而实现本地乡村振兴。
（2） 空间溢出效应。其一，两者耦合协调发展促进了资金流、技术流、信息流等生产要素的空间流动与集聚，通过将生产要素转化为生计资本推动地域空间和空间内部的资源合理配置。其二，目的地形成完备的农村公共服务配套供给也会为邻近地区所用，间接改善邻地生活条件和环境。其三，本地两者耦合协调带来的成效，会依托“示范效应”“学习效应”为邻近地区树立典范，还通过“涓滴效应”“辐射效应”形成区域间协同联动合作的“空间俱乐部”，对邻近地区乡村振兴形成正向溢出。
综上，两者耦合协调是通过要素流动、功能互补和价值整合形成的互促互进关系，其远大于各自原有系统发展效应的线性叠加，进而为乡村振兴注入动力（图1）。
图1 农村公共服务与乡村旅游耦合协调对乡村振兴的影响效应机理

Fig. 1 Impact mechanism of coupling coordinating of rural public services and rural tourism on rural revitalization

2 数据与方法

2.1 指标体系构建

构建具有科学性、代表性、可获取性的指标体系有助于理解系统之间的发展状况及其变化。参考相关研究成果[20-25]，依据理论分析并结合相关政策文件导向、考虑数据可获取性和西部地区实际情况，构建农村公共服务与乡村旅游指标体系，并利用熵值法赋予其权重（表1）。在借鉴范方志[22]将农村公共服务划分为基础设施、社会保障、农村教育、医疗卫生、环境保护、公共文化6个类别基础上，综合考虑2021年出台的《“十四五”公共服务规划》中“推动数字化服务普惠应用”的文件纲领，将数字化公共服务纳入指标体系。具体而言，本文农村公共服务指标体系包括基础设施、基础教育、医疗卫生、环境保护、娱乐文化、社会保障、数字化7个子系统层17个具体指标。有关乡村旅游评价有大量相关研究，其指标体系构建更为成熟。本文借鉴尹长丰[25]的乡村旅游划分标准，综合现有研究的乡村旅游指标选取[23-25]，构建的乡村旅游指标体系包括发展水平、资源基础、支撑条件3个子系统层9个具体指标。
表1 农村公共服务与乡村旅游系统评价指标体系

Tab. 1 Evaluation index system for rural public services and rural tourism system

系统层 子系统层 具体指标 权重 属性
农村公共服务 基础设施 每万人农村卫生厕所数/个 0.079 +
人均道路面积/m2 0.067 +
农村供水普及率/% 0.027 +
基础教育 农村小学师生比/% 0.055 +
农村初中师生比/% 0.040 +
医疗卫生 每万人农村卫生人员数/个 0.037 +
每万人农村卫生室数/个 0.022 +
环境保护 农村生活垃圾处理投入占比/% 0.081 +
农村绿地率/% 0.058 +
农村污水处理投入占比/% 0.161 +
娱乐文化 每万人农村文化站数/个 0.016 +
每万人农村文艺活动次数/次 0.071 +
每万人农村举办展览次数/次 0.040 +
社会保障 农村居民最低生活保障平均标准/元 0.052 +
参加社会养老保险农村居民人数/104人 0.075 +
数字化 每万人农村宽带接入用户数/户 0.105 +
农村居民家庭平均每百户移动电话拥有量/部 0.014 +
乡村旅游 发展水平 国内旅游收入/108元 0.157 +
国内旅游人次/108人 0.136 +
乡村居民人均收入/元 0.065 +
资源基础 A级景区/个 0.075 +
中国美丽休闲乡村/个 0.182 +
国家“一村一品”示范村镇/个 0.099 +
支撑条件 旅行社数/个 0.061 +
旅游从业人员数/人 0.126 +
公路旅客周转量/108人·km-1 0.099 +

注：“+”和“-”分别表示正向指标和负向指标。下同。

2.2 模型变量设定

（1） 被解释变量。依据乡村振兴二十字总要求，本文将乡村振兴指标体系划分为产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕5个子系统层。借鉴已有研究[25-27]，并在参考2025年印发的《乡村全面振兴规划（2024—2027年）》基础上，遴选了反映乡村振兴的10个具体指标（表2），并以乡村振兴综合发展水平的对数（lnRR）作为代理变量。
表2 乡村振兴系统评价指标体系

