肖臻泉，普拉提·莫合塔爾，安朝高

1.新疆歷史文化旅游可持續(xù)發(fā)展重點實驗室，烏魯木齊 830046； 2.新疆大學(xué) 旅游學(xué)院 ，烏魯木齊 830046

黨的十九大報告提出的實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，是繼中國新農(nóng)村建設(shè)后著眼于農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展和著力解決中國“三農(nóng)”問題的又一重大戰(zhàn)略[1]．鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中明確提出要通過產(chǎn)業(yè)興旺方式推動鄉(xiāng)村振興的有效落實，要因地制宜制定鄉(xiāng)村振興的發(fā)展機制和政策機制，充分利用當?shù)刭Y源，將發(fā)展旅游休閑經(jīng)濟作為農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重要手段[2]．在宏觀環(huán)境的支持下，我國鄉(xiāng)村旅游業(yè)得到了飛速的發(fā)展．文化和旅游部發(fā)布的《全國鄉(xiāng)村旅游發(fā)展監(jiān)測報告(2019年上半年)》顯示，上半年全國鄉(xiāng)村旅游人數(shù)達到15.1億人次，同比增加了11.7%； 總收入0.86萬億元，同比增加了7.6%．

2018年8月25日在烏魯木齊召開的旅游發(fā)展年會上，新疆首次提出了“旅游興疆”戰(zhàn)略，推動以旅游業(yè)為龍頭產(chǎn)業(yè)的綠色發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)保護的雙贏局面．2019年1月起“旅游興疆”戰(zhàn)略全面實施，極大地促進了新疆旅游業(yè)蓬勃發(fā)展，并取得初步成效．據(jù)《新疆維吾爾自治區(qū)2019年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》統(tǒng)計，相比上一年，新疆2019年全年接待游客增長42.0%，旅游總消費增長40.8%，國內(nèi)游客增長43.3%．為了尋找旅游業(yè)發(fā)展新動力，充分發(fā)揮旅游業(yè)對國民經(jīng)濟的拉動作用，新疆積極推行“旅游+”發(fā)展模式，將旅游發(fā)展與脫貧攻堅戰(zhàn)結(jié)合在一起，鼓勵各地州政府大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，制定鄉(xiāng)村旅游規(guī)劃，實施休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游精品工程．

農(nóng)家樂旅游是鄉(xiāng)村旅游的一種形式，它是由傳統(tǒng)旅游業(yè)和農(nóng)業(yè)結(jié)合而成的旅游項目[3]．在國家和地方政府的支持下，各地農(nóng)家樂數(shù)量急劇上升，級別也不斷提高，在提高農(nóng)民收入和建立和諧農(nóng)村方面起到了不可或缺的作用．目前新疆農(nóng)家樂的發(fā)展仍然處在起步階段，因此從宏觀層面掌握農(nóng)家樂空間分布格局及其背后的驅(qū)動機制，是大力推進和健康發(fā)展新疆農(nóng)家樂的必然要求．目前已有大量關(guān)于農(nóng)家樂的概念、滿意度、品牌形象等的研究，作為人文地理研究熱點之一的社會經(jīng)濟要素的空間格局分析，國內(nèi)外相關(guān)研究從區(qū)域和國家尺度上對此進行了分析，為該領(lǐng)域的研究提供了豐富的文獻資料．國內(nèi)關(guān)于農(nóng)家樂空間分布方面的研究較多，但研究內(nèi)容集中在旅游業(yè)比較發(fā)達的中東部地區(qū)，很少涉及西部地區(qū)，如，耿虹等[4]、余瑞林等[5]采用最鄰近指數(shù)法、基尼系數(shù)、核密度分析探討了湖北、浙江和四川的農(nóng)家樂聚集模式； 王宜強等[6]、鄒雄等[7]利用數(shù)理統(tǒng)計法和空間分析法分析了交通條件、資源稟賦、經(jīng)濟水平等對農(nóng)家樂空間分異的影響．對傳統(tǒng)的農(nóng)家樂或農(nóng)業(yè)示范點[8-9]的相關(guān)研究都是基于官網(wǎng)公布數(shù)據(jù)或?qū)嵉卣{(diào)查，借助定位系統(tǒng)獲取經(jīng)緯度進行的，而農(nóng)家樂最新動態(tài)很難在統(tǒng)計數(shù)據(jù)上體現(xiàn)，為此，馮理明等[10]、李嘉欣等[11]利用POI數(shù)據(jù)對鄭州市和重慶市主城區(qū)的休閑農(nóng)業(yè)和農(nóng)家樂進行研究，用大數(shù)據(jù)方法彌補了數(shù)據(jù)缺陷．基于此，本文以新疆農(nóng)家樂為研究對象，利用大數(shù)據(jù)對新疆農(nóng)家樂空間格局進行系統(tǒng)分析，以克服統(tǒng)計數(shù)據(jù)的有限性，揭示農(nóng)家樂空間分布的特征、區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展水平和影響農(nóng)家樂分布的主要因素．

