深度貧困地區鄉村振興效度評價與影響因素研究
——以安徽省金寨縣樣本數據為例

程 明，錢 力，倪修鳳，吳 波

（1.中共六安市委黨校，安徽 六安 237000；2.安徽財經大學 經濟學院，安徽 蚌埠 233030；3.中共安徽省委黨校（安徽行政學院），安徽 合肥 230001）

一、問題提出

貧困問題是人類社會發展中面臨的世界性難題，反貧困始終是世界各國人民的一項歷史使命。我國高度重視扶貧工作，將脫貧攻堅戰作為決勝全面建成小康社會必須打贏的三大攻堅戰之一，以深度貧困地區脫貧攻堅為工作重點，實施產業扶貧、健康扶貧、易地搬遷扶貧、教育扶貧等一系列精準扶貧舉措（張國建，2019）［1］。隨著精準扶貧戰略的有效實施，我國農村貧困人口從2012年的9 899萬人減少至2018年的1 660萬人，連續6年平均每年減貧1 300多萬人，累計減少8 239萬人；貧困發生率從2012年的10.2%下降至2018年的1.7%，累計下降8.5個百分點；建檔立卡貧困村從2012年的12.8萬個減少到2018年的2.6萬個，累計10.2萬個貧困村脫貧退出；全國832個貧困縣已經有153個宣布脫貧摘帽，減貧成效顯著（1）。隨著脫貧攻堅進入決勝期、鄉村振興戰略全面拉開帷幕，如何加快建立脫貧攻堅與鄉村振興統籌銜接機制、形成脫貧攻堅與鄉村振興戰略協同推進的良好互動格局是現階段緊迫且重要的理論與現實問題（魏后凱，2019）［2］。

文章以貧困發生率為主要參考依據，選定“三區三州”以及貧困發生率超過18%的貧困縣和貧困發生率超過20%的貧困村作為深度貧困地區（2），貧困程度深、生態環境脆弱、基礎設施落后、公共服務不足是脫貧攻堅戰中的主戰場，成為打贏脫貧攻堅戰的關鍵環節。鄉村振興戰略的內涵豐富，涵蓋了鄉村政治、經濟、文化、生態、社會等多方面、全方位建設內容，鄉村振興戰略的實施能夠在有效實施精準扶貧戰略的基礎上從更高層面、更廣領域、更實舉措等方面為深度貧困地區經濟社會發展提供有力的戰略支持。

實施鄉村振興戰略，堅持農業農村優先發展，加快推進農業農村現代化建設進程，是破解“三農”問題及促進農業發展、農村繁榮、農民增收的根本途徑。科學度量鄉村振興戰略實施效果，將為分類指導各地區各部門鄉村振興進程提供量化依據；對深度貧困地區鄉村振興效度進行科學評價與影響因素研究，更有利于評價、對比、監測各地區鄉村振興實施效果，發現總結深度貧困地區鄉村振興發展進程中存在的問題以及實踐經驗，進而提升深度貧困地區鄉村振興效度水平。安徽省金寨縣位于鄂豫皖三省交界處，地處大別山腹地，是紅軍的搖籃、將軍的故鄉，是安徽省面積最大、人口最多的山區縣和旅游資源大縣，是大別山連片特困地區的組成部分之一，同時也是典型的深山區、革命老區和深度貧困地區，交通不便、資源匱乏、地形復雜，脫貧攻堅工作難度較大，對于鄉村振興戰略得以有效實施更是具有一定的挑戰性。因此，以安徽省金寨縣為例，進行深度貧困地區鄉村振興效度評價與影響因素研究，具有典型性與代表性。

二、相關文獻綜述

鄉村振興戰略思想是歷史上鄉村振興思想在新階段的延伸，是對馬克思主義農村發展和城鄉融合發展思想與中國農村發展思想的融會貫通（張海鵬，2018）［3］。實施鄉村振興戰略，是順應億萬農民對美好生活期待作出的重大戰略部署（張軍，2018）［4］，是決勝全面建成小康社會的重大歷史任務，是新時代“三農”工作的重要抓手（韓俊，2018）［5］。在借鑒日本（曹斌，2018）［6］、歐盟（蘆千文，2018）［7］等國外農業農村政策的基礎上，要準確把握中國鄉村振興戰略，從區域新型城鎮化戰略和鄉村差異化發展的實際出發（黃祖輝，2018）［8］，堅持高質量發展、農業農村優先發展、城鄉融合發展等重大戰略導向（姜長云，2018）［9］。

