鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調研究:時空演變及影響因素

○周利平 李翔 左緣緣

（江西農業大學人文與公共管理學院，江西 南昌 330045）

一、引言

全面實施鄉村振興戰略，提高農村基本公共服務水平，對化解農業農村發展不平衡不充分問題具有重大意義[1-3]。新中國成立以來的較長時段內，為支持城市和工業的發展，鄉村和農業在發展中做出了巨大貢獻，使城鄉區域和工農產業間“不平衡不充分”問題越發嚴重[4]。盡管黨和國家始終把解決好“三農”問題作為治理工作的重中之重，但農村衰敗的勢頭在一些地方仍然明顯甚至突出，農業兼業化、農民老齡化、農村空心化等現象依舊普遍存在[5]。為此，中央先后采取了一系列改革舉措與優惠政策，不斷增加對農業、農民、農村的支持與扶助。黨的二十大報告提出，要舉全黨全社會之力全面推進鄉村振興，促進農業高質高效、鄉村宜居宜業、農民富裕富足。歷年中央“一號文件”多次指出要“提升農村基本公共服務水平”突出了完善農村基本公共服務的重要性?，F有研究表明，全面實施鄉村振興戰略，不僅有助于推進農村生態文明建設[6]、促進經濟健康發展[7]、實現農村共同富裕[8]、并且還是解決我國農村社會主要矛盾的戰略舉措[2]。而加強農村基本公共服務建設則有益于促進農村生態環境發展[9]、提高農村居民幸福感[10]、增強農村居民的福利水平[11]，還有益于提高農民收入[12]、促進農村消費增長[13]、抑制農村貧困[14]、促進農業發展[15]。因此，充分了解鄉村振興與農村基本公共服務的耦合協調情況、地區差異、時空演變、收斂特性及其影響因素，有利于推動鄉村振興戰略的全面實施，提高農村基本公共服務水平，對化解農業農村發展的不平衡不充分問題具有十分重要的理論價值和現實意義。

目前，學者們圍繞著鄉村振興和農村基本公共服務開展了大量研究，產生了一批具有重要價值的研究成果，主要聚焦在三個方面：第一，關于兩者間邏輯關系的討論。在鄉村振興對農村基本公共服務產生作用的角度，實施鄉村振興戰略使我國農村基本公共服務供給效率整體得到較大提升[16]，是推進基本公共服務均等化的戰略保障[17]；在農村基本公共服務對鄉村振興產生作用的角度，農村公共服務供給效率提升[18]，補齊農村公共服務短板[19]，對于實現鄉村振興戰略目標具有積極作用。同時，農村公共服務不僅能提供鄉村振興所需的各類服務，而且能拓展鄉村振興的寬度和深度[20]。第二，關于鄉村振興視角下的農村基本公共服務的探討。理論層面，龍麗[21]和向毅[22]等對鄉村振興背景下農村公共服務的提升路徑進行分析，提出補齊公共服務短板需要大力投入公共基礎設施建設，改善農村生活環境衛生，提高農村居民對鄉村振興戰略的認知水平；實證層面，楊永淼[23]等使用SBM-DEA 和Malmquist 指數法，從多角度對鄉村振興背景下的山東省農村公共服務供給效率進行分析，研究發現山東省農村公共服務供給整體有效，但各地市之間存在明顯地域差異。陳秋紅[24]利用浙江、安徽、四川3省的調查數據，研究農民對改善農村基本公共服務的重要度認知、滿意度評價，發現農民對改善農村基本公共服務有較強烈的需求。第三，關于鄉村振興、農村基本公共服務的耦合研究。部分學者已經注意到鄉村振興或農村基本公共服務與其他系統的耦合關系。如郭翔宇和李佳麗[25]等通過構建鄉村振興與新型城鎮化評價體系，利用耦合模型得到黑龍江鄉村振興與農村基本公共服務之間的耦合協調水平，發現其耦合協調度呈上升趨勢。黃濤和王艷慧[26]等在村級尺度上探索農村基本公共服務與區域貧困之間的關聯特征以及二者耦合作用機理。劉陽和程靜[27]以云南22個縣市的橫截面數據為例，探討農村公共服務和城鄉融合發展的耦合機理，對其耦合協調度進行了評價分析，發現農村公共服務體系和城鄉融合之間的耦合協調度明顯較低。