Tab. 2 Evaluation index system for rural revitalization system

系统层 子系统层 具体指标 权重 属性
乡村振兴 产业兴旺 乡村人均农林牧渔产值/元 0.124 +
乡村人均第一产业增加值/元 0.123 +
生态宜居 化肥使用强度 0.054 -
绿化覆盖率/% 0.123 +
乡风文明 乡村消费教育文化娱乐支出占比/% 0.087 +
乡村15岁以上人口文盲率/% 0.029 -
治理有效 村庄建设投入/104元 0.223 +
城乡收入差距 0.063 -
生活富裕 乡村恩格尔系数 0.059 -
乡村人均消费支出/元 0.115 +
（2） 核心解释变量。以农村公共服务与乡村旅游的耦合协调度的对数（lnD）作为耦合协调度的代理变量。
（3） 控制变量。经济开放度采取实际利用外资额的对数（lnFdi）[28]作为代理变量；产业结构采用第三产业产值占GDP比重的对数（lnIs）[29]作为产业结构的代理变量；土地流转采取家庭承包耕地流转总面积的对数（lnLand）[27]作为代理变量。

2.3 数据来源与处理

本文研究样本为2010—2023年西部地区11个省（区、市）（由于西藏统计数据缺失较严重，故剔除该样本），研究数据源自《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国文化文物和旅游统计年鉴》《中国城乡建设统计年鉴》《中国社会统计年鉴》、农业农村部公布的官方数据、各省（区、市）统计年鉴和统计公报，个别缺失数据采用线性插值法补齐。其中，《全国“一村一品”示范村镇名单》自2011年起才开始公示首批名单，为保证数据连贯性，将2010年各省（区、市）“国家‘一村一品’示范村镇”数据赋值为0。

2.4 研究方法

2.4.1 耦合协调度模型

耦合协调度模型用于定量评价2个或多个系统之间耦合的协调程度，已成为研究区域整体均衡发展程度的有效评价和研究工具，故本文采用该模型测算农村公共服务与乡村旅游耦合协调度。公式如下：
U = ∑ j = 1 m w j Z i j
C = U 1 U 2 U 1 + U 2 2 2 = 2 U 1 U 2 U 1 + U 2
D = C × T
T = α U 1 + β U 2
式中：U为子系统综合发展水平；U1、U2分别为农村公共服务、乡村旅游的综合发展水平；wj为指标权重；Zij为某省（区、市）第i年第j项标准化处理后以及经平移所得到的数值；C为耦合度；D为耦合协调度；T为综合协调指数；α、β为待定系数，考虑农村公共服务和乡村旅游重要性与贡献性趋于一致，设定α=β=0.5。借鉴已有文献[30]，将耦合协调度划分为极度失调（0.0≤D<0.3）、中度失调（0.3≤D<0.4）、轻度失调（0.4≤D<0.5）、初级协调（0.5≤D<0.6）、中级协调（0.6≤D<0.7）、良好协调（0.7≤D<0.8）、优质协调（0.8≤D≤1.0）7个等级。

2.4.2 重心与标准差椭圆模型

重心模型用于表述区域属性的空间迁移程度，可更加直观地显示西部地区耦合协调度的时空演变。公式如下：
P i ( x i , y i ) = ∑ i = 1 n w i x i   ∑ i = 1 n w i   ,   ∑ i = 1 n w i y i   ∑ i = 1 n w i  
式中：xi、yi为第i个省（区、市）的重心坐标；wi为第i个省（区、市）的耦合协调度量值；n为省（区、市）数量。
标准差椭圆模型是用于描述空间数据分布特征的地理统计模型，可以有效地捕捉西部地区耦合协调度的空间分布模式和方向趋势。公式如下：
t a n θ = ∑ i = 1 n w i 2 x ˜ i 2 - ∑ i = 1 n w i 2 y ˜ i 2 2 ∑ i = 1 n w i 2 x ˜ i y ˜ i +                         ∑ i = 1 n w i 2 x ˜ i 2 - ∑ i = 1 n w i 2 y ˜ i 2 + 4 ∑ i = 1 n w i 2 x ˜ i 2 y ˜ i 2 2 ∑ i = 1 n w i 2 x ˜ i y ˜ i
σ x = ∑ i = 1 n w i x ˜ i c o s θ - w i y ˜ i s i n θ 2 ∑ i = 1 n w i 2
σ y = ∑ i = 1 n w i x ˜ i s i n θ - w i y ˜ i c o s θ 2 ∑ i = 1 n w i 2
式中：θ为旋转角； x ˜ i、 y ˜ i为各点距离区域重心的相对坐标； σ x和 σ y分别为沿x轴的标准差和沿y轴的标准差。

