黃冬梅，龍茂興，何學(xué)海

(遵義師范學(xué)院 a.歷史文化與旅游學(xué)院；b.科研處，貴州 遵義 563006)

0 引言

農(nóng)民問題作為關(guān)系國(guó)計(jì)民生的根本性問題之一，一直受到黨和國(guó)家的高度重視。2017年黨的十九大報(bào)告及2019年中央一號(hào)文件等均對(duì)拓展農(nóng)民增收渠道、確保農(nóng)民穩(wěn)定增收等問題做出了進(jìn)一步部署。旅游業(yè)作為典型的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，是推動(dòng)目的地居民增收的重要渠道。休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游業(yè)在帶動(dòng)農(nóng)民增收、推動(dòng)旅游扶貧等方面做出了巨大貢獻(xiàn)。因此，明確旅游對(duì)農(nóng)民收入的具體影響，實(shí)現(xiàn)其帶動(dòng)作用的最大化，對(duì)于貫徹黨的十九大及中央一號(hào)文件相關(guān)精神、助推農(nóng)村供給側(cè)改革以及實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有研究就旅游對(duì)農(nóng)民收入影響進(jìn)行了廣泛探討[1-6]，客觀上證實(shí)了旅游對(duì)農(nóng)民收入影響的存在。但與管理部門普遍認(rèn)可旅游助農(nóng)作用的觀念不同，學(xué)術(shù)界對(duì)此持兩種觀點(diǎn)：多數(shù)學(xué)者認(rèn)可旅游對(duì)農(nóng)民增收的積極作用[7-9],但也有學(xué)者認(rèn)為，旅游對(duì)農(nóng)民增收、緩解貧困無(wú)顯著作用[10]?？梢?，旅游對(duì)農(nóng)民收入的作用并不盡相同，存在異質(zhì)性?？傮w來看，研究區(qū)為微觀案例地的成果多認(rèn)為旅游有助于農(nóng)民增收，如陸林等[11]對(duì)云南某小鎮(zhèn)、唐代劍等[12]對(duì)浙江鄉(xiāng)村旅游點(diǎn)的研究等；但對(duì)大中尺度空間的研究則表現(xiàn)出明顯不一致，如R.Sharpley等對(duì)毛里求斯的研究認(rèn)為旅游緩解貧困的可能性不大[7]，而E.T.Njoya等對(duì)肯尼亞的研究結(jié)論則相反[9]。因此，考慮旅游對(duì)農(nóng)民收入影響的差異特別是大中尺度空間內(nèi)該影響的異質(zhì)性十分必要。從現(xiàn)有研究看，這種空間尺度所致異質(zhì)性并未受到學(xué)術(shù)界足夠關(guān)注。盡管已有學(xué)者提出，傳統(tǒng)計(jì)量模型忽視了經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間依賴[13-14]，應(yīng)在模型中納入“空間性”思維[15]，且證實(shí)了空間計(jì)量模型在相關(guān)研究中應(yīng)用的科學(xué)性[16-17]，但空間尺度所致異質(zhì)性問題仍未得到有效考量，無(wú)論針對(duì)何種尺度空間，研究均假定所有空間相關(guān)系數(shù)相同，以“一區(qū)制”空間模型為基礎(chǔ)分析。而據(jù)相似領(lǐng)域經(jīng)驗(yàn)，所屬省份不同時(shí)，其對(duì)應(yīng)空間相關(guān)系數(shù)會(huì)呈現(xiàn)顯著差異，如M.A.Allers等[18]、M.Bordignon等[19]對(duì)房地產(chǎn)稅收競(jìng)爭(zhēng)的研究均表明，不同州對(duì)應(yīng)稅收競(jìng)爭(zhēng)系數(shù)存在顯著不同。旅游和地產(chǎn)同屬第三產(chǎn)業(yè)，又兼有關(guān)聯(lián)度大、帶動(dòng)性強(qiáng)且對(duì)空間位置敏感等諸多共性，地產(chǎn)業(yè)中省際空間出現(xiàn)的異質(zhì)性是否亦存在于旅游業(yè)亟需進(jìn)一步考究。

