張明斗,周 川

(1.東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院,遼寧 大連 116025; 2.東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院,遼寧 大連 116025)

一、引言

加快構建以國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局是我國經(jīng)濟社會發(fā)展的重大戰(zhàn)略任務,全面推進鄉(xiāng)村振興、促進城鄉(xiāng)區(qū)域均衡協(xié)調是構建新發(fā)展格局的應有之義。長期以來,受制于城鄉(xiāng)二元結構體制,中國的城鄉(xiāng)割裂問題普遍存在,城市偏向的發(fā)展戰(zhàn)略[1]、過快的城鎮(zhèn)化速度[2]擴大了城鄉(xiāng)差距,經(jīng)濟結構愈發(fā)失衡,部分地區(qū)由此患上了嚴重的“鄉(xiāng)村病”。同時,城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)不暢、需求結構與生產(chǎn)結構錯位以及鄉(xiāng)村有效供給能力不足等問題日益凸顯,由此引發(fā)鄉(xiāng)村發(fā)展主要任務向“暢通城鄉(xiāng)區(qū)域經(jīng)濟循環(huán)和鄉(xiāng)村高質量發(fā)展”的轉變。在這一轉變下,黨的十九大作出實施“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略的決策部署,并逐漸將“三農”的工作重心歷史性轉向全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略,以此來系統(tǒng)性解決“三農問題”。黨的二十大報告進一步明確指出“堅持農業(yè)農村優(yōu)先發(fā)展,堅持城鄉(xiāng)融合發(fā)展,暢通城鄉(xiāng)要素流動”的發(fā)展方向,借此全面推動鄉(xiāng)村振興,構建城鄉(xiāng)新發(fā)展格局。作為統(tǒng)領未來國家現(xiàn)代化進程中農業(yè)農村發(fā)展的根本戰(zhàn)略[3],鄉(xiāng)村振興以鄉(xiāng)村偏向為戰(zhàn)略導向來糾正以往城市偏向發(fā)展慣勢[4],已構成不斷增強鄉(xiāng)村自主發(fā)展能力和可持續(xù)發(fā)展能力,加快完成農業(yè)農村現(xiàn)代化的重大舉措。走出一條中國特色鄉(xiāng)村振興道路,打破城鄉(xiāng)二元結構體制,不僅是面對鄉(xiāng)村衰落這一世界性難題的及時響應,也是適應新發(fā)展格局下城鄉(xiāng)經(jīng)濟高質量發(fā)展的需要。因此,在全國上下貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的新時代背景下,系統(tǒng)性構建出鄉(xiāng)村振興的綜合評價指標體系,明確當前中國鄉(xiāng)村振興發(fā)展狀況,剖析其時空差異特征及影響因素,對于打破鄉(xiāng)村發(fā)展困境,因地制宜推進鄉(xiāng)村振興具有重要理論和現(xiàn)實意義。