2.4.3 空间计量模型

空间计量模型有空间滞后模型（SLM）、空间误差模型（SEM）和空间杜宾模型（SDM）。其中，SDM模型同时考虑因变量和自变量的空间相关性，是学术界研究经济地理现象的主流模型，本文主要采用该模型进行影响效应分析，并采用偏微分测度方法将点估计结果分为直接效应、间接效应和总效应。SDM模型表达式为：
y i t = ρ W y i t + β x i t + λ W x i t + v t + μ i + ε i t
式中：yit、xit分别为第i个省（区、市）第t年被解释变量与解释变量观测值； ρ、 λ分别为空间滞后效应和空间误差效应回归系数；β为解释变量待估系数向量；W为空间权重矩阵；vt为时间效应； μ i为个体效应； ε i t为随机扰动项。

3 结果与分析

3.1 西部地区耦合协调度时空特征

3.1.1 耦合协调度时序演化特征分析

图2可知，2010—2023年西部地区耦合协调度总体呈现逐年上涨趋势（除2020年受突发公共卫生事件影响有所下降），由0.279提升至0.620，增长122.22%，平均增长率为6.38%。耦合协调水平呈“极度失调（2010年）→中度失调（2011—2014年）→轻度失调（2015—2017年）→初级协调（2018—2022年）→中级协调（2023年）”的演进轨迹，这与2010年《关于深入实施西部大开发战略的若干意见》、2015年《国务院办公厅关于进一步促进旅游投资和消费的若干意见》和2018年《关于促进乡村旅游可持续发展的指导意见》《乡村振兴战略规划（2018—2022年）》等政策出台时间基本形成呼应，呈现显著的政策驱动型跃迁特征。分省（区、市）来看，除贵州、云南、陕西、甘肃和新疆的耦合协调度于2020年有所下降外，各省（区、市）的耦合协调度呈现平稳上升态势。各省（区、市）在研究初期均处于极度失调和中度失调阶段，到研究末期均过渡到初级协调及以上阶段，其中处于良好协调阶段的省（区、市）为广西、重庆、四川、云南和新疆，该些省（区、市）乡村旅游业较为发达，能够为农村公共服务提供良好反馈；处于中级协调阶段的省（区、市）为内蒙古、贵州、陕西和甘肃，处于初级协调阶段的为青海和宁夏。总的来看，各省（区、市）仍有进步空间，尤其应重点关注青海和宁夏耦合协调水平的提高。
图2 2010—2023年西部地区农村公共服务与乡村旅游耦合协调度时序演化

Fig. 2 Time-series evolution of the coupling coordination degree between rural public services and rural tourism in western China from 2010 to 2023

3.1.2 耦合协调度空间演变特征分析

研究期内起止年份和中间年份的数值比较具有代表意义，因此对2010、2014、2018年和2023年4个时间截面的耦合协调度进行空间呈现（图3）。研究期内西部地区农村公共服务与乡村旅游耦合协调度的空间特征逐渐由“中心高-外围低”向“南部、西北部高，东北部低”演变。四川和重庆作为西部地区的投资大省和旅游强省，人才、资金、技术等资源往往向其集聚，两者耦合协调基础较好，进而促使西部地区在研究初中期以“中心高-外围低”的空间分布形态较为明显。随着地理和资源本底的刚性约束以及西部地区内部的不平衡不充分问题开始突显，南部省（区、市）的耦合协调度增长动力明显强于北部省（区、市），在空间上逐渐呈现出一定的南北分化趋势，以致于研究末期形成“南部、西北部高，东北部低”的空间特征，耦合协调度高值省（区、市）主要分布在南部的广西、重庆、四川和云南，其次还分布于新疆形成“点状突破”，而低值省（区、市）多位于北部的青海、宁夏等构成发展洼地。值得注意的是，新疆是北部地区唯一达到良好协调的省（区、市），这可能是由于新疆“兴边富民行动”“旅游兴疆战略”成效显著，农村公共服务与乡村旅游得到有序互馈发展，促使其耦合协调水平提升明显。
图3 2010—2023年西部地区农村公共服务与乡村旅游耦合协调度空间演变

