[5] 文學(xué)平．認(rèn)知困境與信念倫理[J]．學(xué)術(shù)界，2018（12）．<br>[6] 王海明．倫理學(xué)原理[M]．北京：北京大學(xué)出版社，2009：<br>77．<br>[7] 萬俊人．現(xiàn)代西方倫理學(xué)史[M]．北京：中國人民大學(xué)出<br>版社，2011．<br>[8] Doore G. L. William James and the Ethics of Belief[J].<br>Philosophy (London), 1983,58(225): 355.<br>[9] Plantinga Alvin. Is Belief in God Properly Basic?[J]. No?s,<br>1981,15(1).<br>[10] Harvey Van A. The Ethics of Belief and Two Conceptions of <br>Christian Faith[J]. International Journal for Philosophy of <br>Religion, 2008,63(1\/3): 43.<br>[11] 王慶原．信念倫理學(xué)的“克利夫特\/詹姆斯之爭”——兼<br>論信念倫理學(xué)的建構(gòu)[J]．哲學(xué)動態(tài)，2010（6）：101．<br>[12] 文學(xué)平．克利福德的證據(jù)主義信念倫理原則及其受到的<br>批判[J]．浙江學(xué)刊，2021（6）：109．<br>[13] 韓寧．威廉·詹姆斯關(guān)于信仰合法性問題的辯護(hù)[J]．福<br>建論壇（人文社會科學(xué)版），2010（12）：50．<br>[14] R. M. Chisholm, Perceiving: A Philosophical Study, Ithaca.<br>NY: Cornell University Press, 1957:9.<br>[15] Timothy J. Madigan. W. K. Clifford and \"The Ethics of <br>Belief\"[M]. Cambridge: Cambridge Scholars Publishing,<br>2008: 99.<br>On Evidentialism and the Will to Belief in <br>the Principle of the Ethics of Belief<br>HE Hai, XIAO Lang<br>( School of Marxism, Southwest University of Political Science and Law, Yubei 401120, Chongqing, China )<br>Abstract: The main question discussed in the ethics of belief is that under what conditions should we believe a <br>belief . The philosophers Clifford and James gave the answer to the evidentialism and the will to belief respectively. <br>However, Clifford's concept of \"sufficient evidence\" and James's concept of \"will to belief\" are both misunderstood <br>to a certain extent, which not only confuses the normative and value argument of the evidentialist principle, but also <br>ignores the premise of intellectual incompetence in the argument of will to belief. In fact, Clifford's evidentialist <br>principle based on human destiny, although it promotes the virtue of reason, is divorced from reality, and James's <br>radical stance in defending religious belief also makes his criticism of Clifford principle overcorrect. A modified <br>Jamesian ethical position of belief would be a better choice, acknowledging both the rational part of the evidentialist <br>principle and the positive role of the will to belief.<br>Key words: the ethics of belief, evidentialism, the will to believe, Clifford, James<br>（責(zé)任編輯 馬俊鋒）（責(zé)任校對 李昌禮）（英文編輯 田興斌）<br>第 5 期 何 海，肖 朗：論信念倫理原則中的證據(jù)主義與信念意志 95

【經(jīng)濟(jì)學(xué)與管理學(xué)】<br>績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究<br>王富祥<br>（ 淮陰師范學(xué)院 公共管理學(xué)院，江蘇 淮安 223001 ）<br>摘 要：基于公平啟發(fā)理論，考察績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影響效應(yīng)，探討績效薪酬影<br>響員工創(chuàng)新行為的過程機(jī)制與邊界條件。運用統(tǒng)計軟件對兩個時間點收集的 277 份樣本數(shù)據(jù)進(jìn)<br>行分析發(fā)現(xiàn)：績效薪酬能顯著地對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生積極影響；薪酬公平感中介了績效薪酬與<br>員工創(chuàng)新行為的關(guān)系；任務(wù)互依性在績效薪酬與薪酬公平感的關(guān)系間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，任務(wù)<br>互依性越低，績效薪酬對薪酬公平感的影響越顯著；任務(wù)互依性還能負(fù)向調(diào)節(jié)薪酬公平感在績<br>效薪酬與員工創(chuàng)新行為關(guān)系間的中介作用，任務(wù)互依性越低，薪酬公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)<br>新行為關(guān)系間的中介效應(yīng)越顯著。<br>關(guān)鍵詞： 績效薪酬； 員工創(chuàng)新行為； 薪酬公平感； 任務(wù)互依性<br>中圖分類號：F272.92 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1673-9639 (2023) 05-0096-10<br>隨著國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的快速變化，市場結(jié)構(gòu)與<br>市場需求的不確定給企業(yè)可持續(xù)發(fā)展帶來了巨大的<br>挑戰(zhàn)。企業(yè)需要通過前瞻性的創(chuàng)新與變革來提高組<br>織彈性，應(yīng)對環(huán)境的不確定性，快速地響應(yīng)市場的<br>變化。在現(xiàn)代企業(yè)中，員工是組織開展各項創(chuàng)新活<br>動的載體，組織創(chuàng)新有賴于組織員工的創(chuàng)新行為[1]。<br>然而，組織的創(chuàng)新始終伴隨著一定的風(fēng)險[2]，如何有<br>效地引導(dǎo)員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為一直是學(xué)術(shù)界和實務(wù)界<br>關(guān)注的焦點。從個體角度看，期望獲得報酬是員工<br>產(chǎn)生創(chuàng)新行為的重要原因，外在薪酬能對員工的創(chuàng)<br>新行為產(chǎn)生積極的影響[3]。組織要想成功地開展創(chuàng)新<br>活動，就一定要學(xué)會如何激勵與獎勵員工[4]。作為一<br>種以“按勞分配”為核心思想的外在薪酬，績效薪<br>酬的獨特之處就在于以績效作為薪酬分配的依據(jù)，<br>將以績效為導(dǎo)向的薪酬公平放在首位，這不僅能夠<br>使員工在完成績效任務(wù)后獲得物質(zhì)上的滿足，還能<br>收獲現(xiàn)實的面子與尊重[5]。同時，績效導(dǎo)向的外部激<br>勵機(jī)制，能使員工感受到低創(chuàng)造力績效所帶來的警<br>示壓力，促進(jìn)員工間的信息流動和知識共享，進(jìn)而<br>提升員工個人的創(chuàng)造力[6]，知識共享和創(chuàng)造力正是員<br>工產(chǎn)生創(chuàng)新行為的基礎(chǔ)，本文將探討績效薪酬能否<br>激發(fā)員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為。<br>根據(jù)公平啟發(fā)理論，員工的公平感會影響與組<br>織有關(guān)的態(tài)度和行為[7]。從個體角度看，薪酬公平關(guān)<br>系到每個員工的切實利益；從組織角度看，薪酬公<br>平與否會直接影響領(lǐng)導(dǎo)與下屬間的關(guān)系、團(tuán)隊內(nèi)部<br>的向心力和組織氣氛等因素[8]。本研究認(rèn)為這些個體<br>因素和組織因素都能影響員工的創(chuàng)新動機(jī)，為員工<br>的創(chuàng)新行為提供組織支持?？冃匠甑暮诵乃枷胧?lt;br>“以績定薪”[9]，組織考核結(jié)果的可靠性會增強(qiáng)員工<br>對工作績效的控制感[10]，是實施績效薪酬的關(guān)鍵[11]。<br>只有對員工的績效進(jìn)行準(zhǔn)確的評價，才有可能讓員<br>第25卷 第5期 銅 仁 學(xué) 院 學(xué) 報 Vol. 25, No.5<br>2023 年 10 月 Journal of Tongren University Oct. 2023<br>收稿日期：2022-12-14<br>基金項目：2020 年江蘇省高校哲學(xué)社會科學(xué)研究項目“長三角地區(qū)科技創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟的治理模式研究”（2020SJA1767）。<br>作者簡介：王富祥（1981-），男，江蘇漣水人，博士、副教授，研究方向：組織行為與人力資源管理。

工感知到他們獲得了與自己付出相對應(yīng)的回報。組<br>織的分工與協(xié)作提高了員工之間任務(wù)的相互依賴程<br>度，繼而影響員工對績效薪酬的公平感知。因此，<br>本研究引入薪酬公平感和任務(wù)互依性兩個變量，進(jìn)<br>一步考察績效薪酬影響員工創(chuàng)新行為的過程機(jī)理和<br>邊界條件。<br>綜上所述，本研究基于公平啟發(fā)理論，構(gòu)建績<br>效薪酬、薪酬公平感、員工創(chuàng)新行為、任務(wù)互依性<br>間的關(guān)系模型，考察績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影<br>響效應(yīng)，揭示績效薪酬影響員工創(chuàng)新行為的過程機(jī)<br>制，深化績效薪酬作用機(jī)制的情境化探索。<br>一、研究假設(shè)及理論模型<br>（一）績效薪酬與員工創(chuàng)新行為<br>行為心理學(xué)通過對外在成長環(huán)境與行為過程的<br>研究，發(fā)現(xiàn)能帶來積極行為與結(jié)果預(yù)期的外在薪酬<br>會對個體的行為過程產(chǎn)生影響[12]?？冃匠晔峭庠?lt;br>薪酬的一種重要的特殊形式，不僅反映員工間收入<br>的差異，也體現(xiàn)了組織對員工工作能力和水平的評<br>價，能同時滿足員工的物質(zhì)需要和尊重需要?？冃?lt;br>薪酬能讓員工感受到工作任務(wù)所蘊(yùn)含的深層次意義<br>和價值，既具有工具性（物質(zhì)獎勵）的動機(jī)特性，<br>也扮演著象征性（組織認(rèn)可）的動機(jī)特性[13]。員工<br>自覺工作的意義與價值能激發(fā)其內(nèi)部動機(jī)，而外在<br>薪酬則會影響員工的心理，兩者會對員工的創(chuàng)造力<br>產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)[14]。在內(nèi)外部因素的共同驅(qū)動下，員<br>工會嘗試通過創(chuàng)新的方式來改善工作績效。<br>從概念內(nèi)涵來看，績效薪酬是一種基于績效評<br>價而發(fā)放的可變薪酬[15]，能激發(fā)員工更加主動地完<br>成工作任務(wù)[16]，是激勵員工的重要措施，被組織廣<br>泛地用于員工的薪酬管理?？冃匠暝趩T工的行為、<br>績效和薪酬之間架起橋梁，使員工的工作表現(xiàn)與回<br>報之間的關(guān)系更加清晰、明確。相較于實施固定薪<br>酬制度的組織，采用績效薪酬的組織會更加重視績<br>效考核過程中的員工參與、公正透明以及績效反饋。<br>員工只要完成組織期望的績效任務(wù)，就可以獲得與<br>之對應(yīng)的薪酬，有助于提高員工對未來薪酬的可控<br>性知覺。期望理論認(rèn)為，只有當(dāng)員工預(yù)測其行為有<br>助于實現(xiàn)期望目標(biāo)的時候，才可能被充分激勵而產(chǎn)<br>生真正的行為[17]。員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為的主要動因是<br>為了取得績效的提升，因為創(chuàng)新可以改進(jìn)現(xiàn)有工作<br>的技術(shù)、方法與流程，促進(jìn)工作效率的提高[18]。<br>此外，以往實證研究發(fā)現(xiàn)，績效薪酬與員工的<br>積極心理、行為之間存在緊密的聯(lián)系。例如，常濤、<br>劉智強(qiáng)和王艷子基于中國文化視角，研究發(fā)現(xiàn)績效<br>薪酬會間接影響員工的創(chuàng)造力[5]。謝建斌認(rèn)為員工薪<br>酬與績效之間聯(lián)系的緊密程度能反映出組織薪酬制<br>度的程序公平性與分配公平性，而薪酬制度的公平<br>性直接決定了員工的薪酬滿意度[18]。較高的創(chuàng)造力<br>與組織滿意度都有助于員工在工作中產(chǎn)生更多的創(chuàng)<br>新行為。因此，提出如下假設(shè)：<br>H1：績效薪酬正向影響員工創(chuàng)新行為。<br>（二）薪酬公平感的中介作用<br>根據(jù)公平啟發(fā)理論，員工會根據(jù)從工作中獲得<br>的公平信息啟發(fā)式地作出公平與否的判斷[7]。績效薪<br>酬是以公平理論為理論基礎(chǔ)的分配模式，堅持“以<br>績定薪”的原則，強(qiáng)調(diào)員工個人績效與所得薪酬之<br>間的緊密聯(lián)系。當(dāng)員工獲得的薪酬與其在工作中努<br>力程度相匹配時，便會將薪酬視為對自己付出的公<br>平交換。實施績效薪酬制度的組織往往會有更科學(xué)<br>的績效評價指標(biāo)體系和更嚴(yán)格的績效評價流程，員<br>工對組織的績效考評制度也會有更清晰、細(xì)致的了<br>解，透明的績效考核制度會讓員工對績效薪酬有著<br>更高的程序公平感知。與此同時，績效薪酬突顯薪<br>酬與工作績效之間的聯(lián)系，員工在工作中付出努力<br>后能獲得與其付出相匹配的薪酬，這不僅提高了員<br>工對未來薪酬的可控性，還能使其感知到薪酬制度<br>的結(jié)果公平。因此，績效薪酬“按勞分配，多勞多<br>得”的分配思想能讓員工獲得更高的薪酬公平感。<br>創(chuàng)新活動的順利開展離不開組織創(chuàng)新資源支持<br>和對創(chuàng)新主體的有效激勵。此外，任務(wù)的挑戰(zhàn)性、<br>上級支持和組織公平等組織情境變量也會對創(chuàng)新活<br>動產(chǎn)生顯著的影響[19]。根據(jù)公平啟發(fā)理論，薪酬公<br>平感是員工通過自己能接觸到的薪酬信息對組織薪<br>第 5 期 王富祥：績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究 97