因此，本研究通過研究觀念和研究方法的創(chuàng)新，對(duì)省際空間旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)的異質(zhì)性進(jìn)行驗(yàn)證和分析，以期進(jìn)一步厘清旅游對(duì)農(nóng)民收入的具體影響。

1 研究區(qū)域、研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)域

四省藏區(qū)指除西藏以外的青海、甘肅、四川和云南四省藏族與其他民族共同聚居的民族自治地方。為統(tǒng)一研究單元并確保數(shù)據(jù)可獲取性，僅對(duì)區(qū)內(nèi)市級(jí)行政單元開展研究，具體包括海北、黃南、海南、果洛、玉樹、海西、阿壩、甘孜、涼山、迪慶、甘南和武威12個(gè)州市。四省藏區(qū)大多地處青藏高原，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)來源單一，但具有旅游資源富集等優(yōu)勢(shì)，是實(shí)施“旅游興農(nóng)”戰(zhàn)略的絕佳戰(zhàn)場(chǎng)，研究其旅游對(duì)農(nóng)民收入的影響具有較好代表性和典型性。與現(xiàn)有研究關(guān)注的宏觀或微觀案例地不同，四省藏區(qū)作為橫跨市(州)、省的中觀案例地，是實(shí)現(xiàn)空間效應(yīng)異質(zhì)性研究的良好載體。該片區(qū)作為我國(guó)“三區(qū)三州”的重要組成部分，是國(guó)家深度貧困區(qū)，厘清當(dāng)?shù)芈糜螌?duì)農(nóng)民收入的具體作用，對(duì)踐行國(guó)家扶貧政策、推動(dòng)藏區(qū)農(nóng)民減貧增收具有重要意義。

1.2 研究方法

1.2.1空間計(jì)量模型。L.Anselin等認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)學(xué)中區(qū)域活動(dòng)普遍存在空間依賴性[20]。因此，采用空間計(jì)量模型探討旅游對(duì)農(nóng)民收入的影響。現(xiàn)有文獻(xiàn)通用空間面板模型包括空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM) 3種[13-14]。其中，空間滯后模型重點(diǎn)探討被解釋變量間的內(nèi)生交互效應(yīng)，體現(xiàn)為A地區(qū)農(nóng)民收入受到其他地區(qū)農(nóng)民收入的影響；空間誤差模型以探討誤差項(xiàng)間的交互效應(yīng)為主，即A地區(qū)農(nóng)民收入由其他解釋變量和被忽略相關(guān)誤差項(xiàng)決定；空間杜賓模型兼顧被解釋變量和解釋變量間的交互效應(yīng)，體現(xiàn)為A地區(qū)農(nóng)民收入由其他地區(qū)農(nóng)民收入和解釋變量以及被忽略相關(guān)誤差項(xiàng)同時(shí)決定。

模型具體選擇上，首先，通過LR檢驗(yàn)判斷選擇隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型，當(dāng)其檢驗(yàn)結(jié)果中P值小于0.05時(shí)，選擇固定效應(yīng)模型，反之選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。其次，通過綜合拉格朗日乘數(shù)形式LM-lag，LM-error、對(duì)應(yīng)的穩(wěn)健Robust LM-lag，Robust LM-error及Wald(lag)和Wald(error)選擇基礎(chǔ)模型。當(dāng)LM-lag在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，選取空間滯后模型；而LM-error顯著時(shí)，選擇空間誤差模型；當(dāng)兩者均顯著時(shí)，應(yīng)進(jìn)一步結(jié)合Wald檢驗(yàn)判斷，若Wald(lag)和Wald(error)在統(tǒng)計(jì)上均顯著，選擇空間杜賓模型。在估計(jì)方法選擇上，目前可采用方法主要包括最大似然法(ML)、工具變量法(IV)及廣義矩陣法(GMM) 3種，但考慮后兩者皆存在“其最終系數(shù)估計(jì)值可能落在其參數(shù)空間之外”的顯著缺陷[21]，本研究采用最大似然法(ML)進(jìn)行模型參數(shù)及系數(shù)估計(jì)。