鄉村振興效度評價是度量鄉村振興發展水平以制定并完善鄉村振興政策與模式、更好運用于鄉村振興實踐的關鍵基礎。分析已有文獻發現，眾多學者大多圍繞鄉村振興戰略五個目標要求來構建鄉村振興效度評價指標體系，而指標權重計算方法呈現多樣化特征，如單一使用熵值法計算指標權重（賈晉，2018）［10］、結合主成分分析與專家打分法兩種方法綜合賦權（閆周府，2019）［11］、運用層次分析法與專家打分法相結合的方式確定指標權重（鄭興明，2019）［12］、選取層次分析法與熵值賦權法相結合的方法計算指標權重（李魯，2019）［13］等。進一步分析發現，鄉村振興與新型城鎮化的戰略融合與國家現代化建設進程中工農關系、城鄉關系的演變規律在價值取向上高度契合（丁靜，2019）［14］，積極推進新型城鎮化發展，能夠有效提升鄉村振興發展水平（汪錦軍，2019）［15］。除此之外，誘致性制度變遷（謝治菊，2019）［16］、綠色金融（王波，2019）［17］、互聯網供應鏈金融（劉剛，2019）［18］等多方面因素均能夠在一定程度上影響著鄉村振興戰略實施效果。

協同推進鄉村振興戰略與精準扶貧戰略是實現全面建成小康社會奮斗目標的重要戰略支撐。鄉村振興戰略的長期性、整體性與精準扶貧戰略的緊迫性、局部性之間的客觀差異，導致兩大戰略的對接面臨較大挑戰（徐曉軍，2019）［19］。系統梳理兩大戰略間的內涵聯系，探析鄉村振興與精準扶貧協同發展路徑（邊慧敏，2019）［20］，如生態扶貧與生態振興具有內在一致性（胡鈺，2019）［21］，在“兩山理論”的思想指導下，大力發展生態產業（王習明，2018）［22］。具體到深度貧困地區，深入解析深度貧困地區鄉村振興與精準扶貧工作協同推進的理論邏輯及其在規劃、主體、組織、載體與監管等多方面協同機制（鄭瑞強，2018）［23］，堅持把產業扶貧作為精準扶貧的根本路徑以及鄉村振興的關鍵舉措（牛勝強，2019）［24］，在不破壞生態環境的基礎上走出“兩山困境”（于開紅，2018）［25］，以期形成深度貧困地區鄉村振興與精準扶貧戰略有機銜接、成效互促的良性聯動發展格局。

綜上所述，學者們越來越關注鄉村振興戰略內涵、評價、影響因素及其與精準扶貧戰略協調推進路徑等方面的研究，并已取得諸多成果，但仍存在一些不足。首先，針對鄉村振興效度評價，創新點主要集中于指標權重的計算方法方面，評價方法及評價結果可靠性方面創新性不足；其次，對鄉村振興效度進行綜合評價后，進一步分析提升鄉村振興效度影響因素方面的文獻還相對較少；最后，探析鄉村振興與精準扶貧戰略協同推進方面的研究較多聚焦在定性研究方面，已有文獻中相關定量研究較少。基于此，本文嘗試從以下幾方面進行努力：第一，合理設計調查問卷，采用座談會、問卷調查等調研方式獲取安徽省金寨縣微觀調研數據，以此為樣本數據進行深度貧困地區鄉村振興效度評價與影響因素研究，確保樣本數據的真實性、可靠性；第二，基于安徽省金寨縣樣本數據，選取常用于評估政策效應的雙重差分法對深度貧困地區鄉村振興進行綜合效度評價，提高分析方法的科學性、創新性；第三，對鄉村振興戰略及其各維度效度進行科學評價后，定性分析提升深度貧困地區鄉村振興效度的影響因素，使得研究深度進一步延伸。

三、模型、變量和數據

（一）模型設定

自 Ashenfelter、Card（1985）的開創性工作以來［26］，雙重差分方法（Difference-In-Difference，DID）被廣泛應用于政策效果評估，小到利用雙重差分方法分析臨時收儲政策調整為目標價格制度對大豆播種面積的影響（賀超飛，2018）［27］、檢驗房產限購政策能否有效抑制企業投資“脫實向虛”趨勢（胡寧，2019）［28］等，大到利用雙重差分方法研究國家稅制改革的政策效果（Feldstein，1995；周黎安，2005）［29-30］、對“一帶一路”倡議的投資促進效應進行全方位評析（Lu，2015；呂越，2019）［31-32］等。雙重差分方法主要研究思路在于將受到政策影響的個體或地區作為處理組，沒有受到政策影響的個體或地區作為對照組，在處理組與對照組自身條件相當的前提下，利用兩組在政策作用期間的績效指標等變化量差值即雙重差分估計系數來表示排除所有其他因素影響后政策實施的凈影響效果。