從已有文獻看，鄉村振興與農村基本公共服務的研究十分豐富，對推動鄉村振興與農村基本公共服務協同發展具有重要意義，但仍存在一定局限性，主要表現為三個方面：（1）研究方法上，盡管探究鄉村振興、農村基本公共服務的研究較多，但多數研究聚焦于理論層面的探討，對兩者間耦合協調度的定量研究還較為薄弱。此外，由于我國地域遼闊，鄉村振興與農村基本公共服務的復雜狀況決定了二者的關系在地區上具有不同的規律特征，而現有文獻缺少對我國鄉村振興與農村基本公共服務在空間關系上的研究。（2）研究內容上，現有研究主要圍繞鄉村振興背景下的農村基本公共服務完善路徑、發展邏輯、相互關系展開研究，缺少對鄉村振興與農村基本公共服務協同發展的討論。（3）研究視角上，現有研究多以微觀視角進行討論，較少利用宏觀數據分析鄉村振興與農村基本公共服務耦合關系的地區特征。

基于此，本文以全國31 個省市的鄉村振興與農村基本公共服務水平為研究樣本，構建鄉村振興與農村基本公共服務評價體系，利用耦合協調度模型測度兩者的耦合協調度，使用Dagum基尼系數探討了耦合協調度的地區差異，利用莫蘭指數計算耦合協調度的空間相關性及時空躍遷特征，運用β空間收斂模型分析鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調發展的空間收斂特征，運用地理探測器考察耦合協調度的影響因素，以期為我國促進鄉村振興與農村基本公共服務協調發展提供科學參考。

二、研究設計

（一）指標體系與影響因素

1.評價指標體系

科學、全面、客觀地測度我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調發展水平，關鍵是構建能夠表征鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調發展的指標體系。依據指標選取的科學性、全面性、操作性等原則，構建鄉村振興和農村基本公共服務耦合協調發展的指標體系（見表1）。

表1 鄉村振興與農村基本公共服務指標評價體系

2.影響因素

本文擬從以下幾個角度深入挖掘影響中國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度的影響因素。

（1）鄉村老齡化水平（Old）。鄉村老齡化水平反映了農村每個老人被幾個中青年撫養的情況，在一定程度上反映農村人力資本情況。同時反映了鄉村振興的老有所依、老有所養的內涵。故以鄉村老年人撫養比代表。

（2）涉農財政支出（Fiscal）。財政支出是政府進行宏觀調控的重要手段之一，其在鄉村振興的推進及農村基本公共服務的完善過程中發揮著不可替代的作用。本文以農林水財政支出代表。

（3）經濟發展水平（Pgdp）。良好的地區經濟發展水平，會提高農民的收入水平和消費能力提高，使農村居民更加富裕。本文采用人均地區生產總值代表經濟發展水平。

（4）第一產業集聚（Cluster）。第一產業即指各類農民和農業原產品，高度的第一產業產業集聚程度，有助于形成規模效應，促進當地農業產業發展。本文以第一產業與第二、三產業增加值之比進行表示。

（5）城鎮化率（Urban）。隨著城鎮化進程的不斷推進，會促使農村剩余勞動力向城鎮轉移，提高農村居民的收入，使得農村居民生活水平得到提高，提高富裕水平。本文使用城鎮化率進行表示。

（6）金融發展水平（Finance）。農業具有天然的弱質性，需要大量資本支持。因此金融資本對其發展是不可或缺的。而農村要發展離不開農業。故在鄉村振興戰略實施過程中，金融發展水平發揮著不可或缺的作用。本文采用數字金融普惠指數代表。

（二）數據來源

本文選取2016—2020年全國31個?。ㄗ灾螀^、直轄市）的鄉村振興及農村基本公共服務指標體系共包含35 個具體指標數據作為測算對象，相關數據分別來自《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國教育統計年鑒》《中國民政統計年鑒》，其中鄉村治理參與度采用完成選舉選民登記數占選民登記人數比重表示，鄉村治理投入以各地村委會數量表示。針對某些指標的個別年份或地區的缺失情況，從各省統計局網站、地方統計年鑒整理。為避免規模差異對評價結果的影響，將所有非比值指標轉換為比值類指標。

