鄉村振興與高質量發展耦合協調關系研究

胡笑梅 劉凡

摘要：利用2012—2021年省際面板數據，對鄉村振興和高質量發展的耦合協調度進行測算，從全國整體以及東中西3大地區的角度考察二者協調發展的區域差異以及收斂性。研究運用了耦合協調度模型、核密度估計、馬爾科夫鏈和收斂模型。研究發現，全國整體以及3大地區內部的耦合協調度在逐年提高，差距也在逐漸變?。粬|部地區的耦合協調度普遍高于中西部地區，同時中西部地區的增長速度在整體上大于東部地區；3大地區內部尚未表現出十分明顯的極化特征，但從全國整體來看，耦合協調度的極化現象明顯；耦合協調度較高的地區在空間上分布集中，較低水平的地區能受到高水平地區的輻射效應；全國整體和3大地區的耦合協調度不存在σ收斂，全國整體、中部地區和西部地區都存在β收斂，東部地區僅存在條件β收斂。因此，未來要繼續重視地區發展不平衡問題，完善區域發展機制，協調推進鄉村振興和高質量發展。

關鍵詞：鄉村振興；高質量發展；耦合協調度；區域差異；收斂

中圖分類號：F061.3；F303.3文獻標識碼：A文章編號：

16721101（2024）01002910

收稿日期：2023-08-03

基金項目：安徽財經大學研究生科研創新基金項目：高質量發展背景下數字經濟對環境績效的影響研究（ACYC2022021）

作者簡介：胡笑梅（1966-），女，四川宜賓人，教授，碩士生導師，研究方向：數字經濟、區域經濟管理。

中國已邁入經濟結構轉型、增長方式變革的攻堅階段，高質量發展和鄉村振興已經成為全面建設社會主義現代化國家的重要戰略導向。黨的二十大指出，高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。全面建設社會主義現代化國家，最艱巨最繁重的任務仍然在農村。黨的十八大以來，我國在經濟、科技、發展活力和國際影響力等方面都躍升到了更高層次，高質量發展取得了歷史性進步。從2020年全面建成小康社會，到2021年脫貧攻堅戰取得全面勝利，農民福祉大幅度增進，鄉村面貌煥然一新，全面推進鄉村振興戰略也取得了新進展，這些偉大成就為推動實現社會主義現代化奠定了扎實的基礎。成績來之不易，必須意識到，我國在核心技術、生態建設等方面依然存在短板，新型工業化水平迫切需要鞏固［1］，高質量發展仍面臨諸多挑戰。農村在提高勞動力質量、加強資金投入［2］、強化文化教育力度、提升生活保障水平［3］等方面依然有較大的提升空間。習近平總書記在黨的二十大報告中強調，未來五年是全面建設社會主義現代化國家開局起步的關鍵時期。全面建設社會主義現代化國家需要鄉村振興和高質量發展共同推進。文章以此為背景來探討鄉村振興和高質量發展之間的耦合協調關系。

一、文獻綜述

黨的十九大召開后，學者們研究鄉村振興和高質量發展的積極性高漲。就鄉村振興而言，在影響因素方面，研究發現，改善農用地質量［4］、促進數字經濟發展［5］、推動全國統一大市場建設［6］以及完善“三權分置”制度［7］等能對其產生積極效應。在統計測度方面，學者們多借鑒黨的十九大報告中提出的鄉村振興總要求去構建指標體系，即主要圍繞產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕這5個維度去制定相應的指標［8］。研究結果表明，各地區鄉村振興水平得到了顯著提升，但不同地理區位和經濟圈層的內部或外部之間存在差異［9］。

