全面鄉村振興戰略促進了農村基本公共服務均等化嗎？
——基于2011—2020 年地級城市面板數據的實證分析

●裴 育 章昊涵

一、引言

《“十三五”推進基本公共服務均等化規劃》指出基本公共服務是由政府主導、保障全體公民生存和發展基本需要、與經濟社會發展水平相適應的公共服務。基本公共服務均等化不是簡單平均化全體公民獲得基本公共服務， 均等化的核心是機會均等，保障全體公民公平可及地獲得大致均等的基本公共服務。 《中國農村發展報告2023》 顯示截至2022 年底，農村公路總里程達到446 萬公里，農村平均供電可靠率達到99%，農村自來水普及率提升至88%，農村基礎設施建設進一步完善；國家醫療保障局數據顯示2022 年共資助8899.1 萬人參加基本醫療保險，支出180.2 億元，人均資助202.6 元，農村低收入人口和脫貧人口參保率穩定在99%以上；國家統計局數據顯示城鄉養老保險人均基金支出從2012 年70.17元/月上漲至2022 年底204.7 元/月，城鄉居民養老保險的參保人達到54952 萬人，農村社會保障體系建設已經取得重大進步，但是，城鄉之間基本公共服務的均等性較差、農村基本公共服務涵蓋種類不足、農村不同地域之間基本公共服務發展水平差異較大（黃壽峰和趙巖，2023）。 2022年，國家發展改革委等部門聯合印發了《“十四五”公共服務規劃》，其中明確指出：基本公共服務資源要持續向基層、農村和困難群眾傾斜，不斷縮小城鄉區域間基本公共服務差距，到2035 年， 基本實現基本公共服務均等化。

黨的十九大報告提出鄉村振興戰略，從“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”五個方面發展農村經濟，解決新時代“三農”問題，推動農村治理現代化，實現農村全面建設社會主義現代化的目標。 農村基本公共服務是全面鄉村振興戰略的重要組成部分， 通過提供優質的教育、醫療、社會保障等基本服務，促進農村人力資本提升，為農村產業發展和社會穩定提供支持，進而推動鄉村振興戰略的全面實施（何育靜和張煒煒，2022）；與此同時，全面鄉村振興是農村基本公共服務均等化的戰略保障， 鄉村振興戰略的實施使社會資本不斷融入鄉村基礎設施建設中， 從文化服務、 生態保護和社會建設等各方面推動農村基本公共服務發展， 實現農村基本公共服務的有效供給，保障農村居民的生活水平，提升農村居民的幸福感， 推動農村全面發展。 全面鄉村振興和農村基本公共服務相互促進， 實現農村地區經濟發展，縮小城鄉間區域差距，進一步推動農村地區的現代化發展。

二、理論分析

（一）全面鄉村振興戰略對農村基本公共服務均等化的影響

公平正義和福利經濟學是農村公共服務均等化研究的理論基礎。Sen（2006）認為在政治領域中公平正義可以有效解決社會基本服務不足的現象，Stiglitz（1991）通過社會福利函數和帕累托最優探討提供基本公共服務可以有效提高社會總體福利，丁煥峰和曾寶富（2010）也認為公共服務與社會福利之間有很強的相關關系。 全面鄉村振興戰略旨在促進農村整體發展，實現城鄉共同富裕，對農村基本公共服務均等化有著深遠影響。

鄉村振興戰略鼓勵農村地區進行農業現代化和產業結構升級，一方面，會完善農村地區基礎設施建設， 為提供均等化的基本公共服務打下基礎；另一方面，有助于提高農村居民的收入水平，提高農村居民的生活質量，提高獲取公共服務的能力（郭美榮等，2021）。 鄉村振興戰略鼓勵城市人才回流， 支持農村人才的培養和引進，提高農村地區的教育水平和專業技能，提升鄉村地區人力資本水平，有利于提升農村基本公共服務的提供能力和水平（陳秋紅，2019）。 鄉村振興戰略注重推動農村地區基本公共服務的高質量供給， 通過建設現代化的鄉村學校和醫療機構加強農村教育和醫療衛生服務，推進城鄉教育、醫療、社會保障等資源共享互聯，實現教育、醫療衛生等領域基本公共服務的均等化 （王方略等，2023）。 鄉村振興戰略將政策支持和社會資源傾斜至農村地區， 政府也會因地制宜制定差異化的基本公共服務規劃并推行實施， 確保農村地區獲得足夠資金支持用于提供基本公共服務，解決我國長期城鄉資源分布不均勻，農村基本公共服務供需結構不匹配、質量較差的現狀，縮小城鄉區域差距（蔣海兵，2019）。

