中國省域農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調發展及影響因素分析
——基于農村多維相對貧困視角

2020 年末，我國絕對貧困人口全面清零，絕對貧困問題徹底消除，但我國農村依然存在相對貧困和多維貧困問題。相對貧困不僅囊括收入貧困，還包括由經濟發展不平衡導致的教育、醫療、社會保障和基礎設施等明顯低于社會平均水平的多維貧困。 基礎教育、醫療衛生、文化娛樂等基本公共服務滯后是農村地區存在多維相對貧困的重要原因， 提高基本公共服務的數量和質量有利于實現鄉村“造血式”扶貧，為緩解多維相對貧困構建了有效的減貧機制。 鄉村振興發展則從產業、生態、生活等各方面推動農村發展，為改善多維相對貧困提供動力。 農村基本公共服務和鄉村振興密切相關，《國家鄉村振興戰略規劃（2018—2022 年）》指出“農村基本公共服務水平進一步提升是鄉村振興的發展目標”， 兩者的耦合協調發展影響農村地區的扶貧成效。 促進兩個系統之間的良性互動和耦合協調發展，對改善農村多維相對貧困和實現城鄉融合有重大意義。

一、文獻綜述

近年來，學界關于基本公共服務的研究成果比較豐富，主要從以下三方面展開。 一是關于基本公共服務供給的研究。 基本公共服務的供給主體不該僅局限于政府，而是要鼓勵社會資本融入公共服務的建設當中

，促進基本公共服務供給主體由一元到多元的轉變

，在互聯網時代，要將基本公共服務供給與網絡結合，以構建網絡供需平臺

。 二是關于基本公共服務均等化的研究。 有些學者對我國區域間、城鄉間基本公共服務均等化水平進行測度

，指出我國基本公共服務存在不均等的問題，應完善轉移支付制度

和推進鄉村振興戰略

以補齊農村基本公共服務的短板。三是將基本公共服務與經濟、城鎮化和貧困問題結合起來研究。 周小剛、葉數紅測算我國各地區11 年間的基本公共服務與經濟發展的協調度

，董艷玲探究了基本公共服務均等化對縮小經濟增長質量的地區差距的影響

。 曾繁榮等研究了人口、經濟和社會三維新型城鎮化與基本公共服務之間的關系

，尹鵬探究了我國31 個省區基本公共服務效率與城鎮化質量的時空耦合關系

。 楊迎亞、汪為實證分析了城鄉基本公共服務均等化與減緩相對貧困之間的相互關系

，郝曉薇等研究表明基本公共服務對農村多維貧困存在減緩作用

。

隨著我國鄉村振興戰略的實施與推進，學界關于鄉村振興的研究開始豐富，主要圍繞以下三方面展開。 一是關于鄉村振興的評價與測度研究。 部分學者根據鄉村振興戰略的五個總要求構建鄉村振興評價指標體系，并運用層次分析法、熵權法和TOPSIS 法等確定各個具體指標的權重

。 二是關于推進鄉村振興的路徑研究。 學者們主要從農村自身發展和城鄉融合兩個角度提出推進鄉村振興發展的路徑，認為鄉村振興不僅需要依靠農村激發其內生動力以探索自身發展路徑

，同時還需要以城促鄉來推動城鄉共同發展

。 三是將鄉村振興與鄉村旅游、城鎮化和貧困問題結合起來研究。 李志龍和馬小琴基于耦合協調度模型對區域鄉村旅游和鄉村振興進行分析

。 有的學者構建耦合協調度模型以探究鄉村振興與新型城鎮化之間的關系

，認為應在戰略定位、策略手段和政策機制三個層面實現協同

，以統籌推進兩者的耦合協調發展。 部分學者探究鄉村振興與脫貧攻堅之間有效銜接的邏輯

，指出應制定二者銜接的政策與細則，讓鄉村振興為脫貧攻堅釋放動力

。

已有文獻中，雖然關于基本公共服務和鄉村振興兩者都展開了豐富的研究，但對兩者的關系研究較少。 理論研究層面，楊遠根指出，促進城鄉基本公共服務均等化的實現是解決吃飯問題的關鍵，而解決吃飯問題又是鄉村振興發展的根本目的，因此要實現城鄉基本公共服務均等化以推動鄉村振興發展

。 實證層面，盧陽春、石砥利用耦合協調度模型測算了四省藏區農村基本公共服務和鄉村振興兩系統的耦合協調度，并對其進行空間自相關分析

。

通過對現有文獻的梳理，可以發現學界對于農村基本公共服務及鄉村振興的關系研究較少，且對兩者之間的實證分析更為匱乏。 鑒于此，本文以2010—2019 年我國30 個省區市（不含西藏及港、澳、臺，下同）為研究對象，構建農村基本公共服務和鄉村振興綜合評價指標體系，利用熵值法和耦合協調度模型測算十年間各地區兩系統的耦合協調度，并構建面板Tobit 模型和面板門檻模型以考察農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調度的影響因素，通過空間計量模型分析其影響因素的空間溢出效應。