目前,已有關于鄉(xiāng)村振興的研究主要體現(xiàn)在鄉(xiāng)村振興的理論內涵、鄉(xiāng)村振興水平的測度、鄉(xiāng)村振興的影響因素三個方面。一是關于鄉(xiāng)村振興的理論內涵,張海鵬等認為,鄉(xiāng)村振興蘊含著馬克思主義理論中農村發(fā)展和城鄉(xiāng)融合發(fā)展的思想,同時也繼承了中國共產(chǎn)黨人的農村發(fā)展思想[5];何仁偉認為,區(qū)域空間結構理論也是鄉(xiāng)村振興的重要基礎理論,該理論可以為鄉(xiāng)村振興的空間實施路徑提供清晰邏輯[6];劉彥隨指出,鄉(xiāng)村振興的對象是鄉(xiāng)村地域系統(tǒng),其核心在于遵循城鄉(xiāng)發(fā)展規(guī)律、實現(xiàn)鄉(xiāng)村系統(tǒng)振興[7];而李玉恒等從鄉(xiāng)村彈性視角指出,鄉(xiāng)村振興的核心要義在于把握鄉(xiāng)村地域系統(tǒng)演化過程與規(guī)律,深入揭示鄉(xiāng)村內部系統(tǒng)與外界環(huán)境系統(tǒng)交互作用的模式及其機理,并進一步提出問題導向的鄉(xiāng)村振興路徑與保障措施[8]。二是關于鄉(xiāng)村振興水平的測度,杜國明等以東北黑土區(qū)典型縣域(拜泉縣)為例,構建了村域鄉(xiāng)村振興指標體系,結果顯示拜泉縣鄉(xiāng)村振興水平呈現(xiàn)出“金字塔”結構,整體水平較低,且在空間上表現(xiàn)出以縣城為核心的圈層式分布特征[9];郭遠智等通過構建縣域指標體系對2017年中國鄉(xiāng)村振興水平進行測度,結果表明鄉(xiāng)村振興水平在空間上呈現(xiàn)出明顯的東中西地域分異,并具有顯著的集聚特征[10];張旺等測算了中國省域層面上的鄉(xiāng)村振興水平,研究發(fā)現(xiàn)中國整體水平偏低但呈遞增態(tài)勢,四大區(qū)域中東部地區(qū)遙遙領先,為高值集聚區(qū),而中西部和東北地區(qū)均在全國均值之下,為低值集聚區(qū)[11]。三是關于鄉(xiāng)村振興的影響因素,Terluin認為農村發(fā)展是全球力量和地方反應相互作用的結果[12];Neumeier基于社會創(chuàng)新過程模型,指出社會創(chuàng)新的缺乏是制約農村發(fā)展的重要因素[13];朱紀廣等通過構建城鎮(zhèn)化對鄉(xiāng)村振興系統(tǒng)發(fā)展水平的回歸模型,發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對鄉(xiāng)村振興具有顯著的促進作用,且相較于人口城鎮(zhèn)化和土地城鎮(zhèn)化,經(jīng)濟城鎮(zhèn)化對鄉(xiāng)村振興的作用更為重要[14];王彩艷等探討了城市群多中心空間結構對鄉(xiāng)村振興的影響,發(fā)現(xiàn)城市群多中心空間結構可以通過集聚效應和擴散效應影響鄉(xiāng)村振興[15]。

縱觀現(xiàn)有研究可以看出,盡管學者們對鄉(xiāng)村振興的理論內涵進行了深入解讀,并從不同區(qū)域層面對鄉(xiāng)村振興水平進行了測度與研究,但對于鄉(xiāng)村振興水平空間差異方面的探討仍有待豐富,尤其是空間差異到底有多大,空間差異的來源是什么,空間差異又受哪些因素的影響,這些問題在城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調發(fā)展的愿景下亟待我們做出解答。因此,本文在對鄉(xiāng)村振興水平進行綜合評價的基礎之上,對其空間差異進行測算與分解,并探討了影響空間差異的相關因素。相對于已有研究,本文可能的邊際貢獻在于:一是依據(jù)鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略內涵和理論依據(jù),科學構建其評價體系,綜合研判鄉(xiāng)村振興水平的時間差異特征,進而厘清鄉(xiāng)村振興發(fā)展的時序脈絡,為提高鄉(xiāng)村振興水平提供現(xiàn)實參照;二是在明確出我國鄉(xiāng)村振興水平的空間差異基礎之上,運用Dagum基尼系數(shù)方法對其差異來源展開探討,系統(tǒng)診斷出我國鄉(xiāng)村振興水平空間差異的內在成因,進而為區(qū)域差異化政策制定提供參考;三是基于QAP回歸方法,從差異性視角出發(fā)對我國鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響因素進行實證分析,明確出空間差異的形成機制,以期為縮小空間差異提供理論借鑒和政策制定依據(jù)。

二、指標體系構建、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)指標體系構建

本文基于鄉(xiāng)村振興的理論內涵,并參考相關研究成果[16-18],從產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效與生活富裕五個維度構建出鄉(xiāng)村振興水平的綜合評價指標體系。最后運用熵值法計算出指標權重,并由標準化處理后的數(shù)據(jù)與指標權重求得綜合評價得分。具體指標體系與權重如表1所示。

表1 鄉(xiāng)村振興水平的綜合評價指標體系

(二)研究方法

1.熵值法

熵值法是一種客觀指標權重測度的方法,根據(jù)指標數(shù)據(jù)本身特性來決定指標權重,消除了人為決定權重時主觀因素的影響。故此,本文運用熵值法對指標體系賦權并測度鄉(xiāng)村振興水平。熵值法的具體計算步驟如下:

(1)對指標數(shù)據(jù)進行標準化處理:

對于正向指標,計算公式如式(1)所示:

(1)

對于負向指標,計算公式如式(2)所示:

(2)

(2)將各指標同度量化,計算第l項指標下,省份q占該指標比重(uql):

(3)

(3)計算第l項指標熵值(el):

(4)

式中,a=1/ln(n),el≥0。

(4)計算第l項指標的差異系數(shù)(gl):

gl=1-el

(5)

(5)對差異系數(shù)歸一化,計算第l項指標的權重(Wl):

(6)

(6)計算綜合評價得分(Uq):

(7)

2.Dagum基尼系數(shù)及其分解法

Dagum基尼系數(shù)是一種由Dagum提出的按子群分解的方式對空間差異進行分解的方法[19],不僅能夠有效解決空間總體差異的來源問題,同時能夠描述子樣本的分布狀況,并通過識別超變密度克服子樣本間交叉重疊問題[20]。本文運用Dagum基尼系數(shù)及其分解法來探究中國鄉(xiāng)村振興水平的空間差異及來源,以詮釋鄉(xiāng)村振興的區(qū)域均衡發(fā)展程度。Dagum基尼系數(shù)及其分解法的計算公式為:

(1)計算總體基尼系數(shù)(G):

(8)

(2)計算單個區(qū)域內基尼系數(shù)(Gjj):

(9)

(3)計算兩個不同區(qū)域間基尼系數(shù)(Gjh):

(10)

(4)計算區(qū)域內差異貢獻、區(qū)域間差異貢獻和超變密度貢獻。

在將四大區(qū)域的鄉(xiāng)村振興水平均值從大到小排序后,可將總體基尼系數(shù)分解為區(qū)域內差異貢獻(Gw)、區(qū)域間差異貢獻(Gnb)和超變密度貢獻(Gt)三部分,計算公式為:

(11)

(12)

(13)

3.QAP分析方法

QAP(Quadratic Assignment Procedure),稱為二次指派程序法,是一種通過對矩陣數(shù)據(jù)隨機置換來分析矩陣間關系的非參數(shù)檢驗方法,其優(yōu)點在于不受變量自相關和多重共線性約束[21]。中國鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響因素之間往往不相互獨立,利用傳統(tǒng)最小二乘法進行回歸可能會使模型存在較為嚴重的多重共線性問題,導致最終結果出現(xiàn)誤差。為避免上述情況,本文采用QAP回歸分析來探究鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響因素。QAP回歸分析的一般模型如式(14)所示:

Y=f(X1,…,XN)

(14)

式中,Y表示因變量差異矩陣,Xi(i=1,2,3,…,N)表示對因變量差異產(chǎn)生影響的各類自變量差異矩陣。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文以2011年—2020年中國30個省(市、區(qū))(由于西藏及港澳臺數(shù)據(jù)缺失,暫不列入研究范圍)為研究樣本,重點分析了鄉(xiāng)村振興水平的時間差異特征、空間差異特征及其影響因素,其數(shù)據(jù)來源于2011年—2021年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國民政統(tǒng)計年鑒》《中國水利統(tǒng)計年鑒》《中國農村貧困監(jiān)測報告》及各省(市、區(qū))統(tǒng)計年鑒。部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法補齊。其中,由于2020年中國現(xiàn)行農村貧困標準下的農村貧困人口全部脫貧,故將2020年各地區(qū)貧困發(fā)生率全部記為0。

三、實證結果分析

(一)鄉(xiāng)村振興水平的時間差異特征

依據(jù)前文建立的綜合指標體系,本文利用熵值法測算了2011年—2020年全國30個省(市、區(qū))的鄉(xiāng)村振興水平(見表2)?？偟膩砜?中國鄉(xiāng)村振興水平整體偏低,研究期內鄉(xiāng)村振興水平均值最低為吉林省(0.278),最高為北京市(0.458);同時,雖然大多數(shù)省份呈現(xiàn)逐年增長態(tài)勢,但年均增長率較低。這說明鄉(xiāng)村振興目前仍處于初始階段,需要全面推進鄉(xiāng)村振興,以加快形成城鄉(xiāng)新發(fā)展格局的戰(zhàn)略支點。

