科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的作用機(jī)制與實(shí)證分析

摘要：定量評(píng)估科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效應(yīng)及作用機(jī)制，為全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、加快區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論借鑒和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。通過構(gòu)建科技創(chuàng)新與鄉(xiāng)村振興評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，結(jié)合熵權(quán)法測算中國30個(gè)省份兩者的發(fā)展水平，并運(yùn)用固定效應(yīng)模型和空間杜賓模型實(shí)證檢驗(yàn)科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用與空間溢出效應(yīng)以及知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新作用機(jī)制的存在。結(jié)果表明：全國科技創(chuàng)新與鄉(xiāng)村振興平均水平穩(wěn)步提升，區(qū)域之間各水平差距明顯，省份之間亦有差距；科技創(chuàng)新水平增加1個(gè)單位，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興水平提升0.372，在鄰接、地理距離和嵌套權(quán)重矩陣下，科技創(chuàng)新水平系數(shù)分別為0.157、0.233和0.189，5%水平上顯著，同時(shí)，在四種空間權(quán)重矩陣下，科技創(chuàng)新水平空間滯后項(xiàng)系數(shù)分別為0.142、0.901、0.925和1.510，且均通過顯著性水平檢驗(yàn)，科技創(chuàng)新有助于本省鄉(xiāng)村振興發(fā)展，且對(duì)相鄰省份鄉(xiāng)村振興水平提升產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)；科技創(chuàng)新能夠通過知識(shí)、技術(shù)和產(chǎn)品創(chuàng)新形式作用于鄉(xiāng)村振興發(fā)展，其中，在地理距離、經(jīng)濟(jì)距離和嵌套權(quán)重矩陣下，技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)品創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)顯著，知識(shí)創(chuàng)新僅在經(jīng)濟(jì)距離和嵌套權(quán)重矩陣下呈現(xiàn)出明顯的空間溢出效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：科技創(chuàng)新；鄉(xiāng)村振興；空間溢出效應(yīng)；空間杜賓模型

中圖分類號(hào)：F323; F327 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2095?5553 （2024） 11?0342?11

Mechanism and empirical analysis of the role of science and technology innovation

in driving rural revitalization： Based on the perspective of innovation diffusion

Liu Jian， Su Yang， Li Chengmin， Deng Haoyu

（College of Economics and Management， Xinjiang Agricultural University， Urumqi， 830000， China）

Abstract： Quantitative evaluation of the impact effect and mechanism of science and technology innovation on rural revitalization can provide theoretical references and empirical evidence for comprehensively promoting rural revitalization and accelerating regional coordinated development. The article constructs the evaluation index system of science and technology innovation and rural revitalization， combines the entropy weight method to measure the development level of both in 30 Chinese provinces from 2010 to 2020， and uses the fixed?effects model and spatial Durbin model to empirically test the promotion effect and spatial spillover effect of science and technology innovation on rural revitalization， as well as the existence of the role mechanism of knowledge innovation， technological innovation and product innovation. Some key results show that the national average level of science and technology innovation and rural revitalization has steadily improved， and there are significant disparities in the level of science and technology innovation and rural revitalization between regions， as well as between provinces. The level of science and technology innovation increases by 1 unit on average to promote the level of rural revitalization by 0.372. The coefficients of science and technology innovation level are 0.157， 0.233 and 0.189 at 5% level significant under the adjacency， geographical distance and nested weight matrix， respectively. Meanwhile， under the four spatial weight matrices， the coefficients of the spatial lag term of science and technology innovation level are 0.142， 0.901， 0.925 and 1.510 respectively， and all of them pass the significance level test. Science and technology innovation contributes to the development of rural revitalization in the province and has a positive spatial spillover effect on the improvement of the level of rural revitalization in neighboring provinces. Science and technology innovation can act on rural revitalization development in the form of knowledge， technology and product innovation. The spatial spillover effects of technological innovation and product innovation are significant under geographical distance， economic distance and nested weight matrix. Product innovation shows significant spatial spillover effects only under the economic distance and nested weight matrix.

Keywords： science and technology innovation; rural revitalization; spatial spillover effects; spatial Durbin model

0 引言

中國鄉(xiāng)村發(fā)展較為緩慢，已成為中國現(xiàn)代化建設(shè)的“短板”。長期以來由于中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)與城市“虹吸效應(yīng)”的存在，鄉(xiāng)村面臨著資本缺位[1]、勞動(dòng)力流失[2]、土地撂荒[3]、技術(shù)落后[4]等發(fā)展困境，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、鄉(xiāng)村發(fā)展不充分的矛盾也愈發(fā)凸顯。黨的十九大報(bào)告首次提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，指出鄉(xiāng)村“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富?！钡慕ㄔO(shè)總要求。而城鄉(xiāng)發(fā)展失衡、鄉(xiāng)村衰落是許多國家在發(fā)展過程中普遍存在的現(xiàn)象，發(fā)達(dá)國家為振興鄉(xiāng)村采取過一系列行動(dòng)與措施，例如日本的“造村運(yùn)動(dòng)”[5]、韓國的“新村運(yùn)動(dòng)”[6]，美國及歐盟國家實(shí)施政策進(jìn)行引導(dǎo)，頒布法律提供保障，完善鄉(xiāng)村金融體系，支持農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，加強(qiáng)農(nóng)民教育培訓(xùn)[7， 8]。其中發(fā)揮科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的作用得到各國一致選擇，并付諸實(shí)踐[9]。2020年中央一號(hào)文件指出科技創(chuàng)新是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施保證。因此，在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興過程中，科技創(chuàng)新是關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)力，必須充分發(fā)揮科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的支撐引領(lǐng)作用。

