康旅耦合协调发展时空态势及其影响因素研究

渠 兴 勤，殷 杰

(华侨大学旅游学院，福建 泉州 362021)

21世纪健康产业与旅游业耦合协调发展成为产业融合发展的新“蓝海”[1]。2009年《国务院关于加快发展旅游业的意见》指出要培育旅游消费新热点，支持有条件地区发展医疗健康旅游；
2016年原国家旅游局颁布《国家康养旅游示范基地标准》，极大促进了旅游业和健康产业的协调发展；
《“健康中国2030”规划纲要》强调“积极促进健康与养老、旅游、互联网、健身休闲、食品融合”；
《“十四五”文化和旅游发展规划》也强调“发展康养旅游”，康旅耦合协调发展迎来黄金期。此外，我国社会主要矛盾已经转变为人民日益增长的美好生活需要与不平衡不充分的发展之间的矛盾，而健康是实现美好生活需要的基础，旅游是体验美好生活的重要形式，因此，科学识别康旅耦合协调发展的区域不平衡不充分问题、探索高质量推进康旅耦合协调发展的实施路径已成为科学研究和产业实践的重点。

产业融合与协调发展是当前经济发展的主旋律[2]，已有研究对旅游业与文化[3,4]、经济[5-7]、交通[8,9]、生态环境[10-12]等耦合协调发展的时空态势与演化规律展开探讨,而关于旅游业与健康产业的耦合协调发展研究尚处于起步阶段，且主要集中在：1)康旅耦合协调发展的潜力评估，如构建森林康养旅游开发潜力评估指标[13]，通过抓取网络相关数据构建康养旅游产业适宜性评价指标体系[14]，基于改进层次分析法构建健康旅游资源评价指标体系[15]；
2)康旅耦合协调发展的模式与路径，如结合康养需求提出康养旅游耦合协调发展的推广模式[16]、发展策略[17-19]，并梳理了我国康养旅游产业的演进规律和特色经验[20]；
3)康养旅游地空间结构与发展，如研究发现我国康养旅游地呈现“沿线、环城、傍景”分布规律[21]，且受交通、经济、人口和自然资源等多重因素影响[22]。此外，也关注康养旅游小镇规划选址、项目建设、产品引入等问题[23,24]。综上所述，尽管学界对康旅耦合协调发展进行了初步探索，但多集中于康旅耦合协调发展的模式、路径与策略探索，缺乏对二者耦合协调态势与时空特征的系统研判，而测度康旅耦合协调发展态势、揭示其时空特征有助于因时因地制宜地差异化推进康旅耦合协调发展。另外，目前仍鲜见关于识别影响康旅耦合协调效度关键要素的研究，而探索康旅耦合协调发展的关键影响因素有助于抓准高质量推进康旅耦合协调的关键要点，促进其耦合协调发展。鉴于此，本研究利用耦合协调度模型测度康旅耦合协调发展态势，采用空间分析技术揭示其时空演化规律，并利用面板回归模型识别影响二者耦合协调效度的关键要素，以期为我国康旅高质量耦合协调发展奠定科学基础。

1.1 康旅耦合协调发展机理分析

耦合是指两个及以上的系统通过相互影响、作用而彼此协调发展的现象[25]，耦合协调则是系统间协调配合、良性循环的关系[6]，是测度两个及以上系统耦合发展的程度。旅游业产业链长，涉及行业多，耦合带动效应明显，能与健康产业形成良好的相互作用、相互促进的耦合协调关系(图1)。一方面，健康产业的健康设施、健康产品、健康服务和健康环境作为特色旅游资源和旅游产品，能丰富原有旅游产品与旅游吸引物，促进旅游业发展。健康设施可为旅游活动的开展提供必要的设备支撑，丰富旅游体验；
健康产品、健康服务为游客提供了有别于传统旅游产品与服务的差异化体验，如中医药资源与观光旅游结合，推出中医药保健养生、康养旅游产品[26]；
健康环境则为游客营造了健康、安全和养生的游览环境。此外，健康产业一般不受季节影响，一定程度上能弥补旅游业淡旺季分明的缺陷。另一方面，旅游活动的全民性和大众性为健康产业发展提供了充足的客源市场和消费潜能。旅游业中的旅行社、酒店、景区等业态为健康产业延伸提供了广阔的消费空间。旅行社是游客与旅游目的地、旅游产品的沟通桥梁，是健康设施、健康产品、健康服务与健康环境的重要营销者，是将健康产业推向广阔旅游市场的重要力量；
酒店能提供健康服务空间、建设健康设施、设计健康产品、营造健康环境，如温泉度假酒店除保留传统的酒店住宿功能，还依托温泉资源开发康体保健等旅游模式[27]；
景区则拥有更多的资源条件，积极发展自身旅游资源，带动健康产业发展[28]。综上所述，健康产业为旅游业提供了有效的产品供给，而旅游业为健康产业提供了稳定的市场需求，二者供需互促能有效强化产业间的资源互享、客源互送、淡旺互补、效益互分，最终实现康旅耦合协调发展。