表2 2011—2020年全國及主要地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平

在對研究期內各省份鄉(xiāng)村振興水平測算的基礎上,本文繪制出全國及東部、中部、西部和東北地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平均值的時序變化圖(見圖1)?？梢钥闯?在時序變化特征方面,2011年—2020年,中國鄉(xiāng)村振興水平總體呈“上升—下降—上升”的波動增長趨勢,年均增長率為1.94%。其中,2011年—2015年,鄉(xiāng)村振興水平從0.321上升至0.354。這一階段,“新農村建設”和“美麗鄉(xiāng)村建設”政策接替發(fā)力,助力鄉(xiāng)村在經(jīng)濟發(fā)展、基礎設施建設和生態(tài)環(huán)境保護等方面獲得了良好格局。2015年—2016年,由于鄉(xiāng)村發(fā)展面臨的問題愈發(fā)嚴重,人才流失、資金投入不足等大量障礙性因素導致鄉(xiāng)村振興水平有所回落,全國鄉(xiāng)村振興水平從0.354下降至0.330。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出,2017年—2020年,鄉(xiāng)村振興水平從0.341提升至0.381,鄉(xiāng)村發(fā)展狀況逐漸好轉,并呈現(xiàn)較快增長趨勢。這表明鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略通過加大支持力度、暢通發(fā)展路徑以及增強發(fā)展能力,促進了鄉(xiāng)村振興水平的全面提升。分地區(qū)來看,中國四大板塊鄉(xiāng)村振興水平存在與全國整體水平基本一致的波動趨勢,但東北地區(qū)的波動幅度較大,波動產(chǎn)生后恢復時間更長。該地區(qū)雖然農業(yè)資源豐富,但由于鄉(xiāng)村地域的農業(yè)現(xiàn)代化進程緩慢、非農產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后等原因,導致其在鄉(xiāng)村發(fā)展出現(xiàn)問題后整體應對能力弱,調整周期長。

圖1 中國及四大地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平的時序變化

(二)鄉(xiāng)村振興水平的空間差異特征及其分解

1.鄉(xiāng)村振興水平的空間差異特征

為更好地展現(xiàn)鄉(xiāng)村振興整體水平的空間演變特征與規(guī)律,本文采用自然斷點法,將其劃分為“弱振興度”“低振興度”“中振興度”“高振興度”四個層級,并繪制出其空間分布圖(見圖2)。可以看出,在空間格局演化方面,鄉(xiāng)村振興水平先表現(xiàn)出“東高西低”的分布特征,后又表現(xiàn)出“南高北低”的分布特征。其中,東部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平始終高于中部、西部地區(qū)和東北地區(qū),且北京、天津、浙江處于全國領先地位,其鄉(xiāng)村發(fā)展具有獨特優(yōu)勢和先進的模式。中西部地區(qū)受地域條件等因素的影響,鄉(xiāng)村發(fā)展較為疲弱,形成了以湖北、陜西為中心的鄉(xiāng)村振興低值區(qū)域。但由于中國貫徹區(qū)域均衡發(fā)展理念與做法,鄉(xiāng)村發(fā)展的重心不斷向中西部地區(qū)偏移,從而使得中西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平提升較快。根據(jù)圖2a～d可以看出,大量中西部省(市、區(qū))由“弱振興度”轉變?yōu)椤暗驼衽d度”和“中振興度”,東西部差距呈現(xiàn)出縮小趨勢。東北地區(qū)10年間基本處于“弱振興度”和“低振興度”間的不斷轉變之中,表明東北地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展較落后,振興效果不顯著的狀況,仍需積極探索適合東北地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展的新路子,以此解決其內生增長動力不足的問題。同時,在東部地區(qū)與中西部地區(qū)差異縮小的情況下,由于“弱振興度”向“低振興度”的轉變趨勢主要表現(xiàn)在北方地區(qū),而“弱振興度”向“中振興度”的轉變趨勢主要表現(xiàn)南方地區(qū),從而在2020年(圖2d)表現(xiàn)出“南高北低”的分布特征。這除了與南北方的鄉(xiāng)村發(fā)展基礎有著密切關聯(lián)外,還與鄉(xiāng)村振興的投入水平存在緊密聯(lián)系。