科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興策略作為鄉(xiāng)村發(fā)展的特色路徑，自提出以來學(xué)者們從多方面展開了研究。有學(xué)者探究內(nèi)外部因素對(duì)該策略實(shí)施的影響，指出政府支持[10]、市場需求[11]與科技創(chuàng)新投入[12]有助于科技創(chuàng)新支撐鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，而科技創(chuàng)新成果同質(zhì)化與低端化會(huì)導(dǎo)致科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興乏力[12]。也有學(xué)者總結(jié)科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，詳細(xì)分析包括高校[13]、科研機(jī)構(gòu)[14]、涉農(nóng)企業(yè)[15]和科技人才[16]的創(chuàng)新主體實(shí)踐，農(nóng)業(yè)科技園區(qū)[17]和農(nóng)業(yè)科研試驗(yàn)基地[18]的創(chuàng)新平臺(tái)實(shí)踐，以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)[19]、城市[20]、省份[21]層面的區(qū)域?qū)嵺`。聚焦科技創(chuàng)新，讓其在田間地頭開花結(jié)果，江澤林[22]指出農(nóng)業(yè)機(jī)械化科技創(chuàng)新能夠提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，轉(zhuǎn)變農(nóng)村生產(chǎn)關(guān)系、生活方式和治理體系，在促進(jìn)鄉(xiāng)村振興發(fā)展方面大有可為?？偨Y(jié)前人研究發(fā)現(xiàn)，有關(guān)科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興實(shí)證分析缺乏，且鮮有關(guān)于科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興空間效應(yīng)方面的研究，此外未有文獻(xiàn)將知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新結(jié)合起來詳細(xì)討論科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的作用。

鑒于此，本文在測算2010—2020年各省份科技創(chuàng)新水平與鄉(xiāng)村振興水平基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的作用機(jī)制，結(jié)合固定效應(yīng)模型與空間杜賓模型，實(shí)證分析科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的空間效應(yīng)。旨在通過一系列探索與分析拓展科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興影響的認(rèn)知，為決策層提供更加明確的政策建議方向。

1 理論分析與研究假設(shè)

在驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興五個(gè)維度方面，科技創(chuàng)新是推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營、提升農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，通過將創(chuàng)新元素融入鄉(xiāng)村發(fā)展，加大科技成果轉(zhuǎn)化應(yīng)用，能夠?qū)崿F(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合與轉(zhuǎn)型升級(jí)[23]；科技創(chuàng)新也是解決鄉(xiāng)村生態(tài)宜居問題的重要舉措，可以有效治理農(nóng)業(yè)農(nóng)村環(huán)境污染，為農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展提供技術(shù)保障[24]；借助科技創(chuàng)新手段，能使鄉(xiāng)風(fēng)文明建設(shè)緊隨時(shí)代發(fā)展步伐，轉(zhuǎn)變村民落后思想，促進(jìn)鄉(xiāng)村移風(fēng)易俗，更有利于鄉(xiāng)村文化進(jìn)行保護(hù)、傳播、展示與傳承[25]；同時(shí)科技創(chuàng)新為鄉(xiāng)村基層黨組織、新型經(jīng)濟(jì)組織、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體等提供智力與技術(shù)支撐，增強(qiáng)各組織治理水平，緩解鄉(xiāng)村治理壓力，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村治理智能化、精準(zhǔn)化[26]；1958年，Cochrane提出的農(nóng)業(yè)踏車（又稱技術(shù)踏車）理論，就論述了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者收入的循環(huán)影響，現(xiàn)如今通過科技創(chuàng)新可以解放和發(fā)展生產(chǎn)力，促進(jìn)文化創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)人們物質(zhì)、精神富裕[27]。根據(jù)創(chuàng)新擴(kuò)散理論和空間經(jīng)濟(jì)學(xué)知識(shí)可知，創(chuàng)新擴(kuò)散是科技創(chuàng)新過程中重要的組成部分，科技創(chuàng)新對(duì)地區(qū)發(fā)展具有正向的空間溢出效應(yīng)[28]?？萍紕?chuàng)新外溢彌補(bǔ)了自然資源、社會(huì)資本、勞動(dòng)力等要素缺失對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展造成的障礙，從而對(duì)周邊地區(qū)的鄉(xiāng)村振興發(fā)揮出輻射帶動(dòng)作用。為驗(yàn)證科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響，本文提出假設(shè)1：科技創(chuàng)新正向作用于本地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平提升，且對(duì)周邊地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平提升產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。