1.2.2旅游影響農(nóng)民收入的空間計(jì)量模型設(shè)定。為驗(yàn)證旅游影響農(nóng)民收入的空間計(jì)量模型中農(nóng)民收入和旅游的空間滯后效應(yīng)是否同時(shí)存在，以空間杜賓模型為基準(zhǔn)模型(空間杜賓模型更能客觀評(píng)估旅游對(duì)農(nóng)民收入的實(shí)際作用)，以農(nóng)民收入為被解釋變量，旅游發(fā)展水平為核心解釋變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)投入水平以及非農(nóng)就業(yè)水平為控制變量(表1)。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平控制社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響，農(nóng)業(yè)投入水平及非農(nóng)就業(yè)水平控制農(nóng)業(yè)、農(nóng)村發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入的影響。具體模型設(shè)定如下：

表1 模型各變量操作化定義

式中：Y為農(nóng)民收入；X為包括旅游發(fā)展水平、控制變量在內(nèi)的解釋變量；ρ和θ分別為農(nóng)民收入及其解釋變量的空間自相關(guān)系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣(當(dāng)區(qū)域i與j相鄰時(shí)取值1，反之為0)；α為解釋變量的回歸系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；i，j表示區(qū)域；t代表時(shí)間；N為區(qū)域總數(shù)。

此外，考慮到還需驗(yàn)證區(qū)域空間相關(guān)系數(shù)的差異，在上述模型基礎(chǔ)上同時(shí)構(gòu)建“雙區(qū)制”空間杜賓模型。研究旨在對(duì)不同省份對(duì)應(yīng)空間相關(guān)系數(shù)的差異進(jìn)行驗(yàn)證，因此，將所研究空間效應(yīng)分為兩個(gè)區(qū)制，分別代表各州市農(nóng)民收入與同省相鄰州市相關(guān)變量的空間相關(guān)系數(shù)及其與不同省份相鄰州市對(duì)應(yīng)變量的空間相關(guān)系數(shù)。具體模型設(shè)定如下：

式中：ρ1和ρ2分別代表省內(nèi)和省外相鄰州市農(nóng)民收入的空間自相關(guān)系數(shù)；θ1和θ2分別代表省內(nèi)和省外相鄰州市各解釋變量的空間自相關(guān)系數(shù)；Wij,1和Wij,2分別為空間權(quán)重矩陣W1和W2中的元素(當(dāng)區(qū)域i與j相鄰且位于同一省份時(shí)，Wij,1取值為1，反之為0；當(dāng)區(qū)域i與j相鄰但位于不同省份時(shí)，Wij,2取值為1，反之為0)。

1.3 數(shù)據(jù)來源和處理

以2008—2019年四省藏區(qū)12個(gè)州市面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，數(shù)據(jù)來源于2009—2020年《青海統(tǒng)計(jì)年鑒》《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》《云南統(tǒng)計(jì)年鑒》以及2008—2019年各州市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。為消除數(shù)據(jù)中價(jià)格因素、量綱和異方差影響，對(duì)相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行了平減指數(shù)折算和自然對(duì)數(shù)處理。

2 旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)的異質(zhì)性

2.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

為驗(yàn)證農(nóng)民收入空間自相關(guān)的存在，對(duì)2008—2019年12個(gè)州市農(nóng)民收入進(jìn)行全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)。12年間各州市農(nóng)民收入的全局空間自相關(guān)Moran’sI值均介于0.42～0.90，且其對(duì)應(yīng)顯著性P值均遠(yuǎn)小于0.05，說明存在顯著的空間自相關(guān)性，應(yīng)引入空間計(jì)量模型。

