雙循環新發展格局下脫貧攻堅與鄉村振興有效銜接與動力機制

陳玉 原偉鵬

摘要：立足新時代、新理念和新階段的雙循環新發展格局，選取2000—2019年西部地區面板數據，分別構建脫貧攻堅和鄉村振興發展的綜合評價體系，以兩者的耦合協調度表征有效協同銜接共軛變化，從時空動態視角揭示二者的變化規律、演進特征和有效銜接共軛程度，并采用多種回歸模型探尋二者之間有效銜接機制、調節與中介的動力傳導路徑。結果表明，西部地區脫貧攻堅與鄉村振興發展的整體水平、有效銜接度均穩中有升，區域空間逐漸分化出西南地區優于西北地區的發展格局。后脫貧時代，人均GDP是調節鞏固脫貧攻堅成果并銜接過渡到鄉村全面振興發展的關鍵因素，產業結構發展、數字經濟發展、社會消費升級是有效銜接傳導的中介動力機制，進而提出發展地方比較優勢特色產業、基礎公共服務設施、新興產業新型業態等政策建議。

關鍵詞：脫貧攻堅;鄉村振興;有效銜接;動力機制;西部地區

中圖分類號：F323 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2022）04-0216-10

收稿日期：2021-06-01

項目基金：國家社會科學基金西部項目（編號：17XMZ097）;國家社會科學基金一般項目（編號：18BMZ006）;新疆維吾爾自治區社會科學基金一般項目（編號：19BMZ063）

作者簡介：陳 玉（1988—），男，山東臨沂人，碩士，助理研究員，主要從事農村發展、公共治理研究。E-mail：1005095498@qq.com。

通信作者：原偉鵬（1991—），男，山西晉城人，博士，主要從事經濟高質量發展研究。E-mail：1103925497@qq.com。

改革開放40多年，自2000年始歷時20多年的西部大開發戰略的實施有效促進了西部地區經濟社會的高速跨越式持續增長，全面改善和提升了涵蓋經濟發展、民生改善、社會保障、生活質量和基礎設施等方面的質量和水平。2020年5月國務院印發《關于新時代推進西部大開發形成新格局的指導意見》，這是黨中央順應中國特色社會主義進入新時代、落實新發展理念和構建新發展格局的新要求。基于2020年底我國脫貧攻堅戰已取得決定性全面勝利的新起點，“十四五”規劃提出“鞏固拓展脫貧攻堅成果和全面推進鄉村振興戰略”的目標，2021年中央一號文件也明確指出“設立實現鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接過渡期”，精準脫貧之后亟須建立一個長效穩定的防返貧機制來持續鞏固拓展脫貧攻堅成果，接續推進鞏固農村精準脫貧成果，進而銜接推進鄉村全面振興，加快推進實現農業農村現代化發展。在立足新時代、新理念和新階段的雙循環新發展格局背景下，有必要對西部地區脫貧攻堅與鄉村振興的發展規律、有效銜接的耦合協同機制與動力傳導機制進行經驗數據的剖析、檢驗與解析，以期為進一步實現后脫貧時代鄉村振興和農業農村現代化發展提供現實案例、路徑方式和研判基礎。

