創新要素市場化、新型城鎮化與鄉村振興

張亞軍

（河南財政金融學院 馬克思主義學院，河南 鄭州 450046）

一、引言

《中共中央 國務院關于做好2022 年全面推進鄉村振興重點工作的意見》提出，要錨定“三農”工作，全面推進鄉村振興戰略。2022 年3 月，全國兩會再次特別強調，要大力推動鄉村治理、鄉村建設、鄉村發展，促進鄉村全面振興。不難發現，推進鄉村振興戰略穩步實施已然成為黨和國家新時期的關注重點。然而，現階段城鄉二元經濟結構矛盾突出、要素難以實現有效流動與合理配置，使得市場壁壘高企、公共資源配置不均衡[1]。尤其是技術、數據、人才等創新要素向城市集聚，進一步加劇城鄉要素配置失衡。加之受到政策和市場環境束縛，創新要素入鄉面臨諸多現實制約，成為影響鄉村振興戰略的現實掣肘。此情形下，加快完善要素市場化配置，實現創新要素市場化對推動鄉村全面振興具有重大實踐意義。事實上，加快推進創新要素市場化，亦是新時期助推新型城鎮化邁入全新發展階段的重要引擎。在快速推進新型城鎮化過程中，創新要素配置漸趨協調并逐步實現市場化發展，使得城鄉關系開始扭轉，城市經濟發展開始反哺農村。而值得注意的是，新型城鎮化與鄉村振興的最終目標均是大力推動農村經濟發展，逐步縮小城鄉差距，扎實推進全民共同富裕。顯然，新型城鎮化與鄉村振興的核心價值均是“以人為本”。《2022 年新型城鎮化和城鄉融合發展重點任務》提出，要加快推進新型城鎮化，引導城鎮基礎設施、社會事業以及公共服務向農村地區延伸，持續鞏固脫貧攻堅成果以有效銜接鄉村振興。那么，如何解讀創新要素市場化、新型城鎮化與鄉村振興三者的關系？又該如何從創新要素市場化與新型城鎮化兩方面深刻把握鄉村振興方向？這些問題亟待厘清。

現有相關文獻主要集中在以下幾方面。第一，創新要素市場化與鄉村振興。張海鵬等(2018)認為，實現鄉村振興是長期過程，應構筑城鄉統一的公共服務體系與要素市場，從而全面開展鄉村振興[2]。柯珍堂(2020)提出深入推進農村生產要素市場化變革，可實現農民增收與鄉村產業融合發展，對推動鄉村振興發展具有重要意義[3]。劉同山、韓國瑩(2021)指出，提升創新要素使用效率與投入數量、加速創新要素市場化變革是促進農村經濟增長、助力鄉村振興的關鍵因素[4]。第二，創新要素市場化與新型城鎮化。文豐安(2020)認為只有促進創新要素市場化并實現雙向流動，方可實現產業城鎮化、綠色城鎮化，真正驅動新型城鎮化建設，實現城鄉融合發展[5]。趙永平、熊帥(2022)認為市場化對新型城鎮化具有推動作用，但具有明顯區域性，可通過創新要素市場化發揮產業集聚功能，助推新型城鎮化建設[6]。第三，創新要素市場化、新型城鎮化與鄉村振興。馮丹萌、孫鳴鳳(2020)從美國、日本、歐洲三大地區經驗出發，提出推進中國新型城鎮化建設與鄉村振興應從完善創新要素市場化配置視角推進，緩解城鄉二元結構矛盾[7]。葉超、于潔(2020)認為，要實現城鄉融合應驅動創新要素合理配置，結合新型城鎮化與鄉村振興兩大戰略，創新中國城鄉共治新格局[8]。

綜上，已有創新要素市場化影響鄉村振興的相關研究多以定性分析為主，鮮有文獻展開定量分析，且關于創新要素市場化、新型城鎮化與鄉村振興的關系尚未形成明顯傳導機制理論。文章認為，在新型城鎮化過程中，創新要素市場化發展能推動城鄉要素合理配置、實現要素雙向流動，有效促進鄉村振興。故立足新型城鎮化，從地區層面考察創新要素市場化影響鄉村振興的作用機制，并檢驗創新要素市場化對鄉村振興的影響是否會因新型城鎮化水平不同而發生變化。文章邊際價值主要有：基于創新元素市場化存在的“外部性”問題，對新型城鎮化在創新要素市場化與鄉村振興之間的中介作用展開探討；將微觀機制分析上升到中觀層面的實證分析，探究地區層面創新要素市場化能否有效推動地區新型城鎮化，進而促進鄉村全面振興；分析新型城鎮化在創新要素市場化和鄉村振興之間的門檻效應，以補充相關領域研究。