具體到本文來看，為評估深度貧困地區鄉村振興戰略實施效果，將深度貧困地區鄉村振興試點村作為一次自然實驗，以金寨縣為例，被調查村莊按是否被列為鄉村振興試點村劃分為鄉村振興試點村即處理組、鄉村振興非試點村即對照組，按鄉村振興戰略實施時間將選定年份劃分為政策實施前與政策實施后兩個時期，通過對比處理組與對照組在兩期的變化量差值進行鄉村振興效度評價。依據相關政府文件，結合調研結果與研究目的，選定青山鎮堯塘村（3）、全軍鄉梁山村、熊家河村與全軍村（4）4個鄉村振興試點村組成處理組，茅坪村、抱兒山村、前龍村、何家灣村、沙河店村等25個鄉村振興非試點村組成對照組（5）。依據《鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）》等相關政府文件可知鄉村振興戰略于2018年正式實施（6），因此將2018年作為鄉村振興政策實施節點年，選取距離鄉村振興戰略實施最近一年即2017年作為政策實施前的時期；結合實地調研情況，考慮到2018年剛開始實施鄉村振興戰略，且政策實施需要做好前期工作準備與一定的時間積累，因此將2019年作為政策實施后的時期。據此，設定深度貧困地區鄉村振興效度評價的基本DID模型：

其中，下標i和t分別表示村和年；Yit是因變量，指的是鄉村振興效度值，用來表示地區鄉村振興發展水平；didit是核心解釋變量，且didit=treatmenti×postt，treatmenti與postt分別代表地區虛擬變量與時間虛擬變量，樣本時期內，如果金寨縣i村被設為鄉村振興試點村，則treatmenti=1，反之為0；當所研究的樣本時期為鄉村振興戰略實施后，則postt=1，反之為0；controlit表示隨i和t變動的控制變量；βi表示個體效應，防止出現個體異質性；γt表示時期效應，控制一系列隨時間變化而對政策效果評估產生影響的時間因素；εit表示隨機擾動項。估計系數α1表示鄉村振興戰略政策效應，即處理組與對照組在控制其他影響因素后，政策實施前后相比深度貧困地區鄉村振興發展水平的變化，若鄉村振興戰略有效，則α1顯著為正。

為探討鄉村振興戰略的實施是否會對試點村周邊鄰近地區產生政策溢出效應，本文設置了虛擬變量neari，樣本時期內，如果金寨縣i村是鄉村振興試點村鄰近村，則設定為處理組，neari=1，反之為0，即為對照組，由原來的對照組剔除了鄉村振興試點村鄰近村后的村。根據各樣本村地理位置的遠近，選取青山鎮茅坪村與全軍鄉前龍村、何家灣村、沙河店村4個鄉村振興試點村鄰近村作為溢出效應模型中的處理組，抱兒山村、姜河村、湯店村等21個非鄉村振興試點村鄰近村作為溢出效應模型中的對照組，以研究鄉村振興戰略的政策溢出效應。鄉村振興試點村鄰近村交互項did1it（did1it=neari× postt），didit取值為1表明鄉村振興戰略實施后深度貧困地區金寨縣部分試點村鄰近村的鄉村振興發展情況，其他情況均取值為0，并構建如下雙重差分模型：

其中，估計系數χ1表示鄉村振興戰略溢出效應，若鄉村振興戰略存在對試點村鄰近地區的正向溢出效應，則χ1顯著為正；若鄉村振興戰略存在對試點村鄰近地區的負向溢出效應，則χ1顯著為負。

（二）變量選取與說明

被解釋變量。鄉村振興戰略是全面、綜合的發展戰略，其效度值相應也是一個系統、科學的概念，僅僅以家庭年人均純收入或其增長率等單個變量來代表或衡量是片面的，因此需要構建綜合指標體系進而測算得到一個鄉村振興效度值，以代表鄉村振興綜合發展水平，作為本研究模型中的被解釋變量。依據《國家鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）》與《安徽省鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）》等戰略規劃中的鄉村振興分類及其主要指標構成，借鑒張挺（2018）［33］、韋家華（2018）［34］等學者所構建的鄉村振興評價指標體系，從產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕等5個維度選取共25個指標構建鄉村振興效度測算指標體系，用以測算深度貧困地區鄉村振興戰略綜合發展水平。由于各維度各指標對鄉村振興效度的影響程度不同，選取熵值法計算并確定各維度各指標的權重系數。所構建的鄉村振興效度測算指標體系及其相對應的權重系數見表1所列。