1 研究現狀

1.1 脫貧攻堅與鄉村振興發展的有效銜接機制

學術界對脫貧攻堅與鄉村振興發展的有效銜接問題進行了大量充分的討論和研究，但由于研究區域、數據、時間維度等尺度不同，至今還未形成統一的明確觀點和結論，主要集中在二者的評價體系、互動融合關系、時空變化特征等方面。高靜等構建了脫貧攻堅與鄉村振興交互耦合的協調發展度模型，測度二者的協調發展水平[1]。徐維祥等利用耦合協調度模型、空間馬爾可夫鏈以及地理加權回歸模型，分析鄉村振興與新型城鎮化的耦合協調水平、時空分異格局、空間動態演進以及驅動機制[2]。申云等利用熵權優劣解距離法（TOPSIS法）定量測度全國30個省份（不包括港澳臺和西藏）的鄉村產業振興發展指數，其從大到小依次為東部地區>東北地區>中部地區>西部地區[3]。王志章等運用層次分析法與灰色關聯分析法相結合的方式，測度西部地區脫貧攻堅與鄉村振興的融合情況，發現西部地區的脫貧攻堅與鄉村振興已實現初步互動[4]。沈劍波等采用頻數分析法結合專家咨詢、實地調研等方式，基于“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”構建鄉村振興水平的評價指標體系[5]。郭翔宇等根據習總書記的相關重要論述、國家方針政策、《鄉村振興戰略規劃（2018—2022）》以及國務院和有關部門文件，整理梳理出農村經濟產業、生態文明、文化鄉風、政治治理、社會民生、城鄉融合6個方面55個指標的鄉村振興評價指標體系[6]。

1.2 脫貧攻堅與鄉村振興發展的有效銜接路徑

在脫貧攻堅與鄉村振興發展的有效銜接路徑方面，主要方法為理論演繹、邏輯推導和觀點論述，經驗數據的檢驗較缺乏。馮朝睿等指出，政策、產業、人才、文化、組織和社會等是鄉村振興與精準扶貧有效銜接的焦點[7]。程明等將深度貧困地區鄉村振興試點村視為自然試驗組，通過雙重差分法發現持續推動區域產業發展能起到協同推進精準扶貧與鄉村振興戰略的引領作用[8]。涂圣偉認為，推進脫貧攻堅與鄉村振興有機銜接的根本導向是促進全體農村居民的生計改善和全面發展[9]。陳明星認為，脫貧攻堅與鄉村振興有效銜接需要把握減貧、貧困治理和鄉村振興的內在關聯，統籌推進城鄉融合、產業振興、社會保障、公共服務等重點領域和關鍵環節[10]。左停等認為，精準脫貧與鄉村振興二者具備緊密相連、相互促進的關系，精準脫貧為鄉村振興創造了良好的發展環境和前提條件，鄉村振興又可以鞏固脫貧攻堅的成果與常態化幫扶機制，進而為推進農業農村現代化提供保障[11]。鄭瑞強等立足雙循環新發展空間格局重構，以地區規劃、體制、產業、治理、環境、城鄉等領域的統籌、組合、優化與融合，才能促進脫貧攻堅與鄉村振興二者有效銜接、良性互動[12]。此外，錢貴霞等針對我國鄉村振興的現狀趨勢、農村集體經濟助力鄉村振興的理論邏輯、實踐模式等進行具有豐富性和前瞻性的探討[13-14]。

因此，本研究重點圍繞2個議題：一是測度評價西部大開發20年以來西部地區農村脫貧與鄉村振興發展的時空變化特征、規律，用二者的耦合協調度表征有效協同銜接特征。二是從調節和中介效應視角探究二者有效銜接和動力傳導的關鍵因素。因此，本研究的邊際貢獻在于：第一，基于公開統計的20年長尺度的面板數據評價測度西部地區脫貧攻堅與鄉村振興的發展態勢和規律。第二，從經驗數據檢驗視角探究后脫貧時代脫貧攻堅和鄉村振興發展的有效銜接與動力機制，并從人均GDP、產業發展、數字經濟、社會消費水平等視角作出經濟學解釋，以期為新時代西部大開發和區域內外循環新發展格局下農業農村現代化建設提供理論參考和實證依據。

2 評價指標體系與有效銜接機制

第一，通過廣泛梳理國內外文獻和相關政策，結合脫貧攻堅和鄉村振興銜接的綜合概念，遵循打贏脫貧攻堅戰是保障農民的基本生存和農村發展權利，實施鄉村全面振興戰略為滿足人們對于美好生活向往的政策方針。2015年11月打贏脫貧攻堅戰作為我國全面建成小康社會三大攻堅戰之一被提出，承諾在2020年底前確保實現農村貧困人口全部脫貧，對標“兩不愁三保障”要求，精準扶貧實現貧困縣全部摘帽，區域性整體貧困得以解決;鄉村振興戰略是在2017年10月十九大報告中提出，目的在于全面實現鄉村全面振興，農業強、農村美、農民富。脫貧攻堅的評價體系表現為脫貧水平、收入水平、物質保障、基礎設施和公共服務5個方面;鄉村振興發展的評價框架涵蓋產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕的5個維度（表1）。