Fig. 3 Spatial evolution of coupling coordination degree between rural public services and rural tourism in western China from 2010 to 2023

3.1.3 耦合协调度重心变化与标准差椭圆分析

进一步分析耦合协调度重心及标准差椭圆结果（表3）。表3所示，研究期内耦合协调度重心始终位于四川九寨沟县境内，总体呈向西南方向移动趋势，形成此移动趋势的原因与西南地区的经济水平较高、区位优势和旅游竞争力强等因素有关。耦合协调度标准差椭圆方向性明显，始终呈“西北—东南”方向格局。椭圆方位角先增大后减小，标准差椭圆主轴总体呈向顺时针波动旋转，表明西部地区中的东北和西南地区耦合协调度有所提升。椭圆面积从288.73×104 km2波动下降至273.63×104 km2再增大至279.89×104 km2，面积总体减少8.84×104 km2，表明研究期内耦合协调度的集中度先增强后减小。长半轴和短半轴均呈先缩小后增大现象，短半轴的伸缩幅度强于长半轴，表明耦合协调度的分布聚集性先增强后减弱。
表3 西部地区农村公共服务与乡村旅游耦合协调度重心及标准差椭圆结果

Tab. 3 Gravity center and standard deviation ellipse results of coupling coordination degree between rural public services and rural tourism in western China

年份 重心坐标 椭圆方
位角/(°)		 椭圆面
积/104 km2		 长半
轴/km		 短半
轴/km
2010 103.84°E，33.38°N 150.117 288.73 1132.066 811.890
2014 103.76°E，33.42°N 150.756 283.49 1119.981 805.764
2018 103.79°E，33.26°N 151.404 273.63 1108.168 786.020
2023 103.61°E，33.30°N 150.392 279.89 1122.826 793.502

3.2 西部地区耦合协调度对乡村振兴的影响效应

3.2.1 模型估计前验及模型选择

（1） 多重共线性检验。为避免模型估计失真，通过方差膨胀因子法（VIF）诊断解释变量的共线性（表4）。各变量VIF值在1.39~3.47之间，VIF均值为2.35。一般认为VIF值均<5时则表明不存在多重共线性问题，可以构建空间计量模型。（2） 面板数据平稳性检验。为避免非平稳面板数据在回归分析时出现“伪回归”，采取LLC检验和Hadri LM检验对面板数据进行平稳性检验。各变量在LLC检验和Hadri LM检验中均拒绝原假设，表明面板数据平稳，可以进行参数估计。（3） 模型选择及构建。基于Queen邻接标准建立空间邻接矩阵，以此构建空间计量模型。结果显示，莫兰指数检验通过1%显著性水平，表明数据存在显著的空间相关性。空间误差、空间滞后拉格朗日乘数检验均在5%水平上显著，空间误差、空间滞后稳健的拉格朗日乘数检验均在1%水平上显著，说明可采用SEM模型和SLM模型。继续施以似然比检验和沃尔德检验，前者均通过1%显著性水平，后者均通过10%显著性水平，说明SDM模型不需要简化为SEM模型和SLM模型。此外，豪斯曼检验通过5%显著性水平，且在个体和时间固定效应选择上分别通过10%和1%显著性水平，表明本文最理想的模型为双固定空间杜宾模型。
表4 模型估计前验及模型选择结果

Tab. 4 Results of tests of model estimation and selection

变量 VIF检验 LLC检验 Hadri LM检验 空间计量模型选择检验 统计量
VIF 1/VIF 统计量 统计量
lnRR - - -3.916*** 8.673*** 莫兰指数 8.705***
lnD 2.58 0.387267 -1.528* 10.573*** 空间误差拉格朗日乘数检验 4.589**
lnFdi 1.97 0.507015 -4.302*** 8.247*** 空间滞后拉格朗日乘数检验 10.069**
lnIs 1.39 0.719407 -2.388*** 12.888*** 空间误差稳健的拉格朗日乘数检验 11.570***
lnLand 3.47 0.288280 -2.453*** 12.350*** 空间滞后稳健的拉格朗日乘数检验 17.051***
VIF均值 2.35 - - - 空间误差似然比检验 32.07***
空间滞后似然比检验 21.54***
空间误差沃尔德检验 7.88*
空间误差沃尔德检验 7.80*
豪斯曼检验 26.27**
个体固定效应检验 14.79*
时间固定效应检验 122.43***