二、研究設計

1. 研究假設

全面推進鄉村振興的核心要義在于激活要素市場，加快推進要素市場化改革。十九屆四中全會中提出要打造更為完善的要素市場化配置機制，推動市場化改革，打破要素流動的機制體制障礙，實現要素自主流動與高效配置。數字經濟時代，推進鄉村振興不再僅局限于土地、資本等傳統要素市場化，而是強調數據、技術等創新要素市場化。伴隨創新要素市場化深入推進，技術、數據、人才等創新要素逐步向農村地區流動和集聚，有效緩解農村地區要素短缺和城鄉要素配置失衡問題，推動農村產業高質量發展[9]。由此，農村地區逐步實現由技術創新向制度創新轉變的全要素生產率提升，可助推農業現代化發展與鄉村振興全面實施。

改革開放以來，中國邁向城鎮化快速發展階段，每年有大量農村人口向城鎮進行遷移，與之相關聯的是要素流動配置需求增強[10]。隨著創新要素市場化逐步推進，技術、數據、人才等要素開始向農村地區集聚，打破農村地區要素短缺的長期困局，加快推動土地、勞動力、資本等要素合理配置。此過程中，城鄉二元結構壁壘逐步消弭，實現農業轉移人口市民化，推動公共資源、人才、數據等創新要素合理配置，加快公共服務均等化和新型城鎮化進程，進而釋放更大發展潛力與紅利。同時，更多城鎮公共服務向農村地區延伸，逐步縮小城鄉居民間收入差距，為加快鄉村振興步伐提供有力支持。根據上述分析，創新要素市場化不僅能夠直接促進鄉村振興，還能夠通過影響新型城鎮化推動鄉村振興。據此，提出如下假設：

假設H1：創新要素市場化可通過新型城鎮化影響鄉村振興。

創新要素市場化通過新型城鎮化影響鄉村振興存在兩條渠道，即驅動渠道和抑制渠道。其中，驅動渠道主要是創新要素市場化的“放管服”帶來的“牽引效應”發揮作用：首先，實現創新要素市場化的關鍵在于深化政府管理體制變革，降低政府對創新資源配置的行政干預[11]；其次，政府不斷放寬市場準入標準，激活創新要素新動能，輔以合理的行政監管，助推城鄉要素雙向流動，為新型城鎮化發展奠定堅實基礎；最后，伴隨新型城鎮化建設持續深入，城鎮基礎設施、公共服務不斷向鄉村延伸，促使鄉村振興實現提質增效。抑制渠道主要是創新要素市場化的“溫水效應”發揮作用：“放管服”政策的落實為各類主體進入市場創造良好條件，有效推動創新要素市場化進程。但與此同時，政府對市場經濟秩序的維護與監管力度減輕，由此產生的“溫水效應”導致創新要素市場不公平競爭現象凸顯。這致使新型城鎮化建設緩慢，農村基礎設施建設、公共服務更新迭代遲滯，不利于鄉村振興有效實施。那么，在創新要素市場化通過新型城鎮化影響鄉村振興過程中，究竟“牽引效應”與“溫水效應”哪個作用效果更強？文章認為這與新型城鎮化建設情況直接相關。若某一地區新型城鎮化建設效果較好，說明城鄉要素配置較為合理。此時，政府部門可更好發揮“放管服”效應，從而促進創新要素市場化，驅動鄉村振興。若某地區新型城鎮化建設效果較為一般，城鄉要素配置不均衡，創新要素市場化滯后，不利于鄉村振興有效實施。基于此，提出如下假設：