2.2 隨訪期內不良心血管事件發生情況 發生不良心血管事件患者共35例，發生率10.0%（35/350），其中，再發心絞痛或非致死性心肌梗死5例，再次血運重建3例，心源性死亡2例。

二、農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調機制分析

一方面，農村基本公共服務是鄉村振興發展的重要支撐。 農村基本公共服務的有效供給，從經濟、文化、生態和社會等方面為鄉村振興的發展提供支持。 農村基礎教育服務有利于提高農業生產人員的知識水平，使得農業生產人員具備學習新技術的能力，提高農業生產的質量和效率，從而更好地推動農村產業的發展。 農村基礎設施的建設和改善，水、電的充足供應為農業的發展提供了基本保障，創造了利于產業發展、良好穩定的環境，從而促進農村產業興旺。 文化娛樂服務的有效供給，有利于提升農民的文化素養，促進人與人之間的和諧相處，打造文明鄉風。文化素養的提升，會增強農村居民的環保意識。 農村完善的供水系統和公共廁所等基礎設施，在便利農民生活的同時，也利于打造良好的生態宜居環境。 不論是農村醫療衛生水平的提高還是社會保障的改善，都能提高農民的身心幸福感，推動著農村社會的建設。

另一方面，鄉村振興發展是農村基本公共服務的戰略保障。 鄉村振興的發展，不僅強調農村經濟和社會的發展，同時也注重農村生態的改善和文化素養的提升。實施鄉村振興戰略，推動農村經濟發展和社會建設，可以為農村居民提供更多的就業機會，同時有利于吸引資金、物品和人才等資源流入農村，從而增加農村基本公共服務的供給并提升其質量。 改善農村生態，不僅可以為農村居民營造宜居環境，還能增加農村對城鎮居民的吸引力，促進農村基本公共服務供給主體的多元化。 提升農村居民的文化素養，會增加農村地區的文化需求，從而刺激農村文化服務的有效供給。

不論是提高農村基本公共服務水平還是實施鄉村振興戰略，其目標都是為了實現農村的全面發展，縮小農村與城市的差距，改善民生，提升農村居民的幸福感。 因此，農村基本公共服務和鄉村振興兩個系統之間相互促進，推動農村建設，改善農村多維相對貧困。 綜上所述，農村基本公共服務與鄉村振興的耦合協調機制見圖1。

三、模型構建、指標選取和數據來源

運用熵值法、耦合協調度模型、面板Tobit 模型、面板門檻模型和空間計量模型，并選取指標數據，對農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調度相關問題進行實證分析。

（一）模型構建

1.農村基本公共服務、鄉村振興發展水平測度模型

熵值法是一種基于信息熵理論的客觀賦值方法。 即數據越離散，所含信息量越多，對綜合評價影響越大。 使用熵值法分別對農村基本公共服務和鄉村振興兩大指標體系的各個具體指標進行賦權，以便客觀準確地測度農村基本公共服務水平和鄉村振興發展水平的綜合評價指數。 具體步驟如下：

2.耦合協調度模型

本文選取2010—2019 年我國30 個省、市、自治區（不含西藏及港、澳、臺）的相關數據，所涉及指標的原始數據來源于歷年《中國農村統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》及各省市統計年鑒，個別缺失數據采用插值法處理。

《“十三五”國家基本公共服務清單》將基本公共服務劃分為基本公共教育、基本勞動就業創業、基本社會保險、基本醫療衛生、基本社會服務、基本住房保障、基本公共文化體育和殘疾人基本公共服務八大部分。 本文在參考清單文件的同時，借鑒已有研究

，依據科學性、系統性、可比性和數據可獲取性等原則，構建農村基本公共服務指標體系。 該指標體系包含基礎教育、醫療衛生、社會保障、文化娛樂和基礎設施5 個一級指標及12 個二級指標（見表1）。

基于《國家鄉村振興戰略規劃（2018—2022 年）》和現有研究成果

，本文構建鄉村振興指標體系，共設置產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕5 個一級指標及15 個二級指標（見表2）。

步驟三：負向平移：

步驟一：對各個具體指標進行標準化處理（設有m 個年份，k 個地區，j 項指標）：

耦合協調度模型用于分析事物之間的耦合協調發展水平，該模型涉及耦合度C、協調指數T 和耦合協調度D 三個指標值的計算。 本文將測算得出的農村基本公共服務和鄉村振興兩大系統的綜合評價指數分別定義為U