依據(jù)張來武[29]對(duì)科技創(chuàng)新內(nèi)涵的闡述：科技創(chuàng)新是科學(xué)發(fā)現(xiàn)、技術(shù)發(fā)明與市場應(yīng)用三者協(xié)同演進(jìn)下的產(chǎn)物，是將發(fā)現(xiàn)或發(fā)明的成果轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品、新服務(wù)，創(chuàng)造出新價(jià)值的過程。這一過程中，科技創(chuàng)新產(chǎn)出是以新知識(shí)、新技術(shù)、新產(chǎn)品為代表的知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新。通過知識(shí)創(chuàng)新引領(lǐng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向，拓展鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境保護(hù)思路，擴(kuò)大鄉(xiāng)村文化包容性，為鄉(xiāng)村振興提供智力支撐。運(yùn)用技術(shù)創(chuàng)新延伸鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)鏈，鞏固鄉(xiāng)村治理基礎(chǔ)，幫助村民增產(chǎn)增收、創(chuàng)業(yè)增收，為鄉(xiāng)村振興提供技術(shù)支撐。借助產(chǎn)品創(chuàng)新完善鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)，推進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化，引領(lǐng)鄉(xiāng)村新發(fā)展。而農(nóng)業(yè)機(jī)械化科技創(chuàng)新與技術(shù)持續(xù)推廣，在保障糧食安全、推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營過程中扮演不可或缺的角色，其信息化、智能化發(fā)展思路更為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)提供了前沿視角。隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化技術(shù)的不斷創(chuàng)新與裝備升級(jí)，可以為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供技術(shù)裝備支持，緩解鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境壓力，更能有效解放農(nóng)民雙手，使他們擁有更多閑暇時(shí)間豐富業(yè)余生活，享受文化娛樂服務(wù)[30]。除此之外，農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展為各類農(nóng)機(jī)合作組織壯大創(chuàng)造了條件，進(jìn)而增強(qiáng)鄉(xiāng)村基層組織治理實(shí)力，也是以人為本思想的重要表現(xiàn)，契合和諧社會(huì)治理理念[22]。以農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展方式化解農(nóng)村人地矛盾，能夠帶動(dòng)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)與產(chǎn)業(yè)融合，提升農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性、工資性收入[31]?；诖?，本文從知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新角度出發(fā)，分析科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的作用機(jī)制（圖1），并提出假設(shè)2：知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新是科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的重要作用機(jī)制。

2 實(shí)證方法和數(shù)據(jù)來源

2.1 鄉(xiāng)村振興水平與科技創(chuàng)新水平測算

考慮到鄉(xiāng)村振興系統(tǒng)與科技創(chuàng)新系統(tǒng)的復(fù)雜性，選取單一指標(biāo)很難代表系統(tǒng)發(fā)展水平的高低，參考前人有關(guān)兩者的實(shí)證研究，本文首先構(gòu)建了鄉(xiāng)村振興與科技創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（表1），然后運(yùn)用熵權(quán)法計(jì)算出各級(jí)指標(biāo)權(quán)重，最后通過指標(biāo)權(quán)重乘以指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化值的累加之和得出各省份鄉(xiāng)村振興水平與科技創(chuàng)新水平。

基于《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》中撰寫的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃主要指標(biāo)，總結(jié)國外學(xué)者關(guān)于鄉(xiāng)村發(fā)展水平測度的研究成果[32]，結(jié)合國內(nèi)學(xué)者對(duì)鄉(xiāng)村振興水平評(píng)價(jià)開展的研究[33]，同時(shí)圍繞農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民主體發(fā)展，構(gòu)建出由產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富裕5個(gè)一級(jí)指標(biāo)，14個(gè)二級(jí)指標(biāo)和45個(gè)三級(jí)指標(biāo)組成的鄉(xiāng)村振興評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1所示。

對(duì)于科技創(chuàng)新指標(biāo)選取，國內(nèi)外各學(xué)者存在一定差異性，但同時(shí)也有一些共通之處，基于前人研究[34， 35]，并參照中國區(qū)域創(chuàng)新能力指標(biāo)體系與區(qū)域科技創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，突出區(qū)域科技創(chuàng)新整體現(xiàn)狀與轉(zhuǎn)化效益，構(gòu)建出由環(huán)境、投入、產(chǎn)出、效益4個(gè)一級(jí)指標(biāo)，12個(gè)二級(jí)指標(biāo)和29個(gè)三級(jí)指標(biāo)組成的科技創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表2所示。為詳細(xì)描述研究對(duì)象，確保指標(biāo)數(shù)據(jù)可獲得且連續(xù)，本文在構(gòu)建指標(biāo)體系時(shí)遵循科學(xué)性、系統(tǒng)性和可測性等原則。三級(jí)指標(biāo)屬性分為正向與負(fù)向，采取平均、比值、比例相加等方式進(jìn)行處理，并以2000年為基期，對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)增加值等相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。