綜上所述，本文提出假說1：全面鄉村振興戰略促進了農村基本公共服務均等化。

（二）金融支持對農村基本公共服務均等化的影響

全面鄉村振興戰略離不開社會資金的支持、金融創新服務以及鄉村金融機構的發展。

金融支持是通過提供資金、融資、金融產品和服務等方式， 支持特定行業實現相應發展目標的過程（劉煜輝和沈可挺，2011）。農村基礎設施項目一般都面臨著初始投資資金投入過大， 項目的資金需求與財政收入之間存在矛盾， 而金融支持通過融資等金融渠道支持如道路、橋梁、供水系統等農村基礎設施建設，改善農村地區生活水平，促進農村基本公共服務均等化（郭濂，2015）。農村地區很多地方基本公共服務供給極度匱乏， 金融機構通過優質的金融產品提供可持續的資金保障，用于建設農村學校和農村醫療機構， 培育教育和醫療人才，完善社會保障體系，保障農村居民的生活質量，提升農村居民的社會安全感和幸福感，緩解城鄉基本公共服務資源分布不均等現象。 金融支持還可以通過提供農業貸款、 保險和其他金融產品，促進農村經濟發展，這有助于發展農村企業，提高農村居民收入， 使農村居民有更多機會接受更多種類的社會公共服務。

綜上所述，本文提出假說2：全面鄉村振興戰略通過機制變量金融支持促進了農村基本公共服務均等化。

三、實證研究

（一）變量選擇

1. 被解釋變量： 農村基本公共服務均等化（SPE）。 農村基本公共服務均等化要求政府部門致力于確保所有人平等地獲取如教育、 醫療、社會保障、住房、文化、公共交通等方面的服務，實現公共利益最大化（鄧子基和韓瑜，2008）。 地方政府是農村基本公共服務均等化的具體推行者，政府工作報告是政府每年向國家或地方人大代表、 政協委員以及公眾發布的一份重要文件，包含了政府在經濟、政治、社會等各個方面的工作總結、成就以及未來發展計劃，政府工作報告代表地方政府的行政意志，制定流程嚴謹、詞句應用規范嚴整，具有高度的權威性。 本文參考文宏和趙曉偉（2015）的研究和國務院印發《“十三五”推進基本公共服務均等化規劃》 的主體內容，使用文本分析法選取了地級市政府工作報告中基本公共服務相關領域關鍵詞出現的次數，主要涉及產業發展、教育、醫療衛生、文化體育、社會保障、生態環境等方面，將所統計的各個關鍵詞出現次數加總之后進行對數處理，計算出農村基本公共服務均等化變量，記成SPE。 具體選取的關鍵詞如表1 所示。

表1 農村基本公共服務均等化選取的關鍵詞

2. 核心解釋變量： 全面鄉村振興水平（Village）。 依據中共中央和國務院聯合印發的《鄉村振興戰略規劃（2018—2022 年）》主要內容，遵循鄉村振興評價指標體系選取的全面性、系統性和科學性原則，借鑒徐雪等（2022）、張挺等（2018）、蔡文伯和賀薇宇（2023）的研究成果，從產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕五個維度，選取十五個三級指標度量全面鄉村振興變量，具體變量描述如表2 所示。

表2 全面鄉村振興綜合指標評價體系

本文使用熵值法這一客觀賦權法， 根據十五個三級指標性質， 分為十二個正向指標和三個負向指標， 對標準化后的指標進行賦權降維擬合，計算出全面鄉村振興綜合評價指標，將該指標記成Village。 使用熵值法的優點是降低了決策者因為主觀性和個體性差異對評價指標結果產生干擾，讓決策過程更透明和可信；同時通過計算各個指標的信息熵， 考慮指標之間的相互關系，處理決策過程中指標之間的相互影響，使決策結果更加精準和穩定。

3.控制變量（Control）。 由于還存在影響農村基本公共服務均等化的因素，本文參考余曼和李拓（2023）的研究，選取了以下控制變量組：（1）經濟發展水平（lnGDP）：用地區生產總值的對數表示；（2）產業結構（Ind）：用區域第三產業增加值比區域國內生產總值表示；（3） 城市化水平（Urban）：用城鎮化率表示；（4）政府干預（Gov）：用一般公共財政預算支出比區域國內生產總值表示；（5）人口密度（lnPop）：用年末戶籍人口比城市行政區域面積的對數表示。

4.機制變量：金融支持。 地區之間的金融活動會對農村基本公共服務的建設提供資金支持， 對農村基本公共服務均等化產生積極推動作用，本文參考劉煜輝和沈可挺（2011）的研究，用年末金融機構存款余額與區域國內生產總值的比值表示地區金融支持水平，并記成Fin。

