我國鄉村振興水平測度及政策效應差異性評估
——基于廣義雙重差分模型

袁 靖 代 瀅 劉曉敏 王靖茜

（山東工商學院統計學院，山東 煙臺 264005）

一、引言

習近平總書記在黨的二十大報告中指出，在全面建設社會主義現代化國家的道路上，最困難、最繁重的工作還是在農村。鄉村振興戰略，是中國實現城鄉一體化、全面建設社會主義現代化強國的重要指導方針，也是全面推進高質量發展的重要抓手。

鄉村振興戰略是我國發展的特色，隨著鄉村振興戰略的進一步實施，需要考察以下兩個問題：我國及各地區鄉村振興水平及戰略實施的成效如何？各區域的鄉村振興水平是否存在不平衡發展？以上問題的解答可以更好地把握我國鄉村振興的政策效應及發展差異，有助于為鄉村全面振興戰略目標的實現提出科學的對策建議。

二、文獻綜述

已有文獻[1-3]圍繞鄉村振興發展水平測度進行了廣泛的理論及實證研究，采用層次分析法、熵值法、因子分析法和TOPSIS 方法等對我國鄉村振興水平進行測度，并分別基于省域、縣域及村域進行了綜合測度評價。吳儒練（2023）[4]采用熵值法基于28 個指標構建指標體系，對2010—2019 年我國31 個省（區、市）鄉村振興水平進行了測度分析，結論表明我國鄉村振興發展水平存在顯著區域性差異特征。楊朝娟和賀高祥（2023）[5]采用熵值法和灰色預測模型等方法對2010—2020 年我國長江經濟帶11 省（市）鄉村振興發展水平進行了測度分析，結論表明未來隨著鄉村振興發展水平的提升，長江經濟帶各地區之間的絕對差距可能會更加突出。程明和錢力等（2020）[6]采用雙重差分法對我國最為貧困地區的鄉村振興戰略進行分析，研究表明，“鄉村振興示范村”政策對貧困地區的鄉村振興成效有明顯促進作用；勞動力結構、本地務工情況以及交通便利性等指標，會對鄉村振興成效產生明顯影響，“鄉村振興”對“示范村”的“周邊”和“鄰接”有明顯的正外溢效應。王青和曾伏（2023）[7]利用2006—2020 年我國31 個省（區、市）面板數據構建鄉村振興水平評價指標體系，使用熵值法測度鄉村振興水平，采用空間杜賓模型考察我國及各區域鄉村振興水平的區域差異及貢獻，結論表明我國鄉村振興戰略取得顯著成效，但各區域存在較為明顯的不平衡發展。在此基礎上，有學者[8-10]對鄉村振興與數字經濟、新型城鎮化發展等影響因素進行了耦合協調分析。

以上文獻從不同角度對鄉村振興進行了評價測度。本文首先采用熵值法對2014—2021 年我國31個省（區、市）鄉村振興水平進行綜合評價，然后基于2014—2021 年數據采用控制雙向固定效應的廣義雙重差分模型，檢驗以2018 年為實施年份的鄉村振興戰略是否能夠顯著影響農民人均純收入，進而探究鄉村振興戰略相關政策在全國范圍內的實施效果，并將全國劃分為東中西三個地區進行異質性分析，以更加綜合地評判我國31 個省（區、市）鄉村振興戰略的實施效果，并通過異質性分析探索提升鄉村振興戰略實施薄弱地區的有效方案，為今后加快推動鄉村全面振興提供重要的經驗證據和決策參考。

三、我國鄉村振興水平綜合評價

（一）數據選取及說明

本文以除港澳臺外的31 個省（區、市）為研究對象構建鄉村振興指標體系，數據來自歷年《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》及國家統計局分省份年度數據。

（二）熵權法及綜合指數計算

1.數據指標的無量綱化處理

其中，xij表示第i 年的第j 個評價指標。

2.求和歸一化

計算第i 個樣本第j 項指標的比重pij。

3.計算第j 項指標的熵值

其中，0≤ej<1

4.計算第j 項指標的冗余度

其中，熵值ej越小，指標的冗余度越大，說明該指標的重要程度越高。

5.計算第j 項指標的權重

6.計算高質量發展和鄉村振興水平的綜合指數

按照上述公式，計算得到鄉村振興水平評價指標的權重如表1 所示。

表1 鄉村振興水平綜合評價指標體系及權重

（三）鄉村振興指標體系構建

對于鄉村振興綜合評價，依據鄉村振興“20 字方針”的總要求，選取產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕5 個一級指標共19 個二級指標，見表1。