圖2 鄉(xiāng)村振興水平的空間分布注:本圖基于自然資源部標準地圖服務系統(tǒng)下載的標準地圖制作,審圖號為GS(2020)4619號,底圖無修改。

2.鄉(xiāng)村振興水平的空間差異分解

(1)總體及區(qū)域內差異。由圖3可知,中國總體基尼系數(shù)在2011年—2016年呈現(xiàn)下降趨勢,而在2016年—2020年保持相對穩(wěn)定,表明中國鄉(xiāng)村振興水平總體差距在逐漸縮小。從四大地區(qū)來看,鄉(xiāng)村振興水平存在不同程度的波動。其中,東部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平基尼系數(shù)大致呈現(xiàn)“W”形的變化趨勢,且基尼系數(shù)從2011年的0.061增加到2020年的0.072,增長率為18.03%,說明研究期內東部地區(qū)內部差異在逐漸擴大;中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平基尼系數(shù)大致呈現(xiàn)“波浪”形的變化趨勢,且波動幅度較大,其最大值為2014年的0.062,最小值為2019年的0.016;西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平基尼系數(shù)大致呈現(xiàn)“V”形的變化趨勢,其值從2011年的0.058階梯式下降至2018年的0.024,而后上升至2020年的0.046;東北地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平基尼系數(shù)大致呈現(xiàn)“M”形的變化趨勢,2011年和2020年基尼系數(shù)分別為0.029和0.030,最大值為0.065,出現(xiàn)在2014年和2016年。從基尼系數(shù)的10年均值來看,四大地區(qū)區(qū)域內差異的大小次序為“東部地區(qū)>東北地區(qū)>西部地區(qū)>中部地區(qū)”,表明東部地區(qū)存在更為嚴重的區(qū)域內差異,而中西部地區(qū)的區(qū)域內差異相對較小。這是由于,雖然固有的區(qū)位優(yōu)勢使得東部地區(qū)鄉(xiāng)村振興整體水平高于其他地區(qū),但鄉(xiāng)村發(fā)展的經(jīng)濟基礎、資源要素以及財政支持力度等在東部地區(qū)內部省份間依然存在巨大差異,使得該地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平層級分化嚴重;而中西部地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展普遍處于起步階段,鄉(xiāng)村振興水平均較低,區(qū)域內差異較小。

圖3 鄉(xiāng)村振興水平的總體及區(qū)域內基尼系數(shù)

(2)區(qū)域間差異。由圖4可知,東部地區(qū)與中部、西部以及東北地區(qū)形成了較大的區(qū)域間差異,經(jīng)計算,研究期內其區(qū)域間基尼系數(shù)均值分別為0.092、0.087、0.116;東北地區(qū)與中西部地區(qū)間基尼系數(shù)均值相對較小,分別為0.064、0.070;而中部地區(qū)與西部地區(qū)間基尼系數(shù)均值最小,為0.046。由此可見,東部地區(qū)與其他地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平差異較大,中西部地區(qū)間差異最小,表明東部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平領先較多,其鄉(xiāng)村發(fā)展與其他三個地區(qū)拉開了較大差距,而中西部地區(qū)面臨著物資匱乏、基礎設施建設不完善、農業(yè)生產(chǎn)方式落后等問題,使得鄉(xiāng)村振興陷入相似困境,因而中西部間差異較小。從區(qū)域間基尼系數(shù)的變化趨勢來看,東部地區(qū)與中西部地區(qū)間的基尼系數(shù)大致呈現(xiàn)波動下降趨勢,10年間分別下降了27.45%、33.02%,表明隨著國家對中西部地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展的大力投入,其鄉(xiāng)村發(fā)展的潛力逐漸被釋放出來,致使中西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平以高于東部地區(qū)的增長速度持續(xù)提高(其中,中西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平年均增長率為2.17%、2.45%,而東部地區(qū)為1.36%),從而使得東部地區(qū)與中西部地區(qū)間的鄉(xiāng)村振興水平差異逐漸縮小;東部地區(qū)與東北地區(qū)間的基尼系數(shù)呈現(xiàn)出“下降—上升—下降”的變化趨勢;中部與西部地區(qū)間的基尼系數(shù)在0.033～0.059間波動,波動幅度較小,表明兩地區(qū)間鄉(xiāng)村振興水平差異基本保持穩(wěn)定;東北地區(qū)與中西部地區(qū)間的基尼系數(shù)變化趨勢大致相同,在2011年—2019年呈現(xiàn)波動上升趨勢,2019年—2020年出現(xiàn)較大幅度下降。