假設H2：創新要素市場化對鄉村振興的作用效果會受到新型城鎮化門檻效應的影響。

在推進創新要素市場化進程中，創新要素市場化驅動鄉村振興的作用可能長期存在。從微觀層面看，農村地區發展并非一成不變，而是存在不穩定變動。當農村由于生產要素單行流向城市而嚴重“失血”時，創新要素市場化對于暢通城鄉人才流動具有促進作用，并長期推動人口流動處于均衡狀態，有助于鄉村振興戰略實施[12]。從宏觀層面看，創新要素市場化可引導各類要素向農村地區集聚，暢通城鄉經濟循環、振興鄉村產業，促進農民收入水平長期保持提升狀態，助推鄉村振興有效實施。因此，提出如下假設：

假設H3：創新要素市場化對鄉村振興的促進作用具有長期性。

2. 變量設置與數據處理

（1） 被解釋變量

鄉村振興水平(RV)：現有度量鄉村振興水平的方法多以構建評價指標體系為主。結合現階段對鄉村振興水平的測度研究及數據可獲取性，以鄉村振興總要求為立足點，構建生活富裕、鄉風文明、生態宜居、產業興旺、治理有效五維度指標。其中，生活富裕運用農村居民恩格爾系數、農村居民人均可支配收入、農村居民最低生活保障標準、村通公路占比、農村信息技術設施覆蓋率、鋪設路燈的村莊占比指標衡量。鄉風文明借助義務教育鞏固率、發展業務文化組織的鄉村占比、有體育健身場所的鄉村占比、農村居民教育文化娛樂支出占比指標衡量。生態宜居利用農作物秸稈綜合利用率、村莊綠化覆蓋率、化肥施用強度、農村生活污水達標處理率、自來水凈化處理率、農村廁所衛生普及率指標代替。產業興旺采用農業總產值、土地生產率、農業勞動生產率、農作物耕種收綜合機械化率、農村電商數據指標度量。治理有效使用村莊規劃管理覆蓋率、集體經濟強村占比、有村規民約的鄉村占比、村民監督委員會覆蓋率指標代替。借鑒牛文浩等(2021)[13]的方法，運用熵權法對各指標權重進行計算，得到鄉村振興綜合發展指數，此處僅展現全國層面及四大地區測算結果（圖1）。

圖1 鄉村振興綜合發展指數

（2） 解釋變量

創新要素市場化(MIF)：借鑒已有研究[14]，結合《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》對生產要素范疇的闡述，以人才要素市場化、技術要素市場化、資本要素市場化、環境要素市場化四個維度衡量創新要素市場化。人才要素市場化借由每萬人就業人中律師人數、第一產業就業人數、公職人員占總從業人員比重指標衡量。技術要素市場化運用交易合同金額、企業專利授權人均數、新產品銷售收入指標衡量。資本要素市場化利用研發經費投入水平、政府對國有企業的投資、股票市場價值總和、外商直接投資水平、金融機構存貸款水平指標度量。環境要素市場化使用土地出讓收入、法律法規完善程度、工業用地的市場實際成交價指標代替。使用熵權法對各指標權重進行計算，得到創新要素市場化綜合發展指數。

（3） 中介變量及門檻變量

新型城鎮化(NU)： 《國家新型城鎮化規劃（2014—2020年）》首次將城鎮化率劃分為戶籍人口城鎮化率及常住人口城鎮化率。而2022 年政府工作報告指出，新型城鎮化建設需注重提升戶籍人口城鎮化率。所以，文章選擇戶籍人口城鎮化率來衡量新型城鎮化。

（4） 控制變量

政府支持度(Gos)：政府支持程度對鄉村振興發展具有重要意義，以政府在農村地區實際財政支出度量；自然資源(Nar)：自然資源是影響農業產業發展的重要條件，選取年均降水量進行度量；教育水平(Edu)：教育能夠為文明鄉風建設與鄉村振興戰略實施提供人才支撐，使用農村高中學歷人口數占農村總人口比重來表示；信息化程度(Dei)：信息化程度是促進農村產業發展的全新動能，故借助農村地區互聯網普及率來度量；經濟發展水平(GDP)：經濟發展水平是鄉村振興發展的關鍵基礎，但考慮到經濟發展過程中勞動收入份額具有“U”型規律，對鄉村振興的作用效果也可能表現為“U”型態勢，故選取人均國內生產總值(GDP)及其平方項(GDP2)進行衡量。