和理論研究相比，有關高質量發展的實證研究較多。早期，學者從經濟增長的動力角度展開研究［10］，以人均地區生產總值［11］、全要素生產率［12］等表征高質量發展水平。隨著研究的不斷深入，學者們開始以新發展理念為依據構建高質量發展的測度指標［13］，這也是使用頻率較多的一種指標構建方法。和鄉村振興測算結果類似，不同地區的高質量發展水平存在較大差異，東部地區的發展優于中西部地區［14］。相較于統計測度，學者們對高質量發展的影響因素探討較多。研究發現，數字經濟［15］、區域一體化［16］、智慧城市建設［17］和綠色金融［18］等都能對地區高質量發展產生積極影響，但一些經濟變量如環境分權對高質量發展的影響則表現為倒U型關系［19］。

學者們對鄉村振興和高質量發展研究的不斷加深，為后續相關學術探索打下了深厚的基礎，但必須要認識到，鄉村振興和高質量發展研究尚存在需要進一步拓展的領域。第一，在研究視角上，現有文獻多基于省級層面分別對鄉村振興和高質量發展的影響因子進行識別，少有研究圍繞如何促進二者協調發展而展開。第二，在研究方法上，現有研究多利用中介效應模型、空間杜賓模型探討鄉村振興和高質量發展的影響因素，而少有學者從收斂性以及馬爾科夫轉移概率等角度討論二者耦合協調的結構特征。本文基于鄉村振興和高質量發展研究文獻梳理構建測算指標體系，對鄉村振興和高質量發展的耦合協調度進行測算，分析二者協調發展的動態分布和收斂特征，以期為相關研究提供參考或補充。

二、鄉村振興和高質量發展耦合協調度測算

（一）指標體系構建

在鄉村振興的測算指標構建上，現有文獻多以村莊為研究對象構建指標體系，但《中華人民共和國鄉村振興促進法》所稱鄉村，是指城市建成區以外具有自然、社會、經濟特征和生產、生活、生態、文化等多重功能的地域綜合體，包括鄉鎮和村莊等。本文參考已有研究［20-21］，以鄉村振興總要求和新發展理念為依據構建指標體系，具體如表1所示。

1.數據來源：研究對象為中國30個省區市2012—2021年鄉村振興和高質量發展耦合協調度（因西藏和港澳臺數據缺失嚴重，故予以剔除）。為全面分析耦合協調度的測算結果，根據國家統計局數據并參照2010年《中國科技統計年鑒》將研究對象按照東中西部進行劃分，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

2.部分指標說明：農村居民恩格爾系數以鄉村居民食品支出和總支出之比表示；農村最低生活保障支出以社會救助中的農村最低生活保障支出總金額除以農村居民最低生活保障人數計算得出；廢氣中污染物排放量以二氧化硫排放量、氮氧化物排放量和煙粉塵排放量表征；一般工業固體廢物綜合利用率以一般工業固體廢物綜合利用量和一般工業固體廢物產生量之比衡量。

（二）測算方法及結果

耦合協調度模型能夠反映系統之間的協調發展程度，是研究地區整體協調發展的一種評價方法［22］。本文運用熵值法分別得到鄉村振興和高質量發展的綜合得分。由于鄉村振興和高質量發展綜合得分的計算步驟相同，因此以鄉村振興為例進行說明。假設研究對象和評價指標構成的決策矩陣為（Oij）m×n，其中，m表示研究對象個數，n表示評價指標個數。對效益型指標和成本型指標，分別采用極差法進行歸一化處理，得到xij和yij。為避免歸一化結果出現零的情況，在不改變指標歸一化區間范圍的前提下，將歸一化結果統一加上0.001，計算過程如下：