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

為獲取最新的農(nóng)家樂數(shù)據(jù)，本文采用爬蟲工具，在高德地圖平臺上抓取截至2020年4月的新疆農(nóng)家樂POI數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)包括各POI的名稱、經(jīng)緯度、地理位置和類型等，經(jīng)篩選最終得到3 463個農(nóng)家樂POI數(shù)據(jù)(其中星級農(nóng)家樂信息來源于新疆文化和旅游廳官網(wǎng))，并建立空間數(shù)據(jù)庫，各地州農(nóng)家樂數(shù)量如表1所示．路網(wǎng)數(shù)據(jù)來源于OSM(http：// www.openst reetmap.org)； 高程數(shù)據(jù)和植被覆蓋度從資源環(huán)境數(shù)據(jù)云平臺(http：//www.resdc.cn)獲得； 社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于新疆統(tǒng)計年鑒．

表1 新疆各地區(qū)各類型農(nóng)家樂數(shù)量統(tǒng)計表

1.2 研究方法

1.2.1 最鄰近指數(shù)法

在宏觀層面，農(nóng)家樂可以被視為點要素，而點狀要素的空間分布類型有均勻、隨機和聚集3種[12]．本文采用最鄰近點指數(shù)法判別新疆農(nóng)家樂的空間分布類型，計算公式為：

(1)

(2)

1.2.2 變異系數(shù)

由于采用最鄰近指數(shù)來判斷點要素的空間分布狀態(tài)其判斷標準尚存爭議，因此本文采用多邊形的變異系數(shù)值對最鄰近指數(shù)的結(jié)果進行驗證．變異系數(shù)定義為Voronoi多邊形面積的標準差與平均值的比值，它可衡量現(xiàn)象在空間上的相對變化程度，從而評估樣本的分布類型[13]．計算公式為：

(3)

CV=R/S

(4)

式中：CV為變異系數(shù)；Si，S，n，R分別表示第i個多邊形的面積、多邊形面積的均值、多邊形面積的個數(shù)、標準差．根據(jù)Duyckaerts等[14]提出的3個建議值對點要素空間分布類型進行劃分：當CV<33%時，點集為“均勻”分布； 當33%≤CV≤64%時，點集為“隨機”分布； 當CV>64%時，點集為“集群”分布．

1.2.3 核密度分析

最鄰近指數(shù)和不均衡指數(shù)都是從數(shù)理統(tǒng)計角度來反映地理要素的分布狀態(tài)，但并不能直觀地反映要素的實際空間分布．核密度分析法能比較清晰地反映要素的分布和聚集特征，彌補最鄰近指數(shù)和均衡指數(shù)的不足．核密度分析是以每一個格網(wǎng)點為中心，搜索落入一定半徑圓形范圍內(nèi)的點狀地理要素，統(tǒng)計其數(shù)量值，進而求出每一個格網(wǎng)點的密度值．核密度能夠更好地反映一個核對周邊區(qū)域的影響力度，核密度值越高樣本點分布越密集[15]，計算公式如下：

(5)

1.2.4 空間自相關(guān)分析

(1) 全局莫蘭指數(shù)