表1 深度貧困地區鄉村振興效度測算指標體系

核心解釋變量。本研究的核心解釋變量是鄉村振興試點村交互項didit，根據相關政府文件確定深度貧困地區金寨縣若干鄉村振興試點村，設置試點村虛擬變量treatmenti；結合鄉村振興戰略提出與實施時間確定政策實施前與政策實施后兩個時期，設置時間虛擬變量postt，通過兩個虛擬變量的乘積最終確定核心解釋變量didit。didit取值為1表明鄉村振興戰略實施后深度貧困地區金寨縣部分試點村的鄉村振興發展情況，其他情況均取值為0，didit估計系數α1表示鄉村振興效度評價，若鄉村振興戰略實施對于鄉村綜合發展能夠產生積極促進作用，則α1顯著為正。

控制變量。除了鄉村振興試點村政策會對鄉村振興戰略實施效果產生重要影響，還有其他很多會對其產生影響的因素，因此還要控制這些外生影響因素的干擾。借鑒王敬堯（2018）［35］、陳庚（2018）［36］、姜長云（2019）［37］、劉景琦（2019）［38］等學者們的相關研究，考慮到土地流轉、醫療健康、公共文化服務以及特色產業發展等對鄉村振興戰略實施的重要影響，選取以下控制變量：利用農戶對國家鄉村振興戰略的了解程度來衡量鄉村振興戰略普及程度（know）；選取非農產業勞動力人口數占總勞動力人口數比重來反映勞動力結構（lab）；村民和睦程度（dispute）采用農戶家庭年均糾紛發生次數來衡量；利用本地務工收入占家庭總收入比重來度量本地務工情況（local）；選取土地流轉收入占家庭總收入比重來衡量土地流轉情況（land）；以醫療健康支出占家庭總支出比重來反映醫療健康情況（health）；農業生產情況（agri）采用農業生產支出占家庭總支出比重來衡量；以農戶對交通便利性的滿意率來度量交通便利性（tra）；公共文化服務水平（cul）主要通過農戶對本村公共文化服務的滿意率來衡量；以農戶對本村特色產業發展的滿意率來反映特色產業發展情況（fea）；村莊整體規劃程度（plan）采用農戶對村莊整體規劃的滿意率來度量；精準扶貧政策滿意度（pov）選取農戶對國家精準扶貧政策的滿意率來衡量。

其他變量。以鄉村振興試點村鄰近村did1it來衡量鄉村振興戰略是否存在溢出效應，通過構建指標體系進行綜合測算得到的產業興旺效度值（ind）、生態宜居效度值（eco）、鄉風文明效度值（cus）、治理有效效度值（gov）、生活富裕效度值（life）分別用來反映鄉村振興戰略各維度發展水平，進一步研究鄉村振興戰略影響因素。主要變量及其計算方法見表2所列。

（三）數據來源與描述性統計

基于變量選取的科學性與合理性，本文所使用的樣本數據是課題組在2017年和2019年對深度貧困地區金寨縣29個村的微觀調研數據。農戶問卷的調查內容不僅包括受訪者性別、年齡、戶屬性、貧困情況、受教育程度、家庭人口數、家庭勞動力人口數、家庭非農產業勞動力人口數、家庭收支情況等基本信息，還包括產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕等方面的專項信息、滿意度調查與發展需求等多方面信息。調研過程均采用一對一、面對面的深度訪談方式，共發放600份問卷，剔除無效問卷后總計獲得585份有效問卷（其中鄉村振興試點村106份，非試點村479份），有效率達到97.5%，確保樣本數據有效性、科學性。為凸顯鄉村振興試點村與非試點村即對照組與處理組在鄉村振興戰略政策實施前后兩個時期的差距，在變量的描述性統計中僅報告變量的均值及其各自標準差。變量的具體描述性統計對比結果見表3所列。