第二，脫貧攻堅和鄉村振興二者的有效銜接是一個多層次、多領域的綜合框架[15]，存在主體對象、空間、目標上的重疊互通、耦合協調性和內在統籌機制。在空間和對象視角，二者均以農民為主體對象，以農村為主要“戰場”，目的在于改善提升農民福祉和帶動城鄉全面融合一體發展。脫貧攻堅是鄉村振興發展的底線要求、基礎條件和重大任務，鄉村振興發展是脫貧攻堅成果鞏固和接續的目標和更好更高的表現階段，二者有效銜接過渡是兩者頂層設計、長短結合、平穩轉型和持續推進的關鍵，更是全面打贏脫貧攻堅戰、消除絕對貧困和實現共同富裕的內生動力、制度保障和長效機制。因此，脫貧攻堅和鄉村振興二者的有效銜接表現為5個視角內容的統籌銜接、耦合協調發展和互促互融發展，最終服務于城鄉區域協調包容性發展、經濟高質量發展和中華民族偉大復興的“中國夢”，進而推動構建全世界全人類命運共同體（圖1）。

第三，脫貧攻堅和鄉村振興有效銜接的動力機制。打贏脫貧攻堅戰和全面鄉村振興戰略的動力機制包括政策、產業、土地、人才、文化、生態、黨建、組織等“政人財物企”等主體和要素資源的流動、配置和融合，二者有效銜接的動力機制也必然要打通彼此之間的關聯融合渠道，充分發揮優勝劣汰的市場競爭機制。此外，二者的有效銜接也要做好發展思路、規劃、體制機制和政策的無縫嵌套融合，充分發揮精準性、主動性、廣泛性的內生動力。精準脫貧攻堅和返貧動態跟蹤機制要納入“十四五”和鄉村振興規劃，并分別形成明確邊界的機制體系和差異化的分類處置策略，體現一切從實際出發的常態化、普惠性、連續性和可持續性。本研究主要從經濟發展、產業發展水平、數字經濟發展、社會消費水平4個視角分析脫貧攻堅和鄉村振興二者有效銜接的動力調節效應和中介傳導機制（圖2）。

3 模型設定、數據來源與變量選取

3.1 模型設定

3.1.1 熵權法 由于各指標量綱不同，本研究采用極差法對原始數據進行標準化處理。

正向指標：yij=xij-xminjxmaxj-xminj;（1）

負向指標：yij=xmaxj-xijxmaxj-xminj。（2）

式中：yij表示評價指標標準化值;xij表示指標的初始值;xminj、xmaxj分別表示第j列的最大值和最小值。利用熵權法計算權重，將指標標準化值yij進行歸一化處理。

Yij=yij∑ni=1Yijj=，…，m。（3）

式中：Yij表示第i個評價單元第j個指標的歸一化值。計算指標的信息熵H，公式如下：

H（xj）=-k[∑ni=1Yij（ln Yij）]j=，…，m。（4）

確定評價指標權重值Wj，k=1/（ln n），k表示調節系數;n表示西部地區省份數量，為12個。

Wj=1-H（xj）m-∑mj=1H（xj）。（5）

式中：0≤Wj≤1;∑mj=1Wj=1。

通過對多個面板評價指標進行單獨計算指數，然后與對應指標權重相乘進行線性加權求和，得到綜合評價指數。

Fj=∑nj=1（Wj×yj）。（6）

式中：Fj表示綜合評價指數;Wj表示對應權重;yj表示評價指標標準化值。

3.1.2 耦合協調度模型 “耦合”一詞早先出現于物理學中，一般用于2種或以上系統間相互依賴性和協調性的程度。耦合協調度D反映系統間的協同發展水平，耦合度C度量系統強弱程度，T表示系統間的綜合發展指數。