注：VIF为方差膨胀因子；lnRR为乡村振兴综合发展水平的对数；lnD为耦合协调度的对数；lnFdi为实际利用外资额的对数；lnIs为第三产业产值占GDP比重的对数；lnLand为家庭承包耕地流转总面积的对数；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。下同。

3.2.2 耦合协调度对乡村振兴的影响效应估计

（1） 点估计结果。首先，为比较传统计量模型与空间计量模型，以及比较SEM、SLM和SDM模型的估计结果，利用Stata16软件同时建立了普通最小二乘法（OLS）、SEM、SLM和SDM模型，空间计量模型在空间邻接矩阵下进行参数估计（表5）。从模型拟合度和对数似然函数值来看，4种模型中SDM模型的拟合优度（R2）和对数似然值（LogL）最大，表明采用SDM模型对影响效应进行参数估计是最为理想的模型，与前文结论相符合。
表5 空间计量模型统计结果

Tab. 5 Statistical results of spatial econometrics model

变量/参数 OLS SEM SLM SDM
系数 P值 系数 P值 系数 P值 系数 P值
lnD 0.820***（9.92） 0.000 0.939***（11.41） 0.000 0.700***（7.56） 0.000 0.356**（2.48） 0.013
lnFdi -0.054***（-4.30） 0.000 -0.001（-0.08） 0.938 -0.001（-0.05） 0.961 0.009（0.68） 0.498
lnIs 0.077（0.42） 0.674 -0.041（-0.28） 0.782 -0.225（-1.56） 0.118 -0.485***（-2.78） 0.005
lnLand 0.100***（3.09） 0.002 0.124**（2.35） 0.019 0.087（1.76） 0.078 0.028（0.58） 0.561
W*lnD - - - - - - 0.361**（1.99） 0.046
W*lnFdi - - - - - - 0.052**（2.39） 0.017
W*lnIs - - - - - - 0.573**（2.20） 0.028
W*lnLand - - - - - - 0.093（1.34） 0.179
空间误差回归系数（λ） - - 0.190*（1.94） 0.052 - - - -
空间自回归系数（ρ） - - - - 0.321***（3.98） 0.000 0.224**（2.45） 0.014
拟合优度（R2） 0.716 - 0.879 - 0.885 - 0.901 -
对数似然值（LogL）
 - - 130.314 - 135.577 - 146.347 -

注：OLS为普通最小二乘法回归模型；SEM为空间误差模型；SLM为空间滞后模型；SDM为空间杜宾模型；W*lnD、W*lnFdi、W*lnIs、W*lnLand分别为lnD、lnFdi、lnIs、lnLand的空间滞后项；括号内数值为统计量。下同。

SDM模型点估计结果如表5所示，耦合协调度（lnD）对乡村振兴（lnRR）影响的估计系数为0.356，在5%统计水平上显著，表明耦合协调度能够显著推动本地乡村振兴水平提升。空间滞后项W*lnD系数为0.361，在5%统计水平上显著，表明本地耦合协调度能促进邻近省（区、市）的乡村振兴，即产生正向空间溢出效应。空间自相关系数ρ值为0.224且在5%水平上显著，也说明本地耦合协调度能够带动邻地乡村振兴，进一步验证结果。
（2） 微偏分估计结果。点估计考察空间溢出效应会出现估计偏误，无法完全反映解释变量对被解释变量的影响。因此基于微偏分方法将SDM模型的空间溢出效应进行分解（表6）。一是耦合协调度对本地乡村振兴的影响。耦合协调度（lnD）对本地乡村振兴（lnRR）影响的直接效应估计为0.391，且在1%的显著性水平下显著，表明耦合协调度能够显著提升本地的乡村振兴。农村公共服务与乡村旅游耦合协调有效引导了人力、物力、财力等乡村生产要素回流与在地重聚，并通过功能互补、整合资源激活了乡村各类闲置资源，补足短板，形成资源分配高效、产业联动紧密、经济效益与生态保护均衡的良好局面，从而推动乡村发展，实现本地乡村振兴。
表6 空间溢出效应微偏分估计结果