圖4 鄉(xiāng)村振興水平區(qū)域間基尼系數(shù)

(3)空間差異來源分解。由表3可知,中國鄉(xiāng)村振興水平區(qū)域間差異貢獻率的10年均值高達61.58%,區(qū)域內差異和超變密度平均貢獻率分別為21.44%、16.98%。研究期內,區(qū)域內差異貢獻率在18.82%～25.68%區(qū)間變化,基本保持穩(wěn)定,區(qū)域間差異雖然變動幅度較大,但其貢獻率都高于50%,而超變密度貢獻率大致呈現(xiàn)出“上升—下降—上升”的變化趨勢。故區(qū)域間差異是中國鄉(xiāng)村振興水平空間差異的主要來源,其原因在于:一是區(qū)位條件差異。地理位置、資源環(huán)境以及基礎設施等是鄉(xiāng)村振興的重要影響因素,其優(yōu)劣將直接影響鄉(xiāng)村經(jīng)濟的發(fā)展速度與水平。二是人才資源與技術水平差異。教育資源差異以及人才流動,造成東部地區(qū)人才集聚而其他地區(qū)人才匱乏的局面,進而導致鄉(xiāng)村振興中創(chuàng)新要素的區(qū)域間差異較大。同時,技術水平差異也使得區(qū)域間鄉(xiāng)村生產(chǎn)力差異不斷擴張,進一步促使區(qū)域鄉(xiāng)村發(fā)展出現(xiàn)分化。三是區(qū)域投資差異。不同地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展的財政投入會由于地方政府的財政實力和對鄉(xiāng)村振興支持力度的不同而產(chǎn)生較大差異,社會資本向相對發(fā)達地區(qū)的流動亦會加劇鄉(xiāng)村資本的區(qū)域不均衡程度,進而導致鄉(xiāng)村振興水平區(qū)域間差異持續(xù)拉大。由此可見,鄉(xiāng)村振興均衡發(fā)展的重點是縮小鄉(xiāng)村振興水平的區(qū)域間差異,而這需要針對性提出不同區(qū)域的發(fā)展戰(zhàn)略,促進區(qū)域間資源要素均衡配置,建立鄉(xiāng)村振興區(qū)域協(xié)同體系。

表3 鄉(xiāng)村振興水平空間差異的來源分解

(三)鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響因素分析

1.變量選取與模型構建

為探究中國鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響因素,參考相關研究[22-27],選取七個影響因素對鄉(xiāng)村振興水平空間差異進行QAP回歸分析(見表4)。

表4 鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響因素及變量說明

通過建立各省(市、區(qū))間鄉(xiāng)村振興水平和七個影響因素的網(wǎng)絡矩陣來進行QAP回歸分析,具體回歸模型如式(15)所示:

Ru=f(Nec,Pcl,Pgdp,Nae,Fin,Mar,Urb)

(15)

式中,Ru表示鄉(xiāng)村振興水平空間差異,Nec、Pcl、Pgdp、Nae、Fin、Mar和Urb分別表示自然環(huán)境差異、土地資源差異、經(jīng)濟發(fā)展水平差異、非農就業(yè)水平差異、金融發(fā)展水平差異、市場化水平差異和城鎮(zhèn)化率差異。

2.QAP回歸分析

根據(jù)式(15)構建的模型,運用Ucinet軟件進行回歸分析,選擇5000次隨機置換,得到QAP回歸結果(見表5)。總體來看,除2016年外,其余年份調整后的R2在0.275～0.501之間,表明此QAP回歸模型的擬合優(yōu)度較好,這些影響因素對鄉(xiāng)村振興水平空間差異具有較高解釋力(見表5)。

