鄉村振興與共同富裕耦合協調發展：分布動態、 空間差異及收斂性研究

周利平， 左緣緣

江西農業大學 人文與公共管理學院，南昌 330045

共同富裕是社會主義的本質要求, 是中國式現代化的重要特征[1]． 黨的十九屆五中、 六中全會將實現共同富裕提升至國家戰略的高度, 并進一步明確推進共同富裕的任務書、 時間表和路線圖． 然而, 在加快實現共同富裕目標的進程中仍然面臨著城鄉和區域發展不平衡、 貧富差距過大等難題[2], 這些問題已成為推動共同富裕的攔路虎． 同時, 習近平總書記指出, “促進共同富裕, 最艱巨最繁重的任務仍然在農村”． 為此, 《鄉村振興戰略規劃(2018-2022年)》明確提出, “實施鄉村振興戰略是實現全體人民共同富裕的必然選擇”． 此外, 大量理論研究表明, 實施鄉村振興戰略是縮小城鄉收入差距、 實現城鄉共同富裕的重要基礎和有力舉措[3-5]; 共同富裕既是鄉村振興的目標指向和動力源泉, 也是高質量推進鄉村全面振興的行動指引[6-7]． 可見, 鄉村振興與共同富裕之間相互促進, 相輔相成, 具有耦合協調發展的關系[8]． 因此, 如何科學評價鄉村振興與共同富裕的耦合協調發展水平, 促進區域協調發展就顯得尤為重要． 那么, 現階段面臨的問題是: 鄉村振興與共同富裕的耦合協調發展水平如何?耦合協調發展水平呈現怎樣的時空動態分布規律?耦合協調發展水平的區域差異性是來源于地區內還是地區間?耦合協調發展水平是否存在收斂效應?通過對上述問題的解答, 不僅有助于豐富發展鄉村振興外部耦合協調研究, 還有利于鞏固拓展脫貧攻堅成果, 促進農業農村高質量發展, 實現全體人民的共同富裕．

當前, 對鄉村振興與共同富裕理論層面的研究, 主要集中于以下兩個方面: 第一, 將鄉村振興置于實現共同富裕的目標下, 探討邁向共同富裕道路上鄉村振興面臨的困境和挑戰, 并提出對策建議和實現路徑． 例如: 現有學者發現在實現共同富裕目標下加快推進鄉村振興戰略存在城鄉發展不平衡、 農村現代化生產經營體系不健全、 農村基礎設施建設薄弱、 農村民生保障性公共服務供給不足、 農村低收入人口比重過大等問題[9-11]; 還提出促進城鄉一體化發展、 正確處理好效率與公平關系等建議[12]． 第二, 認為鄉村振興與共同富裕是辯證統一的關系． 例如: 有的學者從政策層面出發探究鄉村振興與共同富裕間的理論邏輯, 認為兩者的目標、 使命、 原則和路徑都存在一致性[13]; 還有學者從現實層面出發探討鄉村振興與共同富裕間的內在邏輯聯系, 認為鄉村振興是共同富裕的必然要求和前提基礎, 而共同富裕是鄉村振興的行動指南和終極目標, 兩者是和諧共生的關系[5, 7]．

目前, 有關鄉村振興發展水平的評價研究, 大致可以歸納為兩個方面: 第一, 測量評價鄉村振興的綜合發展水平． 例如: 學者普遍從鄉村振興“20字方針”(產業興旺、 生態宜居、 鄉風文明、 治理有效、 生活富裕)的總要求出發, 構建綜合評價指標體系, 并運用Dagum基尼系數法、 Kernel密度估計、 QAP和極化指數等方法, 對鄉村振興發展水平的時空動態演進規律和地區差異性來源進行研究[14-15]． 第二, 探究鄉村振興與新型城鎮化、 新型工業化、 鄉村旅游等之間的耦合協調關系． 例如: 許多學者探索鄉村振興與新型城鎮化耦合協調發展水平的時空演化特征, 并發現城鄉耦合協調發展水平總體呈現不斷提升態勢, 但存在“東高西低”的空間差異性[16-17]; 有部分學者對鄉村振興、 新型城鎮化和新型工業化三者間的關系進行探討, 并認為其相互之間存在協整關系和耦合協調關系, 但距離優質協調仍有較大的差距[18-19]; 還有學者研究鄉村振興與鄉村旅游之間的耦合協調發展水平, 并表明耦合協調類型存在向更高階段躍升的趨勢[20-21]．