酬公平程度的一種整體認(rèn)知，這種公平認(rèn)知會影響<br>其在工作中的態(tài)度、情感與行為[7]。創(chuàng)新是員工為了<br>實現(xiàn)期望的績效目標(biāo)，而在組織中將新知識、新技<br>術(shù)以及新流程等創(chuàng)意付諸實踐。員工的創(chuàng)新行為具<br>有較高風(fēng)險性，即使創(chuàng)新取得了成功也可能遭受他<br>人的質(zhì)疑。然而，科學(xué)合理的激勵措施能有效地促<br>進(jìn)員工在工作中產(chǎn)生創(chuàng)新行為。組織對員工的激勵<br>效果受到員工公平感知的影響，如果員工認(rèn)為組織<br>的薪酬制度是公平的，在工作中的投入能收獲預(yù)期<br>的回報，便會積極開展創(chuàng)新活動以提高工作績效。<br>反之，倘若員工感知到組織薪酬缺乏公平性，便認(rèn)<br>為通過高風(fēng)險的創(chuàng)新活動努力提高工作績效并不一<br>定會帶來與之相匹配的薪酬，工作的積極性與主動<br>性將會受到打擊，更不能奢望在工作中產(chǎn)生創(chuàng)新行<br>為。因此，薪酬公平感有助于員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。<br>綜上所述，績效薪酬能使員工獲得更高的薪酬<br>公平感，對薪酬的公平認(rèn)知有利于員工作出創(chuàng)新行<br>為。同時，韋志林和芮明杰研究發(fā)現(xiàn)薪酬公平感在<br>薪酬心理折扣與工作績效的關(guān)系間起部分中介作用<br>[20]。因此，本研究認(rèn)為薪酬公平感是績效薪酬影響<br>員工創(chuàng)新行為的重要媒介，故提出以下假設(shè)：<br>H2：薪酬公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)新行為之<br>間起中介作用。<br>（三）任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)作用<br>通過文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們關(guān)于績效薪酬<br>影響員工態(tài)度與行為的研究結(jié)論并不一致，說明績<br>效薪酬對員工的激勵效果可能與其執(zhí)行的條件與情<br>境因素有關(guān)[21]。依據(jù)公平啟發(fā)理論，個體在工作中<br>會利用自己能收集到的相關(guān)信息，啟發(fā)式地對公平<br>問題作出判斷，降低認(rèn)知復(fù)雜程度以提高判斷的效<br>率。當(dāng)個體接觸到的信息模糊不清時，更有可能基<br>于已獲得的有限信息來解釋其所處情境的整體公平<br>知覺[7]。也就是說，個體往往不會仔細(xì)地尋找、搜集<br>組織中有關(guān)公平的信息，而是僅僅依靠手頭已有的<br>有限信息便迅速形成對組織的整體印象，最終形成<br>整體公平感。績效薪酬以公平理論為基礎(chǔ)，強(qiáng)調(diào)將<br>薪酬與員工的工作績效掛鉤?？冃匠甑墓叫灾?lt;br>要體現(xiàn)在薪酬與績效之間聯(lián)系的強(qiáng)度，員工的激勵<br>效果受到公平性的影響。<br>任務(wù)互依性是指員工為了有效地完成工作任<br>務(wù)，必須在團(tuán)隊成員間進(jìn)行技術(shù)、信息等資源交換<br>的程度[22]。在高任務(wù)互依性情境下，個體任務(wù)的成<br>功完成有賴于組織其他成員的配合，員工之間任務(wù)<br>的錯綜復(fù)雜，加大了個體績效考評的復(fù)雜性，使薪<br>酬與績效之間的聯(lián)系變得模糊，削弱績效薪酬對個<br>體薪酬公平感的影響。反之，在低任務(wù)互依性情境<br>下，員工任務(wù)的完成不需要組織其他成員的配合，<br>任務(wù)清晰而明確，降低了員工對薪酬與績效之間關(guān)<br>系的認(rèn)知復(fù)雜度，提高了員工對績效薪酬公平性的<br>判斷效率。因此，任務(wù)互依性能弱化績效薪酬對薪<br>酬公平感的積極影響。同時，胡進(jìn)梅和沈勇研究發(fā)<br>現(xiàn)，任務(wù)互依性會弱化方法自主性、安排自主性對<br>創(chuàng)新績效的影響[23]。段光和楊忠研究發(fā)現(xiàn)，任務(wù)互<br>依性負(fù)向調(diào)節(jié)激勵強(qiáng)度對團(tuán)隊知識搜集的影響[24]。<br>因此，本研究設(shè)想任務(wù)互依性也會弱化績效薪酬對<br>薪酬公平感的積極影響。故提出以下假設(shè)：<br>H3：任務(wù)互依性負(fù)向調(diào)節(jié)績效薪酬與薪酬公平<br>感間的關(guān)系，任務(wù)互依性越低，績效薪酬對薪酬公<br>平感的正向影響更顯著。<br>基于上述關(guān)于薪酬公平感中介作用和任務(wù)互依<br>性調(diào)節(jié)作用的邏輯，本研究認(rèn)為任務(wù)互依性還會調(diào)<br>節(jié)薪酬公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)新行為關(guān)系間的<br>中介作用?？冃匠辍耙钥兌ㄐ健钡乃枷肽茏寙T工<br>很容易對薪酬公平性作出判斷，使員工獲得舒適愉<br>悅的心理感受，能顯著地影響員工創(chuàng)新行為，而任<br>務(wù)互依性可以在績效薪酬通過薪酬公平感影響員工<br>創(chuàng)新行為的過程中起到負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。具體而言，<br>對于低任務(wù)互依性的組織，績效薪酬帶來的積極影<br>響更大，員工對薪酬公平的感知度更高，進(jìn)一步促<br>進(jìn)了創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。反之，對高任務(wù)互依性的組<br>織，績效薪酬使員工對薪酬公平性的感知相對模糊，<br>其所帶來的員工創(chuàng)新行為影響效應(yīng)也較少地通過薪<br>酬公平感來傳導(dǎo)。因此，提出以下假設(shè)：<br>H4：任務(wù)互依性調(diào)節(jié)了績效薪酬通過薪酬公平<br>98 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023 年

感影響員工創(chuàng)新行為的間接作用。任務(wù)互依性越低，<br>薪酬公平感的中介作用越強(qiáng)。<br>綜上所述，本研究的理論模型見圖 1。<br>圖 1 理論模型<br>二、研究設(shè)計<br>（一）研究樣本與數(shù)據(jù)收集<br>本研究選取江蘇、北京等地區(qū) 7 家企業(yè)一線<br>技術(shù)人員為研究對象。為了降低同源偏差的影響，<br>研究者在兩個時間節(jié)點分兩次現(xiàn)場收集不同變量<br>的數(shù)據(jù)，兩次數(shù)據(jù)收集時間間隔一周左右。在時<br>間點 1 收集績效薪酬、任務(wù)互依性和人口統(tǒng)計學(xué)<br>信息的數(shù)據(jù)；在時間點 2 收集薪酬公平感和員工<br>創(chuàng)新行為的數(shù)據(jù)。然后對回收的問卷進(jìn)行整理，<br>去除無法匹配問卷和無效問卷后，保留有效問卷<br>277 份。<br>在參與本次調(diào)查的有效樣本中，被調(diào)查者大多<br>數(shù)是男性，占 63.5%；從年齡分布來看，被調(diào)查者的<br>年齡大多數(shù)分布在 30 歲以下和 30—39 歲之間，分<br>別占 58.1%和 41.5%；從本單位工齡分布來看，1—5<br>年的被調(diào)查者最多，占 49.5%，1 年以下占 20.2%，6<br>—9 年占 18.8%，10 年以上占 11.5%；從受教育程度<br>來看，本科生占比最高，達(dá) 50.5%，專科占 4.7%，<br>碩士占 38.6%，博士占 6.1%。<br>（二）變量測量<br>本研究所涉及的變量測量均采用國內(nèi)外學(xué)者開<br>發(fā)的成熟量表，首先將問卷翻譯成中文，并通過小<br>規(guī)模的預(yù)調(diào)研來修正量表，確保問卷的語意表達(dá)清<br>晰易懂。最后將譯好的中文問卷譯回英文，并與原<br>問卷進(jìn)行比對，以確保問卷的翻譯質(zhì)量。此外，本<br>研究量表均采用李克特 5 點評分法。<br>1．績效薪酬<br>采用 Perry 和 Pearce[25]開發(fā)的單維度測量量表，<br>共 4 個條目，例題為“高績效與低績效的人似乎獲得<br>同樣的薪酬”。該量表在本研究中的 Cronbach's α 系<br>數(shù)為 0.837。<br>2．薪酬公平感<br>采用劉耀中和姜榮萍[26]開發(fā)的薪酬公平感量<br>表，共 19 個條目，包含信息提供、程序執(zhí)行、領(lǐng)導(dǎo)<br>評價和分配結(jié)果四個維度的薪酬公平感。例題為“就<br>我的工作表現(xiàn)和努力程度而言，薪酬收入是公平<br>的”。該量表四個維度在本研究中的 Cronbach's α 系<br>數(shù)分別為 0.894、0.912、0.886 和 0.858，量表總體內(nèi)<br>部一致性系數(shù)為 0.924。<br>3．員工創(chuàng)新行為<br>采用 Scott 和 Bruce[27]開發(fā)的單維度測量量表，<br>共 6 個條目，例題為“整體而言，我是一個具有創(chuàng)<br>新精神的人”。該量表在本研究中的 Cronbach's α 系<br>數(shù)為 0.931。<br>4．任務(wù)互依性<br>采用 Campion, Medsker 和 Higgs 等[28]開發(fā)的單<br>維度測量量表，共 3 個條目，例題為“我的工作和<br>其他員工的工作是相互關(guān)聯(lián)的”，該量表在本研究中<br>的 Cronbach's α 系數(shù)為 0.875。<br>5．控制變量<br>參照已有研究，性別、年齡、本單位工齡、受<br>教育程度等人口統(tǒng)計學(xué)變量與員工創(chuàng)新行為相關(guān)<br>[29]。因此，本研究選取上述人口統(tǒng)計學(xué)變量作為控<br>制變量。<br>績效薪酬 薪酬公平感<br>任務(wù)互依性<br>員工創(chuàng)新行為<br>第 5 期 王富祥：績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究 99