C=[Y1×Y2[（Y1+Y2）/2]]1/2;（7）

D=C×T，T=αY1+βY2。（8）

式中：α、β表示待定系數;Y1、Y2 分別表示脫貧攻堅、鄉村振興發展的綜合指數，考慮到脫貧攻堅和鄉村振興戰略的重要性，本研究設定α=β=0.5參照對耦合協調度等級的已有研究[16]，劃分標準見表2。

3.1.3 計量回歸模型 考慮到脫貧攻堅與鄉村振興發展二者之間的內生性，主要應用三階段最小二乘法進行回歸分析，基準回歸模型如下：

RRDit=β0+β1RPAit+β2Zit+εit。（9）

式中：RRD表示鄉村振興發展指數;RPA表示脫貧攻堅指數;Z表示控制變量，包括鄉村人口規模、水資源稟賦、城鎮化率、地方政府競爭和金融發展水平;ε表示隨機誤差項。

X變量在脫貧攻堅與鄉村振興發展的調節效應模型如下：

Xit=β0+β3RPA×Xit+β4Zit+εit。（10）

可以通過比較系數β1、β3 判斷變量X的調節作用。

Y變量在脫貧攻堅與鄉村振興發展的中介效應模型如下：

Yit=β0+β5RPAit+β6Zit+εit;（11）

RRDit=β0+β7RPAit+β8Yit+β9Zit+εit。（12）

通過β1、β5、β7和β8的系數顯著性判斷Y變量的中介效應，當四者均顯著時，中介效應顯著;當只有β7不顯著時，表明Y變量為完全中介效應。

3.2 數據來源

基于數據的可得性與可靠性，本研究選取我國2000—2019年西部地區12個省（區）的面板數據作為研究樣本。數據來源于《中國統計年鑒》《中國農村貧困監測報告》《中國農村統計年鑒》《西部各省統計年鑒》、各地統計公報、國家及各省統計網站、萬得（Wind）數據庫、中經網數據庫等，對數據中的缺失值使用插值法、均值法、線性回歸擬合等方法進行補齊。

3.3 變量選取

本研究中的被解釋變量和解釋變量分別為熵權法計算所得的脫貧攻堅指數和鄉村振興發展指數。調節變量為經濟發展水平，用人均GDP（PGDP）取對數表示;中介變量為產業結構發展、社會消費水平和數字經濟發展，用二三產業GDP貢獻率、社會零售品消費總額和數字普惠金融指數替代，數字普惠金融發展指數來源于北京大學數字金融研究中心發布的報告，2000—2010年的數據依據線性擬合補齊。綜合有關脫貧攻堅和鄉村振興發展的文獻，控制變量選取包括鄉村人口規模、水資源稟賦、城鎮化率、地方政府競爭和金融發展水平，分別以鄉村人口數量、人均水資源量、人口城鎮化率、地方政府財政支出占比和金融機構存款額表示，取對數消除共線性與避免異方差（表3）。

4 結果與分析

4.1 時空綜合評價

為防止各影響因素間的多重共線性影響，首先檢驗各評價指標變量之間的方差膨脹因子（VIF）值，其均小于10，由此可見評價模型不存在過度擬合問題。通過測算2000—2019年西部地區脫貧攻堅與鄉村振興發展指數，從時序和空間演化視角分別探討其特征和規律，并將全國、西部地區在考察期內的綜合平均值作為參考對照，以此更好評價西部地區的脫貧攻堅與鄉村振興發展水平（表4、表5）。