表5 QAP回歸分析結果

(1)經(jīng)濟發(fā)展水平差異與金融發(fā)展水平差異對鄉(xiāng)村振興水平空間差異有正向影響,絕大多數(shù)年份通過5%顯著性檢驗,意味著經(jīng)濟發(fā)展水平差異與金融發(fā)展水平差異將會擴大鄉(xiāng)村振興水平的空間差異。對于經(jīng)濟發(fā)展水平而言,經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的政府往往擁有強大的經(jīng)濟實力與執(zhí)政能力,在鄉(xiāng)村基礎設施建設、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)培育和鄉(xiāng)村資源利用等方面具有更大優(yōu)勢,且經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的非農產(chǎn)業(yè)也相對發(fā)達,能夠帶動農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展,推動三產(chǎn)融合,促進鄉(xiāng)村“產(chǎn)業(yè)興旺”。同時,經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的技術水平、管理水平、知識創(chuàng)新水平等相對較高,有利于促進鄉(xiāng)村經(jīng)濟轉型,并減少發(fā)展過程中的生態(tài)問題,使鄉(xiāng)村成為“生產(chǎn)、生活、生態(tài)”協(xié)調發(fā)展的共同體。對于金融發(fā)展水平而言,一方面,農村金融發(fā)展不僅緩解了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的資金短缺問題,而且對于激發(fā)鄉(xiāng)村主體活力,促進特色產(chǎn)業(yè)興起以及構建鄉(xiāng)村現(xiàn)代化經(jīng)濟體系具有重要作用。另一方面,農村金融發(fā)展將會優(yōu)化鄉(xiāng)村資源配置,促進農業(yè)科技進步,繼而提高鄉(xiāng)村生產(chǎn)力水平,增強鄉(xiāng)村全面發(fā)展能力。因此,經(jīng)濟發(fā)展水平差異和金融發(fā)展水平差異將會擴大鄉(xiāng)村振興水平空間差異。

(2)市場化水平差異對鄉(xiāng)村振興水平空間差異有負向影響,絕大多數(shù)年份通過5%顯著性檢驗,意味著市場化水平差異將會縮小鄉(xiāng)村振興水平空間差異。其原因在于,當前中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟體系仍處于鄉(xiāng)村依附于城鎮(zhèn),而非城鄉(xiāng)對等的發(fā)展局面,市場化雖然有助于提高資源配置效率,解決城鄉(xiāng)間的制度壁壘與市場分割問題,但也會因為城鄉(xiāng)交易成本的差異,促使資本等經(jīng)濟性生產(chǎn)要素向城鎮(zhèn)集聚[28],進而造成鄉(xiāng)村資源流失,加劇鄉(xiāng)村發(fā)展的脆弱性。尤其在市場化轉型時期,鄉(xiāng)村經(jīng)濟體系可能未完全適應市場化帶來的挑戰(zhàn),致使市場化對其產(chǎn)生的影響“弊大于利”。因此,市場化水平差異將會縮小鄉(xiāng)村振興水平空間差異。

(3)自然環(huán)境差異、土地資源差異、非農就業(yè)水平差異、城鎮(zhèn)化率差異對鄉(xiāng)村振興水平空間差異沒有明顯影響,僅有極少數(shù)年份通過了顯著性檢驗。可能的原因在于:在農業(yè)農村現(xiàn)代化背景下,自然環(huán)境與土地資源對于鄉(xiāng)村發(fā)展的相對重要性逐漸下降,鄉(xiāng)村經(jīng)濟的高質量發(fā)展更多取決于農業(yè)技術進步和發(fā)展方式轉變等因素,因而其差異無法對鄉(xiāng)村振興水平空間差異產(chǎn)生明顯影響;非農就業(yè)水平一定程度上表征了農業(yè)勞動力向非農產(chǎn)業(yè)轉移的能力,但這種勞動力轉移可能更多地表現(xiàn)在鄉(xiāng)村向城鎮(zhèn)的轉移,而非鄉(xiāng)村內部產(chǎn)業(yè)間的轉移,對于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化作用較小,故其差異對鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響也不明顯;城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興是一體兩面、密不可分的,但礙于城鄉(xiāng)二元結構的存在,城鎮(zhèn)化率差異與鄉(xiāng)村振興水平空間差異并未產(chǎn)生穩(wěn)定的相關性,二者間有機聯(lián)系仍未形成。