三、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果<br>（一）驗證性因子分析與同源偏差檢驗<br>本研究采用驗證性因子分析來檢驗績效薪酬、<br>薪酬公平感、員工創(chuàng)新行為與任務(wù)互依性四個因子<br>的區(qū)分效度。從表 1 可以看到，通過對比假設(shè)模型<br>（四因子模型）和與之嵌套的三個競爭性模型，四<br>因子模型的擬合效果最為理想，且各主要指標(biāo)均能<br>達(dá)到要求。因此，本研究所涉及的各變量之間具有<br>良好的區(qū)分效度。<br>表 1 驗證性因子分析結(jié)果<br>模型 χ<br>2 df χ<br>2<br>\/df CFI TLI RMSEA SRMR<br>四因子模型（PFP, CJ, TI, EIB） 846.070 458 1.847 0.916 0.909 0.055 0.045<br>三因子模型（PFP, CJ+TI, EIB） 1088.795 461 2.362 0.864 0.854 0.070 0.060<br>二因子模型（PFP, CJ+TI+EIB） 1704.243 463 3.681 0.732 0.712 0.098 0.091<br>單因子模型（PFP+CJ+TI+EIB） 2203.183 464 4.748 0.624 0.598 0.116 0.108<br>注：PFP 表示績效薪酬，TI 表示任務(wù)互依性，CJ 表示薪酬公平感，EIB 表示員工創(chuàng)新行為。<br>本研究首先通過Harman單因素檢驗法將本研究<br>變量的所有條目進(jìn)行探索性因子分析，第一個因子<br>解釋了總變異量的 32.78%，未超過建議值。然后，<br>將績效薪酬、任務(wù)互依性、薪酬公平感和員工創(chuàng)新<br>行為合并為一個潛變量進(jìn)行驗證性因子分析，分析<br>結(jié)果表明單因子模型擬合效果很差。因此，樣本數(shù)<br>據(jù)沒有嚴(yán)重的共同方法偏差。<br>（二）描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析<br>本研究主要變量描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果見<br>表 2，可以看到，績效薪酬和薪酬公平感顯著正相關(guān)<br>（r=0.347，p＜0.01），和員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)<br>（r=0.395，p＜0.01）。薪酬公平感和員工創(chuàng)新行為顯<br>著正相關(guān)（r=0.425，p＜0.01）。相關(guān)分析結(jié)論初步支<br>持了本研究所提出的假設(shè)。<br>表 2 各變量的描述性統(tǒng)計分析<br>變量 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 1 2 3 4 5 6 7<br>1.性別 1.36 0.48<br>2.年齡 1.42 0.50 0.035<br>3.本單位工齡 2.22 0.89 0.043 0.672**<br>4.學(xué)歷 3.46 0.68 -0.084 0.179**<br>-0.051<br>5.績效薪酬 3.36 0.56 -0.091 -0.019 0.004 0.022<br>6.薪酬公平感 3.35 0.73 -0.114 -0.087 -0.129* 0.053 0.347**<br>7.員工創(chuàng)新行為 3.57 0.71 -0.148* 0.092 0.048 0.173** 0.395** 0.425**<br>8.任務(wù)互依性 3.26 0.92 -0.109 0.034 -0.010 0.079 0.168** 0.157** 0.363**<br>注：n=277；*表示 P＜0.05，**表示 P＜0.01。<br>（三）假設(shè)檢驗<br>主效應(yīng)：本研究所有模型均控制了上述四個人<br>口統(tǒng)計學(xué)變量，通過層級回歸方法檢驗主效應(yīng)，檢<br>驗結(jié)果見表 3。從 M5 可以看出，績效薪酬對員工創(chuàng)<br>新行為具有顯著的積極影響（β=0.383，p＜0.001），<br>假設(shè) H1 得到驗證。<br>中介效應(yīng)：首先采用 Baron 和 Kenny 推薦的經(jīng)<br>典中介效應(yīng)檢驗方法來考察中介變量的假設(shè)[30]。在<br>100 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023 年

M7 中，當(dāng)把績效薪酬、薪酬公平感同時放入回歸方<br>程時，薪酬公平感對員工創(chuàng)新行為有正向預(yù)測作用<br>（β=0.327，p＜0.001），而績效薪酬也有顯著預(yù)測作<br>用，但預(yù)測作用明顯減小（β=0.272，p＜0.001），表<br>明薪酬公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)新行為之間起部<br>分中介作用。假設(shè) H2 得到驗證。<br>表 3 回歸分析結(jié)果<br>變量<br>薪酬公平感 員工創(chuàng)新行為<br>M1 M2 M3 M4 M5 M6 M7<br>性別 -0.105 -0.075 -0.050 -0.138*<br>-0.104 -0.094 -0.080<br>年齡 -0.015 0.002 -0.003 0.051 0.070 0.057 0.069<br>本單位工齡 -0.112 -0.127 -0.109 0.027 0.011 0.075 0.052<br>學(xué)歷 0.041 0.032 0.019 0.154* 0.144* 0.137* 0.134*<br>績效薪酬 0.340*** 0.334*** 0.383*** 0.272***<br>薪酬公平感 0.422*** 0.327***<br>任務(wù)互依性 0.130*<br>績效薪酬×任<br>務(wù)互依性<br>-0.143*<br>R2 0.030 0.145 0.171 0.053 0.199 0.226 0.290<br>△R2 0.115 0.018 0.146 0.173 0.091<br>F 2.093 9.165*** 7.931*** 3.823** 13.440*** 15.799*** 18.403***<br>注：n=277；*表示 P＜0.05，**表示 P＜0.01，***表示 p＜0.001。<br>本研究還采用 Bootstrap 方法對中介效應(yīng)進(jìn)一步<br>進(jìn)行檢驗，Bootstrap 隨機(jī)抽樣設(shè)置為 5000，置信水<br>平為 95%。結(jié)果如表 4 所示，Sobel z 值為 4.189。薪<br>酬公平感的中介效應(yīng)為 0.144，置信區(qū)間 CI 為[0.086，<br>0.226]不包含 0。假設(shè) H2 進(jìn)一步得到支持。<br>表 4 Bootstrap 間接效應(yīng)檢驗結(jié)果<br>中介變量 Sobel z Effect Boot SE Boot LLCI Boot ULCI<br>薪酬公平感 4.189*** 0.144 0.036 0.086 0.226<br>注：n=277；***表示p＜0.001。<br>調(diào)節(jié)效應(yīng)：為了檢驗任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)作用，<br>先將相關(guān)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化處理，構(gòu)建績效薪酬<br>與任務(wù)互依性的交互項，并將其與任務(wù)互依性一起<br>納入績效薪酬對薪酬公平感的回歸方程，采用層級<br>回歸的方法檢驗。檢驗結(jié)果見 M3 所示，在控制了績<br>效薪酬與任務(wù)互依性的影響后，交互項對薪酬公平<br>感有顯著負(fù)向影響（β=-0.143，p＜0.05），表明任務(wù)<br>互依性對績效薪酬與薪酬公平感的關(guān)系有調(diào)節(jié)作<br>用，假設(shè) H3 得到驗證。<br>為了更加直觀地反映任務(wù)互依性在績效薪酬與<br>薪酬公平感關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，選取任務(wù)互依性均<br>值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差處的數(shù)據(jù)，用以繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。<br>如圖 2 所示，與高任務(wù)互依性相比，低任務(wù)互依性<br>條件下的薪酬公平感的回歸線更為陡峭。在低任務(wù)<br>互依性條件下，績效薪酬對薪酬公平感的促進(jìn)作用<br>更為顯著，即任務(wù)互依性會抑制績效薪酬對薪酬公<br>平感的積極影響。<br>調(diào)節(jié)中介效應(yīng)：為了檢驗任務(wù)互依性調(diào)節(jié)薪酬<br>第 5 期 王富祥：績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究 101

圖 2 任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)效應(yīng)<br>公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)新行為關(guān)系間的中介作<br>用，將調(diào)節(jié)與中介效應(yīng)放入整體分析框架中，運用<br>Bootstrap 方法來檢驗。檢驗結(jié)果顯示，檢驗指數(shù)為<br>-0.064，Boot 標(biāo)準(zhǔn)誤為 0.0282，在 95%水平上的置信<br>區(qū)間為[-0.1279，-0.0150]，未包含 0，即任務(wù)互依性<br>調(diào)節(jié)了績效薪酬通過薪酬公平感影響員工創(chuàng)新行為<br>的間接效應(yīng)。具體分析結(jié)果如表 5 所示，在低任務(wù)<br>互依性條件下，績效薪酬通過薪酬公平感影響員工<br>創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)顯著，95%水平上的置信區(qū)間為<br>[0.1240，0.3003]，置信區(qū)間不含 0；當(dāng)任務(wù)互依性高<br>時，間接效應(yīng)顯著（間接效應(yīng)值為 0.0818，95%水平<br>上的置信區(qū)間為[0.0139，0.1768]），但效應(yīng)值小于低<br>任務(wù)互依性時的效應(yīng)值。這表明，隨著任務(wù)互依性<br>程度不斷提高，薪酬公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)新<br>行為關(guān)系間的間接效應(yīng)是減弱的，故假設(shè) H4 得到<br>驗證。<br>表 5 薪酬公平感在不同任務(wù)互依性水平上的中介效應(yīng)及 95%置信區(qū)間<br>調(diào)節(jié)變量 Effect Boot SE Boot LLCI Boot ULCI<br>低任務(wù)互依性（M-SD） 0.1999 0.0441 0.1240 0.3003<br>中任務(wù)互依性（M） 0.1409 0.0338 0.0858 0.2236<br>高任務(wù)互依性（M+SD） 0.0818 0.0411 0.0139 0.1768<br>注：n=277。<br>四、研究結(jié)論與啟示<br>（一）研究結(jié)論<br>績效薪酬通過強(qiáng)化績效與薪酬的聯(lián)系能有效地<br>激勵員工，使員工產(chǎn)生積極的認(rèn)知、情感和行為 [31]。<br>本研究基于現(xiàn)有文獻(xiàn)和公平啟發(fā)理論，檢驗績效薪<br>酬對員工創(chuàng)新行為的積極影響，探討績效薪酬如何<br>通過提高員工的薪酬公平感來使其產(chǎn)生創(chuàng)新行為的<br>過程機(jī)理，并考察任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究<br>的主要結(jié)論如下：績效薪酬對員工創(chuàng)新行為有顯著<br>的積極作用；薪酬公平感中介了績效薪酬與員工創(chuàng)<br>新行為之間的關(guān)系；任務(wù)互依性調(diào)節(jié)了績效薪酬對<br>薪酬公平感的作用，任務(wù)互依性越高，績效薪酬對<br>薪酬公平感的正向影響越弱。此外，任務(wù)互依性也<br>調(diào)節(jié)了績效薪酬通過薪酬公平感對員工創(chuàng)新行為的<br>102 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023 年