有關共同富裕發展水平的評價研究, 主要以探究如何構建科學合理的共同富裕評價指標體系為主, 大致可以分為兩種構建方式: 第一, 構建共同富裕的二維評價指標體系． 例如: 有的學者基于共同富裕的思想內涵, 從“共同”和“富裕”兩個維度構建指標體系[22-23]; 還有學者從“富裕程度”和“共享程度”維度測量共同富裕的發展水平[24-25]． 第二, 構建共同富裕的三維評價指標體系． 例如: 部分學者從“收入與財產” “發展能力” “民生福祉”維度重構共同富裕評價指標體系[26]; 有學者從“發展性” “共享性” “可持續性”維度構建共同富裕測量評價體系[27]．

通過文獻梳理可知, 學術界對“鄉村振興”與“共同富裕”已開展了較為豐富的研究, 并且研究成果頗豐, 這有助于為厘清兩者間的內在邏輯聯系和構建評價指標體系提供理論參考． 然而, 絕大多數學者對鄉村振興與共同富裕的研究都局限于理論層面, 側重于探討理論邏輯、 困難梗阻和實現路徑等方面, 但立足于實證層面的研究較少; 另外, 尤為缺乏對鄉村振興與共同富裕耦合協調性的探究, 而進一步揭示其耦合協調發展水平的時空動態演變軌跡、 地區差異性及成因、 收斂效應的研究則更為稀缺． 鑒于此, 有必要采用科學的方法在測量鄉村振興與共同富裕耦合協調度的基礎上, 進一步深入揭示其動態分布特征、 地區差異性來源和收斂效應, 以期豐富發展該領域學術研究．

基于現實背景和理論缺口, 本文首先分別重構鄉村振興與共同富裕的評價指標體系; 其次, 利用熵權TOPSIS法和耦合協調度模型, 測算2010-2019年中國其中30個省(自治區、 直轄市)(不包括西藏自治區和港澳臺地區)鄉村振興與共同富裕的耦合協調度; 再次, 運用Kernel密度估計、 Dagum基尼系數法、σ收斂法和空間β收斂法, 揭示全國及4大地區(東部、 中部、 西部、 東北)耦合協調度的動態分布規律、 地區差異性及來源、 收斂效應; 最后, 依據研究結論, 提出有針對性的優化提升路徑．

與以往研究相比, 本文具有以下邊際貢獻: 第一, 在研究內容上, 拓寬了鄉村振興外部耦合協調的研究邊界． 現有文獻側重于探究鄉村振興與新型城鎮化、 新型工業化、 鄉村旅游之間的耦合協調關系, 而對鄉村振興與共同富裕間的耦合協調發展研究的重視程度不夠, 更鮮少探索其耦合協調度的區域非均衡性演變規律． 為此, 本文揭示了鄉村振興與共同富裕耦合協調度的動態分布軌跡、 地區差異性及來源、 收斂效應, 從而有利于豐富發展鄉村振興耦合協調性研究． 第二, 在研究方法上, 拓展了刻畫耦合協調度演化規律的計量方法． 在利用Kernel密度估計和Dagum基尼系數法揭示耦合協調度的時空動態分布軌跡、 地區差異性來源的基礎上, 進一步采用σ收斂法和空間β收斂法探究耦合協調度的收斂趨勢, 進而有助于延展描繪耦合協調度演變規律的研究方法．

1 構建評價指標體系及數據來源

1.1 鄉村振興評價指標體系構建

借鑒已有研究成果[14,16,28-30], 并依據鄉村振興“20字方針”的總要求, 分別從產業興旺、 生態宜居、 鄉風文明、 治理有效、 生活富裕5個維度構建鄉村振興評價指標體系(表1)．