（三）研究方法

1.耦合協調水平測度

參考現有研究成果[28-30]本文采用耦合協調度模型來實測我國鄉村振興系統與農村基本公共服務系統之間的耦合協調水平。耦合協調度模型計算步驟如下：

（1）指標標準化處理。由于38 個指標的量綱不同，為使各指標能夠進行比較，用極差法對各指標原始數據進行標準化處理。為了避免標準化數據為0，導致熵值取對數無意義的情況，對標準化后數據進行平移處理，平移幅度為ε，ε取值0.00001。具體方法如下：

其中，i代表省份，j代表指標。λij值為對原始數據標準化后的結果。

（2）確定指標權重。熵權法因其計算簡單、穩健性及實用性，被廣泛用于確定指標客觀權重。因此，本文采用熵權法確定指標權重。

其中，Pij為各項指標λij在系統中的指標比重；n為樣本個數；m為指標數量；ej(0 ≤ej≤1)為各評價指標的熵值；gj為第j項指標的差異性系數；Wj為各指標權重。

（3）計算子系統的綜合評價值。本文采用加權求和法分別計算鄉村振興系統和農村基本公共服務系統綜合評價指數CEIk（k=1,2分別表示鄉村振興系統和農村基本公共服務系統）。

（4）計算鄉村振興系統與農村基本公共服務系統耦合度C：

（5）計算耦合協調度。耦合度能夠刻畫全國省域鄉村振興系統與農村基本公共服務系統耦合作用的強弱程度，但無法反映鄉村振興與農村基本公共服務兩個系統整體協同效應，因此，本文采用耦合協調模型測度耦合協調度來反映兩個系統相互耦合的協調程度，其模型如下所示：

其中，D表示耦合協調度，D表示鄉村振興系統與農村基本公共服務系統綜合協調指數，α和β分別代表鄉村振興與農村基本公共服務兩個系統在協調發展在過程中的重要度，α+β=1。本文假設兩系統重要性相等，α和β取值均為0.5。

為更好地觀測我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調水平，借鑒現有研究成果[31-32]，本文將我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調水平分為7 個等級，具體分類與對應的數值大小見表2。

表2 耦合協調度等級劃分標準

2.耦合協調水平差異性測度

本文采用Dagum基尼系數法測度我國東、中和西部地區耦合協調度的組內差異和組間差異，并對其進行深層次分析。Dagum（1997）在傳統基尼系數法的基礎上將總體基尼系數G分解為組內差異貢獻Gw、組間差異貢獻Gnb和超變密度貢獻Gl三部分。計算過程如下：

其中，yil和yim表示第i(j)個地區中第l(m)個省的耦合協調水平；h為區域個數，ni(nj)表示i(j)地區中省份數量。G代表總體基尼系數。Gii和Gij分別代表地區內差異和i與j地區間差異。Gw和Gnb在Gii和Gij的基礎上計算i地區內差異貢獻和i與j地區間差異貢獻。Dij表示耦合協調水平的相對影響。dij和pij代表i和j地區滿足yil-yim＞0 及yim-yil＞0的所有樣本值加總的數學期望。

3.空間相關性測度

（1）全局Moran’s I 指數。空間自相關用于分析觀測數據在空間上的集聚狀態。本文采用全局Moran’s I 指數測算我國各省之間耦合協調度的空間關聯特征，分析其空間集聚態勢，計算公式如下：

（2）局部Moran’s I 指數。盡管全局Moran’s I指數能反映我國鄉村振興與農村基本公共服務的耦合協調度是否具有空間相關性，但不能準確地反映局部耦合協調度的集聚狀態。因此，本文采用局部Moran’s I指數識別耦合協調水平在省域間的空間關聯性，以探討局部空間上的不均衡性，其計算公式為：

其中，di和dj分別表示第i個省份和第j個省份的耦合協調度指數，為指數的均值，S2為樣本方差，wij為空間權重矩陣W=[wij]n×n的元素。

4.收斂性測度

為進一步考察我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調水平演變趨勢，本文以β收斂對其加以檢驗。β 收斂的含義是指耦合協調水平較低的區域其水平增長速度往往比水平較高的區域更快，最后達到以同樣增長率發展的收斂狀態。考慮到可能會存在空間效應，僅采用傳統OLS模型進行估計或許會存在誤差，因此參考楊曉軍[33]的做法，構建β 收斂空間計量模型，依次使用LR 檢驗有無固定效應，使用LM、Wald 確定最優模型，使用Hausman檢驗判斷選用固定還是隨機效應模型，具體模型如下：