間接影響，任務(wù)互依性越高，薪酬公平感的中介作<br>用越弱。<br>（二）理論貢獻(xiàn)與實踐啟示<br>本研究具有一定的理論貢獻(xiàn)。首先，外在薪酬<br>對員工的激勵效果一直是學(xué)術(shù)研究中頗具爭議的焦<br>點話題，本研究的結(jié)論揭示了績效薪酬對員工薪酬<br>公平感與創(chuàng)新行為的積極影響，豐富了理論界關(guān)于<br>績效薪酬激勵效果的認(rèn)識，有助于績效薪酬管理體<br>系的完善。同時，拓展了學(xué)術(shù)界關(guān)于員工創(chuàng)新行為<br>影響因素的研究范圍。其次，基于公平啟發(fā)理論，<br>本研究檢驗了薪酬公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)新行<br>為關(guān)系間的部分中介效應(yīng)，深化了理論界對績效薪<br>酬影響員工創(chuàng)新行為作用機(jī)理的認(rèn)識，為績效薪酬<br>視角下員工創(chuàng)新行為的驅(qū)動機(jī)制提供了新的理論解<br>釋。最后，本研究發(fā)現(xiàn)任務(wù)互依性在績效薪酬激勵<br>員工的過程中能發(fā)揮重要的邊界效應(yīng)，豐富了績效<br>薪酬邊界條件的研究成果，深化了學(xué)術(shù)界對績效薪<br>酬激勵效應(yīng)的情境化探索。<br>本研究對管理實踐具有以下幾個方面的啟示：<br>首先，績效薪酬能顯著地正向影響員工的創(chuàng)新行為，<br>這就啟示企業(yè)管理者可以通過構(gòu)建科學(xué)的績效薪酬<br>分配方案來激發(fā)員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為。因此，企業(yè)管<br>理者應(yīng)該在員工的薪酬與工作績效之間建立緊密而<br>清晰的聯(lián)系，讓員工的薪酬與工作績效對稱，為員<br>工潛力的挖掘提供必要的激勵，充分發(fā)揮績效薪酬<br>積極的杠桿作用；其次，績效薪酬能夠通過提高員<br>工的薪酬公平感知間接促進(jìn)員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為，這<br>就啟示企業(yè)管理者可以通過各種措施來提高員工對<br>薪酬公平的感知，進(jìn)而促使其產(chǎn)生創(chuàng)新行為。員工<br>不僅關(guān)心薪酬分配的結(jié)果公平，還會關(guān)注組織制定<br>薪酬的程序，規(guī)范的薪酬設(shè)計流程可以促進(jìn)員工對<br>組織薪酬制度的理解，提高員工對薪酬公平的心理<br>感受；最后，任務(wù)互依性能弱化績效薪酬對員工薪<br>酬公平感和創(chuàng)新行為的積極影響，使績效薪酬的激<br>勵作用降低。這就啟示企業(yè)管理者在實施績效薪酬<br>制度的同時，要注意厘清員工的工作邊界、明確工<br>作職責(zé)，構(gòu)建科學(xué)合理的績效考核制度，使員工的<br>績效薪酬能夠真實反映其工作績效與貢獻(xiàn)。<br>（三）研究局限與展望<br>囿于主客觀條件的制約，本研究尚存以下局限：<br>首先，本研究的樣本雖然來自多個地區(qū)與行業(yè)，但<br>方便抽樣所獲得的數(shù)據(jù)會使研究樣本的代表性受到<br>影響，限制研究結(jié)果的外部效度。未來研究可以采<br>用隨機(jī)抽樣的方式獲取研究數(shù)據(jù)，提高研究結(jié)果的<br>普適性；其次，本研究自變量與因變量的觀測數(shù)據(jù)<br>雖然在兩個時間點收集，但績效薪酬與任務(wù)互依性、<br>員工創(chuàng)新行為與薪酬公平感的觀測數(shù)據(jù)分別在同一<br>時間點收集。未來研究可以采用更嚴(yán)格的數(shù)據(jù)采集<br>方式；再次，本研究的數(shù)據(jù)是采用問卷調(diào)查的形式<br>由員工完成，雖然研究所用量表均采用學(xué)者們開發(fā)<br>的成熟量表，但在測量時仍有可能存在一定的偏差。<br>未來研究可以采用企業(yè)提供的績效薪酬客觀數(shù)據(jù)，<br>以獲得更加精準(zhǔn)的研究結(jié)果；最后，本研究僅檢驗<br>了薪酬公平感在績效薪酬與員工創(chuàng)新行為關(guān)系間的<br>中介效應(yīng)，未來研究可以依據(jù)不同的理論基礎(chǔ)，考<br>察更多的中介變量，深化學(xué)術(shù)界關(guān)于績效薪酬激勵<br>員工行為的過程機(jī)制的認(rèn)識。<br>參考文獻(xiàn)：<br>[1] 杜璿，邱國棟．組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響——<br>創(chuàng)新自我效能感和心理涉入的雙重中介效應(yīng)[J]．財經(jīng)論<br>叢，2019（4）：92-103．<br>[2] YUAN F., WOODMAN R. W. Innovative Behavior in the <br>Workplace: The Role of Performance and Image Outcome <br>Expectations[J]. Academy of Management Journal, 2010, <br>53(2):323-342.<br>[3] CHANDLER G. N., KELLER C., LYON D. W. Unraveling <br>the Determinants and Consequences of an Innovationsupportive Organizational Culture[J]. Entrepreneurship <br>Theory and Practice, 2000, 25(1):59-76.<br>[4] GUPTA A. K., SINGHAL A. Managing Human Resources <br>for Innovation and Creativity[J]. Research Technology <br>Management, 1993, 36(3):41-48.<br>[5] 常濤，劉智強(qiáng)，王艷子．績效薪酬對員工創(chuàng)造力的影響研<br>第 5 期 王富祥：績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究 103

究：面子壓力的中介作用[J]．科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，<br>2014，35（9）：171-180．<br>[6] 郭婧，蘇秦，孫林巖．外部激勵對產(chǎn)品創(chuàng)新中個人創(chuàng)造力<br>的影響[J]．科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2015，36（1）：164-172．<br>[7] LIND E. A., KRAY L., THOMPSON. Primacy Effects in <br>Justice Judgments: Testing Predictions from Fairness <br>Heuristic Theory[J]. Organizational Behavior & Human <br>Decision Processes, 2001, 85(2):189-210.<br>[8] 姚艷虹，韓樹強(qiáng)．組織公平與人格特質(zhì)對員工創(chuàng)新行為的<br>交互影響研究[J]．管理學(xué)報，2013，10（5）：700-707．<br>[9] 伍如昕．績效薪酬的心理成本：公平偏好和過度自信<br>[J]．中國人力資源開發(fā)，2014（1）：22-28．<br>[10] 盛龍飛．績效薪酬對工作壓力感的影響研究綜述[J]．中<br>國人力資源開發(fā)，2014（14）：24-28．<br>[11] 賀偉，蒿坡．薪酬分配差異一定會降低員工情感承諾嗎<br>——薪酬水平、績效薪酬強(qiáng)度和員工多元化的調(diào)節(jié)作用<br>[J]．南開管理評論，2014，17（4）：13-23．<br>[12] 楊濤，馬君，馮雪．績效薪酬與員工創(chuàng)造力關(guān)系研究述<br>評與展望[J]．科技進(jìn)步與對策，2017，34（15）：154-160．<br>[13] 謝延浩，孫劍平．薪酬變動、績效薪酬知覺與薪酬滿意：<br>成就需要與風(fēng)險厭惡的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]．管理學(xué)報，2012，9<br>（12）：1792-1799．<br>[14] AMABILE T. M., PILLEMER J. Perspectives on the Social <br>Psychology of Creativity[J]. Journal of Creative Behavior, <br>2012, 46(1):3-15.<br>[15] GERHART B., RYNES S. L., FULMER I. S. Pay and <br>Performance: Individuals, Groups, and Executives[J]. The <br>Academy of Management Annals, 2009, 3(1): 251-315.<br>[16] 張勇，龍立榮．績效薪酬對雇員創(chuàng)造力的影響：人—工<br>作匹配和創(chuàng)造力自我效能的作用[J]．心理學(xué)報，2013，<br>45（3）：363-376．<br>[17] 張勇，龍立榮．績效薪酬與團(tuán)隊成員創(chuàng)新行為關(guān)系實證<br>研究[J]．管理學(xué)報，2013，10（8）：1138-1143．<br>[18] 謝建斌．績效薪酬、薪酬公平和員工薪酬滿意度關(guān)系研<br>究[J]．工業(yè)工程與管理，2014，19（2）：35-39．<br>[19] 龍立榮，張海濤．績效薪酬與科研人員突破性創(chuàng)新關(guān)系<br>及管理策略[J]．湖北大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2012，<br>39（6）：81-86．<br>[20] 韋志林，芮明杰．薪酬心理折扣、薪酬公平感和工作績<br>效[J]．經(jīng)濟(jì)與管理研究，2016, 37（4）：59-65．<br>[21] 王重鳴，鄧今朝．績效薪酬感和自我效能感對薪酬滿意<br>的影響[J]．應(yīng)用心理學(xué)，2010，16（4）：377-384．<br>[22] COURTRIGHT S. H., THURGOOD G. R., STEWART G. L., <br>PIEROTTI A. J. Structural Interdependence in Teams: An <br>Integrative Framework and Meta-analysis[J]. Journal of <br>Applied Psychology, 2015, 100(6):1825-1846.<br>[23] 胡進(jìn)梅，沈勇．工作自主性和研發(fā)人員的創(chuàng)新績效：基<br>于任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型[J]．中國人力資源開發(fā)，<br>2014（17）：30-35．<br>[24] 段光，楊忠．團(tuán)隊激勵對團(tuán)隊知識貢獻(xiàn)與團(tuán)隊知識搜集<br>影響的實證研究——任務(wù)互依的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]．科技進(jìn)步<br>與對策，2013，30（24）：154-161．<br>[25] PERRY J. L., PEARCE J. L. Initial Reactions to Federal <br>Merit Pay[J]. Personnel Journal, 1983, 62(3):230-237.<br>[26] 劉耀中，姜榮萍．企業(yè)員工薪酬公平感實證分析[J]．心<br>理學(xué)探新，2008，28（3）：74-77．<br>[27] SCOTT S. G., BRUCE R. A. Determinants of Innovative <br>Behavior: A Path Model of Individual Innovation in the <br>Workplace[J]. The Academy of Management Journal, 1994, <br>37(3):580-607.<br>[28] CAMPION M. A., MEDSKER G. J., HIGGS A. C. <br>Relations Between Work Group Characteristics and <br>Effectiveness: Implications for Designing Effective Work <br>Group[J]. Personnel Psychology, 1993, 46(4):823-850.<br>[29] 陳晨，時勘，陸佳芳．變革型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為：一個被<br>調(diào)節(jié)的中介作用模型[J]．管理科學(xué)，2015，28（4）：11-22．<br>[30] BARON R. M., KENNY D. A. The Moderator-mediator <br>Variable Distinction in Social Psychological Research: <br>Conceptual, Strategic, and Statistical Considerations[J]. <br>Journal of Personality and Social Psychology, 1986,51(6):<br>1173-1182.<br>[31] 趙慧軍，門賀，王娟娟．績效薪酬如何影響職場非倫理<br>行為？———個有調(diào)節(jié)的中介模型[J]．財經(jīng)論叢，2020<br>（8）：83-92．<br>104 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023 年