表1 鄉村振興評價指標體系

1.2 共同富裕評價指標體系構建

借鑒已有研究[27, 31-32], 依據共同富裕的思想內涵, 從發展性、 共享性和可持續性3個維度構建了共同富裕評價指標體系(表2)．

表2 共同富裕評價指標體系

1.3 數據來源

基于2010-2019年的面板數據, 探究中國其中30個省(自治區、 直轄市)(不包括西藏自治區和港澳臺地區)鄉村振興與共同富裕耦合協調度的時空動態演化特征、 地區差異性來源和收斂效應． 所有數據都來自《中國統計年鑒》 《中國農村統計年鑒》 《中國社會統計年鑒》 《中國住戶調查年鑒》 《中國環境統計年鑒》 《中國科技統計年鑒》 《中國能源統計年鑒》 《中國金融年鑒》 《中國勞動統計年鑒》 《中國教育經費統計年鑒》 《中國文化文物和旅游統計年鑒》 《中國第三產業統計年鑒》 《中國城鄉建設統計年鑒》 《中國人口和就業統計年鑒》、 各省份統計年鑒以及國民經濟和社會發展統計公報等．

2 研究方法

2.1 熵權TOPSIS法

熵權TOPSIS法的核心思想是在數據標準化的基礎上, 進一步利用熵值法賦予各指標權重值, 并通過計算評價對象與最優值、 最劣值的歐氏距離, 從而度量相對貼近度, 然后進行量化排序． 詳細計算過程, 參考已有研究[33]．

1) 數據標準化處理

利用極差標準化的方法對數據進行標準化處理, 以消除量綱的影響． 同時, 為避免在計算熵值時出現取對數無意義的現象, 將所有標準化后的數據都進行非負平移, 即統一加上0.01, 經過標準化處理的數據都在區間[0.01, 1.01]內．

正向指標:

(1)

負向指標:

(2)

2) 熵權法計算權重

計算第j個指標的信息熵Ej:

(3)

(4)

計算第j個指標的權重Wj:

(5)

3) 計算相對貼近度

構造鄉村振興與共同富裕評價指標體系的加權矩陣R:

R=(rij)n×m

(6)

(7)

(8)

計算各評價對象與最優理想解和最劣理想解的相對貼近度Ui:

(9)

2.2 耦合協調度模型

運用耦合協調度模型來測量鄉村振興與共同富裕的耦合協調發展水平, 參照已有研究[34], 具體計算過程如下:

1) 計算耦合度C:

(10)

2) 計算綜合發展水平指數T:

T=0.5U1+0.5U2

(11)

3) 計算耦合協調度D:

(12)

式(10)至(12)中,U1、U2分別為鄉村振興與共同富裕的相對貼近度． 耦合協調度在[0, 1]之間, 數值越大, 說明耦合協調狀況越好． 同時, 為更直觀反映各地區的耦合協調狀態, 借鑒已有研究[35], 對耦合協調度類型進行等級劃分(表3)．

表3 耦合協調度等級類型劃分

2.3 Kernel密度估計

采用Kernel密度估計法來刻畫鄉村振興與共同富裕耦合協調度的動態演化軌跡, 參照已有研究[36], 計算公式為:

(13)

(14)

2.4 Dagum基尼系數法

利用Dagum基尼系數法來揭示鄉村振興與共同富裕耦合協調度的地區差異性及來源． 數值越大, 說明區域間的差距越大, 反之亦然． 詳細計算過程, 參考已有研究[37]．

1) 計算總體基尼系數G:

(15)

2) 計算地區內差異貢獻值Gw:

(16)

(17)

3) 計算地區間差異貢獻值Gnb:

(18)

(19)

Djh=djh-pjh/djh+pjh

(20)

(21)

(22)

4) 計算超變密度貢獻值Gt:

(23)

2.5 收斂模型

運用收斂模型來探究鄉村振興與共同富裕耦合協調度的收斂效應． 其中, 收斂模型可分為σ收斂和β收斂兩種, 詳細計算過程, 參見已有研究[38-39]．

2.5.1σ收斂法

σ收斂法能夠用來刻畫耦合協調度的離差隨著時間的推移而呈現上升或下降波動的態勢, 從而反映地區內差異變化規律． 若σ值不斷減小, 說明區域內耦合協調度的差距逐漸縮小, 呈現收斂趨勢, 反之則為擴散趨勢．