图1 健康产业与旅游业耦合协调发展的作用机理

1.2 指标体系

参考前人研究，考虑指标的科学性、代表性及数据的可获得性，结合康旅耦合协调发展的作用机理，从健康设施、健康产品、健康服务和健康环境四方面选取14个指标衡量健康产业发展水平(表1)。其中，健康设施利用中医机构医疗卫生财政拨款、医疗卫生机构数两个指标衡量，健康产品利用医药制造业主营收入、医药制造业平均用工人数、健康检查人数、孕产妇建卡率4个指标衡量，健康服务则由卫生总费用、每千人口卫生人数、妇幼保健院(所、站)人数、社区卫生服务中心(站)人数、疾病预防控制中心人数、卫生监督所(中心)人数反映，健康环境由人均森林面积和人均湿地面积衡量[29-32]。此外，本研究从消费市场和消费空间两方面选取12个指标测度旅游业发展水平(表1)。其中，消费市场考虑国内旅游收入、国际旅游收入、国内旅游人数、国际旅游人数4个指标，消费空间主要通过旅行社数、星级饭店数、A级景区数、自然保护区数、森林公园总数、旅行社就业人数、星级饭店就业人数、A级景区从业人数8个指标衡量[33-35]。鉴于熵值法是一种客观赋权方法，已在地理学、经济学等领域得到广泛应用[36]，本研究运用熵值法确定健康产业与旅游业26个指标的权重(表1)。

表1 健康产业与旅游业发展水平评价指标体系

1.3 研究方法与数据来源

1.3.1 研究方法 本研究综合运用耦合协调度模型、标准差椭圆分析、空间自相关分析和面板回归模型探讨康旅耦合协调发展态势、时空特征及其影响因素。

(1)耦合协调度用于衡量两个及以上事物之间耦合的协调程度，本研究借助耦合协调度模型测度健康产业与旅游业之间相互影响的程度，计算公式[3,37,38]为：

(1)

T=αU1+βU2

(2)

(3)

式中：C为健康产业与旅游业的耦合度；
U1、U2分别为健康产业与旅游业综合发展水平值，若U1>U2则为旅游业发展滞后，若U1T为综合协调指数；
α、β为权重，二者之和为1，考虑到健康产业与旅游业对地区经济发展同等重要，二者均取0.5[29,40]；
D为健康产业、旅游业两大系统的耦合协调度，取值范围为[0,1]，参考文献[3,39]划分等级：0.000～0.099为极度失调，0.100～0.199为严重失调，0.200～0.299为中度失调，0.300～0.399为轻度失调，0.400～0.499为濒临失调，0.500～0.599为勉强协调，0.600～0.699为初步协调，0.700～0.799为中级协调，0.800～0.899为良好协调，0.900～0.999为优质协调。

(2)标准差椭圆分析通过重心坐标、旋转角、沿长轴(短轴)的标准差等指标衡量空间分布情况[41]，本研究利用标准差椭圆分析2009-2018年中国康旅耦合协调发展的空间演化特征。

(3)空间自相关方法包括全域型和局域型，本研究运用Moran′sI指数(式(4))探究康旅耦合协调发展的空间关联程度总体特征，用局域空间自相关进一步分析各地康旅耦合协调发展的关联特征，反映区域空间关联程度。

(4)

(5)