、U

，則：

（1）耦合度

式中，C 為耦合度，且取值范圍在0～1 之間，C 越大表示二者間的發展越有序。

（2）耦合協調度

由于耦合度僅能反映農村基本公共服務和鄉村振興之間相互作用程度的強弱，難以衡量兩個系統之間的協調發展水平，因此需要進一步計算耦合協調度：

“普通話”課程具有很強實踐應用性，學生在教師的指導下需要大量的訓練。針對普通話的教學特點，將所有教學內容設計為兩個大的項目，每個大項目下包含幾個子項目，以上項目設計如圖所示：

式中，C 為耦合度；T 為兩個系統的綜合協調指數，反映兩個子系統之間的協調發展水平；D 為耦合協調度；α 和β 為待定系數，用來反映農村基本公共服務和鄉村振興在綜合系統中的作用程度，α+β=1，借鑒已有文獻的研究

，本文將α 和β 均取值為0.5。

（3）耦合協調度階段劃分

3.面板Tobit、面板門檻模型

考慮高維空間中的兩點a和b，首先根據其余數據點到a和b的歐氏距離創建兩個鄰居列表Oa和Ob，與a或b距離越小的點在列表中的位置越靠前，圖1給出了鄰居列表的示例。

式中，i 表示地區，t 表示年份，y

為被解釋變量，x

為解釋變量，u

為用于控制不同地區無法觀測的個體特征，I（·）為示性函數，q

為門檻變量，γ 表示待估計的門檻值，z 表示一組控制變量，? 表示相應的參數向量，e

表示隨機擾動項。

4.空間計量模型

（1）空間自相關檢驗

本文設定空間經濟地理嵌套矩陣作為空間權重矩陣，基于此，采用Moran's I 指數進行空間自相關檢驗，其計算公式為：

式中，ρ 為本地區變量對鄰近地區的影響系數，ρ＞0 表示存在正向空間溢出效應，ρ＜0 則表示存在負向空間效應；i 和t 分別表示地區和時間；φ

為地區效應，ν

為時間效應，ε

為隨機擾動項。

（二）指標選取和數據來源

1.指標選取

參考現有文獻和基于現實狀況，本文從分別從經濟、社會、財政和各地區農村自身發展狀況四個角度切入，考察不同地區的經濟發展水平（經濟因素）、城鎮化水平（社會因素）、財政支農水平（財政因素）、農業生產效率（農村狀況）、人力資本（農村狀況）和交通便捷程度（農村狀況）對農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調發展的影響

，并深入分析影響因素的空間溢出效應。

各變量說明見表4。

城鎮化進程的推進及城鎮化水平的提高，利于城市發展對農村產生溢出效應，推動以城帶鄉和城鄉共同發展，從而對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生積極作用。

（2）經濟發展水平（lngdp）

經濟發展水平的提高，為農村的發展提供了堅實的資金和物質保障，有利于促進農村經濟、社會、文化和生態等各個方面水平的提升，進而推動農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展。

（3）財政支農水平（exp）

馬蹄寨村委會位于柏林鄉南部，距鄉政府所在地5公里，轄20個村民小組，897戶，3593人。全村共有黨員94人，有貧困戶153戶569人，低保戶485戶；五保戶5戶；村“兩委”班子成員6人，其中女1人，初中學歷3人，高中學歷2人，大學學歷1人（大學生村官），黨員5人，團員1人，年齡最大60歲，最小24歲，平均年齡40歲。從目前情況看，在本村黨組織建設中存在以下問題：

農村教育、醫療、文化等基本公共服務的保障或者是鄉村振興發展，都需要財政資金的支持，因此財政支農水平是農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調發展的重要影響因素。

（4）農業生產效率（lnagr）

農業生產效率與農村發展息息相關，農業生產效率的提高有利于吸引資金、勞動和配套設施等要素流入農村，從而影響農村基本公共服務的數量與質量，因此農業生產效率是農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調度的可能影響因素。

（5）人力資本（edu）

不論是農村基本公共服務還是鄉村振興的發展，都需要農村人力資本的提升，因此人力資本也是農村基本公共服務和鄉村振興兩系統耦合協調發展的影響因素。

（6）交通便捷程度（lntra）

交通便捷程度的提高，不僅有利于城鎮地區的資本、勞動等各要素涌入農村，還便于農產品出售，加強農村地區與城鎮地區的聯系，從而推動農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展。

（1）城鎮化水平（city）

2.數據來源

本文選取2010—2019 年我國30 個省、市、自治區（不含西藏）的相關數據，所涉及變量指標的原始數據源于歷年《中國農村統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》及各省市統計年鑒，個別缺失數據采用插值法處理。