(24)

2.5.2 空間β收斂法

β收斂法是指隨著時間的轉移, 耦合協調度較低的地區會趕上較高的地區, 最終以相同的速度達到穩定發展并趨于收斂的狀態． 隨著經濟全球化的發展, 各地區間的聯系日益緊密, 空間依賴性越來越強, 所以在傳統β收斂法的基礎上, 引入空間計量模型． 其大致可分為3種類型: 空間杜賓模型(SDM)、 空間誤差模型(SEM)、 空間滯后模型(SAR)． 另外, 主要運用地理距離平方的倒數作為空間權重矩陣． 若β<0且顯著, 表明耦合協調度呈現收斂趨勢, 反之則存在擴散現象． 具體模型公式為:

SDM:

(25)

SEM:

(26)

SAR:

(27)

式(25)至(27)中,α為常數項,β為空間回歸系數;θ為空間誤差系數,ρ為空間滯后系數, 分別反映臨近地區耦合協調度的發展水平和增長率對本地區耦合協調發展水平的影響;ωij為空間權重矩陣,ui為地區效應,vt為時間效應,εit為隨機干擾項．

3 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的時空動態演進特征

3.1 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的時序演化特征

通過計算2010-2019年鄉村振興與共同富裕耦合協調度的均值, 探究耦合協調度的時序變化特點． 由表4可知, 2010-2019年鄉村振興與共同富裕的耦合度、 綜合發展水平指數和耦合協調度都呈現逐年遞增趨勢, 耦合協調類型也由瀕臨失調向勉強協調跨越, 但從2012年開始長期處于勉強協調狀態, 未出現向更高協調等級類型躍升的態勢, 說明距離優質協調仍有較大的差距． 總的來說, 雖然耦合協調發展指標均值都存在不斷提升的趨勢, 但耦合協調等級類型較低, 呈現出“高耦合度—低綜合發展水平指數—低耦合協調度”的特征, 表明仍需進一步強化鄉村振興與共同富裕的綜合發展水平, 促進深度融合發展, 實現城鄉共同富裕．

表4 2010-2019年耦合協調發展指標均值

3.2 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的空間格局演變特征

3.2.1 各省份耦合協調度的變化趨勢

由于篇幅有限, 主要考察2010年、 2019年中國其中30個省份鄉村振興與共同富裕耦合協調度的動態演化趨勢． 由圖1可知, 從總體上來看, 各地區耦合協調發展水平都存在上升趨勢． 其中, 2010年大多數省份的耦合協調度主要在區間[0.4, 0.6]范圍內波動, 而2019年后大致在區間[0.5, 0.7]范圍內波動． 2010年全國4大地區耦合協調度排序依次為: 東部(0.496 1)>東北(0.462 9)>中部(0.451 0)>西部(0.429 4); 2019年從大到小排序依次為: 東部(0.616 9)>中部(0.604 4)>東北(0.573 5)>西部(0.556 0)． 可見, 耦合協調度總體呈現“東高西低”的空間分布特征．

圖1 2010年和2019年各省份耦合協調度的演化趨勢

3.2.2 各省份耦合協調類型的變化特點

從局部出發, 分析2010年、 2019年全國4大地區內各省份耦合協調等級類型的變化特征． 由表5可知, 在東部地區中, 河北、 浙江、 福建和廣東的耦合協調類型都由瀕臨失調向初級協調跨越, 北京、 山東和江蘇的耦合協調等級均從勉強協調向初級協調躍升, 天津和海南的耦合協調類型都由瀕臨失調向勉強協調轉變, 而上海長期處于初級協調狀態, 并且初始協調等級類型較高． 在中部地區中, 山西、 湖北和江西的協調類型都從瀕臨失調向勉強協調躍升, 湖南和安徽的協調等級由瀕臨失調向初級協調跨越, 河南從勉強協調向初級協調轉變, 并且初始耦合協調發展水平較高． 在西部地區中, 除廣西從輕度失調向勉強協調轉變, 以及四川由瀕臨失調向初級協調跨越之外, 其余各省份的耦合協調等級都從瀕臨失調向勉強協調躍升． 在東北地區中, 黑龍江由瀕臨失調向初級協調跨越, 遼寧和吉林從瀕臨失調向勉強協調躍升． 簡言之, 各省份的耦合協調發展水平都呈現逐年遞增趨勢, 協調等級類型也具有向更高階段躍升態勢, 并且存在“東高西低”的空間分布特征．