地理學(xué)第一定律認為地球表面任何事物都是相關(guān)的，但相近事物之間的相關(guān)性更強[17]，這種基于空間位置對要素分布之間相關(guān)性進行的分析又稱為空間自相關(guān)性分析，通常采用全局Morans’I指數(shù)、全局Geary’s指數(shù)和全局Getis-Ord G指數(shù)是來判別地理要素是否存在空間自相關(guān)性．本文選用全局Morans’I指數(shù)，其計算公式為：

(6)

(2) 局部莫蘭指數(shù)

全局Morans’I指數(shù)只能從整體上來判斷研究對象在研究區(qū)域內(nèi)是否存在聚集現(xiàn)象，并不能明確指出聚集區(qū)的具體位置和異常情況，而利用局部莫蘭指數(shù)可以度量每個區(qū)域與周邊地區(qū)之間的空間關(guān)聯(lián)和空間差異程度[18]．計算公式如下：

(7)

式中：xi，xj為區(qū)域i，j中農(nóng)家樂的個數(shù)；wij為空間向量矩陣．如果Ii值大于0，說明地區(qū)i與周圍的空間單元都為高值或低值； 如果Ii值小于0，說明地區(qū)i為高(低)值，但周圍空間單元表現(xiàn)為低(高)值．

1.2.5 回歸分析

每個縣域空間單元的農(nóng)家樂數(shù)量是不連續(xù)的，具有明顯的離散特征．在研究離散型計數(shù)變量時多采用泊松回歸方法，但是泊松回歸要求樣本數(shù)據(jù)均值與方差相等，如果數(shù)據(jù)過于離散可采用負二項回歸．本文以新疆各縣市農(nóng)家樂數(shù)量為因變量，分別采用多元線性回歸、泊松回歸和負二項回歸分析農(nóng)家樂分布的影響因素，經(jīng)過比較選取最合適的計量模型．

2 新疆農(nóng)家樂空間分布特征分析

2.1 空間分布類型

運用ArcGIS 10.3中的平均最鄰近和泰森多邊形工具計算農(nóng)家樂的最鄰近指數(shù)和變異系數(shù)，計算結(jié)果表明(表2)：① 經(jīng)濟型農(nóng)家樂預(yù)期最鄰近距離為12.164 km，實際最鄰近距離2.251 km，最鄰近指數(shù)為0.185<1，p=0，CV值為687%； ② 星級農(nóng)家樂預(yù)期最鄰近距離為21.386 km，實際最鄰近距離4.349 km，最鄰近指數(shù)為0.203<1，p=0，CV值為406%； ③ 將星級農(nóng)家樂和經(jīng)濟型農(nóng)家樂合并視為新疆農(nóng)家樂總體，其預(yù)期最鄰近距離為10.834 km，實際最鄰近距離1.862 km，最鄰近指數(shù)為0.172<1，p=0，CV值為702%．最鄰近指數(shù)和變異系數(shù)都表明新疆經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體在空間上表現(xiàn)為聚集的分布態(tài)勢，且聚集分布特征的顯著性較強．其中，聚集性強度由大到小依次為農(nóng)家樂總體、經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂．

表2 新疆各類型農(nóng)家樂最鄰近指數(shù)和變異系數(shù)計算結(jié)果表

2.2 空間分布格局

采用ArcGIS 10.3軟件中的核密度分析方法，以新疆維吾爾自治區(qū)行政單元為分析范圍，計算50 km、55 km、60 km、65 km、70 km搜索半徑下新疆經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂、農(nóng)家樂總體的核密度狀況，發(fā)現(xiàn)在65 km搜索半徑下的核密度結(jié)果可以較為清晰地呈現(xiàn)空間分布差異特性．

由圖1可知，經(jīng)濟型農(nóng)家樂形成1個主核心和3個次核心區(qū)(圖1a)．主核心以烏魯木齊市大部分的區(qū)域為主，同時包含昌吉市和阜康市與烏魯木齊市相鄰的小部分區(qū)域，圍繞主核心形成了一個較大的環(huán)狀次核心區(qū)(包括烏魯木齊市與昌吉市、阜康市交界地帶，昌吉市與托克遜縣交界地帶)，其他2個次核心區(qū)分別為位于阿勒泰地區(qū)的哈爾巴縣、布爾津縣次核心區(qū)，位于伊犁哈薩克自治州的霍城縣、伊寧市、伊寧縣、察布查爾錫伯自治縣次核心區(qū)．