2.2 模型設(shè)定

1） 基準(zhǔn)模型。為驗(yàn)證科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興水平提升的促進(jìn)作用，構(gòu)建固定效應(yīng)模型，如式（1）所示。其中，被解釋變量為鄉(xiāng)村振興水平（RV）；核心解釋變量為科技創(chuàng)新水平（TI）；控制變量包括政府支持程度（GOV）、農(nóng)業(yè)金融發(fā)展水平（AFIN）、投資發(fā)展水平（INV）、受教育水平（LNEDU）、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平（LNTRA）。

[RVit=α0+α1TIit+α2GOVit+α3AFINit+ α4INVit+α5LNEDUit+α6LNTRAit+ λi+μt+εit] （1）

式中： i ——地區(qū)；

t ——時(shí)間；

α ——常數(shù)項(xiàng)；

εit ——影響鄉(xiāng)村振興水平的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；

λi ——地區(qū)固定效應(yīng)；

μt ——時(shí)間固定效應(yīng)。

基于已有文獻(xiàn)[36]，本文計(jì)算出鄉(xiāng)村振興水平與科技創(chuàng)新水平，選取財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值代表政府支持程度、涉農(nóng)貸款余額和與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值代表農(nóng)業(yè)金融發(fā)展水平、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值代表投資發(fā)展水平、人均受教育年限的對(duì)數(shù)值代表受教育水平、公路密度的對(duì)數(shù)值代表交通基礎(chǔ)設(shè)施水平。

2） 空間計(jì)量模型。為驗(yàn)證科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興水平提升的空間溢出效應(yīng)，建立一般化的靜態(tài)空間計(jì)量模型，如式（2）所示。

[RVit=ρWRVit+θXit+φWXit+λi+μt+εit] （2）

[εit=υWεt+σit] （3）

式中： ρWRVit ——鄉(xiāng)村振興水平的空間滯后項(xiàng)；

Xit ——解釋變量；

φWXit ——解釋變量的空間滯后項(xiàng)；

υWεt ——隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的空間滯后；

ρ、θ、φ、υ ——各項(xiàng)（變量）系數(shù)；

W ——空間權(quán)重矩陣。

為對(duì)鄉(xiāng)村振興與科技創(chuàng)新的空間關(guān)聯(lián)特征進(jìn)行系統(tǒng)性考察，增強(qiáng)分析結(jié)果的穩(wěn)健性，構(gòu)建了鄰接權(quán)重矩陣（Wl）、地理距離權(quán)重矩陣（Wd）、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（Wj）和嵌套權(quán)重矩陣（Wq）四種空間矩陣。第一種，鄰接權(quán)重矩陣（Wl）代表各地區(qū)之間是否相鄰，元素?ij表示i地區(qū)與j地區(qū)是否存在共同的邊界，若存在則賦值為1，否則為0。第二種，地理距離權(quán)重矩陣（Wd）代表各地區(qū)之間的地理差距，元素?ij表示基于經(jīng)緯度i地區(qū)行政中心與j地區(qū)行政中心地表距離的倒數(shù)值。第三種，經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（Wj）代表各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)水平的差距，元素?ij表示2010年至2020年i地區(qū)人均實(shí)際GDP均值與j地區(qū)人均實(shí)際GDP均值的絕對(duì)差值倒數(shù)。第四種，嵌套權(quán)重矩陣Wq=ψWd+（1-ψ）Wj（ψ∈[0，1]），表示同時(shí)涵蓋距離因素與經(jīng)濟(jì)因素的空間權(quán)重矩陣。當(dāng)ψ取值趨于0時(shí)，Wq的空間權(quán)重偏向與經(jīng)濟(jì)屬性因素有關(guān)，當(dāng)ψ取值趨于1時(shí)，Wq的空間權(quán)重偏向與地理距離因素有關(guān)，該矩陣既考慮了地理距離產(chǎn)生的空間影響，也反映了經(jīng)濟(jì)因素具有輻射作用，且存在溢出效應(yīng)的事實(shí)，更能全面客觀地體現(xiàn)出地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)程度。本文為簡化分析過程，ψ取值0.5。以上四種空間權(quán)重矩陣對(duì)角線元素都為0，即任意一個(gè)地區(qū)不與自身產(chǎn)生空間關(guān)聯(lián)。

一般空間計(jì)量模型可以分為空間杜賓模型（SDM）、空間自回歸模型（SAR）與空間誤差模型（SEM），若υ=0，則式（2）轉(zhuǎn)化為空間杜賓模型；若υ=0，且φ=0，則式（2）轉(zhuǎn)化為空間自回歸模型；若ρ=0，且φ=0，則式（2）轉(zhuǎn)化為空間誤差模型。而SDM模型不僅兼具SAR與SEM模型的優(yōu)點(diǎn)，且無論數(shù)據(jù)適用SAR還是SEM，均可得到系數(shù)的無偏估計(jì)量，故采用空間杜賓模型（SDM）作為分析空間溢出效應(yīng)的計(jì)量模型。本文空間杜賓模型設(shè)定如下