式中：Zi为要素i的属性与其平均值的偏差；
Wi,j为要素i和j之间的空间权重；
n为要素总数；
S0为所有空间权重的总和。

(4)面板回归模型是重要的计量经济学理论方法之一[42]，其同时包含截面和时间两个维度，本研究用该模型探索影响康旅耦合协调发展的关键因素。设i(i=1,2,3，…,N)表示截面个体(省域)，t(t=1,2,3，…,T)表示时间(年)，模型如下：

yi,t=αi+βixi,t+εi,t

(6)

式中：yi,t为被解释变量；
xi,t为解释变量；
αi为个体效应；
βi为待估计参数；
εi,t为模型误差项。

1.3.2 数据来源 每千人口卫生人数、国际旅游收入、国际旅游人数、自然保护区数来源于《中国统计年鉴》(2010-2019)；
医药制造业主营收入、医药制造业平均用工人数来源于《中国工业经济统计年鉴》(2010-2017)；
健康检查人数、孕产妇建卡率、卫生总费用、医疗卫生机构数、妇幼保健院(所、站)人数、社区卫生服务中心(站)人数、疾病预防控制中心人数、卫生监督所(中心)人数来源于《中国卫生健康统计年鉴》(2010-2019)；
中医机构医疗卫生财政拨款来源于《中国中医药年鉴(行政卷)》(2010-2019)；
人均森林面积、人均湿地面积来源于《中国环境统计年鉴》(2010-2019年)和《中国统计年鉴》(2010-2019)；
森林公园总数来源于《中国林业和草原统计年鉴》(2010-2019)；
旅行社数、星级饭店数、A级景区数、旅行社就业人数、星级饭店就业人数、A级景区从业人数来源于《中国旅游统计年鉴》(2010-2018)和《中国文化文物和旅游统计年鉴》(2019)，国内旅游收入、国内旅游人数来源于各省2010-2019年统计年鉴及2009-2018年国民经济发展统计公报。鉴于数据的可获得性，本文研究期为2009-2018年，研究靶区覆盖31个省级行政区划单位(不含港、澳、台)，采用平均增长率方法对缺失数据进行补全。

2.1 总体态势

康旅产业整体呈现良好的耦合协调发展态势，耦合协调等级由2009年的中度失调演变为2018年的初步协调(表2)。尽管康旅产业耦合协调度呈现稳步上升态势，但其耦合协调发展仍处于较低水平，大部分省域处于初步协调状态，个别省域处于勉强协调水平。2009-2012年健康产业滞后和旅游业滞后均有发生，2013年及以后一直呈旅游业滞后发展状态，这可能是因为大健康产业是一个新兴产业，近年来发展势头强劲。

表2 康旅耦合协调发展情况

2.2 时间演化特征

由表3可知，2009-2018年康旅耦合协调等级有所提高，由初期的严重失调、中度失调、轻度失调和濒临失调逐步发展成为勉强协调与初步协调，表明康旅耦合协调发展态势良好。天津、辽宁、上海、福建和甘肃的康旅耦合协调等级在2013年为勉强协调，是最早进入协调行列的省域。这主要是由于天津是近代工业的起源地，工业发展迅速，经济基础良好，可以为健康产业和旅游业的发展提供完备的资金支持；
辽宁是中国9个边境省域之一，健康和旅游资源丰富，为健康产业和旅游业的发展奠定了基础；
上海的医疗旅游产品在2009年起步，2010年相应的平台开始问世[43]，健康产业发展迅速；
福建森林覆盖率居全国前列，森林康养旅游发展起步较早；
甘肃是中国文化的发祥地之一，古迹与建筑类旅游资源丰富，旅游业发展基础良好。然而，天津、辽宁在2017-2018年由初步协调下降到勉强协调，可能是天津工业污染问题显现，由《天津统计年鉴》可知，集中治理设施从2016-2018年呈现先升后降趋势，影响了环境治理水平，进而影响到健康产业和旅游业的发展；
辽宁是边境省域，后续投资力度不足，仍处于由小产业转变成大产业的过程中[44]。另外，我国康旅耦合协调发展呈明显的空间移动性，高耦合协调区域由东部沿海向西部转移。