四、結論與建議

本文以中國30個省(市、區(qū))為研究樣本,運用熵值法綜合測算出2011年—2020年的鄉(xiāng)村振興水平,且明確出其時空差異特征;并基于Dagum基尼系數(shù)分解法揭示了鄉(xiāng)村振興水平空間差異的來源,在此基礎上運用QAP回歸分析法對鄉(xiāng)村振興水平空間差異的影響因素進行重點探討,研究結論如下:一是研究期內,鄉(xiāng)村振興水平呈現(xiàn)波動式上升趨勢,且在2017年鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施之后快速增長。同時,鄉(xiāng)村振興水平展現(xiàn)出“東高西低”的空間分布特征,并且“南高北低”的特征也隨著時間推移日漸凸顯。二是鄉(xiāng)村振興水平的空間差異整體呈現(xiàn)縮小態(tài)勢。從區(qū)域內差異來看,四大地區(qū)基尼系數(shù)的大小次序為“東部地區(qū)>東北地區(qū)>西部地區(qū)>中部地區(qū)”;從區(qū)域間差異來看,東部—東北間的差異最大,中部—西部間的差異最小,且東部地區(qū)與中西部地區(qū)間的基尼系數(shù)呈現(xiàn)波動下降趨勢;從空間差異來源分解來看,區(qū)域間差異是空間差異的主要來源。三是經(jīng)濟發(fā)展水平差異和金融發(fā)展水平差異對中國鄉(xiāng)村振興水平空間差異有顯著正向影響,市場化水平差異對其有顯著負向影響,而自然環(huán)境狀況、土地資源狀況、非農就業(yè)水平和城鎮(zhèn)化率差異沒有明顯的影響。

基于上述研究結論,并結合中國的實際情況,本文提出如下政策建議:一是差異化制定鄉(xiāng)村振興策略。對于“高振興度”地區(qū),要持續(xù)保持其鄉(xiāng)村振興領先地位,不斷創(chuàng)新鄉(xiāng)村振興機制,為落后地區(qū)提供發(fā)展模式借鑒;對于“中振興度”地區(qū),要充分利用其固有的鄉(xiāng)村地域資源,發(fā)展鄉(xiāng)村本土產(chǎn)業(yè),加快形成具有比較優(yōu)勢的特色產(chǎn)業(yè),進一步豐富鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)業(yè)態(tài);對于“弱、低振興度”地區(qū),要強化其政策支持力度,進一步探索其鄉(xiāng)村發(fā)展的特性、問題以及路徑,革除其鄉(xiāng)村發(fā)展阻力。二是創(chuàng)新化促進鄉(xiāng)村地域系統(tǒng)功能建設。要大力發(fā)展農村金融,持續(xù)完善農村金融服務體系,加強金融資源與鄉(xiāng)村生產(chǎn)要素的有機銜接;建立具有獨立功能和定位的鄉(xiāng)村市場,加快形成城鄉(xiāng)統(tǒng)一市場體系,不斷緩解市場化對鄉(xiāng)村振興的不利影響;優(yōu)化鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結構,改善鄉(xiāng)村居民就業(yè)環(huán)境,形成具有活力的鄉(xiāng)村非農產(chǎn)業(yè),借以破解鄉(xiāng)村人才流失等問題。三是系統(tǒng)化構建城鄉(xiāng)新發(fā)展格局與區(qū)域協(xié)同體系。一方面,要促進城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興有機結合,建立優(yōu)勢融合與功能互補的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展體系,以構建城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)暢通的新發(fā)展格局。另一方面,深入剖析鄉(xiāng)村振興的動力機制,優(yōu)化不同區(qū)域層次鄉(xiāng)村振興的發(fā)展路徑,不斷打破區(qū)域間鄉(xiāng)村協(xié)同壁壘,增強鄉(xiāng)村系統(tǒng)內生發(fā)展能力,以形成高質量發(fā)展的鄉(xiāng)村區(qū)域協(xié)同體系。