星級農(nóng)家樂形成2個主核心區(qū)和13個次核心區(qū)(圖1b)．2個主核心區(qū)分別為：① 烏魯木齊市、昌吉市、阜康市交界主核心區(qū)； ② 位于伊犁哈薩克自治州(直屬縣市)的霍城縣、伊寧市、伊寧縣、察布查爾錫伯自治縣交界主核心區(qū)．圍繞這2個主核心，外圍均形成環(huán)狀次核心區(qū)．其余11個核心區(qū)位于：① 阿勒泰市； ② 塔城地區(qū)的塔城市、裕民縣交界地； ③ 昌吉回族自治州的吉木薩爾縣和奇臺縣交界地； ④ 吐魯番市的高昌區(qū)和托克遜縣交界地； ⑤ 哈密市的巴里坤哈薩克自治縣和伊州區(qū)交界地、伊州區(qū)； ⑥ 巴音郭楞蒙古自治州的庫爾勒市、焉耆回族自治縣、和靜縣、和碩縣、博湖縣交界地； ⑦ 阿克蘇市； ⑧ 喀什地區(qū)的岳普湖縣，莎車縣、澤普縣、葉城縣交界地； ⑨ 克孜勒蘇柯爾克孜自治州和喀什地區(qū)交界地，主要包括阿圖什市、疏附縣、疏勒縣、喀什市．

農(nóng)家樂總體包括1個主核心和4個次核心區(qū)(圖1c)，農(nóng)家樂總體核心區(qū)包含經(jīng)濟型農(nóng)家樂的1個主核心區(qū)和3個次核心區(qū)以及塔城地區(qū)的沙灣縣次核心區(qū)．

從核密度圖可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟型農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體分布相似．北疆農(nóng)家樂核密度以帶狀分布和點狀分布為主，克拉瑪依市、昌吉自治州、烏魯木齊市、塔城地區(qū)集中相連形成帶狀區(qū)域，且集中連片區(qū)域范圍較大，說明北疆的農(nóng)家樂實現(xiàn)了地區(qū)間聯(lián)動發(fā)展； 南疆農(nóng)家樂核密度仍以點狀分布為主，各地區(qū)間聯(lián)系較弱．南北疆農(nóng)家樂核密度差異明顯，可能是受到地區(qū)經(jīng)濟、交通等條件的影響．星級農(nóng)家樂南北疆核密度均為帶狀分布和點狀分布，相比較而言，南北疆農(nóng)家樂核密度差異較小，這可能是因為星級農(nóng)家樂受到政府政策的影響．

整體而言，所有類型農(nóng)家樂都呈現(xiàn)“北疆多、南疆少”的分布特征，進一步分析發(fā)現(xiàn)：① 新疆地區(qū)農(nóng)家樂具有繞行政駐地分布的特征，如烏魯木齊市周邊形成多個核心區(qū)，烏魯木齊市與周邊地區(qū)形成的城市群是農(nóng)家樂分布最密集的地方，同時離烏魯木齊市越遠，核心區(qū)的數(shù)量和范圍逐漸變少； ② 各地區(qū)各類型農(nóng)家樂呈現(xiàn)沿市分布的特征，如昌吉市、塔城市、哈密市、阿勒泰市等均出現(xiàn)核心聚集區(qū)．新疆各地區(qū)的農(nóng)家樂布局符合中心地理論，可能是由于烏魯木齊市和地級市經(jīng)濟發(fā)展好，人口集中，各種基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)完善，因此對農(nóng)家樂的需求也大．