（四）鄉村振興發展綜合指數評價

根據熵權法及綜合指數計算公式，計算出2014—2021 年我國31 個省（區、市）鄉村振興發展水平綜合指數，見表2。圖1 為2021 年測算結果的雷達圖。

圖1 2021 年全國3 1 個省（區、市）鄉村振興水平綜合評價比較

表2 2016—2021 年全國31 個省（區、市）鄉村振興水平測算結果

總體看，當前我國鄉村振興戰略實施主要處于以下幾個階段：基礎設施建設階段、農業科技進步階段、農產品質量安全水平提升階段、生態環境保護和農業產業融合發展階段、農村生活環境治理水平提升階段。鄉村振興水平基本在2019 年之后出現顯著增長，究其原因，可能是《鄉村振興戰略規劃（2018—2022 年）》的實施促進了鄉村振興相關指標數據的變化，推動我國鄉村振興戰略取得顯著成效。但是當前全國絕大多數省（區、市）的鄉村振興發展水平仍有待提高，且與發達國家相比存在差距，鄉村振興發展不平衡不充分問題仍比較突出。鄉村振興是一個長期過程，需要堅定地貫徹實施鄉村振興戰略，保證各項政策落實落地，力爭在中長期內將其穩定提升至較高水平。

具體到省際層面，絕大多數省（區、市）的鄉村振興水平在鄉村振興戰略實施后提升顯著，說明鄉村振興戰略得到迅速和深入的貫徹落實。從數值看，我國鄉村振興水平存在顯著的“東中部較高、西部較低”特征。高值方面，鄉村振興水平靠前的省（區、市）基本出現在東中部，包括東部的山東、河北等地，中部的河南、湖南、江西等地，西部近年來僅四川進入全國前五；低值方面則呈現“西部為主，東中部為輔”特征，鄉村振興水平靠后的省（區、市）大多數年份以西部的寧夏、西藏、青海為主，東部的上海和中部的甘肅鄉村振興水平也相對較低。從分化特征看，東中西部三大區域一定程度上均具有內部差異，特別是近年來東部區域內鄉村振興水平靠前的省（市）較多，而北京、天津鄉村振興水平相對靠后，因此其內部分化趨勢相較于中西部區域更為明顯。

表3 報告了2016—2021 年東中西部的平均得分，2016—2021 年三個地區連續上升，其中西部增長最快、中部次之、東部最慢。之后東部和中部出現小幅下降后再次上升且數值較大，西部地區一直穩步上升。從差異看，中部和西部之間差距最大，中部和東部之間差距居中，東部和西部之間差距最小。從差異變化看，東西部和中西部的差異越來越小，中東部的差異先增大后減小；東西部的差異變化幅度最大，中東部次之，中西部最小。

表3 2016—2021 年全國鄉村振興水平的平均得分

四、數據說明和研究設計

（一）數據選取及說明

本文以全國31 個省（區、市）的333 個地級行政區為研究對象，時間選取為2014—2021 年，數據來自歷年《中國城市統計年鑒》、《中國縣域統計年鑒》、中經網統計數據庫、《城市建設統計年鑒》和各地區統計年鑒。在此基礎上，對數據做如下篩選與填補：首先，因地市合并、劃縣入市、撤縣建市等因素，我國地級行政區數量有所變化，本文采用2021 年10 月31 日更新維護的城鄉劃分，共計333 個地級行政區。其次，部分變量因年份缺失，采用插缺處理方法進行補全。

（二）變量選取及說明

本文采用的被解釋變量是農民人均純收入，用農民純收入除以農村居民家庭常住人口計算，反映了區域農村居民收入的平均水平，對全面建成小康社會、農村脫貧，以及宏觀決策部門所研究制定的鄉村振興戰略等與農村相關的政策效應有重要作用。

對于鄉村振興綜合評價，依據鄉村振興“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”20 字方針的總要求，選取12 個控制變量（變量說明見表4）：糧食綜合生產能力、規模以上農產品加工企業主營業務收入、畜禽糞污綜合利用率、衛生廁所普及率、農村綠化率、農村居民教育文化娛樂支出占比、農村義務教育學校專任教師本科以上學歷比例、有線電視覆蓋率、開通互聯網寬帶業務的行政村比重、已編制村莊規劃的行政村占比、安全飲用水普及率、農村每千人擁有衛生技術人員數。控制這些變量有助于滿足條件獨立性。