The Impact of Pay for Performance on Employee Innovative Behavior<br>WANG Fuxiang<br>( School of Public Administration, Huaiyin Normal University, Huai’an 223001, Jiangsu, China )<br>Abstract: Based on fairness heuristic theory, the present study constructed a moderated mediation model to <br>examine the effect of pay for performance on employees’ innovative behavior. Specifically, the present study <br>examined whether pay for performance would be indirectly related to employees’ innovative behavior through <br>compensation justice, and whether this indirect association would be moderated by task interdependence. Through <br>statistical analysis of 277 sample data collected at two time points, the study finds that pay for performance has a <br>significant positive effect on employees’ innovative behavior. Compensation justice partly mediates the influence of <br>pay for performance on employees’ innovative behavior. Task interdependence moderates the relationship between <br>pay for performance and compensation justice in that the relationship is more positive and stronger when task <br>interdependence is low. Moreover, moderated mediation analysis find that task interdependence moderates the <br>indirect effect of pay for performance on employees’ innovative behavior via compensation justice.<br>Key words: pay for performance, employee innovative behavior, compensation justice, task <br>interdependence<br>（責(zé)任編輯 陳書慧）（責(zé)任校對 陳 儉）（英文編輯 田興斌）<br>著作權(quán)使用聲明<br>本刊已許可中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)、維普資訊、中教數(shù)據(jù)庫、超星域出版等以數(shù)字化方式復(fù)<br>制、匯編、發(fā)行、信息網(wǎng)絡(luò)傳播本刊全文。本刊支付的稿酬已包含中國知網(wǎng)等著作權(quán)使用費，<br>所有署名作者向本刊提交文章發(fā)表之行為視為同意上述聲明。如有異議，請在投稿時說明，本<br>刊將按作者說明處理。<br>第 5 期 王富祥：績效薪酬對員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究 105

安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究程質(zhì)彬<br>（ 安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 國旅學(xué)院，安徽蕪湖241002 ）摘 要：利用修正引力模型、社會網(wǎng)絡(luò)分析方法和 QAP 分析法，對安徽省2010—2020年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度、旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)及其影響因素進(jìn)行了分析。結(jié)果顯示：（1）安徽省各地間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量逐漸上升，旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日趨緊密，但差異明顯；（2）網(wǎng)絡(luò)密度逐漸上升，節(jié)點中心度逐漸提高且差距縮小，網(wǎng)絡(luò)日趨均衡；（3）網(wǎng)絡(luò)核心區(qū)數(shù)量總體呈上升態(tài)勢，核心區(qū)數(shù)量大于邊緣區(qū)數(shù)量；（4）根據(jù)聯(lián)系緊密程度，網(wǎng)絡(luò)可劃分為皖南子群、皖中子群、皖北南部子群和皖北北部子群；（5）旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理空間距離、旅游接待能力顯著影響著安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)。最終提出了構(gòu)造兩圈一帶旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、加強(qiáng)兩圈一帶旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、優(yōu)化兩圈一帶旅游產(chǎn)品供給的建議。關(guān)鍵詞： 旅游經(jīng)濟(jì)； 網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)； 影響因素； 社會網(wǎng)絡(luò)分析；安徽省中圖分類號：F592.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1673-9639 (2023) 05-0116-13<br>旅游要素在區(qū)域間的流動產(chǎn)生了旅游聯(lián)系，旅<br>游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系是旅游聯(lián)系的主要表現(xiàn)形式[1]，標(biāo)志著地<br>區(qū)間旅游聯(lián)系的緊密程度。旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)<br>是旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系活動在地理空間上的投影[2]，能夠直<br>觀反映區(qū)域間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系狀況。安徽省旅游資源<br>豐富，旅游業(yè)發(fā)展初具規(guī)模，但也存在不平衡、不<br>協(xié)調(diào)等諸多問題，旅游業(yè)發(fā)展水平與長三角其他地<br>區(qū)差距較大。分析和研究安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間<br>網(wǎng)絡(luò)，對于優(yōu)化安徽省旅游業(yè)發(fā)展資源配置，促進(jìn)<br>安徽省旅游業(yè)協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展，更好融入長三角旅<br>游一體化有著積極意義。<br>國外對旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)的研究主要集中在網(wǎng)<br>絡(luò)特征、空間組織形式和目的地結(jié)構(gòu)演化三個方面<br>[3]。國內(nèi)對旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)的研究主要涵蓋網(wǎng)絡(luò)結(jié)<br>構(gòu)演化與特征[4]、發(fā)展模式[5]、節(jié)點角色與定位[6]、<br>影響因素[7]等內(nèi)容。研究范圍主要涉及省域[8]、連片<br>區(qū)域[9-10]、全國[7]，尤以長三角地區(qū)相關(guān)研究最多[11-12]。研究方法以定量研究為主，主要采用引力模型和社會網(wǎng)絡(luò)分析方法。關(guān)于安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)的研究總量不多，在中國知網(wǎng)上僅能搜到12篇相關(guān)文獻(xiàn)；研究內(nèi)容多為對安徽省各城市間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度的測度，如胡文海等利用引力模型測度了2000 年、2013 年皖南國際文化旅游示范區(qū)內(nèi)各城市間的旅游聯(lián)系度并提出了促進(jìn)區(qū)域內(nèi)旅游業(yè)發(fā)展的措施[13]，僅有少量文獻(xiàn)對安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，如丁娟等利用引力模型和社會網(wǎng)絡(luò)分析方法研究了安徽省2012—2016 年各地級市間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)[14]，只有1 篇文獻(xiàn)研究了安徽省旅游經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)的影響因素，周瀚醇等研究發(fā)現(xiàn)旅游人數(shù)、人均GDP、公路里程對安徽省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用[15]；研究時間跨度多為 2016 年及以前，缺乏對近年來安徽省旅游經(jīng)濟(jì)第25卷 第5期 銅 仁 學(xué) 院 學(xué) 報 Vol. 25, No.52023 年 10 月 Journal of Tongren University Oct. 2023收稿日期：2022-10-24<br>基金項目：安徽省高等學(xué)校人文社會科學(xué)研究重點項目“長三角地區(qū)旅游業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響因素及對策研究”（SK2021A1055）；安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院技術(shù)技能創(chuàng)新服務(wù)平臺項目“旅行社導(dǎo)游服務(wù)質(zhì)量提升策略研究”（2021ZDQ010）。作者簡介：程質(zhì)彬（1987-），男，安徽安慶人，碩士、講師，研究方向：區(qū)域旅游發(fā)展。

聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)的研究。<br>本研究立足修正引力模型、社會網(wǎng)絡(luò)分析方法<br>和 QAP 分析法，系統(tǒng)研究 2010—2020 年安徽省旅<br>游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及特征，分析安徽省旅游<br>經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)影響因素，提出優(yōu)化安徽省旅游<br>經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)的措施，研究具有一定的理論和<br>實踐意義。一、研究方法與數(shù)據(jù)來源<br>（一）研究方法<br>1．修正的引力模型<br>來源于萬有引力定律的引力模型常被應(yīng)用于區(qū)<br>域間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系問題研究[16]，借以判斷不同區(qū)域間經(jīng)<br>濟(jì)聯(lián)系程度的強(qiáng)弱。本研究利用引力模型來測度安<br>徽省不同城市間的旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，為突出城市<br>間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度的差異性和有向性，參考李華<br>等[17]、周慧玲[18]的研究成果，引入調(diào)節(jié)系數(shù)對引力<br>模型進(jìn)行修正，具體公式如下：<br>（1）<br>（2）<br>（3）<br>其中， Cij 為城市 i 和城市 j 的旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)<br>度， Pi 、Vi 、 Pj 、Vj 分別為城市 i、城市 j 的旅游<br>總收入和旅游總?cè)藬?shù)，dij 為城市 i 和城市 j 間的公路<br>里程，K 為調(diào)節(jié)系數(shù)，Ci 為城市 i 的旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系<br>總量。<br>2．社會網(wǎng)絡(luò)分析<br>社會網(wǎng)絡(luò)分析是一種研究社會（網(wǎng)絡(luò)）中行動<br>者及其關(guān)系的方法[19]，應(yīng)用到旅游領(lǐng)域以后，被認(rèn)<br>為是開展旅游研究的“絕佳范式”[12]。本研究主要<br>用到社會網(wǎng)絡(luò)分析以下指標(biāo)：<br>（1）網(wǎng)絡(luò)密度<br>網(wǎng)絡(luò)密度是反映網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系緊密程度的指標(biāo)，網(wǎng)<br>絡(luò)密度值越大，表明網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系越緊密，具體計算公式為[20]：<br>（4）其中，l 為實際關(guān)系數(shù)，n 為網(wǎng)絡(luò)節(jié)點數(shù)量，n?(n ?1) 為最大可能關(guān)系數(shù)。（2）節(jié)點中心度節(jié)點中心度用來反映網(wǎng)絡(luò)節(jié)點在網(wǎng)絡(luò)中的地位和作用，包括點度中心度、接近中心度和中介中心度。本研究主要使用點度中心度指標(biāo)，點度中心度值越大，節(jié)點越接近網(wǎng)絡(luò)中心位置，在網(wǎng)絡(luò)中的權(quán)力越大，具體公式如下[20]：（5）其中，CRD(i) 為節(jié)點i 的相對點度中心度，n為網(wǎng)絡(luò)節(jié)點數(shù)量。<br>（3）核心—邊緣結(jié)構(gòu)核心—邊緣結(jié)構(gòu)用來分析網(wǎng)絡(luò)中哪些節(jié)點位于核心位置，哪些節(jié)點位于邊緣位置以及它們之間的相互關(guān)系。核心位置的節(jié)點處于優(yōu)勢地位，邊緣位置的節(jié)點往往處于劣勢地位。（4）凝聚子群分析凝聚子群分析是一種分析網(wǎng)絡(luò)中節(jié)點之間實際存在或潛在關(guān)系的方法。如果節(jié)點之間聯(lián)系緊密，最終形成一個子群體，稱為凝聚子群。本研究利用凝聚子群方法來分析安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的小團(tuán)體狀況，為安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供參考。3．QAP 分析<br>QAP 相關(guān)分析用于判斷兩個關(guān)系矩陣之間的相關(guān)情況；QAP 回歸分析研究一個關(guān)系矩陣與多個關(guān)系矩陣之間的回歸關(guān)系，并分析模型擬合優(yōu)度的顯著性[3]。一般情況下 QAP 分析顯著性水平在1%、5%、10%區(qū)間內(nèi)，均表示分析矩陣間存在強(qiáng)關(guān)聯(lián)關(guān)系[7]，且同一數(shù)據(jù)下QAP分析的確定性系數(shù)比OLS分析低[21]。本研究利用 QAP 分析研究安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系ij<br>i i j j<br>ij d<br>P V P V C K 2 ?<br>? P P j<br>P K<br>?<br>?<br>i<br>i<br>C i ? ? C ij<br>n (n-1)<br>l D??<br>22( )( ) ???<br>ni i CRD i<br>的點入度的點出度第 5 期 程質(zhì)彬：安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究117