考慮到西藏部分數據缺失較為嚴重，且香港、澳門、臺灣地區不具有可比較的一般性特征，因此選取全國30 個省份作為研究對象。2013 年開始，中國新型城鎮化發展步入爆發增長階段，故選取2013—2020 年作為研究時段。實證數據來源于歷年《中國城鄉建設統計年鑒》 《中國環境統計年鑒》 《中國統計年鑒》 《中國教育統計年鑒》 《中國農村統計年鑒》 《中國社會統計年鑒》以及生態環境公報。考慮到各指標量綱及數量級差異將引起實證結果產生誤差，使用離差的標準化對原始數據資料進行處理。

3. 計量模型設定

（1） 基本模型

在前文理論分析基礎上，借鑒葉胥等(2021)[15]的研究，設定以下估計方程以檢驗創新要素市場化對鄉村振興的影響：

式中，?it代表殘差項；i 代表地區；t 代表時間；RVit為t年i 地區的鄉村振興水平；φi為省份固定效應；MIFit代表t 年i地區的創新要素市場化；β0是常數項；β 表示創新要素市場化對鄉村振興影響的總效應；μt是時間固定效應。Zit代表相關控制變量，包含經濟發展水平(GDP)及其平方項(GDP2)、自然資源(Nar)、教育水平(Edu)、信息化程度(Dei)、政府支持度(Gos)。

（2） 中介效應模型

理論分析得出，創新要素市場化通過新型城鎮化促進鄉村振興，推測新型城鎮化可能是創新要素市場化影響鄉村振興的一個中介。故在式(1)基礎上構建以下模型：

式中，NUit代表t 年i 地區戶籍人口城鎮化率，衡量各地區新型城鎮化，中介效應的大小由δ1?2進行度量，并借助其與總效應之比衡量中介效應的相對大小。δ0與?0均是模型中的常數項。

（3） 面板門檻模型

為驗證創新要素市場化對鄉村振興的促進作用可能會受到新型城鎮化門檻效應的影響，故借助固定效應面板門檻模型進行估計，以新型城鎮化為門檻變量，并在式(1)中加入示性函數，設立單門檻模型。具體如下：

因新型城鎮化可能潛藏多門檻值，故構建多門檻面板模型：

式中，χ 是未知門檻值；NUit表示t 年i 地區新型城鎮化；I(·)為示性函數。其中，當示性函數未滿足括號條件時，I=0；反之，I=1。

（4） 面板VAR 模型

由于上文模型均采用靜態回歸分析方法，難以直觀揭示創新要素市場化與鄉村振興隨時間的動態調整過程，且無法監測二者之間是否具有長期影響。所以，文章構建面板VAR 模型：

式中，Bt1表示待估計系數矩陣；j 代表滯后階數；L 則是由(RV，MIF)所構成的向量。同時，考慮到固定效應動態面板模型為實證所用模型，滯后回歸項可能與差分項進行正交影響結果，需對年均值進行扣減、向前均值差分，以充分消除時間、省份固定效應。

三、實證分析

1. 基準回歸結果

將創新要素市場化與鄉村振興綜合評價指數代入模型(1)中，探究創新要素市場化對鄉村振興的影響（表1）。列(A)通過控制時間和省份固定效應，探究創新要素市場化對鄉村振興的影響路徑；列(B)在列(A)基礎上加入經濟發展水平、自然資源兩個控制變量；列(C)中加入教育水平與信息化程度兩個控制變量；列(D)則引入所有控制變量。

由表1 可以知悉，隨著創新要素市場化的深入，鄉村振興水平呈現上漲趨勢。列(B)～(D)展現出，隨著控制變量漸次引入，創新要素市場化對鄉村振興依然具有促進作用，結果穩健性較高。在列(A)中，創新要素市場化對鄉村振興具有顯著正向促進作用。列(D)為創新要素市場化對鄉村振興影響的總效應回歸，結果顯示創新要素市場化依然對鄉村振興具有顯著促進作用，影響系數為0.2358。這意味著，經過式(1)檢驗，創新要素市場化對鄉村振興具有顯著正向影響。究其原因在于，創新要素市場化促使技術、人才等要素向農村地區集聚，為農村生產經營注入新鮮“血液”，不斷實現農村基礎資源配置優化升級，進而驅動鄉村振興提質增效。