2.2 空間計(jì)量模型的選擇

隨機(jī)效應(yīng)模型假定所有誤差項(xiàng)完全外生，與解釋變量不相關(guān)，這在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中幾乎不成立。因此，選擇固定效應(yīng)模型探討旅游對(duì)農(nóng)民收入的影響更為合理。LR檢驗(yàn)中，空間及時(shí)間固定效應(yīng)對(duì)應(yīng)的LR值分別為238.0，374.1，對(duì)應(yīng)的P值均為0.000，均在5%水平下顯著，說明模型應(yīng)同時(shí)包含空間及時(shí)間固定效應(yīng)，即選擇空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)模型。

為確定研究基準(zhǔn)模型，進(jìn)一步進(jìn)行LM檢驗(yàn)。表2顯示，傳統(tǒng)線性回歸模型對(duì)應(yīng)的LM(lag)和LM(error)均在5%水平下顯著，說明原假設(shè)被拒絕，應(yīng)將空間效應(yīng)納入研究?？臻g和時(shí)間雙固定效應(yīng)模型中，空間誤差模型對(duì)應(yīng)LM及穩(wěn)健LM均在5%水平下顯著，而空間滯后模型對(duì)應(yīng)穩(wěn)健LM拒絕了原假設(shè)，應(yīng)結(jié)合Wald檢驗(yàn)或LR檢驗(yàn)進(jìn)一步判定。相關(guān)結(jié)果顯示，檢驗(yàn)空間杜賓模型能否簡(jiǎn)化為空間滯后模型的Wald值為13.2(P=0.021)，LR值為12.6(P=0.027)，檢驗(yàn)其能否簡(jiǎn)化為空間誤差模型的Wald值為12.0(P=0.034)，LR值為11.4(P=0.043)，均在5%水平下顯著，說明原假設(shè)均被拒絕，模型不應(yīng)被簡(jiǎn)化。綜上，最終采用空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)下的空間杜賓模型進(jìn)行后續(xù)研究。

表2 傳統(tǒng)計(jì)量模型和空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

2.3 旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)異質(zhì)性驗(yàn)證

旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)異質(zhì)性的驗(yàn)證主要通過同時(shí)引入不考慮區(qū)際差異的“單區(qū)制”模型和考慮區(qū)際差異的“雙區(qū)制”模型，進(jìn)而對(duì)比二者估計(jì)結(jié)果進(jìn)行。

2.3.1基于“單區(qū)制”空間計(jì)量的旅游對(duì)農(nóng)民收入的空間效應(yīng)分析。L.F.Lee等認(rèn)為固定效應(yīng)模型估計(jì)因采用去均值程序進(jìn)行，可能存在參數(shù)估計(jì)偏誤，應(yīng)對(duì)偏誤進(jìn)行校正[25]。為進(jìn)一步驗(yàn)證固定效應(yīng)模型的合理性，同時(shí)列出了隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果(表3)。固定效應(yīng)模型對(duì)應(yīng)R2、校正R2及LogL等指標(biāo)顯著優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，且Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為66.91(P=0.000)，亦拒絕該模型。根據(jù)偏誤校正后估計(jì)結(jié)果，四省藏區(qū)農(nóng)民收入自身不存在空間效應(yīng)，其主要影響因素為本州市旅游發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和相鄰州市農(nóng)業(yè)投入水平，其中本州市旅游發(fā)展水平對(duì)其影響為正，本州市城鎮(zhèn)化水平和相鄰州市農(nóng)業(yè)投入水平對(duì)其影響為負(fù)。

表3 空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)下的“單區(qū)制”空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

2.3.2基于“雙區(qū)制”空間計(jì)量的旅游對(duì)農(nóng)民收入的空間效應(yīng)分析?！半p區(qū)制”模型估計(jì)下，四省藏區(qū)各州市農(nóng)民收入間存在顯著負(fù)向空間效應(yīng)，但其僅存在于不同省份相鄰州市之間(表4)。5個(gè)解釋變量中，旅游發(fā)展水平同時(shí)對(duì)本州市及同省相鄰州市農(nóng)民收入存在顯著正向空間效應(yīng)；城鎮(zhèn)化水平對(duì)本州市及同省相鄰州市農(nóng)民收入存在顯著負(fù)向空間效應(yīng)；農(nóng)業(yè)投入水平和非農(nóng)就業(yè)水平對(duì)不同省份相鄰州市農(nóng)民收入存在負(fù)向空間效應(yīng)。