表3 不同耦合协调等级的区域分布

2.3 空间演化特征

标准差椭圆分析(表4)显示，2009-2018年我国康旅耦合协调的标准差椭圆重心变化不规则，2009-2014年位于河南省洛阳市，2015-2018年位于河南省南阳市，2010-2011年、2013-2015年、2017年重心均呈现向西南偏移趋势，一定程度上说明我国康旅耦合协调趋势正从东部向西南扩张，这可能缘于西南地区拥有优质的康旅资源，如广西巴马的优质健康环境、云南独具特色的林下种养和高原特色农业、贵州的地热温泉等。另外，康旅耦合协调发展的标准差椭圆长轴、短轴均缩短，旋转角由51.502°变为55.250°，表示康旅耦合协调发展态势在南北和东西方向上收缩。

表4 康旅耦合协调发展的标准差椭圆分析

空间自相关测度康旅耦合协调发展的空间分布态势(表5)表明，除2013-2016年外，其他年份均通过显著性检验(P≤0.05)，表明康旅耦合协调发展呈现一定的空间自相关，即康旅耦合协调发展在空间上呈现集聚状态，但由于康旅耦合协调发展仍处于起步阶段，各省域对其发展的投入不一，造成各省域康旅耦合协调发展水平、发展速度不同，不具备时空稳定性，导致多数省域局域空间自相关不显著。

表5 康旅耦合协调发展的Moran′s I指数

由表6可知：“高—高”关联省域由2009年的3个减至2018年的1个，空间分布变化明显，由东部沿海地区向西部地区转移，2009年包括天津、辽宁和山东，3省域形成相互毗邻、彼此促进的联动区域，溢出效应明显，是拉动其他地区发展的重要增长极；
2009-2012年山东一直位于“高—高”关联区，康养旅游在山东拥有广阔的发展市场，且山东有康养旅游所需的充足人力资源；
2018年则只包含四川，可能是因为其温泉旅游发展迅速。“高—低”关联省域在2009年为0，2010年、2013-2015年和2017年均只包含1个不固定的省域。“低—高”关联省域只在2014-2015年包含湖南，湖南在2010年位于“高—低”关联区，这种转变可能是因为康旅耦合协调的重心逐渐由东部沿海向西部转移，湖南的康旅耦合协调水平相比周边省域先高后低。“低—低”关联省域在2009年包括重庆、四川、贵州、云南和广西，这5个省域康养旅游资源比较丰富，由于资源开发利用不充分，导致康养旅游发展水平较低，但2013-2014年西部地区全部退出“低—低”关联区，康旅耦合协调发展水平逐渐好转。2015-2018年辽宁一直处于“低—低”关联区，2017年增加了吉林和黑龙江，可能是由于东北地区康养旅游资源开发较早，但后续投资力度不足，造成康旅耦合协调发展水平逐渐落后。

表6 康旅耦合协调发展的局部空间自相关

3.1 影响因素选取

自然资源差异性是影响康养旅游地发展的内驱力，交通、经济基础和人口密度则属于外驱力[22]；
资源、环境、市场、交通、经济发展与旅游投资等因素是我国康养旅游地发展的关键因素[21]，政策制度、经济发展、市场需求、产业发展、技术、服务、资源和功能等多要素共同作用推进康旅耦合[27]。综上，本研究在已有研究[45-49]基础上，解释变量选取经济支撑力X1、消费拉动力X2、产业带动力X3、政府调控力X4、需求引导力X5、投资驱动力X6、技术支撑力X7、人才助推力X8、交通保障力X9共9个因素，测度其对康旅耦合协调发展的影响。

通常地区人均GDP越高，经济越发达，越能为康旅耦合协调发展提供经济支撑，故用人均GDP衡量经济支撑力；
城镇居民人均可支配收入越高，消费水平则越高，其在健康产业和旅游业上消费的可能性就越大，故用城镇居民人均可支配收入表示消费拉动力；
第三产业能为健康产业和旅游业营造良好的发展环境，故用第三产业占GDP的比重表示产业带动力，其值越大，表明地区第三产业越发达；
一般公共预算支出越多，表明政府越重视基础设施建设，则公共基础设施越完善，健康产业与旅游业可依赖的基础设施越多，故用一般公共预算支出代表政府调控力；
人口老龄化是康养旅游发展的主要原因[50]，老年人口抚养比越高，康养需求越多，故用老年人口抚养比代表需求引导力；
全社会固定资产投资越高，用于健康产业和旅游业的投资可能越多，故用全社会固定资产投资代表投资驱动力；
公有经济企事业单位卫生技术人员越多，则能为健康产业与旅游业发展提供更多技术支持，故用公有经济企事业单位卫生技术人数代表技术支撑力；
高等学校在校生越多，表明为健康产业与旅游业发展培养的专业人才越多，故用每10万人口高等学校平均在校生数代表人才助推力；
旅客周转量一定程度上能说明交通发达程度，交通通达度越高，能为健康产业与旅游业输送更多客源，故用旅客周转量代表交通保障力。