表1 創新要素市場對鄉村振興影響的基準回歸結果

由列(B)～(D)可以看出，隨著控制變量的加入，創新要素市場化仍正向影響鄉村振興，且影響系數呈現增大趨勢。這表明加入這些變量與創新要素市場化驅動鄉村振興存在相關關系。經濟發展水平、信息化程度對鄉村振興的影響基本在1%水平上顯著。教育水平對鄉村振興產生顯著正向影響，在5%水平上顯著。教育為鄉村建設提供良好人才支撐，是服務對接鄉村振興戰略的重要支點。提升教育水平是鞏固教育脫貧攻堅成果、振興鄉村教育的重要舉措，對鄉村振興具有促進作用。政府支持度對鄉村振興具有顯著正向作用，在10%水平上顯著。農業具有基礎性、弱質性、準公共性特質，需要政府部門財政補助幫扶。政府融通各項財政扶持資金、補貼投入至更具優勢的農村產業，發揮制度優勢推動各類創新要素與農村當地要素相結合，促使扶貧工作由“輸血式”向“造血式”創新發展進行轉型，助推鄉村振興穩步運行。在所有控制變量中，自然資源對鄉村振興的影響不顯著。究其原因，自然資源雖可借助自身潛在特點而轉變為現實經濟優勢，但當前中國自然資源轉化優勢尚處于探索階段，對鄉村振興促進作用不甚明顯。

2. 傳導機制檢驗

為研究新型城鎮化在創新要素市場化與鄉村振興之間的中介作用，借助層次回歸分析法檢驗假設模型，結果見表2。列(A)結果表明，創新要素市場化可正向影響新型城鎮化，影響系數為0.0968，且通過10%水平顯著性檢驗。列(B)結果表明，新型城鎮化對鄉村振興具有正向促進作用，影響系數為0.5109，在10%水平上顯著。而創新要素市場化對鄉村振興的影響系數為0.1905，通過5%顯著性檢驗。綜上可知，在創新要素市場化驅動鄉村振興的過程中，新型城鎮化起到部分中介作用，這與假設H1 較為契合。其中，創新要素市場化對鄉村振興影響的總效應為0.2358，經過新型城鎮化的中介效應為0.0453，在總效應中所占比重約為19.2%。伴隨創新要素市場化推進，促使技術、人力等創新資本逐漸集聚，加快推動新型城鎮化進程。此背景之下，城市產業向鄉村地區進行有序轉移與梯度變換，帶動農村產業打造“一縣一業”發展格局，使得農村發展新需求得到有效滿足，助力鄉村振興穩步發展。

表2 新型城鎮化的中介效應

3. 面板門檻效應檢驗

（1） 門檻值估計

為進一步探析創新要素市場化對鄉村振興的驅動作用是否會受到新型城鎮化門檻效應影響，使用固定效應面板門檻模型進行實證分析（表3）。可以得知，創新要素市場化對鄉村振興的驅動作用僅受到新型城鎮化單重門檻的影響，門檻值為0.5012，“自舉抽樣法”的P 值為0.0725，在10%水平上顯著，這一結果與假設H2 較為契合。

表3 門檻值估計結果

（2） 門檻模型估計

由于創新要素市場化對鄉村振興的驅動作用受到新型城鎮化單一門檻效應影響，故使用固定效應面板門檻回歸模型展開進一步探究（表4）。

表4 面板門檻回歸結果（被解釋變量：創新要素市場化）

表4 列(A)為式(4)實證結果，說明創新要素市場化對鄉村振興的促進作用受到新型城鎮化單重門檻效應影響。具言之，當新型城鎮化率低于50.12%時，創新要素市場化對鄉村振興的作用效果不顯著。當各地區新型城鎮化率高于50.12%時，創新要素市場化對鄉村振興的影響系數為0.2775，且該系數在門檻效應后通過1%水平顯著性檢驗。這說明各地區新型城鎮化率越高，創新要素市場化對鄉村振興促進效應顯著性越強。究其原因，新型城鎮化率低的年份或地區，要素流動較為緩慢、要素配置合理性較低，使得創新要素市場化對鄉村振興的驅動作用較弱。此時，創新要素市場化的“溫水效應”占據主導地位，難以發揮創新要素市場化對鄉村振興的促進作用。但隨著新型城鎮化率提升，各創新要素城鄉流動較為暢通、要素配置較為合理。此時，創新要素市場化“放管服”帶來的“牽引效應”效應占據主導地位，能有效促進農村產業高質量發展、提升農村經濟效益，助力鄉村振興。