其中，i表示第i個省，t表示時間；ln(CEIi,t+1/CEIit)表示第i個地區的耦合協調度在第t期至第t+1期的年增長率；CEIi,t+1表示第個i省在t+1時期的耦合協調度；CEIit表示第i個省在t時期的耦合協調度；α為常數項；β為待估計參數，即收斂系數；ε為隨機擾動項；ρ為空間回歸系數；λ代表空間誤差系數；W代表空間權重矩陣；Kit代表所選取的影響因素；ζ為影響因素的系數，反映所選取的影響因素對農村基本公共服務的影響程度與方向；n代表影響因素個數；j表示第j個影響因素；φ代表空間溢出系數；θ代表影響因素空間項的估計系數。如果β為負，且通過顯著性水平檢驗，則表示耦合協調水平較低地區比耦合協調水平較高地區有更大的增長率，即耦合協調度的增長速度與初始水平成反比，表現為收斂，收斂速度則表示為v=-ln(1+β)/T；反之，則表明發散。

5.地理探測器模型

地理探測器能夠通過探測研究區的空間分異特征及自變量和因變量之間空間格局的一致性，來度量自變量對因變量的解釋程度。地理探測器模型如下：

其中，q為因子x對y的解釋程度，Ni代表地區樣本量，L代表地區數，代表不同地區的方差。

三、結果與分析

（一）鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度分析

欲了解鄉村振興與農村基本公共服務的耦合協調情況，有必要識別耦合發展中的短板[34]。對耦合類型進一步劃分：當CEI1-CEI2＞0.1，為農村基本公共服務滯后性發展（A 型）；當CEI2-CEI1＞0.1，為鄉村振興滯后性發展（B型）；當，為共同發展型（C型），結果如表3所示。

表3 鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度水平及類型

1.耦合協調度時序演變特征

全國的鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度在研究期內保持初級協調水平，全國各地區的耦合協調度大體上呈現逐年上升趨勢，其中天津、河北、遼寧、河南、廣西、貴州、陜西、甘肅由輕度失調上升為初級協調；吉林、黑龍江、安徽、福建、江西、湖北、廣東、青海、新疆由初級協調上升至中級協調；還有部分城市的耦合協調度在研究期內未能實現水平等級的跨越，如天津、江蘇、浙江、山東、湖南、海南、重慶、四川、寧夏在研究期內一直表現為初級協調；內蒙古和西藏在研究期內一直表現為中級協調。值得注意的是上海和北京的耦合協調度水平在研究期內持續下降，其中北京耦合協調度水平由中級協調下降至初級協調，上海的耦合協調度水平由初級協調下降至輕度失調。

2.耦合協調發展類型

我國鄉村振興與農村基本公共服務總體上表現為共同發展型的耦合協調發展類型。2016—2020年均有87.09%的地區鄉村振興水平與農村基本公共服務水平為共同發展型（C 型）?？梢钥闯鑫覈醪綄崿F鄉村振興水平與農村基本公共服務水平持平狀態，2020年，北京、上海、西藏仍處于農村基本公共服務滯后型發展，這些地區可能是因為土地或資金等要素的制約、以及農村基本公共服務的供給與農民需求不匹配等原因，導致農村基本公共服務水平遠低于鄉村振興水平。而江蘇表現為鄉村振興滯后型發展，其鄉村振興水平與農村基本公共服務水平嚴重失衡。

（二）耦合協調度空間差異性分析

為了解鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度的地區差異及差異來源，本文參考現有文獻[35-37]采用Dagum（1997）提出的Dagum 基尼系數法，對上述問題進行測算，結果見圖1。

圖1 耦合協調度Dagum基尼系數圖

研究期內鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度的基尼系數介于0.053～0.063之間。從趨勢變化來看，耦合協調度總體差異在2016—2017 年先呈現下降趨勢，基尼系數由0.058 下降至0.053，下降幅度為8.62%。隨后2018—2019 年又出現上升趨勢，上升至0.063，相比2017 年上浮了0.01，上升幅度為18.86%。最后下降至2020 年的0.062。整體呈現上升趨勢，即耦合協調度總體差異正在擴大。

1.三大地區的組內差異。

從演變趨勢看，東部地區區域內差異呈現上升趨勢，基尼系數由0.038 上升至0.068，升幅為78.94%。中部地區在研究期內區域內差異略微上升，具體來說，2016—2020 基尼系數先是由0.037下降至0.032，隨后回升至0.038。西部地區則呈現波動下降趨勢，由最初的0.080 下降至0.060，降幅為25%。