表2 主要變量及其計算方法

表3 變量的描述性統計

續表3

分析鄉村振興綜合效度值的描述性統計對比結果可知，2017年鄉村振興試點村即處理組的鄉村振興綜合效度值高于鄉村振興非試點村即對照組約15.876，2019年間提高26.359，兩個時期的效度值變化量差值即二階差分的結果為提升10.483，增速達到33.02%。具體到鄉村振興戰略各維度效度值描述性統計對比結果，產業興旺效度值不僅是5個維度中效度值最高的，鄉村振興戰略實施后試點村的產業興旺效度值高達23.380，占據鄉村振興綜合效度值的27.63%，而且是二階差分結果中提高最快的，兩個時期的效度值變化量差值達到2.896，其他四個維度兩個時期的效度值變化量差值分別達到1.860、1.551、1.730、2.437，效度值均得到明顯提升。值得注意的是，眾多控制變量中，僅有村民和睦程度（dispute）、醫療健康情況（health）與農業生產情況（agri）這3個變量均值出現遞減現象，其他變量均值均呈現顯著提升趨勢。村民和睦程度（dispute）采用農戶家庭年均糾紛發生次數來衡量，家庭年均糾紛發生次數越少，表明村民間越和睦，進而表明鄉村治理有效、鄉風逐漸文明，與鄉村振興效度評價呈反比例關系；醫療健康情況（health）與農業生產情況（agri）分別以醫療健康支出占家庭總支出比重與農業生產支出占家庭總支出比重來反映，隨著分級診療、互聯網+醫療健康等國家政策的有效實施與農業機械化、科學化生產的逐步實現，醫療健康支出與農業生產支出占家庭總支出的比重逐漸降低，另一部分原因在于人民生活水平不斷提高、生產生活需要不斷增長，呈現出農戶家庭里教育、文化、娛樂等方面支出占總支出的比重逐漸增加的現象，同樣會導致醫療健康支出與農業生產支出占家庭總支出的比重逐漸降低。

四、實證結果分析

（一）鄉村振興效度測算

基于2017年、2019年樣本數據，依據本文所構建的深度貧困地區鄉村振興效度測算指標體系，利用熵值法計算出各維度各指標的權重系數，對部分鄉村振興試點村與非試點村進行鄉村振興效度測算，以此衡量該地區鄉村振興發展水平，為進一步研究鄉村振興效度評價奠定基礎。深度貧困地區鄉村振興及其各維度效度測算結果見表4所列。

表4 深度貧困地區鄉村振興及其各維度效度測算

分析表4可知，深度貧困地區鄉村振興戰略及其各維度效度較高，但各維度效度差異性較大。2017年，鄉村振興試點村鄉村振興綜合效度值為66.755，非試點村為50.879；2019年，鄉村振興試點村鄉村振興綜合效度值為84.619，非試點村為58.261，說明鄉村振興戰略實施后，鄉村振興綜合效度值顯著提升，鄉村振興試點村提高17.864，非試點村提高7.382，兩個時期的效度值變化量差值達到10.482，甚至高于非試點村3.100，表明鄉村振興戰略的實施能夠促進鄉村整體發展、綜合發展，鄉村振興試點村政策更是能夠有效推動鄉村振興戰略的深入實施。細分到各維度，就2019年鄉村振興試點村各維度效度值來看，產業興旺效度值最高，達到23.380，高于同時期同地區鄉風文明效度值10.872，占據鄉風文明效度值的86.920%；其次為生活富裕效度值，達到19.716，僅次于產業興旺效度值3.664；余下3個維度由高到低依次為生態宜居、治理有效、鄉風文明效度值，分別達到15.046、13.969、12.508，各維度效度差異性較大。對比鄉村振興試點村與非試點村各維度效度值可知，無論是2019年還是2017年，試點村各維度效度值均高于非試點村，且2019年試點村與非試點村各維度效度值差值高于2017年的，各維度效度值二階差分結果均為顯著提升，表明鄉村振興試點村政策能夠顯著推動鄉村振興戰略的有效實施。

（二）基準回歸結果

通過豪斯曼檢驗，決定選用固定效應模型進行鄉村振興效度評價與影響因素研究。為減小或避免異方差、序列相關以及多重共線性等相關問題的干擾，采用white穩健性估計，逐步加入控制變量，觀測did估計系數及其穩健性的變化情況。考慮到本文所選用的控制變量有12個，限于篇幅限制，逐步加入控制變量后，每兩個控制變量加入后將模型估計結果合并在一起報告，加上不含控制變量的回歸模型，共匯報7組模型估計結果，基準回歸結果見表5所列。