（二）模型設定

1.基準回歸模型。本文參考了張明和張興祥（2023）的研究，運用多指標評價方案的方法，構建了核心解釋變量全面鄉村振興水平和被解釋變量農村基本公共服務均等化水平。 為探討全面鄉村振興戰略對農村基本公共服務均等化的影響，本文構建了如下的基準回歸模型。

其中，Villagei，t表示第i 個城市在第t 時期的鄉村振興水平，SPEi，t表示第i 個城市在第t 時期的農村基本公共服務均等化水平，Controlsi，t表示第i 個城市在第t 時期影響農村基本公共服務均等化的控制變量集。 σi表示城市固定效應，γt表示時間固定效應，εi，t表示隨機擾動項。

2.機制回歸模型。 本文參考江艇（2022）的研究，引入機制變量與數字經濟發展指標的交互項，檢驗金融支持是不是全面鄉村振興戰略影響農村基本公共服務均等化的機制變量，具體模型如下。

其中，i 表示省份，t 表示年份，Fini，t為機制變量金融水平，Fini，t×Villagei，t為金融水平變量與全面鄉村振興綜合指標變量的交乘項，Controlsi，t為一系列影響農村基本公共服務均等化的控制變量。 σi表示城市固定效應，γt表示時間固定效應。本文對交乘項進行了去中心化處理，不僅緩解了核心解釋變量和交乘項變量間的共線性問題，還使核心解釋變量的系數更加直觀，且中心化處理對交乘項回歸系數并無影響，也就是對整個模型的調節效應分析并無明顯影響。 筆者對β31的系數和β11的系數進行觀測， 如果β31的系數為正且β11的系數為正，則全面鄉村振興對農村基本公共服務均等化的正向影響隨著機制變量的增大而增強，如果β31在實證統計上顯著， 則稱觀測到了顯著的調節效應。

（三）數據來源與描述性統計

鑒于數據的可得性， 地級城市面板數據2020 年之后數據缺失較為嚴重， 本文刪除了部分數據缺失嚴重的地級市數據， 運用2011—2020 年255 個地級城市面板數據， 實證考察了全面鄉村振興與農村基本公共服務均等化之間的關系。 數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國農村統計年鑒》、EPS 數據庫、國家統計局網站及地方統計局網站等。 表3 報告了相關變量的描述性統計。

表3 描述性統計

（四）實證結果

1.基準回歸結果。 本文使用雙重固定效應模式對全面鄉村振興戰略是否促進了農村基本公共服務均等化進行實證研究。下頁表5 第（1）列的數據匯報了控制城市固定效應和時間固定效應后的基準回歸結果，具體來看，在控制了雙重固定效應之后， 全面鄉村振興綜合評價指標的估計系數為正且通過了10%置信水平下的顯著性檢驗， 核心解釋變量數0.310 的含義是，每當全面鄉村振興綜合評價指標的估計系數提高1 個百分點，農村基本公共服務均等化水平相應提高0.310 個百分點，表明實施全面鄉村振興戰略促進了農村基本公共服務均等化。 至此，假說1 得以驗證。

2.穩健性檢驗

（1）更換變量。 為驗證基準回歸結果的穩健性，本文更改被解釋變量的度量方式，參考余曼和李拓（2023）的研究，從設施型農村基本公共服務和保障型農村基本公共服務兩個維度度量農村基本公共服務均等化變量， 并將該變量記成SPE1。 設施型農村基本公共服務主要包括醫療衛生、教育水平和基本公共設施等方面，有助于滿足農民的基本生活需求，提高生活質量，促進社會平等和公正；保障型農村基本公共服務主要包括社會保險、養老金、醫療保險、失業保險等服務，確保公民在面對各種風險時有一定的經濟保障。 具體變量描述如表4 所示。

表4 農村基本公共服務均等化綜合指標評價體系

回歸結果如表5 第（2）列所示，回歸結果表明在替換被解釋變量之后，全面鄉村振興綜合評價指標顯著為正且通過1%置信水平下的顯著性檢驗，證實了基準回歸結果的穩健性。

表5 實證結果

（2）更改樣本周期。 本文刪除了2020 年新冠疫情發生這一異常年份的數據進行穩健性檢驗。回歸結果如表5 第（3）列所示，回歸結果表明在刪除異常年份對回歸模型的影響之后，核心解釋變量仍然為正且通過了10%置信水平下的顯著性檢驗，表明了基準回歸結果的穩健性。

3.機制檢驗。本文使用上文中（2）式的數學模型，在控制了城市和時間固定效應之后，對金融支持進行機制檢驗， 機制分析的回歸結果如表5第（4）列所示。 具體來看，交乘項的估計系數與核心解釋變量的估計系數均為正，并且交乘項的估計系數在10%置信水平下顯著，表明了金融支持的確是全面鄉村振興與農村基本公共服務均等化間的機制變量，驗證了全面鄉村振興戰略通過獲得金融支持提升了農村基本公共服務均等化水平。 至此，假說2 得以驗證。