空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的影響因素。<br>（三）數(shù)據(jù)來源<br>旅游總收入、旅游總?cè)藬?shù)、4A 及以上旅游景區(qū)<br>數(shù)量、旅行社數(shù)量、星級酒店數(shù)量、人均 GDP 等數(shù)<br>據(jù)來源于 2010 年、2015 年、2020 年安徽省及各地<br>級市國民經(jīng)濟(jì)及社會發(fā)展統(tǒng)計公報，2011 年、2016<br>年、2020 年安徽省及各地級市統(tǒng)計年鑒。對應(yīng)年份<br>統(tǒng)計公報和統(tǒng)計年鑒未給出旅游總收入的城市，旅<br>游總收入按照當(dāng)年平均匯率折算旅游外匯收入后加<br>總國內(nèi)旅游收入獲得。公路里程數(shù)來源于《中國高<br>速公路及城鄉(xiāng)公路網(wǎng)地圖集 2011》《中國高速公路及<br>城鄉(xiāng)公路網(wǎng)地圖集 2016》《中國高速公路及城鄉(xiāng)公路<br>網(wǎng)地圖集 2021》。城市間交通時間來源于 12306 網(wǎng)站<br>及高德地圖。文中所用地圖來自安徽省地理信息公<br>共服務(wù)平臺（審圖號：皖 S（2019）13 號）。<br>二、安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)實證分析（一）旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度分析利用公式（1）—（3）計算安徽省2010年、2015年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度和總量，利用ArcMap對安徽省各地區(qū)間聯(lián)系度進(jìn)行可視化表達(dá)，可得表1和圖 1—3。從表 1 可以看出：1．安徽省各地區(qū)間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日趨緊密除黃山外，2010—2020 年安徽省各地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量呈上升趨勢，表明安徽省各地區(qū)間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日趨緊密。黃山地區(qū)2010—2015年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量快速增長，年均增長率高達(dá)62.8%，但2015—2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量不升反降，反映近年來黃山地區(qū)旅游吸引力和旅游輻射能力有所下降。2010 年黃山地區(qū)旅游收入和旅游人次位列安徽省第二位，到 2020 年旅游收入排第五位、旅游人次表 1 安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量及排名地區(qū)<br>2010 年 2015 年 2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)<br>系總量<br>排序<br>旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)<br>系總量<br>排序<br>旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量排序合肥 82.7675 1 1017.2275 1 1186.1921 1<br>蕪湖 30.5112 5 548.7086 2 712.5671 2<br>蚌埠 10.6819 7 131.6313 8 181.7962 7<br>淮南 6.8303 10 63.7459 10 85.7038 10<br>馬鞍山 12.1469 6 193.8174 5 258.0614 5<br>淮北 2.4777 15 10.1988 16 28.5912 16<br>銅陵 3.4187 14 29.7621 13 57.1423 13<br>安慶 48.3741 3 396.6084 4 388.7952 4<br>黃山 34.681 4 175.1554 6 169.7992 8<br>阜陽 4.1462 13 25.7902 14 43.4302 14<br>宿州 4.9848 12 50.9553 12 76.0037 11<br>滁州 6.2041 11 61.8502 11 75.4156 12<br>六安 7.8249 9 139.6634 7 243.8046 6<br>宣城 8.5257 8 108.9704 9 149.062 9<br>池州 49.7755 2 540.9883 3 700.1622 3<br>亳州 2.3286 16 25.6502 15 40.7519 15<br>均值 19.7299 220.0452 274.8299<br>變異系數(shù) 1.1418 1.2135 1.1450<br>118 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023年

排第三位，高度資源依賴型旅游發(fā)展模式的弊端逐<br>漸顯現(xiàn)。2010—2015 年，宣城市旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量<br>增長最快，年均增長率達(dá) 72.87%；亳州市旅游經(jīng)濟(jì)<br>聯(lián)系總量增速最慢。2015—2020 年，安徽省各地區(qū)<br>旅游經(jīng)濟(jì)總量增速放緩，增長最快的是亳州，年均<br>增長率為 22.9%，皖北六市增長率名列前茅，說明皖<br>北地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展開始提速。<br>2．安徽省各地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系差異明顯<br>雖然變異系數(shù)先升后降，但 2020 年變異系數(shù)仍<br>然高于 2010 年。2010 年，安徽省 16 個地級市中，<br>有 11 個地級市旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量在平均值之下，<br>2015 年和 2020 年均為 12 個。從區(qū)域來看，2010—<br>2020 年，皖中地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量均值最大，其<br>次是皖南地區(qū)，皖北地區(qū)始終處于落后位置。從具<br>體城市來看，2010 年排名第一的合肥市旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)<br>系總量是排名最后的亳州市的 35.54 倍，是排名第二<br>的池州市的 1.66 倍；2015 年排名第一的合肥市旅游<br>經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量是排名最后的淮北市的 99.73 倍，是排<br>名第二的蕪湖市的 1.85 倍；2020 年排名第一的合肥<br>市旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量是排名最后的淮北市的 41.49<br>倍，是排名第二的蕪湖的 1.66 倍，說明合肥市作為<br>安徽省中心城市，在安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系中極化作<br>用明顯。另外 2010—2020 年蕪湖、池州、安慶、馬<br>鞍山、六安、蚌埠、黃山等地旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量始終處于領(lǐng)先位置，蚌埠是皖北六市旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量唯一一直處于前八的城市。從圖 1—3 可以看出：地區(qū)間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系會受到旅游資源狀況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、交通條件、空間距離等因素的影響。2010 年，安慶—池州之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度最大，安慶、池州兩市旅游資源豐富、距離較近，旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系較頻繁。此外安慶—合肥、安慶—黃山、池州—黃山、馬鞍山—蕪湖旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度也較高，其中安慶、黃山、池州具有旅游資源優(yōu)勢；合肥經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、交通條件好；馬鞍山、蕪湖兩地資源優(yōu)勢不明顯，但兩地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，整體經(jīng)濟(jì)對旅游經(jīng)濟(jì)的支持作用較大；以上每對城市彼此相鄰，利于旅游經(jīng)濟(jì)之間的互動。2015 年，安慶—池州旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度依然最大；合肥—六安、合肥—蕪湖、池州—黃山、蕪湖—馬鞍山排名靠前；合肥、安慶、池州、黃山的節(jié)點作用進(jìn)一步凸顯，馬鞍山、宣城、蕪湖、六安節(jié)點重要性得到提升。馬鞍山、蕪湖憑借良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，六安、宣城憑借旅游資源優(yōu)勢，以及四地周邊優(yōu)勢旅游節(jié)點的支持，旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度提升較快。此外，宿州—淮北、蚌埠—淮南之間的聯(lián)系強(qiáng)度也較大，這主要得益于空間臨近和較好的交通條件。圖 1 安徽省 2010 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度<br>第 5 期 程質(zhì)彬：安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究119

圖 2 安徽省 2015 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度<br>圖 3 安徽省 2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度<br>2020 年，安慶—池州，蕪湖—馬鞍山旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系<br>度排名靠前，旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度高值仍然集中在皖<br>中和皖南地區(qū)，皖北地區(qū)的蚌埠市成為旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)<br>系的重要節(jié)點。與皖北其他五市相比，蚌埠市4A級及以上旅游景區(qū)數(shù)量最多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高，交通便捷，適宜作為皖北地區(qū)核心旅游節(jié)點。120 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023年

（二）旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及演變分析<br>根據(jù) 2010 年、2015 年、2020 年安徽省各地區(qū)<br>間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度建立三個關(guān)系矩陣。遵循可比性<br>和保留有效信息原則[1]，經(jīng)多次實驗，選取 1.4076<br>為閾值，建立安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅<br>游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)二分矩陣，利用 Ucinet 6 進(jìn)行旅<br>游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)分析。<br>1．網(wǎng)絡(luò)密度分析<br>依據(jù)公式（4），利用安徽省 2010 年、2015 年、<br>2020年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)二分矩陣，運行Ucinet<br>6“Network\/Cohesion\/Density”功能，可得三年旅游<br>經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)密度（見表 2），并利用 Ucinet 6<br>的“Visualize\/NetDraw”功能，繪制三年安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)圖（見圖4—6）。從表 2 和圖 4—6 可以看出：2010 年，安徽省各地間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系還比較稀疏，網(wǎng)絡(luò)密度僅為0.1917，且亳州市孤立于網(wǎng)絡(luò)之外，整體網(wǎng)絡(luò)南密北疏；2015 年，安徽省各地間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系急速上升，網(wǎng)絡(luò)密度達(dá)到 0.6917，2010—2015 年網(wǎng)絡(luò)密度年均增長率為 29.26%，網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)更加多元、復(fù)雜；2020年，安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)密度上升到0.7708，顯著變化為皖北地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系增多，整體網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)趨于均衡。表 2 安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)密度年份 2010 2015 2020<br>網(wǎng)絡(luò)密度 0.1917 0.6917 0.7708<br>圖 4 2010 年安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)第 5 期 程質(zhì)彬：安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究121

圖 5 2015 年安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)圖 6 2020 年安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)122 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023年

2．節(jié)點中心度分析<br>因 2010 年亳州市孤立于旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)<br>之外，不宜計算 2010 年網(wǎng)絡(luò)節(jié)點的接近中心度和中<br>介中心度，為便于縱向比較，本文只研究點度中心<br>度指標(biāo)。利用安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅<br>游 經(jīng) 濟(jì) 聯(lián) 系 空 間 網(wǎng)絡(luò) 二 分 矩 陣 ， 運 行 Ucinet 6 “Network\/Centrality\/Degree”功能，計算 2010、2015、<br>2020 三年安徽省各地點出度和點入度，然后利用公<br>式（5）計算得到三年各地的點度中心度（見表 3）。<br>從表 3 可以看出：<br>（1）2010—2020 年安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)<br>絡(luò)各節(jié)點點度中心度整體呈上升態(tài)勢，2010、2015、<br>2020 年點度中心度變異系數(shù)逐漸下降，表明各節(jié)點在網(wǎng)絡(luò)中的重要性在增加，網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)趨于均衡。（2）2010—2020 年，合肥作為區(qū)域核心城市點度中心度一直位于第一位?；幢?、亳州位置偏遠(yuǎn)、旅游資源豐度不夠、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有限，一直位于靠后位置。蚌埠市由第九位上升到第二位，六安市由第十三位上升到第三位，滁州由第十二位上升到第六位，淮南由第十一位上升到第七位。蚌埠市是安徽省南北交通的樞紐城市，高鐵交通的便利性進(jìn)一步凸顯了蚌埠市的區(qū)位優(yōu)勢，使得其點度中心度快速上升。六安市靠近合肥，受合肥的輻射影響大，加上本身旅游資源較豐富，點度中心度急速增長。表 3 安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)節(jié)點中心度地區(qū)<br>2010 年 2015 年 2020 年點出度 點入度<br>點度<br>中心度<br>（%）<br>點出度 點入度<br>點度<br>中心度<br>（%）<br>點出度 點入度點度中心度（%）合肥 13 5 60.000 15 13 93.333 15 14 96.667<br>蕪湖 4 6 33.333 14 11 83.333 15 12 90.000<br>蚌埠 2 2 13.333 13 13 86.667 15 14 96.667<br>淮南 1 2 10.000 8 13 70.000 11 13 80.000<br>馬鞍山 2 3 16.667 12 10 73.333 13 11 80.000<br>淮北 1 1 6.667 1 5 20.000 4 9 43.333<br>銅陵 0 5 16.667 7 9 53.333 9 10 63.333<br>安慶 7 3 33.333 14 10 80.000 14 10 80.000<br>黃山 6 3 30.000 12 8 66.667 12 10 73.333<br>阜陽 0 1 3.333 7 10 56.667 7 13 66.667<br>宿州 1 3 13.333 8 12 66.667 9 12 70.000<br>滁州 1 2 10.000 11 11 73.333 13 12 83.333<br>六安 1 2 10.000 14 12 86.667 15 14 96.667<br>宣城 1 5 20.000 11 10 70.000 11 10 70.000<br>池州 6 3 30.000 14 10 80.000 15 11 86.667<br>亳州 0 0 0.000 5 9 46.667 7 10 56.667<br>點度中<br>心度<br>均值<br>19.167% 69.167% 77.083%點度中<br>心度<br>變異<br>系數(shù)<br>0.787 0.264 0.196<br>第 5 期 程質(zhì)彬：安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究123