表5 基準回歸結果

分析表5可知，隨著控制變量的逐步加入，模型的擬合系數逐漸提升，由不加控制變量的模型（1）中的0.615逐漸提升至加入所有控制變量后的模型（7）中的0.710，模型擬合效果越來越好。就交互項did估計系數及其穩健性檢驗結果來看，隨著控制變量的逐步加入，相鄰模型之間did估計系數差別不大、較為穩定，且每個模型的did系數均顯著，全部達到1%的顯著性水平；具體到模型（7）回歸結果，did估計系數達到14.298，t值為4.546，且達到1%的顯著性水平，說明鄉村振興試點村政策能夠促進該地區鄉村振興效度值提升14.298，提升效果顯著，進而說明鄉村振興戰略實施的有效性。細化到各個控制變量系數及其穩健性檢驗結果分析，勞動力結構（lab）、本地務工情況（local）、交通便利性（tra）、公共文化服務水平（cul）、精準扶貧政策滿意度（pov）5個控制變量對鄉村振興效度值存在顯著正向促進作用；村民和睦程度（dispute）、醫療健康情況（health）與農業生產情況（agri）這3個控制變量對鄉村振興效度值存在顯著負向促進作用，其中原因已在變量的描述性統計分析部分加以說明，這里不再贅述。鄉村振興戰略普及程度（know）、土地流轉情況（land）、特色產業發展情況（fea）3個控制變量對鄉村振興效度值存在正向促進作用，村莊整體規劃程度（plan）這一控制變量對鄉村振興效度值存在負向促進作用，但不顯著，表明鄉村振興戰略僅靠政策普及是遠遠不夠的，要付出實際振興鄉村的行動；土地流轉收入并不是一項穩定的收入來源，不能滿足鄉村振興戰略實施效果的長效性，且對于山區來說，土地流轉收入微乎其微；特色產業收入已經歸納在產業興旺效度值測算中，相對而言，農戶對特色產業發展的滿意率對鄉村振興效度值的提升作用甚微；村莊整體規劃難免會侵犯到部分村民的個人利益，且整體規劃后產生的社會效益也很難在短時間內顯現，會造成部分村民不理解的現象發生。

（三）影響因素分析

為進一步分析鄉村振興效度的影響因素，將鄉村振興戰略中產業興旺效度值（ind）、生態宜居效度值（eco）、鄉風文明效度值（cus）、治理有效效度值（gov）、生活富裕效度值（life）分別作為被解釋變量，依次進行雙重差分模型運算與分析。考慮到控制變量對各維度效度值的作用大小不同，進而對鄉村振興效度值影響程度存在差異性，報告5個模型中所有控制變量系數及其穩健性檢驗結果。具體分維度回歸結果見表6所列。

分析表6可知，核心解釋變量did估計系數在5個維度中均顯著為正，分別為3.943、2.538、2.121、2.362、3.330，表明鄉村振興試點村政策能夠顯著提升鄉村振興戰略各維度效度值；從估計系數數值大小上來看，鄉村振興試點村政策對于提升產業興旺效度值的提升作用最大，其次為生活富裕效度值，接下來依次為治理有效效度值、生態宜居效度值、鄉風文明效度值。具體到各控制變量，各控制變量對各維度效度值的促進作用方向與其對鄉村振興綜合效度值促進作用方向大致相同，大部分控制變量能夠對各維度效度值產生正向促進作用，只有村民和睦程度（dispute）、醫療健康情況（health）與農業生產情況（agri）等小部分控制變量對鄉村振興綜合效度值產生負向促進作用；所有控制變量對所有維度效度值的估計系數均達到了不同程度上的顯著性水平，這與其對鄉村振興綜合效度值的估計系數顯著性差異性較大。值得注意的是，各控制變量對產業興旺效度值的提升作用均為最大，其次為生活富裕效度值，從高到低依次為生態宜居效度值、治理有效效度值、鄉風文明效度值，總的來說，各控制變量對各維度效度值的提升作用機制與其對鄉村振興綜合效度值的保持一致。

表6 分維度回歸結果

（四）溢出效應分析

為進一步分析鄉村振興戰略是否會對試點村周邊鄰近地區產生政策溢出效應，設置鄉村振興試點村鄰近村交互項did1it（did1it=neari×postt），重新定義處理組與對照組并構建新的雙重差分模型，以檢驗鄉村振興戰略是否會對試點村周邊鄰近地區產生政策溢出效應。具體政策溢出效應回歸結果見表7所列。

表7 溢出效應回歸結果

分析表7可知，無論在是否添加控制變量的模型中，交互項did1估計系數均為正數，區別在于未加入控制變量的溢出效應模型（8）中，核心解釋變量估計系數能夠通過10%的顯著性檢驗，而加入控制變量的溢出效應模型（9）中，核心解釋變量估計系數能夠達到5%的顯著性檢驗，均能表明鄉村振興戰略會對試點村周邊鄰近地區產生顯著正向溢出效應。值得注意的是，在沒有添加控制變量的模型（8）中，did1估計系數達到10.003，在添加所有控制變量的模型（9）中僅為8.131，看似控制變量限制了鄉村振興戰略對試點村周邊鄰近地區的正向溢出效應，實則是證明了鄉村振興試點村所享受到的包含在控制變量里的政策實施能夠顯著提高鄉村振興綜合發展水平，從側面說明鄉村振興戰略在試點村所實施的相關政策取得了較好的政策效果，建議推廣到非試點村乃至全部鄉村。