四、實證分析

結合前文構建的指標體系和模型，分別測算農村基本公共服務和鄉村振興綜合評價指數，計算兩系統耦合協調度，深入分析耦合協調度的影響因素及其溢出效應。

（一）農村基本公共服務和鄉村振興綜合評價指數結果分析

運用熵值法分別對表1 和表2 中的農村基本公共服務（U

）及鄉村振興（U

）綜合評價指數進行測算，并通過圖2 呈現2010—2019 年我國農村基本公共服務和鄉村振興綜合評價指數的水平。 總體上，我國農村基本公共服務和鄉村振興的綜合評價指數在2010—2019 年間均呈明顯增長趨勢：農村基本公共服務的綜合評價指數從0.307 4 增至0.544 6，增幅為77.16%；鄉村振興的綜合評價指數由0.211 1 增長到0.395 2，增幅為87.21%，大于農村基本公共服務綜合評價指數增幅。 2010—2019 年，農村基本公共服務的綜合評價指數均高于鄉村振興的綜合評價指數，表明我國鄉村振興發展相對滯后于農村基本公共服務的發展。

老道想了想，虛張聲勢地說道：“平日里常積善緣，廣施陰德，或可在三五年內破解此難。若是要快，就只能倚仗驅穢避邪之物了?！?/p>

（二）農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調度分析

借助耦合協調度模型，測算出2010—2019 年我國農村基本公共服務和鄉村振興兩個系統的耦合度（C）、協調度（T），并最終計算出兩個系統的耦合協調度（D）（表5）。 從時序演變來看（圖3），2010—2019 年我國農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調度由0.498 4 提升至0.677 9，增幅為36.02%。 研究期內，東部地區兩系統的耦合協調度高于全國水平，從0.541 9增長到0.704 0， 增幅為29.91%，2013 年東部地區農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調發展達到輕度協調水平，2019 年進入中度協調發展階段。 2010—2019 年間，中、西部農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調度低于全國平均值。 2010—2016 年中部地區兩系統耦合協調度高于西部地區，其中2013 年、2014 年和2016 年中、西部地區耦合協調度趨同，2017 年中、西部耦合協調度相等，均為0.615 0。 2018—2019 年西部地區耦合協調度則高于中部地區，這表明西部地區農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展水平反超中部地區。

本文采用替換變量法來對主回歸結果進行穩健性檢驗。 鑒于現有研究中部分學者用人均財政支農支出衡量財政支農水平，因此使用該計算方法來替換原有的財政支農水平指標，其他變量保持不變，分別對全國整體、東部地區、中部地區和西部地區的結果進行檢驗，面板Tobit 回歸結果見表11。

整體上來看，全國30 個省市區的耦合協調度呈增長趨勢，且東部地區的耦合協調度總是高于中、西部地區。 2010 年，我國各地區農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調度普遍較低，均值為0.498 4，呈現出4 個主要的耦合協調發展階段。 僅貴州處于輕度失調階段，其耦合協調度為0.370 1，分布在西部地區。 有17 個省市處于邊緣失調階段，主要集中在中部和西部地區。 天津、江蘇、浙江、福建、山東、海南、山西、內蒙古、黑龍江和新疆共10 個省市處于初級協調階段，主要分布于東部和中部地區。 北京和上海的耦合協調度分別為0.656 0 和0.683 8，已經進入輕度協調階段。 2015 年，全國耦合協調度均值為0.601 6，與2010 年相比增幅為20.71%，總體呈現三個耦合協調發展階段。 30 個省、市和自治區均已處于協調發展階段，其中，17 個省市已經步入初級協調階段，主要分布于中部和西部地區。11 個省市處于輕度協調發展階段，主要分布在東部和中部地區，西部地區僅有新疆進入輕度協調發展階段。 北京和上海進入到中度協調發展階段。2019 年，全國農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調度均值水平為0.677 9，與2015 年相比增幅不大。上海的耦合協調度最高，為0.819 6，達到良好協調發展階段。東部地區的北京、天津、江蘇、浙江和中部地區的內蒙古及西部地區的新疆進入中度協調發展階段。其余23 個省市均處于輕度協調發展階段。

（三）面板Tobit 回歸和面板門檻回歸結果分析

1.總體回歸

本文首先采用VIF 檢驗以考察解釋變量間是否存在多重共線性，結果如表6 所示。各個解釋變量的VIF 值均小于10，表明其不存在多重共線性。

運用Stata 16 進行面板門檻效應檢驗并估計門檻值，對面板Tobit 模型進行LR 檢驗。

將城鎮化水平（city）作為門檻變量，采用Bootstrap 法抽樣500 次，依次對單一門檻、雙重門檻和三重門檻效應進行檢驗，結果見表7。 由檢驗結果可知，單一門檻和雙重門檻效應檢驗的P 值均小于0.05，在5%的顯著性水平下顯著，而三重門檻效應的P 值不顯著，表明城鎮化水平對農村基本公共服務和鄉村振興兩系統的耦合協調度存在雙重門檻效應的非線性影響。