4.異質性檢驗。 不同地區初始稟賦和地理文化均有較大差異，會使全面鄉村振興戰略對基本公共服務均等化在不同地區產生不同的影響。 本文依據地級市地理位置所屬區域將總樣本劃分為東部地區、 中部地區和西部地區三個樣本，分別進行回歸。 回歸結果如下頁表6 所示。 回歸結果表明中部和東部地區全面鄉村振興綜合評價指標的估計系數小于全國整體水平（0.310），且未通過顯著性檢驗；而西部地區全面鄉村振興綜合評價指標的估計系數遠遠大于全國整體水平，且通過5%置信水平下的顯著性檢驗。

表6 異質性檢驗

通過對比東部地區、 中部地區和西部地區的回歸結果，可以看出：全面鄉村振興戰略顯著促進了西部地區農村基本公共服務均等化， 并不顯著促進中部和東部地區農村基本公共服務均等化。這是因為西部地區農村建設初始稟賦和土地空間更有利于農村地區基礎設施和服務設施的建設，有助于提高農村地區基本公共服務均等化水平；與此同時，政府大量出臺一系列財政扶持、稅收優惠等， 西部地區人口密度相對于東部和中部地區較小， 也相對更容易實現當地農村地區基本公共服務均等化。 中部和東部地區是國家經濟發展的主要引擎， 當地政府將更多資源投向城市發展和工業園區的建設，以推動整體經濟增長，雖然政府也致力于農村地區經濟的協同發展， 但遠遠趕不上城市地區的發展速度；另一方面，東部地區的發展使大量勞動力從農村地區流向城市地區， 地方政府的政策與資源也主要集中在城市地區的基本服務中， 導致城鄉間基本公共服務均等化的差距呈現擴大趨勢。

四、結論與建議

（一）研究結論

本文通過分析全面鄉村振興戰略與農村基本公共服務均等化水平之間的作用關系， 使用2011—2020 年地級城市面板數據， 實證研究了全面鄉村振興戰略對農村基本公共服務均等化的影響，主要研究結論如下：第一，全面鄉村振興戰略對農村基本公共服務均等化水平的提高有顯著推動作用，這一結論通過相關穩健性檢驗仍然顯著；第二， 全面鄉村振興戰略通過獲得相關金融支持提升農村基本公共服務均等化水平， 且農村基本公共服務均等化水平呈現區域異質性的特點，政府應根據農村地區發展現狀， 實施適宜的鄉村發展政策，助力縮小城鄉基本公共服務水平差距，提升鄉村居民幸福感，助力全面鄉村振興戰略實施。

（二）政策建議

一是推動農村基本公共服務供給側結構性改革。 以農村居民需求為導向提升基本公共服務的供給水平。 發揮政府部門的主導作用，加快服務型職能政府的建設， 制定相應的規章制度來引領政府、企業和第三方機構、農民個體等多元化主體合作，發揮各主體的優勢，協同供給農村基礎公共服務，逐步完善農村地區基本基礎設施、醫療衛生、教育水平、社會保障等方面的基本公共服務供給，緩解農村基本公共服務供給不足的現狀， 實現農村基本公共服務的高質量供給， 促進農村基本公共服務均等化發展。

二是推動城鄉間基本公共服務均等化發展。農村地區的資源相比于城市地區來說略顯不足，政府要制定有針對性的城鄉發展政策， 確保資源的合理配置和利用，實現城鄉地區的學校設施、師資力量和教育資源均等， 建設完善的農村醫療機構和健康服務網絡， 使城鄉居民享有的醫療衛生服務較為平衡；發揮中央政府的財政調節作用，將更多的財政資金通過轉移支付方式向發展落后的農村地區傾斜， 縮小城鄉間基本公共服務水平差距， 切實保障農村居民享受各項基本公共服務的基本權利，促進社會公平和可持續發展。

三是開展農村地區基本公共服務均等化監測評估。 利用大數據、物聯網等數字化技術加強農村地區基本公共服務供給水平的動態監控（奚哲偉等，2023）。 完善農村地區基本公共服務水平評價指標，從農村基本公共服務覆蓋范圍、 農村基本公共服務發展質量、 農村居民滿意程度等各個方面滿足我國發展新階段農村公共服務均等化動態監控評估的需求。在農村地區基本公共服務項目執行和實施中，進一步明確各級政府的主體責任， 以農村基本公共服務均等化為目標導向， 合理調整各級政府的權責關系。強化監督和督導機制，對低質量農村基本公共服務進行糾正，建立監察體系、投訴渠道等，以保障公共服務的有效實施， 推動各級政府逐步完善農村基本公共服務，提升實施效率。 ■