2.3 空間自相關(guān)分析

以新疆各縣市為基本空間單元，利用Geoda軟件計算出經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂、農(nóng)家樂總體空間分布的全局Morans’I指數(shù)分別為0.232，0.216，0.244，Z值分別為3.945，3.195，4.023，p值分別為0.003，0.007，0.001．指數(shù)值均為正且通過了顯著性檢驗，表明新疆各類型農(nóng)家樂的分布具有顯著的全局空間自相關(guān)特征，即無論是農(nóng)家樂分布較多還是較少的地區(qū)，在空間上均呈現(xiàn)聚集分布狀態(tài)．由于全局自相關(guān)分析不能有效地揭示局部狀態(tài)，因而需進一步運用Moran散點圖探測各類型農(nóng)家樂分布的局部自相關(guān)性．

由圖2可知，經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂、農(nóng)家樂總體數(shù)量落在 Moran散點圖第一和第三象限的縣域分別占新疆所有縣域總數(shù)的 72.92%，60.42%，71.88%，表明新疆各類型農(nóng)家樂的空間分布趨向于局部正相關(guān)，即相鄰縣域的農(nóng)家樂數(shù)量呈現(xiàn)較強的聚集分布特征(“高—高”型或“低—低”型)，這與全局莫蘭指數(shù)估計結(jié)果一致．其中，第三象限的比例大于第一象限的比例，即“低—低”聚集性更為明顯，同時，也存在少量的“高—低”型、“低—高”型．

圖2 新疆各縣市農(nóng)家樂Moran散點圖

3 新疆農(nóng)家樂空間分布影響因素分析

3.1 模型設(shè)計與變量選取

農(nóng)家樂的空間分布受到多種因素的共同影響，已有研究[4，11，19-20]大多采用地理加權(quán)回歸、相關(guān)性分析、地理探測器等方法，從地區(qū)經(jīng)濟、地形地勢、客源市場和交通區(qū)位等維度進行討論．考慮到研究區(qū)的實際情況、數(shù)據(jù)類型和可獲取性，本文采用計數(shù)回歸模型、廣義最小二乘法對新疆各類型農(nóng)家樂空間分布影響因素進行分析．以新疆各縣市農(nóng)家樂數(shù)量為因變量，以自然、生態(tài)、交通條件、資源、旅游業(yè)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平7個維度為自變量進行統(tǒng)計分析(表3)．

表3 變量及統(tǒng)計信息描述表

采用Stata分別計算經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂、農(nóng)家樂總體的多元線性回歸、泊松回歸、負二項回歸．在多元線性回歸模型中，3類農(nóng)家樂回歸JB值都較大，p<0.01，表明模型殘差不服從正態(tài)分布，多元線性回歸無效； 對比泊松回歸和負二項回歸的LogLikelihood和AIC值，負二項回歸的擬合效果更好，同時alpha值的取值范圍拒絕了alpha=0的假設(shè)．因此，本文最終選用負二項回歸模型對經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體空間分布影響因素進行討論，最終結(jié)果見表4．

3.2 結(jié)果分析

根據(jù)表4中負二項回歸模型結(jié)果可知，在0.05顯著性水平以上的變量包括X2，X3，X4，X5，回歸系數(shù)絕對值從大到小依次為X2，X4，X3，X5，表明各變量對經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體分布數(shù)量的影響程度從大到小依次為植被覆蓋度、路網(wǎng)密度、3A-5A級旅游景區(qū)數(shù)量、游客人數(shù)，生態(tài)環(huán)境、交通條件、資源稟賦、旅游業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)家樂空間分布的影響較顯著．