3.2 结果分析

在面板回归模型中，当面板数据的时间序列较长时，需要验证数据的平稳性[51]。本研究使用的面板数据时间序列较短，故不需要处理平稳性问题。此外，面板数据可弥补时间序列和截面数据样本量不足的问题，降低变量的共线性[52]。面板数据建立的回归模型通常有混合效应模型、固定效应模型和随机效应模型3种，因此，需先确定最适宜模型。本研究运用F统计量检验和Eviews 8.0软件进行Hausman检验，得出固定效应模型效果最好，故选择该模型进行估计。估计结果及影响因素分析(表7、图2)显示：

表7 模型估计结果

图2 康旅耦合协调发展的影响因素分析

注：蓝色圈内的动力因素起推动作用，红色圈内的动力因素起抑制作用；
蓝色粗圈表示影响效应通过了显著性水平检验。

(1)经济支撑力回归系数为0.622，并通过1%的显著性检验，表明其能正向影响康旅耦合协调发展水平，即经济发展水平越高，康旅耦合协调发展效果越好。经济环境是产业发展的基础条件，人均GDP的增加能提升经济基础，为产业耦合发展营造良好氛围，提供有力的经济支撑，从而促进康旅耦合协调发展。

(2)消费拉动力回归系数为0.045，表明城镇居民人均可支配收入对康旅耦合协调发展有正向作用，但并未通过显著性检验，即消费拉动力对康旅耦合协调发展的促进效应不明显。这可能是因为中国城镇居民人均可支配收入水平还处于较低水平，加之房价上涨造成消费倾向下降[53]，其在健康产业和旅游业上的花费较少，故对康旅耦合协调发展的拉动效果不明显。

(3)产业带动力回归系数为0.099，表明第三产业占GDP比重对康旅耦合协调发展具有促进作用，但该促进作用并未通过显著性检验，这可能是因为健康产业与旅游业仍属于第三产业中的新兴业态，虽然在第三产业中的比重处于上升阶段[54]，但目前所占比重仍较低，第三产业的快速发展未能明显带动和促进康旅耦合协调发展。

(4)政府调控力回归系数为0.174，通过5%的显著性检验，表示一般公共预算支出显著正向影响康旅耦合协调发展，即一个地区的一般公共预算支出越多，该地区的公共基础设施越完善，则对健康产业和旅游业的预算支出越多，其越能高质量提升康旅耦合协调发展水平。

(5)需求引导力回归系数为-0.033，具有负向作用，但其作用效果并不显著。一般老年群体是康养旅游的重要消费群体，老年人口抚养比越高，市场需求越大，则康旅耦合协调效果越好。《中国人口和就业统计年鉴》显示，2009-2018年全国城市老年人口抚养比低于乡村老年人口抚养比，乡村老年群体增速较快，但乡村老年群体一般没有固定的经济来源，康养旅游需求较弱，故其对康旅耦合协调的影响并不显著。

(6)投资驱动力回归系数仅为-0.031，表明其能负向影响康旅耦合协调发展，但其影响并不显著。一般情况下，全社会固定资产投资越多，康旅基础设施投入资金可能越高，康旅活动开展的环境保障越好，能有效促进康旅耦合协调发展，但全社会固定资产投资中旅游业和健康产业投资的占比相对较低，使其无法显著正向促进康旅耦合协调发展。

(7)技术支撑力回归系数为0.032，表示其能推进康旅耦合协调发展，但其作用效果并未通过显著性检验。一般而言，健康产业和旅游业的技术支持越丰富、发展越快，康旅耦合协调发展水平越高，但目前对康旅产品多关注资源和产品[19]，对专业技术服务关注较少，故技术支撑力尚未对康旅耦合协调形成显著的推进作用。