（五）穩健性檢驗

為保證上述所有回歸結果的穩健性，在運用雙重差分法分析之前先通過近鄰匹配法進行傾向得分匹配，選用PSM-DID方法進行鄉村振興效度評價與影響因素研究。為進一步增強穩健性結果的說服力，分別控制個體效應與時期效應，并以是否加入控制變量再分別構建模型進行基準回歸，通過不同模型運算結果中交互項did估計系數的比較以檢驗模型的穩健性。具體穩健性檢驗結果見表8所列。

分析表8可知，模型（10）（12）（14）均沒有加入控制變量，區別在于模型（10）沒有控制個體效應與時期效應，模型（12）控制個體效應、沒有控制時期效應，模型（14）同時控制個體效應與時期效應，did估計系數分別達到14.147、13.865、13.483，且均達到1%的顯著性水平，差異性較小。模型（11）（13）（15）均加入所有控制變量，區別在于模型（11）沒有控制個體效應與時期效應，模型（13）控制個體效應、沒有控制時期效應，模型（15）同時控制個體效應與時期效應，did估計系數分別達到16.954、16.289、15.562，差異性較小，模型（11）與（13）均通過1%的顯著性檢驗，模型（15）達到5%的顯著性檢驗。總體而言，無論是否控制個體效應與時期效應、是否加入控制變量，核心解釋變量did估計系數都不會差距較大，與前面基準回歸結果中模型（7）基本一致，因此本文估計結果穩健。

表8 穩健性檢驗

五、結論與建議

（一）研究結論

（1）深度貧困地區鄉村振興戰略及其各維度效度較高，但各維度效度差異性較大，其中產業興旺效度最高。鄉村振興效度測算結果表明鄉村振興戰略實施后，鄉村振興綜合效度值顯著提升，鄉村振興試點村提高17.864，非試點村提高7.382，兩個時期的效度值變化量差值達到10.482，說明鄉村振興戰略的實施能夠促進鄉村整體發展、綜合發展。細分到各維度，就2019年鄉村振興試點村各維度效度值來看，產業興旺效度值最高，達到23.380，高于同時期同地區鄉風文明效度值11.172，占據鄉風文明效度值的79.98%；其次為生活富裕效度值，達到19.716，僅次于產業興旺效度值3.664；余下3個維度由高到低依次為生態宜居、治理有效、鄉風文明效度值，分別達到15.046、13.969、12.508，各維度效度差異性較大。

（2）鄉村振興試點村政策能夠顯著提升鄉村振興效度。分析鄉村振興效度測算結果，對比鄉村振興試點村與非試點村鄉村振興戰略及其各維度效度值可知，無論是2019年還是2017年，試點村鄉村振興戰略及其各維度效度值均高于非試點村，且2019年試點村與非試點村各維度效度值差值高于2017年的，各維度效度值二階差分結果均為顯著提升，表明鄉村振興試點村政策能夠顯著推動鄉村振興戰略的有效實施。基準回歸結果顯示did估計系數達到14.298，達到1%的顯著性水平，說明鄉村振興試點村政策能夠促進該地區鄉村振興效度值提升14.298，提升效果顯著。具體到分維度回歸結果，核心解釋變量did估計系數在5個維度中均顯著為正，表明鄉村振興試點村政策能夠顯著提升鄉村振興戰略各維度效度值。

（3）勞動力結構、本地務工情況以及交通便利性等能夠對提升鄉村振興效度產生較大影響。分析逐步加入控制變量后的基準回歸結果，大部分控制變量能夠對鄉村振興效度值產生正向促進作用，其中勞動力結構、本地務工情況以及交通便利性等控制變量的估計系數較高，顯著高于其他控制變量的估計系數，表明勞動力結構、本地務工情況以及交通便利性等對提升鄉村振興效度影響較大。

（4）鄉村振興戰略對試點村周邊鄰近地區存在顯著正向溢出效應。分析溢出效應回歸結果可知，未加入控制變量的溢出效應模型（8）中，鄉村振興試點村鄰近村交互項did1估計系數達到10.003，且能夠達到10%的顯著性水平；加入控制變量的溢出效應模型（9）中，鄉村振興試點村鄰近村交互項did1估計系數為8.131，且能夠通過5%的顯著性檢驗，均能說明鄉村振興戰略會對試點村周邊鄰近地區產生顯著正向溢出效應。