2.三大地區的組間差異

從差異大小來看，東、西部和中、西部的區域間差異較大。因長期以來，政府為發展經濟對東部沿海地區大力支持，以及東、中部地區優越的地理條件，東、中部地區的鄉村振興與農村基本公共服務的發展條件天然優于西部地區。盡管近年來政府大力推動西部地區建設，但東、西部地區與中、西部地區的區域間差距依舊顯著存在。從演變趨勢來看，東、中部和東、西部的區域間差異總體呈現上升趨勢，中、西部的區域間差異呈現總體下降態勢。具體來講，東、中部的區域間差異表現為持續上升的變化趨勢，其在研究期內基尼系數由0.040 上升至0.063；東、西部的區域間差異表現為波動上升的變化趨勢，2016—2017 年基尼系數從0.066 下降至0.059，隨后持續保持上升態勢，基尼系數升至0.074，最后下降為2020年的0.068；中、西部地區間差異表現為波動下降的演變趨勢，研究期內基尼系數由0.065 下降至0.060。綜合來看，我國東、中部和東、西部耦合協調度的區域間差異在逐漸增強，中、西部的耦合協調度的區域間差異在逐漸下降。近年來，政府治理重心轉向區域協調發展，受到實施的如京津冀協同發展、長江經濟帶、一帶一路、振興老東北工業基地等國家戰略的影響，中、西部地區的區域間差異逐漸減弱。但東、中部和東、西部耦合協調度的區域間差異卻居高不下。這點原因可以從第五次、第七次人口普查數據中看出端倪。2000—2020年中部地區人口下降1.93%，西部地區人口下降0.95%，東部地區人口累計上升4.47%。盡管中、西部地區持續追趕，但是人口仍舊向收入較高的東部地區特別是東南沿海地區流動，且該現象在農村表現尤為嚴重。人口流失導致中、西部地區鄉村振興建設及農村基本公共服務供給始終難以趕上東部地區。

3.耦合協調度地區差異來源

為進一步了解鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度地區間差距產生的原因，分別計算了組內差異、組間差異和超變密度的貢獻率?？傮w上，組內差異呈相對平穩的變化趨勢，基本上在32.00%～33.89%上下波動。組間差異貢獻率與超變密度貢獻率則呈現兩種極端情況，超變密度貢獻率要遠高于組間差異貢獻率，但組間差異貢獻率正在逐年上升，而超變密度貢獻率則逐年下降。這說明，耦合協調度整體水平高的地區其內部的少數城市的耦合協調水平低于耦合協調度整體水平低的地區，或者耦合協調度整體水平較低的地區中的少數城市的耦合協調水平會高于耦合協調度整體水平高的地區，且這個現象表現得越來越強。超變密度貢獻率始終保持在39.44%～55.13%之間，說明地區間的鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調發展出現了較為嚴重的交叉重疊現象，不過該現象正在減弱。

（三）耦合協調度空間相關性分析

在對我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調水平地區差異分析的基礎上，本文猜測我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調水平可能存在空間上的相關性。因此，本文利用全局莫蘭指數和局部莫蘭指數測算鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調水平的空間相關性。

1.全局空間相關性

2016—2020年全局Moran’s I 指數分別是0.208、0.197、0.173、0.191、0.201，所有年份均大于0且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明耦合協調度的空間分布并不是隨機的，其存在顯著的正向空間相關性；從全局Moran’s I的時間演變上看，Moran’s I 指數呈現下降趨勢，從2016 年的0.208 下降至2020 年的0.201。說明隨著時間變化，耦合協調度的空間相關性正在逐漸減弱。

2.時空躍遷分析

以2016 年和2020 年這兩個年份為研究節點，進一步測算局部Moran’s I指數以檢驗鄉村振興與農村基本公共服務協同發展的省域局部空間依賴性特征和異質性空間格局，參考呂巖威[38]的做法，將四種集聚類型定義為“高效型”“低效性”“空心型”“極化型”集聚。并將時空躍遷劃分為四種類型：類型1 是“高效型”和“極化型”之間的躍遷或“低效性”和“空心型”之間的躍遷；類型2 是“高效型”和“低效型”之間的躍遷或“空心型”和“極化型”之間的躍遷；類型3是“高效型”和“空心型”之間的躍遷或“低效型”和“極化型”之間的躍遷。類型4是未發生躍遷。結果如表4所示（僅列示存在躍遷省份的類型）。