基于門檻回歸結果，參考范紅忠、陳攀(2017)[16]研究方法，替換解釋變量對面板門檻模型進行穩健性檢驗。使用工業用地市場實際成交價格作為創新要素市場化替換變量，檢驗結果見表4 列(B)。可以發現，創新要素市場化替換變量對鄉村振興的正向促進作用受到新型城鎮化單重門檻的影響。當工業用地市場實際成交價格較高時，創新要素市場化對鄉村振興的促進效應顯著增強。再次驗證創新要素市場化的間接傳導機制與門檻效應，亦表明前文研究結論具有穩健性。

4. 長期效應檢驗

為探究創新要素市場化對鄉村振興的促進效應是否存在長期性，借助式(6)展開實證分析。第一步，借助ADF-Fisher、IPS、LLC 法進行平穩性檢驗，通過檢驗后使用面板向量自回歸模型(PVAR)進行分析。第二步，立足AIC 準則，對面板VAR模型進行穩定性檢驗，設定PVAR 滯后階數為三階，穩定性結果見圖2。可以看出，所有根模均處于單位圓之中，表明該模型具有較高穩定性。

圖2 面板VAR 模型穩定性檢驗結果

表5 為面板VAR 模型的GMM估計結果。列(A)可看出，創新要素市場化的滯后三期對鄉村振興具有顯著促進作用，影響系數為0.3853，在5%水平上顯著。并且，鄉村振興滯后一期對鄉村振興影響顯著。以上結果均可說明，創新要素市場化對鄉村振興存在長期促進作用，這與假設H3 較為契合。

表5 面板向量自回歸結果

基于上述實證結果，為考察創新要素市場化與鄉村振興的動態相關關系，使用脈沖響應函數進行實證分析。考察期為8期，在基期分別設定一個單位的RV 和MIF 的脈沖，借助MC方法對內生變量進行動態變化測度，進而得到脈沖關系，結果見圖3。由此可知，鄉村振興在脈沖響應沖擊下的動態變化即是創新要素市場化的相對重要性。一方面，鄉村振興在自身影響下，其沖擊效應幅度逐步縮減至0 附近，僅在前3 期表現為正。另一方面，研究期內創新要素市場化對鄉村振興的沖擊均為正效應且顯著，表明創新要素市場化可長期驅動鄉村振興。

圖3 脈沖響應函數

同時，借助方差分解法探究在8 期中各指標的沖擊反應對指標波動的方差貢獻率組成，進一步清晰刻畫創新要素市場化與鄉村振興之間的動態影響（表6）。由方差分解結果可以得知，至第8 期，除自身慣性因素外，在鄉村振興的影響因素中，創新要素市場化的影響力約為29.15%。進一步說明創新要素市場化對鄉村振興的影響隨著時間變化逐步增大。

表6 面板VAR 模型方差分解結果

5. 穩健性檢驗

（1） 基準回歸穩健性檢驗

考慮到基準回歸雖已控制時間、省份效應及各類變量，但存在內生性問題易發生風險。主要原因為：其一，創新要素市場化與鄉村振興之間可能互為因果，即當農村發展較好時，有可能由于創新要素流動而阻礙鄉村振興。其二，可能存在遺漏變量問題，即遺漏同時與創新要素市場化和鄉村振興都相關的變量而導致創新要素市場化內生性。所以，使用工具變量與替換變量方法對基準回歸展開穩健性檢驗，以消除內生性問題。

第一步，文章借助工業用地市場實際成交價格代替創新要素市場化綜合指數，仍通過式(1)重新估計，結果見表7。由表7 與表1 進行對比分析發現，結果仍表現為顯著。

表7 穩健性檢驗

第二步，使用工具變量展開兩階段最小二乘回歸估計。文章選取創新要素市場化綜合評價指數的一階滯后項作為創新要素市場化的工具變量（表8）。選取該工具變量的理由在于，一是滯后變量與當前期擾動項之間不具有相關性；二是內生解釋變量及其滯后變量之間具有相關性。而后，引入城鄉收入差距作為另一個工具變量。