（二）對策建議

（1）協同推進精準扶貧與鄉村振興戰略。在明確深度貧困地區發展資源稟賦特征的基礎上，找準鄉村發展突破區與著力點，制定科學合理且具有特色的鄉村基礎設施與產業發展項目等鄉村綜合發展規劃，進一步引領并融合深度貧困地區脫貧攻堅規劃與鄉村振興發展規劃，做到規劃協同。強化在精準扶貧實踐中治理有效的鄉村組織體制建設，在鄉村振興戰略的實施進程中要繼續鞏固鄉村黨支部在戰略引領與實踐指導等方面的引領作用；基層黨組織在人才隊伍建設與發展項目決策等方面的支撐作用，做到組織協同。厘清深度貧困地區精準扶貧與鄉村振興工作協同推進的理論聯系，進一步做到載體協同、主體協同以及監管協同等。

（2）持續推動深度貧困地區產業發展，以產業扶貧促進產業振興。產業是精準扶貧與鄉村振興工作的重要經濟基礎，建立農戶穩定增收與持續減貧的長效機制離不開產業發展，鄉村振興同樣需要產業支撐，實證結果同樣證明產業興旺對提升鄉村振興效度的重要作用。深度貧困地區具備發展特色產業的潛力，難點在于如何將特色資源優勢轉化為產業優勢，關鍵要推動特色產業的高質量發展，以品牌效應為提升市場價值的重要抓手，優化產業結構，形成生產、加工、流通、銷售等產業鏈以實現產業化。鄉村產業結構直接決定了當地農戶勞動力結構，鄉村產業發展的好壞在一定程度上也影響著農戶是否會返鄉、選擇在本地務工，進而實現人才振興。因此要大力整合“人、地、錢”等發展要素，促進一二三產業融合發展，進一步推進城鄉聯動發展、實現鄉村振興。

（3）切實發揮鄉村振興試點村的引領作用。由于自然環境、經濟條件以及歷史文化等方面的差異性、特色性，綜合確定鄉村振興試點村、示范區等先行先試地區，將在試點村得以有效實施的鄉村振興政策推廣至周邊地區，更好發揮鄉村振興戰略政策溢出效應，加快鄉村振興戰略實施進程、提高鄉村振興戰略實施效度，實證分析結果同樣證明鄉村振興試點村政策的有效性。切實發揮好鄉村振興試點村的先鋒作用，在城鄉融合發展上先試先行，在集體經濟發展上先試先行，在鄉村有效治理上先試先行。

（4）完善鄉村基礎設施建設，夯實鄉村振興發展基礎。鄉村基礎設施是產業興旺的關鍵基礎，銷售成本，良好的通訊基礎設施能夠加快生產要素與商品的流通速度，實證結果同樣證明交通通達性對提升鄉村振興效度的重要影響。科學制定鄉村基礎設施建設規劃，完善鄉村基礎設施的建設標準、管理機制與監督機制等；保障鄉村基礎設施建設資金來源，構建鄉村基礎設施建設多元化投融資格局；完善鄉村基礎設施的定價制度、農戶繳費制度、運營補償制度等配套制度，改善鄉村基礎設施條件，夯實鄉村振興發展基礎。

注 釋：

（1）數據來源于國務院扶貧開發領導小組辦公室發布的《國務院政策例行吹風會：脫貧攻堅工作有關情況》，網址為http：//www.cpad.gov.cn/art/2019/2/20/art_2241_301.html.

（2）資料來源于中國政府網發布的《中辦國辦印發意見支持深度貧困地區脫貧攻堅》，網址為http：//www.gov.cn/zhengce/2017-11/21/content_5241334.htm.

（3）資料來源于《青山鎮2018年度鄉村振興工作實施方案》，網址為http：//www.ahjinzhai.gov.cn/openness/detail/5d4e87d38aa2baef472b0fe2.html.

（4）資料來源于《全軍鄉2018年鄉村振興試點村工作實施方案》，網址為http：//www.ahjinzhai.gov.cn/openness/detail/5d4e88fb8aa2baef4730e29c.html.

（5）25個鄉村振興非試點村共包括前龍村、何家灣村、沙河店村、茅坪村、抱兒山村、姜河村、湯店村、水坪村、南畈村、陳沖村、七鄰村、宋河村、響塘村、余嶺村、袁嶺村、王灣村、留坪村、司馬村、官池村、黃集村、黃尖村、迎河村、張沖村、黃畈村、官田村。

（6）資料來源于《中共中央國務院印發〈鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）〉》，網址為http：//www.gov.cn/zhengce/2018-09/26/content_5325534.htm?trs=1.