表4 負二項回歸結(jié)果

3.2.1 生態(tài)環(huán)境

由于城市污染日益嚴重，人們對生態(tài)旅游的需求逐漸增多．其中，農(nóng)家樂鄉(xiāng)村旅游將自然生態(tài)與當?shù)鼐用裆罘绞酵昝廊诤显谝黄穑浞职l(fā)揮出鄉(xiāng)村的生命力，受到廣大旅游愛好者的青睞[21]．植被覆蓋度(NDVI)常用來評價一個地區(qū)植被覆蓋情況，其取值范圍為0～1，其值越大代表地區(qū)的植被覆蓋度越大，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量越高．由表4可得，經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體回歸模型中變量X2系數(shù)分別為82.213 0，19.852 1，99.333 6，說明新疆各縣市農(nóng)家樂數(shù)量與植被覆蓋度成正相關(guān)，即良好的生態(tài)環(huán)境有利于各類型農(nóng)家樂聚集．為進一步討論各類農(nóng)家樂與植被覆蓋度(NDVI)的關(guān)系，利用ARCGIS 10.3將NDVI圖層與農(nóng)家樂圖層疊加，提取每家農(nóng)家樂的NDVI值，生成各類農(nóng)家樂的核密度估計圖(圖3)．從圖中可以發(fā)現(xiàn)：星級農(nóng)家樂核密度估計曲線呈單峰拖尾分布，中心位置偏右，表明新疆星級農(nóng)家樂NDVI值整體較高； 經(jīng)濟型農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體核密度估計曲線相似，具有明顯的階段式跳躍雙峰特征，表明兩類農(nóng)家樂NDVI值存在多極分化現(xiàn)象，并且極化的程度有增加趨勢； 從分布形態(tài)來看，星級農(nóng)家樂波峰陡峭，經(jīng)濟型農(nóng)家樂波峰較為扁平，表明星級農(nóng)家樂NDVI值空間差距比經(jīng)濟型農(nóng)家樂小，而在兩類農(nóng)家樂的相互作用下農(nóng)家樂總體NDVI值空間差距更?。?/p>

3.2.2 交通條件

經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體回歸模型中變量系數(shù)均為負，說明新疆各縣市農(nóng)家樂數(shù)量與路網(wǎng)密度呈負相關(guān)關(guān)系．這可能是因為路網(wǎng)密度高低與交通量大小成正比，而各種交通工具帶來的過程型污染和殘留型污染會造成生態(tài)環(huán)境損失，甚至導(dǎo)致區(qū)域生態(tài)環(huán)境碎化，降低生態(tài)環(huán)境質(zhì)量[22]，從而間接影響各類型農(nóng)家樂的布局．交通網(wǎng)絡(luò)是旅游業(yè)發(fā)展的重要條件，也是聯(lián)系旅游目的地和客源地的通道和橋梁，旅游交通的通暢程度直接影響旅游目的地的可進入性和游客游玩的感應(yīng)距離，對旅游地的建設(shè)和發(fā)展有著重要影響．回歸只能說明農(nóng)家樂和路網(wǎng)密度在數(shù)量上的負相關(guān)，為進一步說明路網(wǎng)分布與各類型農(nóng)家樂的空間分布的聯(lián)系，本文利用ARCGIS進行緩沖區(qū)劃分．各類農(nóng)家樂與道路距離以1 km為間隔，統(tǒng)計不同間隔距離內(nèi)農(nóng)家樂的數(shù)量并建立坐標圖，結(jié)果如圖4顯示，經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體數(shù)量隨著各農(nóng)家樂距離道路的增大急劇減少，表現(xiàn)出以主要交通干線為中心的空間距離衰減規(guī)律．其中，2 km緩沖區(qū)內(nèi)各類型農(nóng)家樂占比超過70%，4 km緩沖區(qū)范圍內(nèi)各類型農(nóng)家樂占比超過80%，表明新疆農(nóng)家樂空間分布具有沿主要陸地交通線分布的特征．

圖3 新疆各類型農(nóng)家樂NDVI核密度估計圖

圖4 新疆各類型農(nóng)家樂分布與路網(wǎng)的關(guān)系

3.2.3 資源稟賦

旅游資源稟賦是影響一個地區(qū)旅游發(fā)展的重要因素，資源的豐富度和等級高低直接決定一個區(qū)域旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格局．回歸結(jié)果顯示，新疆各縣市經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體數(shù)量都與該地區(qū)的資源數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)家樂的發(fā)展表現(xiàn)出來一定的旅游資源依賴性．為了進一步觀察各類型農(nóng)家POI點與景區(qū)的耦合關(guān)系，拾取各縣市3A，4A及5A級景區(qū)經(jīng)緯度(圖5)，以景點為中心生成半徑為20 km的緩沖區(qū)．結(jié)果發(fā)現(xiàn)，落在緩沖區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟型農(nóng)家樂占87.47%，星級農(nóng)家樂占84.51%，新疆農(nóng)家樂較多分布在旅游資源稟賦較多的地區(qū)，這與區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展布局相適應(yīng)，因為分布在景區(qū)周邊可以充分發(fā)揮旅游景區(qū)的邊緣效應(yīng)和資源互補效用，吸引更多的人流、資金等，促進自身向市場化、產(chǎn)業(yè)化方向轉(zhuǎn)變[23]．