[RVit=ρWRVit+βTIit+δWTIit+ θCONTROLit+φWCONTROLit+ λi+μt+σit] （4）

式中： CONTROLit ——式（1）中各控制變量；

φWCONTROLit ——控制變量的空間滯后項(xiàng)；

β ——核心解釋變量系數(shù)；

δ ——核心解釋變量空間滯后項(xiàng)系數(shù)；

σit ——影響被解釋變量的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.3 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性與連續(xù)性，本文選取數(shù)據(jù)樣本為2010—2020年中國30個(gè)省份（除西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)機(jī)械工業(yè)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國文化文物和旅游統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融年鑒》《中國交通運(yùn)輸統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國火炬統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)報(bào)告》《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》《全國土地利用總體規(guī)劃綱（2006—2020年）調(diào)整方案》、各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）統(tǒng)計(jì)年鑒、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國文明網(wǎng)、中國裁判文書網(wǎng)。對(duì)于個(gè)別缺失的數(shù)據(jù)，采用插值法補(bǔ)齊。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 鄉(xiāng)村振興水平與科技創(chuàng)新水平測算結(jié)果分析

如圖2所示，從省級(jí)層面來看，不同省份之間年均鄉(xiāng)村振興水平存在一定差距，通過數(shù)值可以將所有省份分為四個(gè)梯隊(duì)，高于0.550的浙江（0.568）位于鄉(xiāng)村振興“第一梯隊(duì)”；水平介于0.501～0.550的北京（0.549）、山東（0.543）、江蘇（0.537）、上海（0.525）、山西（0.506）和河北（0.502），這6個(gè)省份組成鄉(xiāng)村振興“第二梯隊(duì)”，該梯隊(duì)中絕大多數(shù)為東部省份；其次水平介于0.451～0.500的天津（0.492）、湖北（0.491）和福建（0.486）等12個(gè)省份共同組成鄉(xiāng)村振興“第三梯隊(duì)”，中部省份除山西以外均位于其中，同時(shí)東北三省的黑龍江和吉林也處于該梯隊(duì)；最后水平介于0.401～0.450的甘肅（0.445）、寧夏（0.443）和遼寧（0.443）等11個(gè)省份組成鄉(xiāng)村振興“第四梯隊(duì)”，其中多數(shù)為西部省份。北京、上海、江蘇、浙江和廣東的年均科技創(chuàng)新水平較高，山西、青海和吉林等省份年均科技創(chuàng)新水平較低，較高省份與較低省份之間水平差距十分明顯。

結(jié)合圖3和圖4所示，從區(qū)域?qū)用鎭砜矗l(xiāng)村振興水平在區(qū)域分布上存在不均衡現(xiàn)象，不同區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平差距較大，呈現(xiàn)由東向西降低，東北地區(qū)與西部相比較高的態(tài)勢?？萍紕?chuàng)新水平在區(qū)域分布上失衡，東部地區(qū)科技創(chuàng)新水平較高，并與其他地區(qū)科技創(chuàng)新水平逐漸拉大。

如圖5所示，從全國層面來看，鄉(xiāng)村振興平均水平逐年提高，從2010年的0.406增長至2020年的0.530，年均增長率為2.71%。科技創(chuàng)新平均水平總體升高，從2010年的0.250增長至2020年的0.327，年均增長率為2.72%。

本文還測算了2010—2020年全國鄉(xiāng)村振興水平標(biāo)準(zhǔn)差和科技創(chuàng)新水平標(biāo)準(zhǔn)差，如圖5所示，2010年至2020年鄉(xiāng)村振興水平標(biāo)準(zhǔn)差呈較為明顯的下降態(tài)勢，在2011年略微升高后逐漸降低，2017年開始趨于平緩，從2010年的0.050下降到2020年的0.038，年均負(fù)增長2.51%，說明各省份鄉(xiāng)村振興水平的地區(qū)差異呈現(xiàn)縮小趨勢。而2010年至2020年科技創(chuàng)新水平的標(biāo)準(zhǔn)差呈波動(dòng)上升態(tài)勢，在2013年和2020年出現(xiàn)較為明顯的降低，從2010年的0.070上升到2020年的0.083，年均增速1.89%，說明各省份科技創(chuàng)新水平的地區(qū)差異呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。

隨著中國現(xiàn)代化建設(shè)進(jìn)程加快，以鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略為代表的政策支持以及各項(xiàng)有效措施為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)、人才、文化、生態(tài)和組織發(fā)展注入了活力，各省份、區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平顯著提高，全國鄉(xiāng)村振興平均水平穩(wěn)步提升。由于各省份鄉(xiāng)村發(fā)展基礎(chǔ)參差不齊，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略仍處于第一個(gè)五年階段，部分省份處于鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接狀態(tài)，導(dǎo)致省份、區(qū)域之間鄉(xiāng)村振興水平存在一定差距，但各省份的鄉(xiāng)村振興水平差異呈現(xiàn)縮小趨勢。

另外國家始終堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，科技創(chuàng)新綜合實(shí)力實(shí)現(xiàn)大幅躍升，科技人才隊(duì)伍規(guī)模不斷擴(kuò)大，關(guān)鍵核心技術(shù)領(lǐng)域取得突破性進(jìn)展，企業(yè)自主創(chuàng)新能力持續(xù)增強(qiáng)，助推了全國科技創(chuàng)新平均水平穩(wěn)步提升。但由于科技人才在地區(qū)分布上的集聚，以及各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距，使得北京、上海、江蘇、浙江和廣東的科技創(chuàng)新水平明顯高于其他省份，各省份之間的科技創(chuàng)新水平差異呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢，區(qū)域之間的差距被逐漸拉大。