Tab. 6 Results of spatial spillover partial differential estimation

变量 直接效应 间接效应 总效应
系数 P值 系数 P值 系数 P值
lnD 0.391*** 0.006 0.539*** 0.002 0.930*** 0.000
（2.75） （3.10） （5.65）
lnFdi 0.012 0.344 0.068** 0.011 0.080** 0.015
（0.95） （2.54） （2.42）
lnIs -0.435*** 0.008 0.555* 0.070 0.120 0.702
（-2.78） （1.70） （0.38）
lnLand 0.035 0.468 0.122 0.150 0.157 0.107
（0.73） （1.44） （1.61）
二是耦合协调度对邻地乡村振兴的空间溢出效应。耦合协调度（lnD）对乡村振兴（lnRR）影响的间接效应估计为0.539，且在1%的显著性水平下显著，这表明本地耦合协调度能够显著提升邻地的乡村振兴。结果还可以看出，空间溢出效应要明显大于直接效应。一方面，农村公共服务与乡村旅游耦合协调推动了区域联合与城乡互动，进一步促进乡村地域空间的整合集成与优化重组，以空间资金、技术、信息等要素溢出实现区域乡村全面振兴。另一方面，耦合协调度较高的地区容易形成地区间“示范效应”进行空间传导，先进的耦合协调发展理念带动周边地区巩固自身农村公共服务与乡村旅游建设，有利于突破行政壁垒优化相邻地区农村公共服务要素分配和乡村旅游产业布局，进一步缓解乡村振兴与其他地区发展不匹配的问题。该结果与刘佳等[31]、张博胜等[32]的研究较为相似。

4 结论与建议

4.1 结论

（1） 2010—2023年耦合协调度由0.279提升至0.620，增长122.22%，平均增长率为6.38%，耦合协调水平由极度失调提升至中级协调；各省（区、市）耦合协调度均发展到初级协调及以上阶段，但仍有进步空间。各省（区、市）耦合协调度呈分异特征，空间上呈现由“中心高-外围低”演变为“南部、西北部高，东北部低”的非均衡格局，西南地区发展明显优于西北地区。
（2） 耦合协调度的重心迁移整体呈向西南方向移动趋势，标准差椭圆呈“西北—东南”方向格局分布，椭圆面积先缩小后增大但总体呈现缩小趋势，耦合协调度的分布聚集性先增强后减弱。
（3） 耦合协调度对乡村振兴存在显著的正向影响和空间溢出效应。点估计结果下，耦合协调度对乡村振兴影响的估计系数为0.356且通过5%显著性检验，耦合协调度空间滞后项系数为0.361，在5%统计水平上显著。微偏分估计结果下，耦合协调度对乡村振兴的直接效应估计系数为0.391且通过1%显著性检验，耦合协调度对乡村振兴的间接效应估计系数为0.539，在1%统计水平上显著，总效应为0.930且通过1%显著性检验。

4.2 建议

（1） 加快推进农村公共服务与乡村旅游高质量耦合协调发展。结果可知，西部地区各省（区、市）农村公共服务与乡村旅游耦合协调度仍有进步空间，尤以西北地区青海、宁夏等地。各级政府应重视农村公共服务与乡村旅游协调发展规划，明确发展目标、空间布局和实施路径，确保两者在发展中相互促进、相互支撑；优化农村公共服务设施布局，结合乡村旅游发展需求，完善基础设施、公共环境、公共文化、公共医疗等公共服务建设。其次，可以创新性地制定农村公共服务与乡村旅游协调发展的政策措施，如给予财政补贴、税收优惠等，降本增效，探索建立两者协调发展的合作机制，加强政府、企业、社会组织等多方合作，形成发展合力。
（2） 统筹区域间耦合协调水平以推动西部地区整体乡村振兴。以加强构建农村公共服务与乡村旅游耦合协调发展对乡村振兴的空间溢出机制为重点，各地区应加强政府间合作，共同制定农村公共服务与乡村旅游协调发展规划，打破行政壁垒，发挥辐射效应和涓滴效应，以推动区域一体化发展。其次，在规划农村公共服务与乡村旅游协调发展时，应注重空间布局的合理性，避免资源过度集中或分散。通过优化空间布局，促进城乡之间、不同乡村地区之间的均衡发展，缩小发展差距。最后，建立西部地区农村公共服务与乡村旅游协调发展的评估机制，定期对发展成果进行评估和总结，及时调整和优化发展规划，推动西部地区整体乡村振兴持续健康发展。

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