表5 2010年和2019年各省份耦合協調類型的變化趨勢

4 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的Kernel密度分析

采用Kernel密度估計法來描繪全國及4大地區耦合協調度的核密度曲線的分布位置、 形態、 延展性和極化性等, 進而分析耦合協調度的動態演化軌跡． 主要呈現2010年、 2015年、 2019年耦合協調度的核密度曲線變化趨勢(圖2)．

圖2 全國及4大地區耦合協調度的核密度曲線演變趨勢

從全國層面看, 核密度曲線呈現“逐漸右移, 峰值下降速度先快后慢, 寬度不斷收窄, 拖尾現象逐漸不顯著”的演化特點． 其中, 核密度曲線不斷向右移動, 說明鄉村振興與共同富裕的耦合協調發展水平持續提高, 存在向更高階段發展的趨勢; 峰值下降, 帶寬收窄, 表明各地區耦合協調度存在集聚現象, 即區域間耦合協調發展水平的差距不斷縮小, 具有協調發展的態勢． 2010年核密度曲線出現“雙峰”形態, 而到2015年和2019年后“雙峰”的形態逐漸減弱, 并且向“單峰”轉變, 說明隨著時間的推移兩極化或多極化的現象漸漸消失, 具有均衡發展的趨勢; 并且拖尾現象逐漸不顯著, 證明區域間強核現象不明顯．

從區域層面看, 在東部地區中, 核密度曲線呈現“逐漸右移, 峰值上升速度先慢后快, 寬度迅速收窄, 拖尾現象不顯著”的演進特征． 其中, 隨著時間的轉移, 核密度曲線不斷向右移動, 說明東部地區耦合協調發展水平不斷提升, 具有良好的持續發展趨勢; 峰值提升速度快, 并且帶寬收窄迅速, 表明東部地區也存在集聚現象, 區域間的差距逐漸縮小; 同時, 出現山峰的數量先增后減, 說明存在從多極化逐漸向兩極化或單極化過渡的趨勢; 拖尾現象不明顯, 表明區域強核特征不顯著． 在中部地區中, 核密度曲線呈現“逐漸右移, 峰值先迅速下降后緩慢上升, 寬度先迅速擴散再緩慢收窄, 拖尾現象不顯著”的變化特征． 其中, 核密度曲線逐漸向右移動, 表明中部地區耦合協調度也存在遞增趨勢; 峰值迅速下降, 帶寬經歷“迅速擴散—緩慢收窄”的過程, 說明中部地區耦合協調發展水平的差距先持續擴大后逐漸縮小; “雙峰”形態逐漸消失, 表明多極化或兩極化現象漸漸不顯著, 存在向均衡化發展的態勢; 拖尾現象不明顯, 表明不存在強核特征區域． 在西部地區中, 核密度曲線呈現“逐漸右移, 峰值提升速度先快后慢, 寬度收窄速度也先快后慢, 拖尾現象不顯著”的演變特點． 其中, 核密度曲線不斷向右移動, 說明西部地區耦合協調發展水平不斷提升; 峰值上升, 帶寬收窄, 表明西部地區存在集聚現象, 區域差距逐漸縮小; 并且還存在從“單峰—雙峰”過渡的態勢, 說明存在較為明顯的梯度效應, 兩極化現象比較顯著, 但不存在高度集聚區域． 在東北地區中, 核密度曲線呈現“逐漸右移, 峰值先迅速上升后迅速下降, 寬度先收窄后擴散, 拖尾現象不顯著”的演化特點． 其中, 核密度曲線不斷向右移動, 說明東北地區耦合協調發展水平也存在持續提升趨勢; 峰值先上升后下降, 帶寬先收窄后擴散, 表明東北地區經歷“集聚—擴散”的過程, 即區域差距先縮小后擴大; 核密度曲線無交叉, 說明東北地區耦合協調發展水平差異性較小, 不存在掉隊現象; 主要以“單峰”為主, 多極化現象不顯著, 并且同樣也不存在強核特征區域． 總之, 全國及4大地區的耦合協調發展水平都呈現不斷提升的態勢, 地區間的差異性逐漸縮小, 存在協調發展的趨勢．