表4 變量說明

（三）模型設計

本文構建如下廣義雙重差分模型：

其中，yit為因變量，i、t 分別表示地級行政區和時間，Xit為控制變量向量，λi、υt分別表示地級行政區和時間固定效應，εit是隨機誤差項，score 代表政策強度。post 代表時間虛擬變量，在2018 年及以后post=1，在2018 年以前post=0。交互項的系數是本文關注的重點，表示的是鄉村振興政策效果，即政策發布前后全國各地區城鄉差距的差異。如果呈現顯著性，當δ>0時，說明政策具有正向調節作用，反之則說明具有負向調節作用。

五、實證分析

（一）模型適用性檢驗

使用廣義雙重差分模型需要數據滿足一致性的基本假設。如圖2 所示，在實際政策沖擊發生之前，估計系數值較小且保持穩定，表明在實行鄉村振興戰略前，我國鄉村發展水平有增長但較低；實行鄉村振興戰略后，估計系數值較大，表明我國鄉村發展水平顯著提高。因此本文模型通過了平行趨勢檢驗。

圖2 城鄉居民收入比

（二）模型選擇

對面板數據進行F 檢驗、Hausman 檢驗，表5 報告了檢驗結果。本文選擇固定效應模型。

表5 模型選擇檢驗

（三）基準回歸

使用控制雙向固定效應的雙重差分模型，檢驗以2018 年為實施年份的鄉村振興戰略是否能夠顯著影響農民人均純收入，進而探究鄉村振興戰略的政策實施在全國范圍內的實施效果，實證檢驗結果如表6 所示。表6 中的列（1）、列（2）結果顯示，加入鄉鎮特征變量的交叉項的系數估計值和不加入鄉鎮特征變量的值，都在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著鄉村振興戰略顯著提高了農民人均純收入，鄉村振興戰略的實施極為有效。

表6 基準回歸結果

（四）穩健性檢驗

1.改變政策沖擊的時間

將時間沖擊提前到2017 年，重新將時間沖擊與政策虛擬變量相乘得到score*post 2017 交互項并進行回歸，從表6 中列（4）可以發現，雖然交互性的系數為正且顯著，但系數大小遠遠低于2018 年時間虛擬變量與score 的交乘項，而原因正是2018 年受到政策沖擊的影響，表明模型穩健。

2.調整變量

通過調整被解釋變量進行模型的穩健性檢驗。被解釋變量由模型的農民人均純收入變為表6 列（3）的城鄉居民收入比，可以看出關鍵變量的系數依舊在1%的顯著性水平下為正，表明模型穩健。

（五）異質性分析

本文將全樣本數據分為東中西部三個子樣本，對模型重新進行回歸。表7 報告了回歸結果，對比不加控制變量的三個子變量模型，系數大小是西部大于中部，中部大于東部；加控制變量后，東部地區的系數明顯大于西部地區，表明東部地區較西部地區政策效果更顯著。

表7 鄉村振興戰略對于不同地區的影響差異

六、對策建議

本文采用熵值法基于產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕5 個維度19 個指標測度2014—2021 年我國31 個省（區、市）鄉村振興發展水平，在此基礎上，采用控制雙向固定效應的廣義雙重差分模型檢驗以2018 年為實施年份的鄉村振興戰略是否能夠顯著影響農民人均純收入。結果表明：我國鄉村振興水平在2018 年之后均有所增長，但鄉村振興發展不平衡不充分問題比較突出，存在顯著的“東中部較高、西部較低”特征；廣義差分模型回歸結果顯示我國鄉村振興政策顯著有效，異質性分析發現東部的鄉村振興政策效果明顯優于西部。對此，本文提出如下建議：（1）全面厘清鄉村振興評價體系中各指標的重要程度，根據指標得分有差別地發揮各區域的獨特優勢，如西部地區加大經濟發展，增加地區生產總值，東中部地區致力于綠色發展要素。（2）對全國農村提供堅實的政策支持，如稅收優惠政策等，加快鄉村現代化高質量建設，加大農村基建、醫療、社保、教育、文化、就業、生態環境保護等民生資源的投入。（3）加大農業科技創新投入，大力發展綠色低碳循環產業，如綠色養殖和綠色農產品加工產業，促進全國鄉村綠色健康發展。（4）充分發揮東中部如河南、山東、湖南和湖北等省份鄉村振興發展的正向溢出效應，推動省際合作與優勢互補，助力其他地區優化鄉村產業結構，推動全國鄉村振興的發展進程。◆