xij=Oij－min（Oj）max（Oj）－min（Oj）+0.001（1）

yij=max（Oj）－Oijmax（Oj）－min（Oj）+0.001（2）

利用比重變化法計算xij和yij構成的決策矩陣（rij）m×n中第i個研究對象、第j個指標的變異強度pij：

pij=rij∑mi=1rij（3）

計算第j個指標的信息熵ej和差異系數qj：

ej=－1lnm∑mi=1pij·lnpij（4）

qj=1－ej（5）

計算第j個指標的權重ωj：

ωj=qj∑nj=1qj（6）

計算第i個研究對象的鄉村振興綜合得分Si：

Si=∑nj=1ωjrij（7）

同理，將高質量發展的綜合得分記為Hi，計算這兩個子系統的耦合度Ci如下：

Ci=2SiHiSi+Hi（8）

計算耦合協調度Di，Di=CiTi（9）

Ti為綜合評價指數，Ti=λ1Si+λ2Hi（10）

λk為第k個子系統的貢獻系數，且滿足∑2k=1λk=1。由于兩個子系統同等重要，因此本文令λ1=λ2=0.5，將測算結果分為東中西3個板塊列出，具體如表2所示。表中最上面一行代表年份，最右列是年均變化率，各板塊的最后一行是相應板塊的平均值。觀察可發現，各省區市的耦合協調度基本穩步增長。

截至2021年，耦合協調度超過整體平均水平的有11個，且大多集中在東部，排名前3的是海南、北京和上海，分別是排名最后的山西的1.526倍、1.474倍和1.344倍，差異較大。雖然東部地區發展狀況要比其他地區好，但從變化率角度看，以中西部地區發展速度最快，東部地區發展較慢。參照相關研究中的耦合協調度等級劃分方式［23］，截至2021年，半數以上省份停留在勉強協調發展階段，其他省份則大多停留在瀕臨失調衰退階段，這說明多數省份尚未實現鄉村振興和高質量發展在優良水平上相互影響、相互促進。

三、鄉村振興和高質量發展耦合協調度動態分布

（一）基于時序視角分析

為進一步說明耦合協調度的動態變化，采取核密度估計方法進行分析。核密度估計主要用于考察隨機變量的概率密度，通過樣本數據來推斷總體的分布形態。假設隨機變量在x0處的概率密度為f（x0），帶寬為h，核函數為K，那么核密度估計的表達式如下：

f（x0）=1Nh∑Ni=1K［（xi－x0）/h］（11）

核密度估計結果如圖1所示。從分布形態看，全部地區核密度曲線的寬度先增大后逐漸變小，這說明耦合協調度的分布較為集中，全部研究對象整體上的差距有減小的趨勢。從分布地區看，東部地區的曲線主峰逐年升高，曲線寬度表現為先增大、后減小的特征，說明東部地區內部的差異雖然在變小，但相對中西部地區而言，其內部的差距仍然較大。中西部地區主峰逐漸變高后，曲線寬度整體上逐漸縮小，說明地區之間的發展差異在近幾年有縮小的趨勢。從分布位置看，總體地區的核密度曲線逐漸向右移動，說明各地區的協調程度越來越好。但不排除區域差異，東部地區移動幅度最小，中西部的右移幅度最大，說明東部地區增長較慢。從分布延展性看，整體及3大地區都存在拖尾現象，說明地區內部存在差異。從極化現象來看，3大地區的曲線主峰側旁在個別年份略微隆起，說明3大地區內部出現較不明顯的極化特征。但從總體來看，2016年以后的極化現象尤為突出，這說明一些省份具備“增長極”特征，其他省份較之差距較大。

（二）基于空間視角分析

為進一步討論鄉村振興和高質量發展耦合協調度的狀態轉換情況，采用空間馬爾科夫轉移概率矩陣進行分析。馬爾科夫轉移概率的一般表達式如下：

P（i，t;j，t+δ）=∑T－δt=T0N（i，t;j，t+δ）∑T－δt=T0N（i，t）（i=1，2，...，S;j=1，2，...，S;t=T0，T1，...，T－δ）（12）

式中，S代表等級數量，N（i，t;j，t+δ）代表由第t年、第i等級轉移到第t+δ年、第j等級的省區市數目，N（i，t）表示在第t年歸屬于第i等級的省區市數目。傳統的馬爾科夫鏈不考慮研究對象的空間位置，但實際中許多經濟數據會存在地域上的關聯。故本文基于經濟地理嵌套距離加權的方式，將得到的空間馬爾科夫鏈轉移概率矩陣和傳統的馬爾科夫轉移概率矩陣進行對比分析。經濟地理嵌套距離的表達式如下：