3.2 模型結(jié)果分析

1） 基準(zhǔn)模型結(jié)果。表3的列（1）和列（2）報(bào)告了科技創(chuàng)新水平（TI）對(duì)鄉(xiāng)村振興水平（RV）的影響，其中列（1）是未加入控制變量的單變量回歸結(jié)果，列（2）是加入了多個(gè)控制變量后的回歸結(jié)果。兩列結(jié)果顯示，TI的系數(shù)估計(jì)值均為正，且在1%水平上顯著，表明科技創(chuàng)新確實(shí)有利于促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。在充分考慮其他影響因素情況下，科技創(chuàng)新水平增加1平均而言促進(jìn)鄉(xiāng)村振興水平提升0.372，科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的驅(qū)動(dòng)作用顯而易見。

2） 空間杜賓模型結(jié)果。表3的列（3）～列（6）報(bào)告了不同空間權(quán)重矩陣下科技創(chuàng)新水平（TI）對(duì)鄉(xiāng)村振興水平（RV）的直接與間接影響結(jié)果。限于篇幅，本文并未一同將地區(qū)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和時(shí)空固定效應(yīng)模型的結(jié)果列于表3中，對(duì)比Log-Likelihood與R2值后選擇將時(shí)間固定效應(yīng)模型結(jié)果放入表3進(jìn)行分析。除在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下，TI的自回歸系數(shù)均為正，且在5%水平上顯著，說明科技創(chuàng)新正向作用于本地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平提升。

同時(shí)在四種空間權(quán)重矩陣下，空間滯后項(xiàng)W×TI的系數(shù)均為正，且在10%水平上顯著，表明科技創(chuàng)新在促進(jìn)鄉(xiāng)村振興方面的正向空間溢出效應(yīng)明顯，即某個(gè)省份的科技創(chuàng)新水平對(duì)地理位置相近或經(jīng)濟(jì)發(fā)展相似省份的鄉(xiāng)村振興水平產(chǎn)生間接正向影響，能夠助推地理、經(jīng)濟(jì)相近省份鄉(xiāng)村振興。以上結(jié)論證實(shí)了本文提出的假設(shè)1。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)果的可靠性，除了采用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤外，還做了另外兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一種，替換變量。替換被解釋變量，將鄉(xiāng)村振興水平更換為農(nóng)村居民人均可支配收入的對(duì)數(shù)值（LNRPC）。第二種，剔除部分樣本。將北京、天津、上海和重慶四個(gè)直轄市的數(shù)據(jù)去除。以嵌套權(quán)重矩陣為例，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與上文空間杜賓模型結(jié)果基本一致，科技創(chuàng)新水平（TI）及其空間滯后項(xiàng)（W×TI）的系數(shù)正負(fù)性、顯著性均未發(fā)生變化。由此可知，假設(shè)1再一次得以驗(yàn)證，說明上文實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.4 作用機(jī)制檢驗(yàn)

1） 知識(shí)創(chuàng)新作用機(jī)制。以每萬人國內(nèi)、國際論文數(shù)的對(duì)數(shù)值代表知識(shí)創(chuàng)新能力（LNKNO），帶入基準(zhǔn)模型與空間計(jì)量模型中進(jìn)行回歸分析，表5報(bào)告了不同模型知識(shí)創(chuàng)新能力對(duì)鄉(xiāng)村振興水平（RV）的影響結(jié)果。如表5列（1）和列（2）所示，在考慮其他影響因素情況下，LNKNO的系數(shù)估計(jì)值為0.024，且在1%水平上顯著，表明知識(shí)創(chuàng)新能力能夠促進(jìn)鄉(xiāng)村振興發(fā)展。列（3）～列（10）結(jié)果顯示，在經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣和嵌套權(quán)重矩陣下，時(shí)間固定效應(yīng)模型的空間滯后項(xiàng)W×LNKNO系數(shù)均有為正，且在5%水平上顯著，表明知識(shí)創(chuàng)新對(duì)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興發(fā)揮出正向空間溢出效應(yīng)，而這種溢出效應(yīng)的產(chǎn)生依賴于省份之間經(jīng)濟(jì)上的互動(dòng)。這一結(jié)論說明，知識(shí)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)會(huì)有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)相近省份鄉(xiāng)村振興水平的提升，假設(shè)2中的知識(shí)創(chuàng)新作用機(jī)制是成立的。