表4 空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)下的“雙區(qū)制”空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

2.3.3旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)異質(zhì)性的證實(shí)。對(duì)比表3和表4可知，“雙區(qū)制”模型對(duì)應(yīng)R2、校正R2以及LogL均顯著大于“單區(qū)制”模型，其中校正R2更高達(dá)0.980，說明無(wú)論樣本和自變量數(shù)量如何調(diào)整，模型中自變量對(duì)農(nóng)民收入變異的解釋力度達(dá)98.0%，擬合效果遠(yuǎn)高于“單區(qū)制”模型(24.8%)。因此，從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上看，考慮區(qū)域空間效應(yīng)的異質(zhì)性、采用“雙區(qū)制”模型開展研究更為合理。此外，“雙區(qū)制”模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了異質(zhì)性的存在。第一，從農(nóng)民收入空間效應(yīng)判定看，“單區(qū)制”模型籠統(tǒng)認(rèn)為各州市農(nóng)民收入間不存在顯著空間效應(yīng)，而“雙區(qū)制”模型證實(shí)了不同省份相鄰州市農(nóng)民收入間的空間效應(yīng)。第二，從旅游對(duì)農(nóng)民收入影響的分析看，“單區(qū)制”模型認(rèn)為旅游對(duì)農(nóng)民收入的影響僅限于本州市，而“雙區(qū)制”模型提出旅游還對(duì)同省相鄰州市農(nóng)民收入存在正向空間溢出。第三，從各控制變量影響的分析看，“單區(qū)制”模型認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平僅對(duì)本州市農(nóng)民收入產(chǎn)生負(fù)向影響，而“雙區(qū)制”模型認(rèn)為該負(fù)向影響還存在于同省相鄰州市之間；“單區(qū)制”模型認(rèn)為農(nóng)業(yè)投入對(duì)相鄰州市農(nóng)民收入的負(fù)向溢出效應(yīng)存在普適性，而“雙區(qū)制”模型認(rèn)為該效應(yīng)僅存在于不同省份相鄰州市之間；“單區(qū)制”模型認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)水平對(duì)農(nóng)民收入無(wú)顯著影響，而“雙區(qū)制”模型驗(yàn)證了其對(duì)不同省份相鄰州市農(nóng)民收入的負(fù)向空間效應(yīng)。綜上，無(wú)論從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)還是從具體結(jié)果分析，不同尺度空間旅游對(duì)農(nóng)民收入的影響存在顯著異質(zhì)性。當(dāng)研究區(qū)域涉及跨省案例地時(shí)，旅游對(duì)農(nóng)民收入的空間效應(yīng)研究應(yīng)采用分區(qū)制進(jìn)行。

2.4 旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)的具體差異分析

J.P.Lesage等指出，當(dāng)因變量空間滯后系數(shù)顯著不為0時(shí)，采用空間杜賓模型系數(shù)對(duì)空間溢出效應(yīng)大小進(jìn)行估計(jì)會(huì)存在偏差[26]。為進(jìn)一步分析旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)異質(zhì)性的具體影響，采用偏微分法對(duì)其具體空間效應(yīng)進(jìn)行分解(表5)?？梢钥闯觯蛭纯紤]區(qū)域空間效應(yīng)異質(zhì)性，“單區(qū)制”模型在各變量對(duì)農(nóng)民收入的作用方向及大小估計(jì)上均存在一定偏差。進(jìn)一步根據(jù)不同區(qū)制下具體效應(yīng)分解結(jié)果可以看出，省際空間內(nèi)旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)的異質(zhì)性主要表現(xiàn)為：第一，旅游對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)的范圍僅限于同省相鄰州市，而不同省份州市即便相鄰亦不存在該溢出效應(yīng)；第二，旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)的作用方向存在顯著差異，旅游對(duì)同省相鄰州市農(nóng)民收入的空間效應(yīng)顯著為正，但不同省份相鄰州市間該效應(yīng)為負(fù)；第三，旅游對(duì)農(nóng)民收入空間溢出效應(yīng)的大小存在不同，對(duì)同省相鄰州市農(nóng)民收入的空間溢出效應(yīng)系數(shù)為0.205，對(duì)不同省份相鄰州市農(nóng)民收入空間溢出效應(yīng)系數(shù)幾乎為0。