3.2.4 旅游業(yè)發(fā)展水平

旅游業(yè)發(fā)展水平高低是鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的重要依托條件，同時也是農(nóng)家樂空間分布的重要因素．經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體回歸模型中變量系數(shù)均為正值，說明新疆各縣市農(nóng)家樂數(shù)量與當?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展水平呈顯著正相關(guān)性，但影響程度較?。m然新疆鄉(xiāng)村旅游業(yè)始于20世紀90年代，但2011年才開始對優(yōu)秀農(nóng)(牧)家樂或旅游企業(yè)給予資金扶持，2016年旅游工作報告中才將鄉(xiāng)村旅游和旅游扶貧擺在更加重要的位置，各項建設(shè)與經(jīng)營管理不夠完善，旅游業(yè)對其拉動作用較弱．這也說明在以后的休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游發(fā)展中需更加注重旅游業(yè)的引導(dǎo)和帶動作用，使之與其他旅游形式相互促進，共同發(fā)展，助力鄉(xiāng)村脫貧致富[7]．

3.2.5 自然因素

新疆屬于“三山夾兩盆”地形．北部有阿爾泰山脈和準噶爾盆地，南部為昆侖山系和塔里木盆地，天山橫亙新疆中部將其分為南北兩半．負二項回歸結(jié)果顯示，海拔高度對各縣域經(jīng)濟型農(nóng)家樂和星級農(nóng)家樂數(shù)量無顯著性影響，但與農(nóng)家樂總體數(shù)量呈弱負相關(guān)關(guān)系，說明自然要素直接作用于農(nóng)家樂的總體分布，但對農(nóng)家樂質(zhì)量等級無顯著影響．使用ArcGIS 10.3軟件將新疆地形高程圖與3 463個農(nóng)家樂進行圖層耦合(圖6)發(fā)現(xiàn)，新疆農(nóng)家樂大多分布在山脈兩側(cè)海拔較低區(qū)域，其中北部阿勒泰地區(qū)農(nóng)家樂主要沿阿爾泰山脈分布，其他地區(qū)農(nóng)家樂主要沿天山分布； 南部和田、喀什等地區(qū)農(nóng)家樂主要沿昆侖山脈分布．

基于審圖號為GS(2016)2556號的標準地圖制作．圖5 新疆高星級景區(qū)分布圖

基于審圖號為GS(2016)2556號的標準地圖制作．圖6 新疆農(nóng)家樂與高程耦合圖

3.2.6 農(nóng)業(yè)發(fā)展水平

農(nóng)家樂鄉(xiāng)村旅游作為農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的結(jié)合產(chǎn)物，它受到農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響．農(nóng)業(yè)發(fā)展水平是影響投資者投資休閑農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的因素之一，直接決定農(nóng)家樂的數(shù)量[24]．各縣市經(jīng)濟型農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體數(shù)量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值呈顯著正相關(guān)性，星級農(nóng)家樂數(shù)量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值未形成顯著相關(guān)性，說明農(nóng)業(yè)發(fā)展水平直接影響農(nóng)家樂的總體分布，但對農(nóng)家樂質(zhì)量等級的影響有限．其中一種可能原因是星級農(nóng)家樂的評定標準在一定程度上側(cè)重于農(nóng)家樂基礎(chǔ)設(shè)施和軟件條件，沒有直接涉及到當?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展水平．因此，在未來發(fā)展鄉(xiāng)村旅游的過程中，需要通過不斷增進農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的深度融合，借助兩個產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢來促進農(nóng)業(yè)相關(guān)旅游資源的合理開發(fā)與運營．