WHij=Weij×Wdij（13）

式中，Weij為經濟距離矩陣，Wdij為地理距離矩陣。假定dij為省份i和省份j的地理距離，Yi和Yj為省份i和省份j在考察期內的人均地區生產總值的平均值，那么兩者的表達式如下：

Wdij=1dij（14）

Weij=1|Yi－Yj|（i≠j）（15）

在計算轉移概率之前需要先判斷研究數據是否存在空間自相關，本文采用莫蘭指數和吉爾里指數進行考察，兩者計算表達式分別如下：

I=∑ni=1∑nj=1ωij（xi－x）（xj－x）∑ni=1（xi－x）2（16）

C=（n－1）∑ni=1∑nj=1ωij（xi－xj）22（∑ni=1∑nj=1ωij）∑ni=1（xi－x）2（17）

式中，xi表示空間序列中的元素；ωij為空間權重矩陣中的元素，表示省份i和省份j之間的空間距離。表3報告了空間自相關檢驗結果。從表3中來看，鄉村振興和高質量發展的耦合協調度存在顯著的空間正自相關。

參考相關研究的處理方式［24］，將耦合協調度按照下四分位數、中位數和上四分位數分成4類，即Ⅰ類（低）、Ⅱ類（中低）、Ⅲ類（中高）和Ⅳ類（高）。經過計算得出轉移概率矩陣如表4所示。

從對角線來看，傳統馬爾科夫轉移概率矩陣在對角線上的轉移概率要遠遠大于在非對角線上的轉移概率，這說明各省份存在“俱樂部收斂”現象。就轉移的難易度來講，各類型保持現有狀態的概率最大。從空間角度來看，對角線上的元素并不是都大于非對角線上的元素，這一情況在Ⅲ類和Ⅳ類滯后時最為顯著。從轉移的難易度來看，耦合協調度只存在相鄰等級上的轉移。與Ⅲ類相鄰時，Ⅰ類容易轉移到Ⅱ類；與Ⅳ類相鄰時，Ⅱ類容易轉移到Ⅲ類，但是難以實現跨越式提高。除此之外，轉移概率矩陣的對角線兩側皆有非零元素存在，說明一些省份伴有向下轉移的不確定性風險。

四、鄉村振興和高質量發展耦合協調度的收斂性分析

前面的研究結果表明，不同地域耦合協調度存在差異，東部地區要優于其他地區，下面圍繞收斂性展開討論。

（一）σ收斂分析

σ收斂以鄉村振興和高質量發展耦合協調度對數的標準差進行衡量。假設σt表示第t年的σ系數，lnDit表示第i個省份在第t年的耦合協調度對數值，那么σ收斂的表達式如下：

σt=1n∑ni=1（lnDit－1n∑ni=1lnDit）2（18）

最終計算結果如圖2所示。觀察可以發現，整體地區的σ系數在2014—2018年下降較快，2018年之后下降速度驟減，2021年的σ系數有所升高。中部地區的σ系數表現為先上升后下降的階段性特征，西部地區的σ系數先減小后增大而后再次減小，東部地區和整體地區的表現情況基本一致。綜合分析來看，σ系數保持下降的趨勢并不穩定，故而不能說明存在σ收斂。

圖2鄉村振興和高質量發展耦合協調度σ收斂檢驗結果

（二）β收斂分析

收斂分析中的β收斂分為絕對β收斂和條件β收斂，區別在于前者只將初始狀態作為影響因素，后者則引入其他控制變量［25］。設定絕對β收斂和條件β收斂的模型表達式分別如下：

ln（Di，tDi，t－1）=β1lnDi，t－1+β0+μi+γt+εit（19）

ln（Di，tDi，t－1）=β1lnDi，t－1+β2Controlit+β0+μi+γt+εit（20）

式中，i代表省份，t代表時間，Di，t為當年的耦合協調度，Di，t為上一年的耦合協調度，β1為收斂系數，Controlit為控制變量，β0為常數項，μi為省份固定效應，γt為時間固定效應，εit代表隨機擾動項。收斂速度表達式為V=ln（1+β1）/T，半程收斂周期表達式為ln2/V，T代表總時期數。如果β1顯著為負，則表明存在收斂性，否則不存在。選取城市化水平（City）、政府干預度（Gove）、人口密度（Dens）和產業結構升級（Stru）為控制變量，分別以城市人口和總人口之比、一般財政預算支出和地區生產總值之比、地區人口密度的對數、第三產業增加值與第二產業增加值之比表征，控制變量的描述性統計如表5所示。