2） 技術(shù)創(chuàng)新作用機(jī)制。以技術(shù)輸出合同金額總和與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值代表技術(shù)創(chuàng)新能力（TEC），表6展示了技術(shù)創(chuàng)新能力對(duì)鄉(xiāng)村振興水平（RV）影響的估計(jì)結(jié)果。如表6列（1）和列（2）所示，在考慮其他影響因素情況下，TEC的系數(shù)估計(jì)值為0.841，且在5%水平上顯著，表明技術(shù)創(chuàng)新能力同樣能夠促進(jìn)鄉(xiāng)村振興發(fā)展。列（3）～列（10）結(jié)果顯示，在鄰接權(quán)重矩陣下，空間滯后項(xiàng)W×LNKNO系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，而在其余三種空間權(quán)重矩陣下，地區(qū)或時(shí)間固定效應(yīng)模型的空間滯后項(xiàng)W×TEC系數(shù)均為正，且在5%或1%水平上顯著，表明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)，而這種溢出效應(yīng)的產(chǎn)生不僅依賴于省份之間距離上的相近，同時(shí)也依賴于他們經(jīng)濟(jì)上的互動(dòng)。這一結(jié)論說明，技術(shù)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)會(huì)顯著促進(jìn)地理、經(jīng)濟(jì)相近省份鄉(xiāng)村振興水平的提升，假設(shè)2中的技術(shù)創(chuàng)新作用機(jī)制是成立的。

3） 產(chǎn)品創(chuàng)新作用機(jī)制。以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入與營業(yè)收入的比值代表產(chǎn)品創(chuàng)新能力（PRO），表7報(bào)告了產(chǎn)品創(chuàng)新能力對(duì)鄉(xiāng)村振興水平（RV）的影響結(jié)果。

如表7列（1）和列（2）所示，在考慮其他影響因素情況下，PRO的系數(shù)估計(jì)值為0.079，且在1%水平上顯著，表明產(chǎn)品創(chuàng)新能力與知識(shí)創(chuàng)新能力、技術(shù)創(chuàng)新能力一樣，能夠促進(jìn)鄉(xiāng)村振興發(fā)展。列（3）～列（10）結(jié)果顯示，產(chǎn)品創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新類似，除了鄰接權(quán)重矩陣，在其余三種空間權(quán)重矩陣下，不同固定效應(yīng)模型的空間滯后項(xiàng)W×PRO系數(shù)均有為正，且在1%水平上顯著，表明產(chǎn)品創(chuàng)新促進(jìn)鄉(xiāng)村振興的空間溢出效應(yīng)顯著，這種溢出效應(yīng)的產(chǎn)生依賴于省份之間距離上的相近或者經(jīng)濟(jì)上的互動(dòng)。這一結(jié)論說明，產(chǎn)品創(chuàng)新能力的增強(qiáng)會(huì)明顯促進(jìn)地理、經(jīng)濟(jì)相近省份鄉(xiāng)村振興水平的提升，假設(shè)2中的產(chǎn)品創(chuàng)新作用機(jī)制是成立的。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

1） 全國層面，科技創(chuàng)新平均水平總體升高，年均增速為2.72%，鄉(xiāng)村振興平均水平逐年提高，年均增速為2.71%；區(qū)域?qū)用?，存在科技?chuàng)新發(fā)展失衡、鄉(xiāng)村振興發(fā)展不平衡狀況，東部科技創(chuàng)新與鄉(xiāng)村振興整體水平偏高；省級(jí)層面，各省份之間亦有差距，科技創(chuàng)新水平標(biāo)準(zhǔn)差年均增長率為1.89%，地區(qū)差異呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢，鄉(xiāng)村振興水平標(biāo)準(zhǔn)差年均負(fù)增長2.51%，地區(qū)差異呈現(xiàn)縮小趨勢。

2） 科技創(chuàng)新顯著提高鄉(xiāng)村振興水平，回歸結(jié)果顯示，科技創(chuàng)新水平系數(shù)為0.372，通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，此結(jié)論經(jīng)過替換變量、剔除部分樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后依舊成立。同時(shí)知識(shí)、技術(shù)和產(chǎn)品創(chuàng)新作用機(jī)制存在，科技創(chuàng)新發(fā)展能夠通過知識(shí)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新促進(jìn)鄉(xiāng)村振興水平提升。

3） 科技創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著的正向空間溢出效應(yīng)，空間杜賓模型結(jié)果顯示，在鄰接、地理距離、經(jīng)濟(jì)距離和嵌套權(quán)重矩陣下，科技創(chuàng)新水平空間滯后項(xiàng)系數(shù)為0.142、0.901、0.925和1.510，且通過1%、5%或10%顯著性水平檢驗(yàn)，即某個(gè)省份科技創(chuàng)新水平的增強(qiáng)會(huì)有效促進(jìn)地理、經(jīng)濟(jì)相近省份鄉(xiāng)村振興水平的提升。技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)品創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興空間溢出效應(yīng)的產(chǎn)生不僅依賴于省份之間距離上的相近，同時(shí)也依賴于省份之間經(jīng)濟(jì)上的互動(dòng)，而知識(shí)創(chuàng)新僅依賴于省份之間經(jīng)濟(jì)上的互動(dòng)。