表5 旅游對(duì)農(nóng)民收入的具體效應(yīng)評(píng)估

因此，各變量對(duì)農(nóng)民收入的實(shí)際效應(yīng)表現(xiàn)為：第一，核心解釋變量旅游發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入總體存在顯著正向效應(yīng)，區(qū)制1和區(qū)制2旅游對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民增收的直接效應(yīng)系數(shù)分別為0.217和0.174。但旅游對(duì)農(nóng)民收入的間接效應(yīng)僅發(fā)生在同省相鄰州市間，這與當(dāng)前旅游線路在省內(nèi)串聯(lián)居多、尚未突破大區(qū)行政界線有關(guān)。第二，控制變量中，城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入存在顯著負(fù)向空間效應(yīng)，但其僅作用于本州市及同省相鄰州市農(nóng)民收入，且總體效應(yīng)缺乏統(tǒng)計(jì)上的顯著性，這與城市化導(dǎo)致地方貧富差距加大等因素密切相關(guān)；農(nóng)業(yè)投入水平和非農(nóng)就業(yè)水平對(duì)農(nóng)民增收存在負(fù)向間接效應(yīng)，但僅發(fā)生于不同省份相鄰州市之間，其系數(shù)分別為-0.505和-0.311。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

四省藏區(qū)省際空間內(nèi)旅游對(duì)農(nóng)民收入的空間效應(yīng)存在異質(zhì)性，“單區(qū)制”空間計(jì)量模型中“所有區(qū)域空間相關(guān)系數(shù)均相等”的假設(shè)并不總是成立，當(dāng)研究區(qū)域涉及跨省案例地時(shí)需開展分區(qū)制研究。

四省藏區(qū)省際空間內(nèi)旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)的異質(zhì)性體現(xiàn)在效應(yīng)范圍、效應(yīng)方向及效應(yīng)大小3個(gè)方面，具體表現(xiàn)為：效應(yīng)范圍上，旅游對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)的范圍僅限于同省相鄰州市，而不同省份州市即便相鄰也不存在溢出效應(yīng)；效應(yīng)方向上，旅游對(duì)同省相鄰州市農(nóng)民收入的空間效應(yīng)顯著為正，但不同省份相鄰州市間該效應(yīng)為負(fù)；效應(yīng)大小上，旅游對(duì)同省相鄰州市農(nóng)民收入的空間效應(yīng)系數(shù)遠(yuǎn)大于不同省份相鄰州市間對(duì)應(yīng)系數(shù)。

3.2 建議

理論研究上，要重視不同尺度空間旅游對(duì)農(nóng)民收入空間效應(yīng)的異質(zhì)性，實(shí)行分區(qū)制，以保證模型的科學(xué)性和客觀性，避免籠統(tǒng)將各區(qū)空間相關(guān)系數(shù)劃等號(hào)可能導(dǎo)致的偏差。實(shí)踐發(fā)展上，第一，四省藏區(qū)要正視旅游在帶動(dòng)農(nóng)民增收方面的重要作用，充分利用全域旅游和旅游扶貧的契機(jī)，引導(dǎo)有資源、有條件地區(qū)發(fā)展旅游，盤活現(xiàn)有資產(chǎn)，促進(jìn)農(nóng)民增收。第二，積極倡導(dǎo)省際旅游發(fā)展中的資源共享、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，以打破當(dāng)下行政壁壘對(duì)旅游發(fā)展的限制，形成大旅游、大市場(chǎng)，拓展旅游對(duì)農(nóng)民收入的輻射范圍。