淮南市和滁州市靠近合肥，又位于溝通皖北的重要<br>通道上，區(qū)位優(yōu)勢較明顯，助力點度中心度提高。<br>銅陵、安慶、黃山、宣城四市點度中心度排名均下<br>降六位，銅陵市旅游資源有限，安慶、黃山、宣城<br>位于安徽南部邊緣位置，區(qū)位優(yōu)勢欠佳，安慶、黃<br>山兩地 2010—2020 年旅游收入年均增長率排十六市<br>最后兩位，宣城對黃山的輻射作用依賴較大，導(dǎo)致<br>四市點度中心度排名急速下降。<br>（3）在點出度和點入度方面，2010 年，合肥、<br>安慶、黃山、池州四市點出度大于點入度，為輻射<br>型；蕪湖、淮南、馬鞍山、銅陵、阜陽、宿州、滁<br>州、六安、宣城點入度大于點出度，為受益型，其<br>中阜陽、銅陵點入度為 0，為完全受益型；蚌埠、淮<br>北點出度等于點入度，為均衡型。2015 年，輻射型<br>增加了蕪湖、馬鞍山、六安、宣城四市，淮北由均<br>衡型轉(zhuǎn)為受益型，滁州由受益型轉(zhuǎn)為均衡型，亳州由孤立點轉(zhuǎn)為受益型；2020 年，除淮南、淮北、銅陵、阜陽、宿州、亳州外為受益型外，其他各市均為輻射型。由此可見，旅游資源豐富、旅游業(yè)發(fā)展成熟度高、交通便利、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的城市多為輻射型；皖北城市在旅游資源、旅游業(yè)發(fā)展成熟度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面存在劣勢，多為受益型。3．核心—邊緣分析利用安徽省 2010 年、2015 年、2020年旅游經(jīng)濟(jì) 聯(lián) 系 空 間 網(wǎng) 絡(luò)二分矩陣，運行Ucinet 6“Network\/Core&Periphery\/Categorical”功能，可得2010 年、2015 年、2020 年安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)核心和邊緣分區(qū)狀況（見表4）及核心區(qū)與邊緣區(qū)的網(wǎng)絡(luò)密度（見表5）。表 4 安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)核心—邊緣結(jié)構(gòu)年份 核心區(qū) 邊緣區(qū)2010<br>合肥、蕪湖、馬鞍山<br>安慶、黃山、池州<br>蚌埠、淮南、淮北、銅陵、阜陽宿州、滁州、六安、宣城、亳州2015<br>合肥、蕪湖、蚌埠、淮南、馬鞍山<br>銅陵、安慶、黃山、阜陽、宿州<br>滁州、六安、宣城、池州<br>淮北、亳州2020<br>合肥、蕪湖、蚌埠、淮南、馬鞍山<br>安慶、黃山、滁州、六安、池州<br>淮北、銅陵、阜陽、宿州、宣城、亳州表 5 安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)核心區(qū)與邊緣區(qū)的網(wǎng)絡(luò)密度網(wǎng)絡(luò)密度<br>2010 年 2015 年 2020 年核心區(qū) 邊緣區(qū) 核心區(qū) 邊緣區(qū) 核心區(qū)邊緣區(qū)核心區(qū) 0.667 0.300 0.808 0.464 0.978 0.833<br>邊緣區(qū) 0.050 0.056 0.179 0.500 0.550 0.467<br>從表 4 可以看出：（1）2010—2020 年，核心區(qū)<br>數(shù)量先增多后減少，銅陵、阜陽、宿州、宣城四市<br>2015 年成為核心區(qū)，2020 年轉(zhuǎn)為邊緣區(qū)，整體上呈<br>現(xiàn)上升態(tài)勢。（2）合肥、蕪湖、馬鞍山、安慶、黃<br>山、池州一直處于核心區(qū)位置，表明安徽中南部地<br>區(qū)始終居于安徽省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)勢區(qū)域，對推動<br>安徽省旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有決定性作用。（3）淮北、亳州一直位于邊緣位置，提升淮北、亳州兩市對外旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，對優(yōu)化安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)具有積極意義。從表 5 可以看出：（1）核心區(qū)之間的網(wǎng)絡(luò)密度直線上升，表明核心區(qū)內(nèi)部旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系緊密；124 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023年

（2）核心區(qū)與邊緣區(qū)之間的網(wǎng)絡(luò)密度也逐漸上升，<br>表明核心區(qū)城市對邊緣區(qū)城市的輻射作用不斷提<br>高；（3）邊緣區(qū)對核心區(qū)的網(wǎng)絡(luò)密度也在上升，表<br>明核心區(qū)的極化作用逐漸增強(qiáng)；（4）邊緣區(qū)之間的<br>網(wǎng)絡(luò)密度先升后降，密度值不高，說明加強(qiáng)邊緣區(qū)<br>之間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系有助于優(yōu)化安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系<br>空間網(wǎng)絡(luò)。<br>4．凝聚子群分析<br>利用安徽省 2010 年、2015 年、2020年旅游經(jīng)濟(jì) 聯(lián) 系 空 間 網(wǎng) 絡(luò)二分矩陣，運行Ucinet 6“Network\/Roles&Positions\/Structural\/Concor”功能，對安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行凝聚子群分析，結(jié)果見表6。將三年凝聚子群密度矩陣與相應(yīng)年份網(wǎng)絡(luò)密度進(jìn)行對比，大于網(wǎng)絡(luò)密度計為“1”，小于網(wǎng)絡(luò)密度計為“0”，可得三年凝聚子群聯(lián)系像矩陣（見表7）。表 6 安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)凝聚子群分類2010 年 2015 年 2020 年凝聚<br>子群<br>包含城市<br>凝聚<br>子群<br>包含城市<br>凝聚<br>子群<br>包含城市1<br>合肥、安慶<br>池州、黃山<br>1<br>合肥、滁州<br>六安<br>1<br>合肥、蕪湖六安2<br>蕪湖、宣城<br>銅陵、六安<br>2<br>蕪湖、銅陵、宣城<br>池州、安慶、黃山<br>馬鞍山<br>2<br>滁州、銅陵、宣城池州、安慶、黃山馬鞍山3<br>淮南、阜陽、蚌埠<br>滁州、馬鞍山、宿州<br>3 淮南、蚌埠 3 淮南、蚌埠4 淮北、亳州 4<br>阜陽、淮北<br>宿州、亳州<br>4<br>阜陽、淮北宿州、亳州表 7 安徽省 2010 年、2015 年、2020 年旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)凝聚子群關(guān)系像矩陣2010 年 2015 年 2020 年1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4<br>1 1 1 1 0 1 1 1 1 0 1 1 1 1 1<br>2 0 1 0 0 2 1 1 1 0 2 1 1 1 0<br>3 0 0 0 0 3 1 0 1 1 3 1 0 1 1<br>4 0 0 0 0 4 0 0 1 1 4 0 0 1 1<br>從表 6 和表 7 可以看出：2010 年，子群 1、子<br>群 2 主要涉及皖中和皖南片區(qū)，子群 3 和子群 4 主<br>要涉及皖北片區(qū)，子群內(nèi)部和子群之間的聯(lián)系不緊<br>密；2015 年后，子群劃分逐漸清晰，子群 1 主要覆<br>蓋皖中地區(qū)、子群 2 主要覆蓋皖南地區(qū)、子群 3 主<br>要覆蓋皖北的淮南和蚌埠，子群 4 主要覆蓋皖北其<br>他四市。之所以淮南和蚌埠從皖北子群劃分出來，<br>是因為相比皖北其他四市，兩地離合肥較近，地理位置優(yōu)勢明顯，在旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)中的重要性更大。2015 年以后，子群內(nèi)部和子群間的聯(lián)系更加緊密，皖北子群和皖南子群之間的聯(lián)系需要進(jìn)一步加強(qiáng)。<br>（三）旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)影響因素分析旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)是多因素共同作用第 5 期 程質(zhì)彬：安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究125

的結(jié)果。基于相關(guān)文獻(xiàn)及前述實證研究結(jié)果，本研<br>究選擇旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、交通便利性、<br>地理空間距離、旅游接待能力 5 個指標(biāo)為自變量，<br>以 2020 年安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)二分矩陣為<br>因變量，來分析安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)的影<br>響因素。根據(jù)學(xué)者們的研究成果，用 4A 級以上旅游<br>景區(qū)數(shù)量、年人均 GDP、兩地間最短交通時間、兩<br>地間公路里程數(shù)、星級酒店和旅行社總量來分別表<br>征以上 5 個指標(biāo)。其中兩地間最短交通時間選取高<br>鐵、普通列車、自駕三種交通方式中的最短時間。<br>交通時間數(shù)據(jù)搜集日期為 2022 年 6 月 30 日，剔除<br>了 2021 年 1 月至 2022 年6 月安徽省內(nèi)新增鐵路和公路的影響。<br>由于 QAP 分析要求分析對象均須為關(guān)系矩陣，第一步需要對兩兩城市4A 級以上旅游景區(qū)數(shù)量、年人均 GDP、星級酒店和旅行社總量求差值構(gòu)建關(guān)系矩陣；兩地間最短交通時間和公路里程數(shù)已是關(guān)系矩陣，無需處理。第二步，以5 個關(guān)系矩陣為基礎(chǔ)，以平均值為閾值，構(gòu)建5 個二分矩陣。第三步，運行 Ucinet 6“Network\/Tools\/Testing Hypotheses\/Dyadic（QAP）”的相關(guān)分析和回歸分析功能，得到安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)影響因素分析結(jié)果（見表8）。表 8 安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)影響因素分析自變量<br>因變量：安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)QAP 相關(guān)分析 QAP 回歸分析旅游資源稟賦 0.201<br>*** 0.095<br>*經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 0.149<br>** 0.102<br>**交通便利性 -0.320<br>*** -0.062<br>地理空間距離 -0.553<br>*** -0.522<br>***旅游接待能力 0.208<br>*** 0.120<br>** R<br>2 0.367<br>調(diào)整后的 R<br>2 0.356<br>注：***、**、<br>*分別表示在 1%、5%、10%水平上顯著。從表 8 可以看出，旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水<br>平、交通便利性、地理空間距離和旅游接待能力均<br>與安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)存在一定的相關(guān)關(guān)<br>系，其中旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和旅游接待<br>能力與安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)存在正相關(guān)關(guān)<br>系，旅游接待能力的相關(guān)性最大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的<br>相關(guān)性最小；地理空間距離和交通便利性與安徽省<br>旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即兩地間<br>空間距離越遠(yuǎn)、交通時間越長越不利于兩地間旅游<br>經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，且地理空間距離的負(fù)相關(guān)性更大。通過<br>QAP 回歸分析發(fā)現(xiàn)，旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、<br>地理空間距離、旅游接待能力均通過了顯著性檢驗，<br>其中地理空間距離是安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)<br>的最主要影響因素，然后依次為旅游接待能力、經(jīng)<br>濟(jì)發(fā)展水平和旅游資源稟賦；交通便利性回歸分析沒有通過顯著性檢驗，可能是因為安徽省整體交通條件的改善，使得與其他四個指標(biāo)相比交通便利性的影響變?nèi)?。三、結(jié)論與建議（一）結(jié)論<br>本研究以安徽省為研究對象，運用2010年、2015年、2020 年旅游業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了安徽省各地旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度、安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素，得出如下結(jié)論：1．2010—2020 年，安徽省各地間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日趨緊密，但差異明顯。合肥市旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量始終位于安徽省第一位，蕪湖、池州、安慶、馬鞍126 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023年