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基于雙重門檻效應，進一步對門檻值進行估計（見表8），得出城鎮化水平變量第一個門檻值為0.673 5，第二個門檻值為0.826 4，95%的置信區間分別為［0.670 3，0.673 7］和［0.821 4，0.829 3］。

面板Tobit 回歸的LR 檢驗P 值為0，因此拒絕“使用面板Tobit 模型”的原假設，選用隨機效應面板Tobit 模型進行回歸分析。 面板Tobit 模型和面板門檻模型回歸結果見表9。

由面板Tobit 回歸結果可知，從全國整體的回歸結果來看，一是城鎮化水平（city）。 城鎮化水平的回歸系數為0.453，并且通過1%的顯著性水平檢驗。 城鎮化水平的提高有利于推動城鄉融合發展，城鎮化水平越高，則以城帶鄉發展能力越強，對于農村經濟、社會、文化和生態等方面產生積極作用，從而推動農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展。 二是經濟發展水平（lngdp）。經濟發展水平的回歸系數為0.116，且通過1%的顯著性水平檢驗。這表明經濟發展水平會對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生重要影響。 一般情況下，一地區經濟發展水平越高，則會更為重視推動農村的發展，有利于各類資源分配到農村，對改善農村基本公共服務產生積極作用，從而促進農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展。 三是財政支農水平（exp）。 財政支農水平的回歸系數顯著為正，這說明其對兩系統的耦合協調發展產生顯著正向影響。 財政支農水平越高，表明財政支出中用于農業農村發展的支出越多，利于農村基本公共服務的改善和鄉村振興戰略的推進，從而推動二者耦合協調發展。 四是農業生產效率（lnagr）。 農業生產效率的回歸系數為-0.001 68，但其回歸結果并不顯著。 由此，從全國整體范圍來看，農村生產效率并未對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生顯著影響。五是人力資本（edu）。人力資本的回歸系數為0.673，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明人力資本對兩系統的耦合協調度產生顯著的正向作用。 一般來說，農村人力資本的提升，利于改善農村基本公共服務的質量，對推動農村整體發展有促進作用，從而對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生重要影響。六是交通便捷程度（lntra）。交通便捷程度的回歸系數顯著為正，這表明在一般情況下，交通便捷程度會對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調度產生顯著的正向影響。 一方面，交通便捷程度越高，越利于城鎮中的各種商品和服務涌入農村，增加農村基本公共服務供給和改善其質量；另一方面，交通越便捷，也越利于農村的各種農產品輸出到城鎮中，加強了城鄉之間的聯系，推動了農村的發展。 由此看來，交通便捷程度越高越利于推動農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展。

由面板門檻回歸結果可知，將城鎮化水平作為門檻變量，當城鎮化水平小于0.673 5 時，城鎮化水平的作用系數為0.539 且在1%的水平下顯著； 當城鎮化水平在0.673 5 和0.826 4之間時，其作用系數為0.588 且在1%的水平下顯著，當城鎮化水平高于0.826 4 時，其作用系數為0.683 且在1%的水平下顯著。這表示城鎮化水平對農村基本公共服務和鄉村振興兩系統的耦合協調度的提升存在顯著的推動作用，且越過第一、第二個門檻值后推動作用依次加強。經濟發展水平、財政支農水平、人力資本和交通便捷程度的回歸結果與面板Tobit 回歸結果保持一致，均對耦合協調度產生顯著的正向影響；農業生產效率的影響并不顯著。