表8 中列(A)將創新要素市場化指標滯后項作為工具變量進行估計，可以得知創新要素市場化滯后項顯著影響鄉村振興水平，工具變量方法估計的創新要素市場化指標對鄉村振興的影響系數為0.7586。列(B)工具變量為創新要素市場化滯后項與城鄉收入差距，而列(C)工具變量為創新要素市場化滯后項與城鄉收入差距滯后項。可以得知，城鄉收入差距越小即創新要素市場化程度愈深，鄉村振興水平提升愈快，這表明各工具變量估計均具有強烈一致性。就數值來看，表8 中列(A)～(C)均高于表1 中固定效應模型估計結果。

表8 帶工具變量的內生性檢驗

（2） 長期效應的穩健性檢驗

文章再次探析創新要素市場化對鄉村振興水平的影響隨時間變動的情況，以檢驗創新要素市場化對驅動鄉村振興的長期性。基于表1 列(D)結果，加入創新要素市場化指標與各年份的交叉項，并以創新要素市場化指標與2013 年交叉項作為檢驗的參照變量（表9）。結果表明，創新要素市場化驅動鄉村振興的作用效果隨著時間漸趨增強，且具有長期性，這一結果再次驗證假設H3。

表9 創新要素市場化影響隨年份變動估計

四、結論與政策建議

1. 結論

文章從省級層面首先考察了創新要素市場化通過新型城鎮化影響鄉村振興的傳導機制，并在此基礎上研究創新要素市場化驅動鄉村振興受到新型城鎮化的門檻效應。結果表明：創新要素市場化對鄉村振興具有正向促進作用，且新型城鎮化在創新要素市場化與鄉村振興之間具有中介作用，其中介效應在總效應中所占比重約為19.2%；創新要素市場化對鄉村振興的促進效應受到新型城鎮化單一門檻效應的影響，門檻值為50.12%。當新型城鎮化率超過門檻值時，創新要素市場化“牽引效應”更強烈，對鄉村振興驅動作用有所增強；創新要素市場化驅動鄉村振興的作用效果隨時間漸趨增強，具有長期性。

2. 政策建議

第一，全面激活創新要素市場，暢通城鄉要素流動渠道。上述研究結果表明，創新要素市場化可驅動鄉村振興戰略穩步實施，故應進一步從要素市場入手助力鄉村振興。農村地區應不斷統籌基本公共服務，將基本公共服務覆蓋至常住人口。同時，可建造創新開放合作平臺，引入更多科技創新人才下鄉，推動科創中心建造，為創新型技術人才提供良好環境，逐步開啟城鄉雙向人才流動渠道，助力鄉村振興。在此基礎上，可大力助推中央預算投資向農村地區傾斜，加大對科研投入力度，鼓勵更多資本要素“下鄉”，打造科技創新體系賦能農業產業發展，開發穩產核心技術助推鄉村振興戰略。

第二，引導城鎮服務延伸鄉村，統籌推進城鄉互促共榮。文章結論表明，新型城鎮化在創新要素市場化驅動鄉村振興過程中發揮重要作用。對此，可加速城鎮公共服務及基礎設施向鄉村延伸，完善鄉村養老服務、因地制宜構建供水供熱供氣網絡、加強城鄉冷鏈物流設置、共建城鄉學習共同體，推動城鄉公共服務均等化。同時，以縣域為單位加速推進城鄉融合發展。將“兩推進—實驗—銜接”作為工作重點，探索以農補工、以城補鄉的發展路徑，推動新型城鎮化與鄉村振興的銜接共振。

第三，發揮數字經濟動能，助推數字鄉村提質增效。文章研究認為，城鄉要素流動均衡性較低，可從產業發展入手打造數字鄉村，推動鄉村全面振興。由此，可大力推動農村產業融合發展，鼓勵電子商務入鄉，開展“數商興農”重大工程，實現數據要素與鄉村產業發展相融合，穩步推進鄉村振興發展。此外，大力開展“互聯網+政務服務”在鄉村地區不斷拓展，開發農業農村大數據應用場景，實現鄉村治理智慧化轉型，實現鄉村振興邁向新臺階。