表4 局部Moran’s I指數時空躍遷解析

如表5 所示，在2016 年共有19 個省份表現為“高效型”集聚和“低效型”集聚，占樣本總數的61.29%，可見2016 年耦合協調度在空間分布上存在顯著的異質性。進一步考察“空心型”和“極化型”的省份可以看到，這兩類偏離正向空間相關性的地區較多，其中屬于“空心型”的省份有4 個，分別是山西、陜西、甘肅、新疆，這些省份鄰近西藏、青海等耦合協調度較好的省份，但沒能有效吸納其空間溢出效應。屬于“極化型”的省份有8個，分別為浙江、福建、江西、湖南、廣東、海南、重慶、貴州，這幾個省份的耦合協調度相對較高，但對于周邊城市的帶動作用有限。與2016年相比，2020年屬于“高效型”和“低效型”的省份數量不變，但所含省份有所變化，“空心型”的省份減少至3 個，“極化型”的省份增加至9個。

表5 耦合協調度的時空躍遷類型與路徑

為更清晰了解耦合協調度的時空特征，對耦合協調度的時空躍遷情況進行分析。由表5 可以看出，屬于類型1的躍遷省份有安徽、湖北和貴州；沒有省份發生屬于類型2 的躍遷；屬于類型3 的躍遷省份有云南、甘肅、新疆、遼寧、上海、廣西、海南。其余21個省份屬于類型4。安徽、湖北的集聚類型由“高效型”向“極化型”躍遷，這代表盡管其自身耦合協調度持續保持較高水平，但鄰近省份的耦合協調度無法跟上安徽和湖北的發展。貴州的集聚類型由“極化型”向“高效型”躍遷，其自身耦合協調水平仍保持較高水平，但周邊城市的耦合協調水平發展逐漸無法跟上。云南、甘肅、新疆的集聚類型由“空心型”向“高效型”躍遷，這可能是因為這些地區資源豐富，發展潛力大，又得益于“西部大開發”戰略對西部地區的支持使得云南、甘肅、新疆三地自身的耦合協調水平得到了大幅的提升。遼寧和上海的集聚類型由“高效型”向“空心型”躍遷，其耦合協調水平在時間演變過程中逐漸落后于周圍城市。廣西省由“低效型”向“極化型”躍遷，雖然周邊城市耦合協調度變化不大，但其自身的耦合協調度大幅提升。海南省耦合協調空間類型由“極化型”向“低效型”躍遷，說明其相對周邊省份而言，自身耦合協調度較高，但隨著時間變化，逐漸與周圍城市表現為相同水平，不但未能利用自身優勢帶動周圍發展，并且優勢還在逐漸消失。未發生躍遷的城市比重為67.74%，表現出較為穩定的空間結構。總體上我國鄉村振興與農村基本公共服務具有明顯的空間聚集性特征，時空躍遷類型表現為高度的空間穩定性，時空演變具有較強的空間依賴特征。

（四）耦合協調度收斂性分析

1.絕對β收斂

如表6所示，本文按照模型選擇步驟得出全國與東、中、西部地區的耦合協調度的絕對β 收斂檢驗結果。首先全國與東、中、西部地區均通過了hausman 檢驗，故采用固定效應模型。然后全國總體的收斂性計量模型未通過Wald 檢驗，三大地區中，東部未通過LR 檢驗和Wald 檢驗，西部未通過LM 檢驗，故全國、東、西采用傳統收斂模型即OLS模型。中部未通過LR 檢驗中的LR（SDM-SEM），故SDM 模型回退至SEM 模型。綜上所述，中部地區選擇雙向固定SEM模型。全國、東、西部地區選用雙向固定OLS模型進行檢驗。

從表6可以看出，全國總體及東、中、西部地區的鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度的收斂系數β均為負數，且在1%的顯著性水平上顯著，說明全國與東、中、西部地區的耦合協調水平均存在絕對β收斂趨勢，即鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度的增長率與初始供給水平呈現負相關。在收斂速度方面，全國總體耦合協調度的收斂速度為0.38。三大區域中，中部地區的收斂速度最快，為0.078；東部地區的收斂速度最慢，為0.031；西部地區的收斂速度為0.067。