山、六安、蚌埠、黃山等地旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量一直<br>處于領(lǐng)先位置。安徽省城市間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度高值<br>集中在皖中和皖南地區(qū)，安慶-池州間的旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)<br>系度始終排在第一位。<br>2．2010—2020 年，安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)<br>絡(luò)密度逐漸上升，節(jié)點中心度逐漸提高且差距縮小，<br>整體網(wǎng)絡(luò)日趨均衡。合肥市點度中心度始終處于第<br>一位，淮北、亳州一直位于靠后位置，蚌埠、六安、<br>滁州、淮南點度中心度上升迅速。從點入度和點出<br>度來看，皖中、皖南地區(qū)多為輻射型、皖北多為受<br>益型。<br>3．2010—2020 年，安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)<br>絡(luò)核心區(qū)數(shù)量總體呈上升態(tài)勢，合肥、蕪湖、馬鞍<br>山、安慶、黃山、池州一直處于核心區(qū)位置，淮北、<br>亳州一直位于邊緣位置。<br>4．2010—2020 年，安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)<br>絡(luò)基本可以劃分為四大子群，即皖南子群、皖中子<br>群、皖北南部子群和皖北北部子群，子群劃分與地<br>理位置具有一定的契合性。子群內(nèi)部和子群間密度<br>逐漸增大，皖北子群和皖南子群間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系需<br>進(jìn)一步提高。<br>5．旅游資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理空間距<br>離、旅游接待能力顯著影響著安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系<br>空間網(wǎng)絡(luò)，其中地理空間距離的影響最大，然后依<br>次為旅游接待能力、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和旅游資源稟賦。<br>（二）建議<br>1．構(gòu)造兩圈一帶旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式<br>綜合旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度和旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)分析<br>結(jié)果，以凝聚子群分析為依據(jù)，以黃山、池州、安<br>慶為龍頭，立足皖南國際旅游文化示范區(qū)已有建設(shè)<br>基礎(chǔ)，打造皖南旅游圈，塑造安徽省旅游經(jīng)濟(jì)增長<br>極；以蚌埠市為核心，聯(lián)合淮南、阜陽、亳州、淮<br>北、宿州五市，打造皖北旅游圈，改善安徽省旅游<br>經(jīng)濟(jì)發(fā)展短板；積極發(fā)揮合肥市在安徽省旅游經(jīng)濟(jì)<br>聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)中的中心地位，聯(lián)合滁州市和六安市，打<br>造皖中旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶，成為溝通南北兩大旅游圈<br>的橋梁和紐帶。<br>2．加強(qiáng)兩圈一帶旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系加大政策供給，削弱行政邊界的影響，加快兩圈一帶內(nèi)部旅游要素的流通，提升兩圈一帶內(nèi)部旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，皖北旅游圈內(nèi)部尤其要加強(qiáng)與亳州、淮北兩市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，支持兩地旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。同時皖中旅游帶和皖南旅游圈要加強(qiáng)與皖北旅游圈的聯(lián)系，在產(chǎn)品開發(fā)、市場營銷、客流引導(dǎo)、專業(yè)人才等方面給予皖北旅游圈以支持。3．優(yōu)化兩圈一帶旅游產(chǎn)品供給皖南旅游圈應(yīng)有效整合域內(nèi)優(yōu)勢自然和文化資源，改造傳統(tǒng)觀光旅游產(chǎn)品，重點發(fā)展休閑度假旅游產(chǎn)品，力爭將皖南地區(qū)打造成為世界級度假旅游目的地。皖北旅游圈應(yīng)積極發(fā)展和完善旅游接待設(shè)施，加大旅游產(chǎn)品供給，突出差異性和特色化，注重創(chuàng)意型旅游產(chǎn)品開發(fā)，以彌補(bǔ)先天資源不足的劣勢。皖中旅游帶應(yīng)突出發(fā)展都市觀光、科技研學(xué)、紅色旅游、自然觀光等主題旅游產(chǎn)品。參考文獻(xiàn)：[1] 史慶斌，謝永順，韓增林，等．東北城市間旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的空間結(jié)構(gòu)及發(fā)展模式[J]．經(jīng)濟(jì)地理，2018，38（11）：211-219．<br>[2] 鄒永廣，朱堯，何月美．海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)與合作格局演進(jìn)[J]．經(jīng)濟(jì)地理，2018，38（11）：226-233．[3] 王凱，甘暢，楊亞萍，等．長江中游城市群市域旅游經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)演變及其驅(qū)動因素[J]．地理與地理信息科學(xué)，2019，35（5）：118-125．[4] 向垚潞．廣東省旅游經(jīng)濟(jì)空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)演變及影響因素研究[D]．廣州：華南理工大學(xué)，2020．[5] 吳志才，張凌媛，黃詩卉．粵港澳大灣區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的空間結(jié)構(gòu)及協(xié)同合作模式[J]．地理研究，2020，39（6）：1370-1385．<br>[6] 朱冬芳，陸林，虞虎．基于旅游經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)視角的長江三角洲都市圈旅游地角色[J]．經(jīng)濟(jì)地理，2012，32（4）：149-154，135．<br>[7] 王俊，夏杰長．中國省域旅游經(jīng)濟(jì)空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及其影響因素研究——基于QAP方法的考察[J]．旅游學(xué)刊，第 5 期 程質(zhì)彬：安徽省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究127

（責(zé)任編輯 陳書慧）（責(zé)任校對陳儉）（英文編輯田興斌）2018，33（9）：13-25．<br>[8] 鄭伯銘，劉安樂，韓劍磊，等．云南省旅游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)<br>結(jié)構(gòu)演化與協(xié)同發(fā)展模式建構(gòu)[J]．經(jīng)濟(jì)地理，2021，41<br>（2）：222-231．<br>[9] 鄒永廣，朱堯，何月美．海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)空間結(jié)<br>構(gòu)與合作格局演進(jìn)[J]．經(jīng)濟(jì)地理，2018，38（11）：226-233．<br>[10] 王凱，王夢晗，甘暢，等．集中連片特困區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)空<br>間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)演化——以武陵山片區(qū)為例[J]．地域研究與<br>開發(fā)，2021，40（2）：86-91．<br>[11] 兀婷．論長三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)特征[J]．學(xué)<br>術(shù)交流，2020（12）：120-129．<br>[12] 梁榮．長三角城市群旅游經(jīng)濟(jì)空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及其影響因<br>素研究[D]．南昌：南昌大學(xué)，2020．<br>[13] 胡文海，余菲菲，程海峰．皖南國際文化旅游示范區(qū)旅<br>游經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度研究[J]．銅陵學(xué)院學(xué)報，2015，14（6）：<br>61-64．<br>[14] 丁娟，張辰辰．基于社會網(wǎng)絡(luò)分析的旅游經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)<br>研究——以安徽省為例[J]．長江師范學(xué)院學(xué)報，2019，<br>35（6）：24-31，126．<br>[15] 周瀚醇，李瑋瑋．安徽省旅游經(jīng)濟(jì)的空間格局演化及影<br>響因素分析[J]．山東理工大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2019，<br>33（5）：26-31．<br>[16] 吳承忠，馬慧，徐竹嫣．內(nèi)蒙古旅游經(jīng)濟(jì)空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)演化機(jī)制及對策[J]．城市發(fā)展研究，2021，28（7）：14-18，36. [17] 李華，王麗娜．長江中游區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)空間關(guān)系與網(wǎng)絡(luò)特征研究[J]．統(tǒng)計與決策，2021，37（11）：93-98．[18] 周慧玲．空間網(wǎng)絡(luò)視角下省域旅游經(jīng)濟(jì)一體化區(qū)域的優(yōu)選研究——以湖南省為例[J]．求索，2016（2）：123-127．[19] 楊麗花，劉娜，白翠玲．京津冀雄旅游經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)研究[J]．地理科學(xué)，2018，38（3）：394-401．[20] 劉軍．整體網(wǎng)分析：UCINET 軟件實用指南：第三版[M]．上海：上海人民出版社，2019：26，139．[21] 董尊孟，李曉東，李偲．新疆旅游經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)演變及驅(qū)動機(jī)制[J]．地域研究與開發(fā)，2018，37（5）：106-111．[22] 王雨薇．中國省域入境旅游經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)演化及影響因素研究[D]．西安：長安大學(xué)，2021．[23] 呂娟．珠江-西江經(jīng)濟(jì)帶旅游經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)及影響因素研究[D]．桂林：廣西師范大學(xué)，2019．[24] 姚曉玲，劉德光，鄧愛民．世界主要國家旅游經(jīng)濟(jì)空間關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)研究[J]．經(jīng)濟(jì)問題探索，2020（7）：37-46．[25] 馬麗君，龍云．基于社會網(wǎng)絡(luò)分析法的中國省際入境旅游經(jīng)濟(jì)增長空間關(guān)聯(lián)性[J]．地理科學(xué)，2017，37（11）：1705-1711． Research on the Spatial Network Structure and InfluencingFactorsofTourism Economic Connection in Anhui ProvinceCHENG Zhibin<br>( School of International Business and Tourism, Anhui Business College, Wuhu 241002, Anhui, China)<br>Abstract: Using the modified gravity model, social network analysis method and QAP analysis method, thepaper analyzed the tourism economic connection degree, tourism economic connection space networkanditsinfluencing factors in Anhui Province from 2010 to 2020. The results show that: (1) The total amount of tourismeconomic connection between different regions in Anhui Province is gradually increasing, and the tourismeconomicconnection is becoming close, but the differences are obvious; (2) The network density is gradually increasing, thenode centrality is gradually increasing and the gap of node centrality is narrowing, and the network is becomingincreasingly balanced; (3) The number of core areas of the network is generally on the rise, and the number of coreareas is greater than the number of edge areas; (4) According to the degree of connection, the network canbedividedinto southern Anhui subgroup, middle Anhui subgroup, southern subgroup in northern Anhui and northernsubgroupin northern Anhui; (5) Tourism resource endowment, economic development level, geographic space distanceandtourism reception capacity significantly affect the spatial network of tourism economic connectioninAnhuiProvince. Finally, suggestions are put forward, namely constructing the tourism economic development model of thetwo circles and one belt, strengthening the tourism economic connection of the two circles and one belt, andoptimizing the supply of tourism products in the two circles and one belt. Key words: tourism economy, network structure, influencing factors, social networkanalysis, Anhui Province<br>128 銅仁學(xué)院學(xué)報 2023年