[4][5]詹姆斯·湯普森：《行動中的組織——行政理論的社會科學基礎》，敬乂嘉譯，上海：世紀出版集團、上海人民出版社，2007年，第171-179頁。

2.三大區域回歸

為進一步探究各影響因素是否存在區域異質性， 對東部、 中部和西部三大區域進行面板Tobit 回歸分析。 回歸結果見表10。

從東、中、西部三大區域回歸結果來看，一是城鎮化水平（city）方面。 東、中和西部三大區域的城鎮化水平回歸結果顯著為正，與全國整體的估計結果一致，說明三大區域的城鎮化水平對耦合協調度都會產生顯著的正向作用。 回歸系數呈中部、西部和東部地區遞減趨勢，表明城鎮化水平對中部地區耦合協調度的作用效果更為明顯，西部地區次之，而東部地區較弱。 原因可能在于城鎮化水平的提升對中部地區農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生了更多的邊際效應，更有力地推動了兩系統的耦合協調發展；東部地區的城鎮化水平本就高于其他地區， 因此東部地區城鎮化水平的提升對兩系統耦合協調發展產生的邊際效應小于中、西部地區。 二是經濟發展水平（lngdp）。 東、中和西部地區的經濟發展水平回歸系數都為正值，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明東、中和西部三大區域的經濟發展水平都對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調度產生顯著正向影響。 與此同時，可以發現回歸系數的大小呈西部、東部和中部依次遞減的趨勢，說明經濟發展水平對西部地區兩系統耦合協調度的作用效果最為明顯，東部地區次之，對中部地區相對較弱。 因此，中部地區應進一步提升經濟發展的質量，將經濟發展的成果惠及農村地區，加強經濟發展水平對農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調發展的正向作用。三是財政支農水平（exp）。中部和西部地區的財政支農水平回歸系數顯著為正，這表明財政支農水平對中、西部地區農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調度產生顯著的正向作用。財政支農水平對東部地區的正向作用不顯著，原因可能在于：東部地區財政支農水平較低，即財政支出中用于農業農村的支出比重較低，因此財政支農水平對兩系統的耦合協調度作用不顯著。 四是農業生產效率（lnagr）。 農業生產效率對中部地區的作用都顯著為正，表明中部地區的農業生產效率會對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生顯著的正向作用。 東、西部地區農業生產效率的回歸結果顯著為負，說明東、西部地區農業生產效率反而對兩系統的耦合協調度產生顯著的負向影響，原因可能在于：東部地區的農業機械化程度較高，而在農業生產效率提高的同時，給農村的土壤、空氣等生態環境等帶來了一定程度的破壞，因此反而不利于農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展；而西部地區農業生產效率較低，抑制兩系統耦合協調發展。 五是人力資本（edu）。 東、中部地區的人力資本回歸系數為正值，且分別通過1%和10%的顯著性水平檢驗，與全國整體的估計結果一致，說明東、中部的人力資本對兩系統的耦合協調度產生顯著的正向作用。 人力資本對西部地區的作用不顯著，因此西部區域應提升農村人力資本以改善農村基本公共服務和推動鄉村振興的發展，由此充分發揮人力資本對農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調發展的積極作用。 六是交通便捷程度（lntra）。 東、中和西部地區的交通便捷程度回歸結果都顯著為正，與全國整體回歸結果一致，說明三大區域的交通便捷程度越高，則兩系統的耦合協調度越高。

3.穩健性檢驗

基于ArcGIS 空間可視化分析和耦合協調度的等級類型劃分標準，本文分別展示2010 年、2015年和2019 年全國30 個地區農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調度的空間變化（見圖4）。

(2)①有機碳的脫除率受兩個因素的共同影響:一方面,溫度越高,反應速率越快,在相同投料比、相同反應時間內,有機碳的脫除率越高;另一方面,溫度升高可使較多的H2O2分解,氧化劑的量減少,使得有機碳的脫除率降低。80℃后,H2O2分解對有機碳脫除率的影響超過了溫度升高的影響,導致脫除率逐漸降低。

從全國來看，城鎮化水平、經濟發展水平、財政支農水平、人力資本和交通便捷程度的回歸系數為正，且都在1%的水平下顯著，相較于主回歸結果，只是回歸系數大小發生變動。 農業生產效率的回歸系數不顯著，也與主回歸保持一致。 從三大區域來看，東部、中部和西部地區的穩健性檢驗，僅個別變量的顯著性有所變動，回歸系數的方向幾乎未變，所得結論幾乎與主回歸結果保持一致。 由此看來，主回歸結果具有穩健性。

專職隊伍不斷精壯，培育活力。省公司設置專職紀委書記，監察部專職紀檢人員從2016年年初的5人擴充到14人，每個市州分公司都有3～4名專職紀檢人員， 6個較大的縣分公司配備了專職人員，其他縣分公司均配備了兼職人員。

（四）空間計量結果分析

在進行空間面板分析之前，首先進行空間自相關檢驗，Moran’s I 指數計算結果見表12。根據檢驗結果顯示，研究期內農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調度的Moran’s I 指數值均大于0，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明兩系統的耦合協調度存在明顯的空間相關性。

農村基本公共服務和鄉村振興兩大系統的耦合協調度在0～1 之間，被解釋變量為受限因變量， 因此本文采用面板Tobit 模型研究農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調發展的影響因素。 該模型設定為：

在LM 檢驗中，SEM 模型的LM 和RobustLM 檢驗P 值分別為0.003 和0.001，均通過1%的顯著性水平檢驗，表明應拒絕“無空間自相關”的原假設；SAR 模型的LM 檢驗P 值（0.101）不顯著，但RobustLM 檢驗的P 值（0.015）顯著。 這些結果都說明應進行空間計量分析，但仍需進一步通過LR 檢驗和Wald 檢驗以選擇恰當的空間面板模型。