表6 絕對β收斂參數估計

2.條件β收斂

進一步探討耦合協調度在考慮影響因素的情況下的β收斂特征。按照模型選擇步驟，考慮空間和時間效應，得出全國整體及東、中部地區應選擇空間計量模型中的雙向固定SDM 模型，西部地區應選擇雙向固定OLS模型。

由表7可以看出，全國總體及東、中、西部地區的耦合協調度的條件β收斂系數均顯著為負，這表明在考慮影響因素的情況下，我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度依舊存在顯著的β 收斂趨勢。在收斂速度方面，全國總體鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度的收斂速度為0.053。三大區域中，中部地區的收斂速度最快，為0.301；東部地區的收斂速度最慢，為0.052；西部地區的收斂速度為0.079。此外，條件β 收斂與絕對β 收斂的收斂速度相比快了許多。

表7 條件β收斂參數估計及檢驗結果

就鄉村老齡化水平而言，全國總體和東部地區的經濟發展水平的估計系數顯著為負，說明全國總體和東部地區的鄉村老人撫養水平能夠有效促進收斂現象的發生。就涉農財政支出而言，全國與東、中部地區估計系數顯著為負，全國層面和東部地區的涉農財政支出能夠有效促進收斂。至于經濟發展水平，僅全國層面顯著為負，對收斂性特征有促進效應。就城鎮化率而言，城鎮化率的估計系數在全國層面及東部地區顯著為正，這說明在全國及東部地區城鎮化率的提高能夠有效促進耦合協調度的提升，但對縮小地區差距的收斂效應具有抑制作用。就第一產業集聚而言，僅對中部地區的耦合協調度收斂具有促進作用。在金融發展水平方面，東、中部地區的估計系數顯著為負，對西部地區的影響尚不明確。

（五）影響因素分析

在通過收斂度模型了解到各條件對耦合協調度β收斂特征的影響后，本文利用地理探測器進一步探測2016年和2020年各影響因素對耦合協調度的解釋程度。

1.因子探測結果

影響因子探測結果如表8所示，2016年各因子對耦合協調度的解釋程度大小關系為：涉農財政支出＞鄉村老齡化水平＞經濟發展水平＞第一產業集聚＞金融發展水平＞城鎮化率。2020年各因子對耦合協調度的解釋程度大小關系為：金融發展水平＞農村老齡化水平＞第一產業集聚＞涉農財政支出＞城鎮化率＞經濟發展水平。

表8 因子探測器運行結果

其中，鄉村老齡化水平、第一產業集聚、城鎮化率和金融發展水平表現為正向顯著且影響逐漸加強。就鄉村老齡化水平而言。一方面，這可能是因為農村老年人的非農務工機會和報酬較少，會更傾向于進行農業勞動，且有充足的時間和精力從事農業生產。另一方面是因為，老年人需要中青年贍養，會為農村留下一批優質勞動力建設鄉村，進而帶動耦合協調度的上升。而影響力度在逐漸減弱可能是由于隨著老齡勞動者的年齡增大，其身體狀況逐步下降，逐漸減少務農時間，因此對耦合協調度的帶動不如從前。對于第一產業集聚而言?？赡苁且驗殡S著地區第一產業集聚水平的不斷提升，有助于本省農業形成規模效應，使得農業發展成本越來越低，助力鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調發展，并使影響力度越來越大。在城鎮化率方面。城鎮化的推進會促使農村過剩勞動力向城鎮轉移，從而提高農村居民收入，促進農村富裕水平。農村居民越來越高的富裕水平會反哺鄉村，帶動鄉村發展。就金融發展水平而言，良好的金融環境能有效降低鄉村生態文明建設、產業發展、基本公共服務完善的融資成本，提高融資機會，為推進鄉村振興戰略及完善農村基本公共服務提供強大的資金支持。

涉農財政支出和經濟發展水平正向顯著但影響在隨時間減弱，就涉農財政支出而言。一方面，涉農財政會為農村發展提供多種稅收優惠政策，另一方面會通過提供各種補貼，在資金層面給予農戶支持。對鄉村振興與農村基本公共服務耦合發展提供幫助，而影響力度正在減弱，可能是因為涉農財政投入渠道越來越多、資金分散，多個部門對農村“撒網式”的支持，導致財政資金難以形成合力，反倒使對耦合協調度的促進能力下降。在經濟發展水平方面，其直接關系地區的富裕程度，經濟發展水平越好，自然會帶動鄉村振興和農村基本公共服務發展。但近年不少鄉村為了發展經濟，發展了一些高污染的產業，在獲得經濟利益的同時，犧牲了生態環境，這可能是經濟發展水平的正向影響效果正在減弱的原因。