5 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的地區差異性及來源

運用Dagum基尼系數法對全國及4大地區的耦合協調度進行詳細分解, 以便揭示其空間差異性及成因(表6, 表7)．

表6 2010-2019年4大地區內(間)的基尼系數結果

表7 2010-2019年全國總體基尼系數的來源分解結果

5.1 耦合協調度的總體差異及地區內差異

運用Dagum基尼系數及其分解法, 考察2010-2019年全國及4大地區耦合協調度的基尼系數變化趨勢． 由表7可知, 總體基尼系數主要在區間[0.04, 0.06]范圍內波動, 除2010-2011年出現小幅度的上升現象外, 總體呈現逐年遞減趨勢, 表明全國整體上耦合協調度的地區差異性存在不斷減弱的態勢．

由表6可知, 從地區內的差異來看, 全國4大地區基尼系數均值從大到小排序依次為: 中部(0.0404)>西部(0.0394)>東部(0.0392)>東北(0.0170)． 其中, 東部地區的基尼系數大致在區間[0.03, 0.06]內上下波動, 從2010至2014年出現較大幅度的下降, 但從2014至2017年又出現小幅度回升, 2017至2019年經歷“下降—上升”的過程, 總體呈現“W”形波動態勢． 中部地區的基尼系數主要在區間[0.02, 0.05]內上下浮動, 整體呈現“M”形波動趨勢, 即從2010至2012年出現較大幅度提升, 說明地區內差距存在擴大的趨勢; 2012至2014年經歷“下降—上升”的波動過程; 但從2015年開始基尼系數持續逐年遞減, 表明中部地區內耦合協調發展水平的差距逐漸縮小, 具有協調發展的趨勢． 西部地區的基尼系數主要在區間[0.03, 0.05]內變化, 除2010至2012年出現小幅度上升外, 從2012至2019年都呈現逐年遞減趨勢, 說明西部地區中各省份耦合協調度的差距不斷減小, 也存在協調發展的態勢． 東北地區的基尼系數大致在區間[0, 0.03]內浮動, 在4大地區中此區域的基尼系數最小, 說明東北地區中各省份間耦合協調發展水平的差距較小; 同時, 基尼系數波動次數較為頻繁, 但波動幅度相對較小． 總的來說, 相較于2010年初始數值, 除中部地區之外, 全國、 東部、 西部和東北地區的基尼系數都呈現下降趨勢． 為此, 應該持續推進區域協調發展戰略, 致力于縮小地區間的差距, 促進區域協調發展．

5.2 耦合協調度的地區間差異

從地區間的差距來看, 由表6可知, 地區間的基尼系數均值從大到小排序依次為: 東—西(0.0707)>中—西(0.0583)>東—中(0.0456)>東—東北(0.0434)>西—東北(0.0430)>中—東北(0.0362)． 可見, 總體上東部地區與其余地區間的耦合協調發展水平的差異性要大于非東部地區之間的差距． 同時, 西部與東部、 中部地區間的非均衡性尤為突出． 其中, 東—中地區基尼系數呈現遞減態勢, 東—西地區除2010-2011年出現上升現象外, 整體上處于下降態勢, 其余地區間基尼系數上下波動次數較為頻繁． 總體而言, 除中—西和中—東北地區之外, 其余地區間的基尼系數相較于2010年的初始數值都呈現下降趨勢, 表明中部與東北、 西部地區間的耦合協調發展水平的差距存在擴大態勢, 所以仍需著力解決區域間發展不平衡性的問題．