4.2 政策啟示

1） 完善科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興頂層設(shè)計(jì)，切合實(shí)際地制定相關(guān)政策措施?；诟鞯貐^(qū)科技創(chuàng)新與鄉(xiāng)村振興水平的差異，一方面，科技創(chuàng)新低水平地區(qū)應(yīng)詳細(xì)制定科技人才培育計(jì)劃、積極引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)、支持企業(yè)自主創(chuàng)新和加快構(gòu)建各類科技創(chuàng)新平臺(tái)，充分發(fā)揮地區(qū)后發(fā)優(yōu)勢，提升自身科技創(chuàng)新水平；另一方面，科技創(chuàng)新高水平地區(qū)要著力攻克關(guān)鍵核心技術(shù)，加大科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化與應(yīng)用，穩(wěn)固科技創(chuàng)新高水平發(fā)展。要想實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，就必須轉(zhuǎn)變鄉(xiāng)村發(fā)展方式，通過科技創(chuàng)新手段實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合與轉(zhuǎn)型升級(jí)、解決好鄉(xiāng)村環(huán)境污染問題、促使鄉(xiāng)村文化事業(yè)建設(shè)、增強(qiáng)鄉(xiāng)村治理能力和實(shí)現(xiàn)村民精神、物質(zhì)富裕，并建立相應(yīng)的政策保障機(jī)制以及長效機(jī)制，加強(qiáng)政策支持力度，確保實(shí)施科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的有效性與連貫性。

2） 激勵(lì)多主體共同參與鄉(xiāng)村振興，重視科技協(xié)同創(chuàng)新體系構(gòu)建。研究結(jié)果顯示，科技創(chuàng)新及其通過知識(shí)、技術(shù)、產(chǎn)品創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著的促進(jìn)作用。各級(jí)政府部門應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)和引導(dǎo)高校、科研機(jī)構(gòu)、企業(yè)等創(chuàng)新主體加大對(duì)鄉(xiāng)村振興的科技創(chuàng)新支持，激勵(lì)各創(chuàng)新主體發(fā)揮自身優(yōu)勢，積極開展知識(shí)、技術(shù)、產(chǎn)品創(chuàng)新與服務(wù)。通過政策引領(lǐng)，聯(lián)結(jié)政府、農(nóng)業(yè)農(nóng)村主體與創(chuàng)新主體，構(gòu)建起“政產(chǎn)學(xué)研用”一體化的科技協(xié)同創(chuàng)新體系，為鄉(xiāng)村振興提供有效支撐，推進(jìn)科技創(chuàng)新與鄉(xiāng)村振興的整體發(fā)展。

3） 堅(jiān)持區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展理念，加強(qiáng)地區(qū)間鄉(xiāng)村振興協(xié)作。在實(shí)施科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興相關(guān)政策時(shí)，除了營造好科技創(chuàng)新環(huán)境、加強(qiáng)科技創(chuàng)新投入外，如何利用科技創(chuàng)新以及知識(shí)、技術(shù)、產(chǎn)品創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)也非常值得重視。政策上應(yīng)當(dāng)強(qiáng)調(diào)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與協(xié)作機(jī)制建立，以實(shí)現(xiàn)溢出渠道的暢通。政府可以通過完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，壓縮時(shí)空，加強(qiáng)地區(qū)之間的互動(dòng)，從而提升科技創(chuàng)新以及知識(shí)、技術(shù)、產(chǎn)品創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村振興的間接促進(jìn)作用。除此之外，建立地區(qū)之間鄉(xiāng)村振興協(xié)作發(fā)展機(jī)制，汲取科技減貧的寶貴經(jīng)驗(yàn)，通過對(duì)口幫扶、項(xiàng)目支持等形式，跨越地區(qū)間地理與經(jīng)濟(jì)上的距離，更大程度上發(fā)揮科技創(chuàng)新以及知識(shí)、技術(shù)、產(chǎn)品創(chuàng)新的擴(kuò)散效應(yīng)。

4） 推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化科技創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化嵌入鄉(xiāng)村振興式發(fā)展。為不斷適應(yīng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化建設(shè)形勢，農(nóng)業(yè)機(jī)械化要以精準(zhǔn)化為發(fā)展方向，重視農(nóng)機(jī)與農(nóng)藝融合，提升農(nóng)機(jī)設(shè)備信息化、智能化水平，化解因地形、種養(yǎng)類別、供需不平衡等所帶來的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展矛盾。同時(shí)，政府部門需要積極培育新型經(jīng)營主體和擴(kuò)充農(nóng)機(jī)人才隊(duì)伍，以適應(yīng)農(nóng)機(jī)使用需要，并通過他們傳授更多農(nóng)機(jī)知識(shí)與技能給農(nóng)民，更好地發(fā)揮農(nóng)業(yè)機(jī)械化促進(jìn)鄉(xiāng)村振興作用。在農(nóng)機(jī)推廣應(yīng)用方面，要加大農(nóng)機(jī)惠農(nóng)政策支持和抓好農(nóng)機(jī)服務(wù)組織建設(shè)，形成長效幫扶機(jī)制，因地制宜倡導(dǎo)適度規(guī)模化經(jīng)營，從而提高農(nóng)機(jī)使用水平，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)鄉(xiāng)村振興的效率。

參 考 文 獻(xiàn)

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