第一，基于時間維度的視角，全國及西部地區脫貧攻堅和鄉村振興發展綜合指數總體呈現持續改善提升的發展態勢，西部地區作為我國精準脫貧、鄉村振興發展的重點區域，自2013、2017年習近平總書記提出精準脫貧和鄉村振興戰略以來，均實現了較高的剛性增長。西部地區脫貧攻堅水平、鄉村振興發展水平與全國平均水平的差距均有所增大。

第二，從分區域來看，西部地區脫貧攻堅綜合水平排名前五的依次為廣西壯族自治區、四川省、云南省、重慶市和新疆維吾爾自治區;鄉村振興發展綜合指數排名前五的依次為廣西壯族自治區、寧夏回族自治區、青海省、四川省和內蒙古自治區。2000年脫貧攻堅綜合水平排名前五的依次為廣西壯族自治區、四川省、云南省、重慶市和新疆維吾爾自治區，2019年依次變化為廣西壯族自治區、云南省、四川省、重慶市和新疆維吾爾自治區。2000年鄉村振興發展綜合指數排名前五的依次為廣西壯族自治區、寧夏回族自治區、四川省、青海省和甘肅省，2019年依次變化為廣西壯族自治區、寧夏回族自治區、四川省、重慶市和青海省。從排名次序的變化來看，脫貧攻堅與鄉村振興發展水平均較高的是廣西壯族自治區、四川省，從地理位置上也反映出西南地區的脫貧攻堅成效和鄉村振興發展水平均優于西北地區。

第三，基于分階段的時間尺度，2000—2019年西部地區鄉村振興發展水平整體保持增長態勢，由2000年的0.38逐年上升至2019年的0.46，但存在一定的波動性。2000—2019年西部地區脫貧成效水平整體保持增長態勢，由2000年的0.45逐年上升至2019年的0.49。總體而言，在黨中央西部大開發戰略、區域協調發展戰略、對口支援西部、一帶一路建設、精準扶貧脫貧和鄉村振興發展戰略多重舉措合力實施以來，西部地區精準脫貧和鄉村振興水平均得到較大改善與發展。

第四，為總體考察2000—2019年西部地區脫貧攻堅和鄉村振興發展的各分維度變化情況，計算出階段年份的指數（圖3、圖4）。在脫貧攻堅發展的分維度方面，物質保障、脫貧水平和收入水平是主要提升方面，基礎設施和公共服務水平是須要進一步改善的短板和弱項。西部地區農村“兩不愁”問題得到解決，貧困人口比重和返貧率不斷下降;收入水平不斷提高，農村就業人員比重不斷增長，農村與城市的恩格爾系數差距不斷縮小;農村住房、教育和醫療等 “三保障”問題基本得以解決;農村道路、自來水飲用水平和社會保障方面均得到一定程度的改善提升。

第五，對鄉村振興發展的分維度指標進行分析，西部地區鄉風文明、產業興旺、生態宜居是鄉村振興發展水平大幅提高的主要原因，鄉村治理有效和生活富裕水平是薄弱方面。鄉村振興指數在2000—2016年有所下降，但在2016—2019年產業興旺持續較大發展，庭院經濟、規模種植、休閑旅游、農業產業化和數字化的發展帶動了農村“三產”的融合發展;生態宜居分維度指數不斷改善，農藥、化肥等使用量不斷降低，充分將西部地區富饒的“生態環境”資源轉變為“金山銀山”的價值。鄉風文明方面，西部地區農村文化娛樂消費支出、受教育年限和文化站均得到改善。鄉村治理基層網格化的現代化治理程度不斷完善，村級黨組織的戰斗堡壘作用日益凸顯。生活富裕方面提升潛力較大，農村居民的收入和消費水平、民生福祉還需進一步改善提高。