在LR 檢驗和Wald 檢驗中，SAR 模型LR 檢驗和Wald 檢驗的P 值分別為0.000 4 和0.000 3，通過1%的顯著性水平檢驗，拒絕“SDM 模型能退化為SAR 模型”的原假設；SEM 模型的LR 檢驗和Wald 檢驗P 值分別為0.000 6 和0.000 4，同樣拒絕“SDM 模型能退化為SEM模型”的原假設，因此本文選擇空間杜賓模型（SDM）進行空間計量分析。

觀察患者的心絞痛發作情況(發病次數及時間),記錄治療前、后24 h動態心電圖情況,結合冠心病心絞痛療效標準進行治療效果評價[3],統計兩組患者不良反應發生率。

長期來，語文教師已經形成了“點滴不漏”的“全景式”施教的教學思維與教學習慣，他們生怕自己的一點小疏忽會造成學生的大損失，于是用自己的“扎實”與“勤奮”對文本進行著詳盡的解讀，并從字詞句篇到語修邏文對學生進行周全的訓練，使語文課堂教學不但沒有“瘦身”，而且更加“肥胖”，致使一篇優美的文章常常被肢解得支離破碎，學生失去了閱讀的興趣。為此，我們需要從沒有主次、雜亂無章的教學狀態中解放出來，還語文教學簡約而又本真的面目，彰顯課堂的高效性。

在Hausman 檢驗中，統計量chi2(6)的值為79.19，其P 值為0 小于0.1，因此選用固定效應模型。在輸出SDM 模型的個體固定效應、時間固定效應及個體和時間雙固定效應的結果后，發現時間固定效應的R2（0.849 6）大于個體固定效應（0.772 7）和個體時間雙固定效應（0.741 8），且log-likelihood 為670.518 5，說明時間固定效應模型的擬合度和可信度較高，因此選擇時間固定效應的空間杜賓模型進行空間溢出效應分析。

1934年中央蘇區還發行了“中華蘇維埃共和國借谷證”，面額高的有“伍拾斤”“壹佰斤”，低的只有“捌兩”“玖兩”“拾兩”“拾壹兩”“壹斤”。票面注明“此票專為1934年向群眾借谷充足紅軍給養之用”，還明顯標示“糧食人民委員陳潭秋”及印章（黨的一大代表陳潭秋是我黨我軍的“第一任糧食部長”）。借谷證是根據當時紅軍戰時流動性很大、經常轉戰遷移等特征而發行的糧票。憑此證可以沿途在群眾家吃飯或向當地政府倉庫、紅軍倉庫、糧食調劑局、糧食合作社、備荒倉以及群眾借取糧食，然后憑借谷證向政府結算。其他革命根據地也都發行有類似的借谷證、米票、飯票，如1934年閩浙贛省蘇區發行的“紅軍飯票”。

便捷成熟的版權交易系統，應涵蓋展示定價、協商簽約、交付完成等各環節。這樣的系統將大幅縮減交易環節、減低交易成本、提升交易效率，并將交易物及協議標準化和規范化，同時這種新型的技術融合必能反向刺激整個行業，催生相應的產業革新。

為精確分析各變量的空間效應，用偏微分法進行效應的分解，結果見表13。

城鎮化水平（city）直接效應估計系數在1%的水平下顯著為正，間接效應估計系數不顯著。這表明城鎮化水平的提高會對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生明顯的推動作用，但其對周邊地區的溢出效應不顯著。 一地區的城鎮化水平提高會產生虹吸效應，吸引鄰地資本和勞動等要素集聚到本地，城市發展成果惠及農村，加強城鄉互動，有利于促進本地區農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調發展； 與此同時， 鄰地的資源集聚到本地也抑制了相鄰地區的耦合協調發展。經濟發展水平（lngdp）直接效應在1%的水平下顯著為正，間接效應為正但不顯著。 經濟發展水平提高，加深農村發展的重視程度，使得更多的優質人、財、物資源重新分配到農村，對本地農村發展起到支撐作用，促進兩系統的耦合協調發展。 但本地經濟的發展未產生空間外溢，說明發展成果難以惠及周圍地區。 財政支農水平（exp）直接效應在1%的水平下顯著為正，間接效應的估計系數為正但不顯著。 財政支農水平提高，則會給農村地區配置優質的教育、醫療和基礎設施等基本公共服務， 同時為農業和農村的發展直接提供財政保障， 推動本地區農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調發展， 但其不會對周邊地區產生溢出效應。 農業生產效率（lnagr）直接效應的估計系數在1%水平下顯著為負，間接效應估計系數在1%水平下顯著為正。這說明農業生產效率提升會顯著抑制本地區兩系統耦合協調發展， 而會產生正向的空間溢出效應， 對周邊地區兩系統的耦合協調發展產生顯著的推動作用。 農業生產效率提升與機械化程度提高密切相關，農業機械化會增加本地區廢氣廢水的排放，破壞生態環境，與鄉村“生態宜居”理念相悖，同時為當地增加了治污負擔，阻礙了兩系統耦合協調發展；本地農業生產的技術知識對鄰地產生溢出效應，鄰近農村在學習的同時會汲取經驗，兼顧農業發展與環境保護，從而促進其農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調度的提升。人力資本（edu）直接效應和間接效應的估計系數均在1%的水平下顯著為正。 這說明人力資本的提升既對本地兩系統耦合協調發展產生直接推動作用，也會對周邊地區產生顯著的空間溢出效應。 優質人才流入農村，為農村帶來先進的知識技術和管理經驗，改善本地區農村基本公共服務的質量，助力鄉村振興的發展，促進兩系統耦合協調度的提升；人力資本會對周圍地區產生外溢，在鄰近區域之間流動，因此能顯著提升鄰地耦合協調度。 交通便捷程度（lntra）直接效應估計系數為正但不顯著，間接效應估計系數在5%水平下顯著為負。 良好的交通便捷程度會加強城鄉互動，為農村地區輸送人、財、物等資源，但也可能會使得農村人口向城市遷移造成農村人力資源的流失，因此對本地農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調發展的推動作用并不顯著。 便捷的交通會強化本地區的優勢，吸引周圍地區的人力和資本流入本地，產生極化效應，抑制鄰地耦合協調度的提升。