(8)人才助推力回归系数为0.269，并通过1%的显著性检验，表明其对康旅耦合协调发展具有显著的正向影响，人才是助推康旅耦合协调发展的重要动力源[55]，专业人才数量越多，越能推动康旅耦合协调高质量、高水平发展。当前健康产业和旅游业专业人才缺乏，如何吸引更多的人才并发挥人才对康旅耦合协调发展的助推效应将是未来重点探索的话题。

(9)交通保障力回归系数为-0.014，表明其对康旅耦合协调发展起阻碍作用，但未通过显著性检验。基础交通越发达，旅客流通性越高，能有效促进康旅耦合协调发展水平提升，但目前康旅场所往往处于环境优良的偏远地区，基础交通得不到有效保障[56]，导致其无法显著促进康旅耦合协调发展水平提升。

“健康中国”已上升为国家战略，康旅耦合协调发展也成为产业耦合协调发展的重要方向。本研究在构建康旅耦合协调发展评价指标体系的基础上，借助耦合协调度模型、标准差椭圆分析、空间自相关等方法探讨2009-2018年中国康旅耦合协调发展的时空态势与演化特征，并借助面板回归模型检验影响因素。研究发现：1)全国层面，康旅耦合协调发展态势较好，呈现初步协调状态，该结论印证了前人关于康旅产业目前实现了初步融合的观点[57]。省域层面，各省域康旅耦合协调呈现向好态势，但多数地区处于勉强协调和初步协调阶段，该结论也印证了在康养旅游产业整体向好的背后仍存在不可忽略的问题[58]。2)康旅耦合协调呈现明显的时空分异特征，初期表现为东部高、中/西部低，后期则呈现中部高、东部低，二者耦合协调发展也具有明显的空间集聚性。2009年天津、辽宁和山东形成相互毗邻、彼此促进的“高—高”联动区域，重庆、四川、贵州、云南和广西则位于“低—低”联动区域,但空间集聚性也具有转移性，2018年仅四川位于“高—高”关联区，辽宁为“低—低”关联区。两大产业联动发展的区域集聚性也可从康养旅游地的集聚分布特征上得以体现[21，22]。康旅耦合协调发展存在东西方向和南北方向收缩态势，标准差椭圆重心从河南省洛阳市移至河南省南阳市，多数年份有向西南移动趋势。3)康旅耦合协调发展受多要素的共同作用，且经济支撑力、政府调控力和人才助推力能显著促进康旅耦合协调发展。

结合康旅耦合协调发展态势、时空特征与影响因素，本研究建议从以下方面推进康旅耦合协调发展：1)强化溢出作用，发挥辐射效应。四川在2018年处于“高—高”联动区域，且康旅耦合协调发展的重心向西南转移。建议通过建立区域合作联盟方式，积极发挥耦合热点区域的带动示范效应，实现康旅资源互用、客源市场互通、发展区域互联、专业人才互派、发展经验互享等共建、共治、共享的康旅耦合协调区域发展模式，辐射并促进周边区域协调发展。2)强化动力效果，发挥促进效应。经济支撑力、政府调控力和人才助推力对康旅耦合协调发展具有显著的促进作用。一方面，应挖掘康旅资源，积极加强健康产业、旅游业的项目投资，打造高品质的康旅项目，利用项目投资，盘活市场，带动产业耦合发展；
另一方面，应做好康旅人才梯队培养工作，康旅耦合协调发展的资源开发、项目打造与运营、业态升级、市场营销、品牌建设等工作均离不开人才助力，强化不同层次的康旅人才培养，提升其对康旅耦合协调发展的助推效应。3)强化政策引导，发挥调控效应。政府调控力对康旅耦合协调发展具有推进作用，因此，政府相关部门应加强顶层设计与产业规划，加强政策引导，尝试加大对康旅耦合协调发展的经费、资源投入，发挥调控效应，助推二者耦合协调发展。

本研究只从宏观视角对中国康旅耦合协调发展态势、演化特征和影响因素进行了初步研究，今后可重点关注康旅耦合协调的驱动机制，优选推进康旅耦合协调发展的路径，提升高质量发展速度。此外，受限于数据的可获取性，部分指标暂未纳入研究范畴，如影响因素中选择公有经济企事业单位卫生技术人数代表技术支撑力，而非公有技术发展也特别迅速，但因无法获得其连续年份的省域数据而未纳入分析。因此，未来可借助众源数据继续扩充、完善康旅耦合协调发展及其影响因素的指标体系。

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