利用公式（7）和公式（8）測算考察期內我國、西部地區脫貧攻堅與鄉村振興發展的耦合協調度，結果（表6）顯示，總體上呈現穩中有升的變化態勢，表明脫貧攻堅與鄉村振興發展的協調一致性逐漸向好，西部地區與我國耦合協調度均值相對差距先變大后縮小。2000—2019年西部地區耦合協調度均值由0.39上升為0.43，從失調衰退狀態的輕度失調型逐步提升到過渡協調狀態中的臨界協調型， 排名前三的省份有廣西壯族自治區、四川省和新疆維吾爾自治區，排名后三的省份為貴州省、西藏自治區和甘肅省。因此，西部地區脫貧攻堅與鄉村振興發展在空間分布上存在差異性，體現出西南地區略優于西北地區，相對差距較小。

4.2 實證分析結果

4.2.1 基準回歸分析 探究脫貧攻堅對鄉村振興發展的作用機制，分別采用OLS（普通最小二乘）、2SLS（二階段最小二乘法的工具變量法）、3SLS（三階段最小二乘法）和逐步回歸模型進行分析，結果表明脫貧攻堅對鄉村振興發展均呈現顯著的正向促進作用。對工具變量的有效性進行檢驗，過度識別檢驗中接受原假設，所選工具變量外生且與擾動項無關，相關性檢驗中R2為0.87，且Hausman檢驗值為131.02，均拒絕原假設，不存在弱工具變量問題（表7）。對于控制變量而言，鄉村人口規模、人均水資源量、金融發展水平的回歸系數均顯著為正，說明以上變量均有利于鄉村的振興發展。城鎮化率和政府競爭的回歸系數顯著為負，表明西部地區城鎮化聚集效應產生了虹吸化效應，區域政府對資本、 人才和技術的相互競爭會對鄉村振興發展起一定的抑制作用，存在時空上擴散輻射的門檻效應。

4.2.2 調節作用和中介效應 脫貧攻堅是否可以通過人均GDP的調節作用以及產業結構發展、數字經濟水平、社會消費水平的中介傳導路徑促進鄉村振興發展。為規避脫貧攻堅與鄉村振興二者間的內生性，采用3SLS模型較合適，檢驗結果見表8。由模型1和模型2可知，人均GDP的調節系數顯著為正，脫貧攻堅對鄉村振興的回歸系數由0.32變為0.42（P<0.01），說明人均GDP的提高可以促進調控和影響脫貧攻堅對鄉村振興發展的正激勵效應。探究其調節機制，通過提高區域內居民純收入，可以激勵促進群眾參與家鄉建設、家庭消費促進鄉村振興發展，有一定經濟積蓄和條件的農村居民可以通過開辦農村企業、餐廳、建房等各類活動，促進西部地區農村面貌、交通、環境和基本公共服務的改善，調節鄉村全面振興發展的綜合水平。

由模型1、模型3～模型5可知，產業結構發展、社會消費水平和數字經濟發展的中介系數顯著為正，說明農村脫貧攻堅可以通過社會內循環消費、產業結構發展和數字經濟的傳導路徑促進鄉村振興發展，按系數大小排序為產業結構發展>數字經濟>社會消費水平。深入分析中介傳導機制，農村脫貧攻堅能夠通過產業結構發展、數字經濟、社會零售等業態引擎“補位”，區域二、三產業比例越高，普惠數字金融越發達，市場消費越有活力，脫貧攻堅越能夠通過這些途徑打通銜接過渡到鄉村振興的“通道”，在雙循環新發展格局下越能發揮市場配置土地、勞動、資本、技術、數據、環境等要素的決定性作用，推動區域內外循環、東西雙向合作互動，更好地促進脫貧攻堅有效銜接鄉村振興的一體化發展。

4.2.3 異質性討論 本研究將長尺度的時間階段分為2000—2009、2010—2019年的時間段，剔除發生全球金融危機的2008年的數據，分別進行3SLS回歸模型分析，模型1、模型2結果進一步說明本研究的實證研究具備穩健性;由于區域發展的異質性，將西部地區分為西北地區和西南地區分別進行3SLS回歸，對比模型3、模型4回歸系數顯著性和大小，西南地區脫貧攻堅與鄉村振興發展的有效銜接程度大于西北地區（表9）。因此，異質性實證結果可以驗證本研究結論的穩健性和可靠性。