四、結論與討論

（一）結論

本文基于鄉村振興與農村基本公共服務協調發展的要求，以對接國家戰略為原則，構建了鄉村振興和農村基本公共服務的指標評價體系，對2016—2020 年我國31 個?。ㄗ灾螀^、直轄市）的鄉村振興與農村基本公共服務水平及耦合協調度進行了定量分析，得到以下主要結論：

我國鄉村振興與農村基本公共服務的耦合協調度在研究期內保持初級協調水平，耦合協調等級不高但各地區的耦合協調度均呈逐年上升趨勢；2016—2020 年我國鄉村振興與農村基本公共服務表現為共同發展型的耦合協調發展類型；對耦合協調度的地區差異進行分析得出：

第一，對耦合協調度的地區差異進行分析發現，鄉村振興與農村基本公共服務的耦合協調度總體差異正在擴大。三大地區中，東、中部地區的地區內差異在研究期內增加，西部地區的地區內差異呈現下降趨勢。三大地區的組間差異主要來源于東、西部地區和中、西部地區的地區間差異。對總體差異影響的大小依次為超變密度貢獻、地區內差異、地區間差異。

第二，對耦合協調度的空間特征分析發現，鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度存在顯著的正向空間相關性。在局部空間相關性方面，研究期內耦合協調度整體上呈現“高效型”集聚與“低效性”集聚的正向空間相關性，具有明顯的空間聚集性。在時空躍遷類型上還表現出低流動性特征和高度的空間穩定性特征。

第三，從耦合協調度的收斂特征來看，全國總體及東、中、西部地區的耦合協調度存在顯著的絕對β收斂趨勢和條件β收斂趨勢，即鄉村振興與農村基本公共服務的耦合協調度的增長率與初始供給水平呈現負相關，且在考慮地區各因素的影響后，耦合協調度的增長率與初始供給水平仍呈現負相關。

第四，利用地理探測器檢驗各影響因素耦合協調度的解釋程度，發現鄉村老齡化水平、涉農財政支出、經濟發展水平、第一產業集聚、城鎮化率、金融發展水平均有助于提高鄉村振興與農村基本公共服務的耦合協調度。

（二）討論

研究鄉村振興與農村基本公共服務之間的耦合關系，對于實現城鄉基本公共服務均等化、推動鄉村振興和農村基本公共服務協同發展具有重要意義。針對目前我國鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度水平較低的問題，提出以下對策建議，以期對鄉村振興與農村基本公共服務協同發展提供一定幫助。

首先，要積極推動鄉村振興和農村基本公共服務兩系統自身水平發展。對于鄉村振興戰略。應該把握鄉村的內生發展能力，破解鄉村的人才短缺問題，建立健全鄉村人才培養機制，培養能夠促進鄉村振興的新型農民，吸引社會各界人才，推動農村地區三產融合，重視農村精神文化建設，積極發展生態產業，全方面推進產業振興、人才振興、生態振興、文化振興和組織振興。對于農村基本公共服務，一方面，政府部門應該加大對農村基本公共服務的財政支持，調整農村基本公共服務供給主體結構，激勵社會團體和農民參與農村基本公共服務供給。另一方面，應完善鄉村財政制度，推動以農村基本公共服務為主的鄉村改革，使農村基本公共服務供給工作效率化，做好有效管理，提高農村基本公共服務質量。

其次，應該充分發揮耦合協調發展先進典范地區的示范作用，在各地形成比、學、趕、幫、超的氛圍，將好的鄉村振興與農村基本公共服務建設經驗，以示范地區為中心，向外輻射，最大程度發揮先進地區空間溢出效應，帶動周邊地區耦合協調度良性發展的同時，縮小地區差異。

再次，應利用鄉村振興與農村基本公共服務耦合協調度的收斂性特征，優先將資源投入耦合協調水平較低的地區，以獲得更好的效果。

最后，應重視各影響因素對耦合協調度的促進作用，充分發揮老人在鄉村對耦合協調度的積極作用，重視地區的經濟建設，加強地方政府的涉農財政支出，更應該重視財政資金的合理使用，加快推進城鎮化進程，加強地方金融發展水平。