五、結論與建議

基于農村多維相對貧困視角，本文測算了我國30 個省、市和自治區的農村基本公共服務與鄉村振興的耦合協調度，并考察了耦合協調度的影響因素及其空間溢出效應。本文研究結論如下。

第一，基于我國省域層面的面板Tobit 和面板門檻回歸，發現城鎮化水平、經濟發展水平、財政支農水平、人力資本和交通便捷程度都會對農村基本公共服務和鄉村振興的耦合協調發展產生顯著的推動作用。 核心解釋變量城鎮化水平對耦合協調度存在雙重門檻效應的非線性影響。 第二，從東、中和西部三大區域分析來看，各影響因素存在明顯的異質性。 城鎮化水平、經濟發展水平和交通便捷程度對三大區域耦合協調發展產生顯著推動作用；財政支農水平明顯促進中、西部地區兩系統耦合協調度的提升，對東部地區的影響不顯著；農業生產效率顯著抑制東部和西部地區耦合協調度提升，明顯推動中部地區農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調發展；人力資本顯著促進東部和中部地區耦合協調度提升，但對西部地區無顯著影響。 第三，由空間計量分析可知，城鎮化水平、經濟發展水平和財政支農水平對本地區兩系統耦合協調度產生顯著的正向直接效應，對周圍地區耦合協調度的間接效應不顯著；人力資本對本地區和相鄰地區耦合協調度的提升有顯著的促進作用；農業生產效率對本地耦合協調度有顯著的負向直接效應，對周邊地區產生明顯的正向溢出效應；交通便捷程度的直接效應不顯著，對鄰地產生明顯的負向溢出效應。

基于上述研究結論，提出以下對策建議：

首先，提高城鎮化水平，加強城鄉互動，以城促鄉推動農村地區發展。與城市相比，農村地區存在多維相對貧困，其在經濟、社會和文化等方面滯后于城市。 因此，在加速城鎮化進程時，要使城市發展成果惠及農村，如：為農村地區添置更加先進的教學設施、組織城鄉醫生交流專業技能和經驗、將城市先進設備引入到農業生產中，這些有利于緩解農村教育、醫療、生產等相對貧困，為農村地區發展注入新動力，促進農村基本公共服務和鄉村振興耦合協調度的提升。

其次，加強人才的培養，為鄉村發展輸送更多優質人才。 重視鄉村教育的發展，幫助孩子從小培養學習意識，鼓勵農村學生進入職業教育或高等教育，學習專業知識和技能，并積極鼓勵技術型和管理型人才投身于鄉村發展，為農村帶來先進的生產經驗和管理理念，利于農村基本公共服務和鄉村振興的統籌協調發展，提升兩系統耦合協調度。

再次，提升交通便捷程度，加強人財物等要素在城鄉之間流動。 修建城鄉間公路，強化城鄉之間互動。 一方面，有利于城市中的資本和勞動等資源流入農村，提升農村基本公共服務的數量和質量，同時為鄉村振興發展輸送人、財、物資源；另一方面，有利于農業產品流通到城市，增加農民收益，促使基本公共服務的需求增加，有效刺激其供給，同時農民將部分收益繼續投入到農業生產中，推動農村產業發展。

最后，增加對農業和農村的財政支出，為鄉村發展提供財政保障。 增加農村地區財政支出，有利于直接增加農村基本公共服務的供給數量及改善其供給質量，提升農村居民幸福感，同時為農業發展直接提供支持，促進農村產業興旺，對農村基本公共服務與鄉村振興耦合協調發展產生推動作用。

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