5 結論與建議

本研究運用熵權綜合評價和耦合協調度的方法，分別評價2000—2019年西部地區脫貧攻堅和鄉村振興發展的綜合水平及耦合協調度，并在此基礎上檢驗探析二者的有效銜接機制與路徑。結果表明，西部地區脫貧攻堅、鄉村振興發展均實現了較大的剛性增長，耦合協調度呈現一致性收斂向好態勢，脫貧攻堅水平與全國平均水平差距有所降低，鄉村振興發展與全國平均水平差距有所增大。從空間演化看，西南地區發展略優于西北地區。西部地區鄉風文明、產業興旺、生態宜居是鄉村振興發展水平大幅提高的主要原因，鄉村治理有效和生活富裕水平是薄弱環節。在脫貧攻堅發展方面，西部地區物質保障、脫貧水平和收入水平是取得較大發展的主要方面，基礎設施和公共服務水平方面是短板和弱項。大力提高人均GDP可以促進脫貧成效與鄉村振興發展的有效銜接和穩步過渡發展，推動產業結構發展、數字經濟發展和社會消費水平，起鞏固鄉村脫貧成果銜接鄉村全面振興一體化發展的中介效應。此外，鄉村人口規模、人均水資源量、金融發展水平均有利于西部地區鄉村振興發展;城鎮化發展、政府競爭卻對此產生了一定的抑制作用。

綜上結論，提出如下幾條政策建議：第一，補齊發展短板，鍛造比較優勢特色產業長板，圍繞農村一二三產業融合發展，構建現代鄉村產業體系。基于資源結構稟賦，以農村一二三產業融合發展項目資金為基礎，支持農戶、合作社和家庭農場等新型經營主體建設農產品產地初加工設施，通過公司化運作為牽引形成規模化集約化產業鏈。依托規模經濟、科技創新、數字經濟、互聯網平臺、社會化服務等培育農村產業振興新動能，探索構建緊密企農利益聯結機制，推進農業農村農民在“生產、生活、生態”方式上的轉型變革，以創新商業模式形成企農雙贏的多形態多業態的產業融合發展共享模式，促進產業間的有機關聯和融合互動，不斷延伸供應鏈、產業鏈和價值鏈。西北地區要繼續深耕鞏固脫貧返貧的長效機制，西南地區側重發力鄉村全面振興發展。第二，在打贏精準脫貧攻堅戰和全面建成小康社會的基礎上，進一步加大基礎設施建設力度和公共服務保障水平的提升。完善健全教育、醫療、衛生、文化、社保等公共服務保障，免除農村居民謀求發展的后顧之憂。持續鞏固基層黨組織提升鄉村網格化、高效化和現代化的治理水平，提高鄉村人均純收入水平。構建多渠道、多途徑、多元化的投融資格局大力保障和提高鄉村基礎設施建設資金。通過提高居民收入培育形成以國內大循環為主體的農村消費內需體系，通過鄉村零售業交易有效激活農村市場經濟，不斷穩定和夯實農村經濟發展的增長韌性，構建脫貧攻堅向鄉村振興的發展路徑。第三，發展新興產業、新型業態促進脫貧攻堅與鄉村振興發展的有效銜接與一體化。將互聯網、大數據、5G等要素融入鄉村精準脫貧與鄉村振興發展，借力技術創新驅動的第4次產業革命優勢，發揮網紅經濟、數字經濟的市場信息透明化優勢，破解農產品生產、銷售、價格、物流等各領域的難題。完善以農村信用社為主的投融資金體系，規避因城鎮化和地方政府競爭造成的市場分割、資源錯配和城鄉二元發展的弊端，發揮城市增長極的集聚輻射效應和擴散效應，通過教育和技術培訓轉變人口規模的發展紅利為人才紅利，助力西部地區農業農村的現代化發展，促進新時代西部大開發高質量發展，形成區域內外循環、東西雙向互動的新發展格局。

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