5.3 耦合協調度的地區差異性來源及貢獻率

對總體基尼系數進行詳細分解, 以便清楚揭示耦合協調度的地區差異性成因． 由表7可知, 總體基尼系數主要來源于地區間差距貢獻率, 地區內差距貢獻率次之, 超變密度貢獻率較低． 此外, 相較于2010年的初始貢獻率來說, 地區內差距貢獻率和地區間差距貢獻率都出現小幅度下降趨勢, 只有超變密度貢獻率呈現上升態勢, 但整體波動幅度較小且相對平穩, 表明地區間的非均衡性依然占據主導地位, 區域間的差異性不容小覷．

6 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的收斂性分析

6.1 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的σ收斂檢驗

利用σ收斂法探討2010-2019年全國及4大地區耦合協調度的收斂性特征． 由圖3可知, 全國收斂系數雖在2010-2011年出現小幅度的擴散趨勢, 但總體呈現收斂態勢． 具體來看, 中部和西部地區的收斂系數曲線形態相似, 都呈現“倒U”形變化特征, 即2010-2012年逐年上升, 2012-2019年出現持續遞減趨勢, 說明中部和西部地區的耦合協調發展水平呈現先擴散再收斂的態勢． 東部和東北地區的收斂系數呈現“W”形波動趨勢, 上下變動次數較為頻繁． 總體上, 除中部地區外, 其余地區的耦合協調度都存在一定的收斂發展態勢．

圖3 全國及4大地區耦合協調度的σ收斂系數演化趨勢

6.2 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的空間β收斂檢驗

采用空間β收斂法深入探究全國及4大地區耦合協調度的收斂效應, 同時通過Hausman檢驗、 LM檢驗、 LR檢驗和Wald檢驗等方法來選擇適合的空間計量模型, 以便提高研究結論的準確性． 其中, Hausman檢驗可以確定是隨機效應還是固定效應, LM檢驗能夠驗證是否適合運用空間計量模型, 而LR檢驗和Wald檢驗可以驗證空間杜賓模型是否可以簡化為空間誤差或空間滯后模型． 全國、 東部和西部地區選擇空間固定SDM模型進行檢驗, 中部地區選擇雙向固定SDM模型進行分析, 而東北地區因未通過LM檢驗將采用OLS模型進行研究．

由表8可知, 從空間收斂系數來看, 全國及4大地區的空間回歸系數β都在1%的水平上顯著為負, 說明耦合協調發展水平呈現收斂態勢, 即隨著時間的推移, 鄉村振興與共同富裕耦合協調發展水平較低的地區會趕上水平較高的地區, 最終達到共同穩定增長的狀態． 此外, 收斂系數β的絕對值大小可以反映出收斂速度的快慢, 可知西部地區收斂速度最快, 東部和中部次之, 東北地區最慢． 從空間誤差和滯后系數來看, 全國、 東部和西部地區的誤差系數θ和滯后系數ρ都在1%的水平上顯著為正, 說明存在正向空間相關性, 周邊地區耦合協調度的發展水平和增長率都會對此地區產生正向的拉動作用, 即外部溢出效應是促進耦合協調發展水平提高的重要因素． 而中部地區的誤差系數θ為正, 說明存在顯著的空間正相關性, 但滯后系數ρ為負, 說明鄰近地區耦合協調度的增長率會對本地區存在一定的負向空間相關性, 會抑制本地區耦合協調度的提升． 總之, 全國及4大地區的耦合協調度都呈現顯著的收斂態勢, 并且除東北地區外, 均存在空間溢出效應．

表8 全國及4大地區耦合協調度的空間β收斂檢驗結果

7 結論與建議

7.1 研究結論

基于2010-2019年中國其中30個省份的面板數據, 在重構鄉村振興與共同富裕評價指標體系的基礎上, 運用熵權TOPSIS法和耦合協調度模型測量鄉村振興與共同富裕的耦合協調度, 并進一步采用Kernel密度估計、 Dagum基尼系數法、σ收斂法和空間β收斂法揭示全國及4大地區耦合協調度的動態分布規律、 地區差異性來源和收斂效應． 具體得出以下研究結論:

1) 在時空動態分布方面: 2010-2019年鄉村振興與共同富裕的耦合度、 綜合發展水平指數、 耦合協調度都存在逐年遞增的趨勢, 呈現“高耦合度—低綜合發展水平指數—低耦合協調度”的特征, 耦合協調等級類型由瀕臨失調向勉強協調轉變, 但長期處于勉強協調狀態, 距離優質協調仍有較大的差距; 存在“東高西低”的空間分布特點, 并且絕大多數省份的耦合協調等級都存在向更高階段躍升的趨勢; 除中部地區核密度曲線帶寬擴大外, 其余地區都呈現“曲線右移, 寬度收窄, 拖尾現象不顯著”的特點．

2) 在空間差異性來源方面: 總體基尼系數呈現逐年遞減的趨勢; 地區內的基尼系數均值依中部、 西部、 東部、 東北遞減, 說明中部地區耦合協調度的差異性較大, 西部和東部次之, 東北地區較小; 地區間的基尼系數均值排序依次為: 東—西>中—西>東—中>東—東北>西—東北>中—東北, 總體上東部地區與其余地區間的耦合協調發展水平的差距要大于非東部地區間的差異性; 地區差異性主要來源于地區間, 地區內次之, 超變密度較小．

3) 在收斂效應方面: 從σ收斂來看, 除中部地區外, 全國及其余3大地區的耦合協調度都存在一定的收斂發展態勢． 從空間β收斂來看, 全國及4大地區的耦合協調度都呈現收斂態勢． 其中, 西部地區收斂速度最快, 東部和中部次之, 東北部最慢． 除東北地區外, 其余地區都存在空間溢出效應, 即周邊地區耦合協調度的發展和增長率的提升都會對本地區產生一定的輻射作用．

7.2 政策建議

1) 強弱項補短板, 推動鄉村全面振興, 實現城鄉共同富裕． 根據研究結論可知, 低綜合發展水平指數是制約鄉村振興與共同富裕耦合協調發展的關鍵障礙因素． 為此, 仍需深入實施鄉村振興戰略, 堅持農業農村優先發展的原則, 加快構建促進農業農村高質量發展的長效機制, 筑牢共同富裕的經濟基礎． 具體來看: 首先, 應該有效發揮鄉村振興戰略的銜接作用, 既要鞏固拓展脫貧攻堅成果, 防止規模性返貧, 又要為實現共同富裕奠定堅實的基礎． 其次, 加快構建農業現代化產業體系、 生產體系和經營體系, 打破傳統粗放型的發展模式, 大力發展新型產業, 延長上下游產業鏈, 實現規模化經營, 提高農村產業經營效益． 第三, 堅持因地制宜、 精準施策和可持續發展的原則, 挖掘農村資源稟賦優勢, 大力發展綠色生態產業和鄉村休閑旅游業, 加快美麗鄉村建設, 助推社會主義現代化強國目標的實現．

2) 加快實施區域協調發展戰略, 致力于縮小地區間的差距, 促進區域可持續發展． 由研究結論可知, 鄉村振興與共同富裕耦合協調度的動態分布具有顯著的區域非均衡性特征, 并且地區間的差異性始終占據主導地位． 因此, 應該優化區域空間布局結構, 堅持“輸血”和“造血”相結合的原則, 推動區域協調發展． 在整體層面上, 堅持效率與公平相統一的原則, 既要做大“蛋糕”, 又要分好“蛋糕”, 不僅要強化發達地區經濟引領的帶動作用, 而且也要重視欠發達地區發展動力不足的抑制作用, 加快構建優勢互補、 高質量發展的空間布局結構, 縮小地區間的差異性, 實現區域可持續發展． 在局部層面上, 打破地域壁壘, 加強區域間的交流和合作, 促進地區間生產要素的雙向自由流動, 優化資源配置, 提高資源綜合利用率． 并且還需要發揮發達地區的幫扶作用, 為發展落后地區引入新技術、 引進高精尖人才、 提供經驗指導等, 以便為欠發達地區的經濟發展增添新動力, 進而加快實現全體人民的共同富裕．