3.2.7 城鎮(zhèn)化水平

城鎮(zhèn)化水平變量系數(shù)均未通過顯著性檢驗，新疆各縣市經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂、農(nóng)家樂總體數(shù)量與城市人口占比沒有顯著相關(guān)性，說明新疆各縣域內(nèi)城鎮(zhèn)化水平發(fā)展相對均衡，不是各類農(nóng)家樂布局的關(guān)鍵因素．

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

1) 新疆經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂以及農(nóng)家樂總體在空間上均表現(xiàn)為聚集的分布態(tài)勢．經(jīng)濟型農(nóng)家樂和農(nóng)家樂總體分布相似，北疆農(nóng)家樂核密度以帶狀和點狀分布為主，南疆農(nóng)家樂核密度仍以點狀分布為主，南北疆核密度差異顯著； 星級農(nóng)家樂南北疆核密度均為帶狀和點狀分布，差異不顯著．另外，農(nóng)家樂表現(xiàn)出繞行政駐地分布特征，離烏魯木齊市越遠，核心區(qū)的數(shù)量和范圍逐漸變少； 各地區(qū)各類型農(nóng)家樂呈沿市分布的特征，布局符合中心地理論．

2) 新疆經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂以及農(nóng)家樂總體均呈現(xiàn)顯著的空間正相關(guān)，相鄰縣市的農(nóng)家樂數(shù)量主要呈現(xiàn)“高—高”型或“低—低”型的聚集分布特征，“低—低”聚集性更為明顯．同時，也存在少量的“高—低”型、“低—高”型．

3) 新疆經(jīng)濟型農(nóng)家樂、星級農(nóng)家樂以及農(nóng)家樂總體的空間分異均受到生態(tài)環(huán)境、交通條件、資源稟賦、旅游業(yè)發(fā)展水平的影響，海拔和農(nóng)業(yè)發(fā)展水平雖直接作用于農(nóng)家樂總體，但對農(nóng)家樂質(zhì)量等級的影響有限； 另外，農(nóng)家樂空間分布呈現(xiàn)出“沿公路” “繞景點” “空間距離衰減規(guī)律”等空間分異特征．

4.2 建議

新疆鄉(xiāng)村旅游雖然起步較早，但仍然處于發(fā)展的初級階段，應(yīng)充分利用本地區(qū)資源優(yōu)勢，進一步挖掘鄉(xiāng)村旅游業(yè)的潛力．① 提升農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展水平，促進產(chǎn)業(yè)融合．由于農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)家樂的空間分布有正向影響，因此在現(xiàn)有發(fā)展的基礎(chǔ)上，需要不斷推動農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)發(fā)展，可給予貧困地區(qū)政策支持，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)增收； 另外，還應(yīng)積極推進農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)的深度融合，對現(xiàn)有農(nóng)業(yè)進行深層次產(chǎn)品開發(fā)，挖掘產(chǎn)品文化內(nèi)涵，實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品到旅游產(chǎn)品的轉(zhuǎn)化．② 實現(xiàn)農(nóng)家樂發(fā)展的均衡化．新疆各類型農(nóng)家樂呈現(xiàn)聚集性分布，南北疆發(fā)展不均衡，在今后發(fā)展過程中應(yīng)注意南疆各地區(qū)聯(lián)動發(fā)展，避免極化發(fā)展趨勢，從而實現(xiàn)南北疆協(xié)調(diào)發(fā)展．③ 充分發(fā)揮景區(qū)的經(jīng)濟溢出效應(yīng)．高星級景區(qū)對游客具有較強的吸引力，大量的游客可作為農(nóng)家樂的客源．政府應(yīng)該合理調(diào)控景區(qū)周圍農(nóng)家樂的分布格局和分布數(shù)量，提高級景區(qū)與農(nóng)家樂的空間耦合程度，為游客提供集觀光和度假為一體的綜合性旅游產(chǎn)品，提升游客滿意度，更大程度發(fā)揮景區(qū)的作用．