經過檢驗發現，方差膨脹因子最大值為4.910，說明不存在嚴重的多重共線性問題，最終得到β收斂的檢驗結果如表6所示。

從總體來看，耦合協調度均存在絕對β收斂和條件β收斂。前者半程收斂周期為28.938，后者則為14.549。由此可見，絕對β收斂的速度要小于條件β收斂的速度。從區域異質性角度來看，東部地區的收斂系數在絕對β收斂的條件下不顯著，但中西部地區存在絕對β收斂，且中部地區的收斂速度最快，西部最慢。3大地區均存在條件β收斂，東部地區和中部地區的收斂速度相差較小，西部地區的收斂速度最慢。從控制變量角度來看，城市化水平能促進整體地區和東部地區的耦合協調度往高值收斂；政府干預度對整體和東部地區耦合協調度的影響表現為顯著的抑制作用；人口密度顯著負向影響總體地區和西部地區的耦合協調度向高值收斂；產業結構升級能夠推動總體地區的耦合協調度向高值收斂。

結合耦合協調度的核密度估計結果可發現，耦合協調度在2016年以后的增長幅度較大，而且2017—2021年的極化現象較2012—2016年明顯?？紤]收斂速度可能存在時間上的異質性，因此將樣本考察期劃分為2012—2016年、2017—2021年進行時間異質性分析，結果如表7所示。從收斂系數來看，2012—2016年和2017—2021年均存在β收斂，而且絕對β收斂的速度小于條件β收斂的速度。從時間段上看，2012—2016年絕對β收斂的速度大于2017—2021年的收斂速度，條件β收斂的速度同理。

五、結論和建議

本文利用耦合協調度模型對鄉村振興和高質量發展的耦合協調水平進行測算，進而利用核密度估計、馬爾科夫鏈和收斂模型考察了二者協調發展的區域異質性、動態演進和收斂性。經過研究發現：（1）東部地區的耦合協調度普遍高于中西部地區，同時中西部地區的增長速度大于東部地區。（2）各地區的耦合協調度在逐漸提升，差異也在逐漸縮小。3大地區內部沒有表現出顯著的極化特征，但從整體來看，極化特征明顯。（3）與較高水平的地區相鄰時，較低水平地區的耦合協調度有進一步變好的可能。（4）整體地區和3大地區不存在σ收斂，但整體、中部地區和西部地區都存在絕對β收斂和條件β收斂，東部地區僅存在條件β收斂。分時間段來看，全部地區在2012—2016年的β收斂速度大于在2017—2021年的β收斂速度。

以上結論對于協調推動鄉村振興和高質量發展、順利實現全面建設社會主義現代化國家的偉大目標具有深刻啟示。（1）必須重視區域發展不平衡問題，推動我國各地區高質量發展，為實現社會主義現代化強國奠定扎實基礎。未來應強化農村組織建設、基礎設施建設，積極引導優秀人才自由流動，發展智慧農業，提高農業機械化水平，培育優良農作物品種，突破關鍵核心技術，降低農業經營成本，走出一條生產發展、生態良好的鄉村振興道路。各地在未來也要推動數字經濟、數字貿易等的發展，以助形成高質量的對外開放格局。（2）充分發揮較發達地區的帶動效應，完善互聯網、大數據等數字基礎設施建設，加強地區間經濟合作，促進地區間經濟交流。對此，首先要支持企業異地經營發展。企業異地經營發展是促進區域間協調發展的一種有效措施。其次，針對欠發達地區，一方面，國家可以適度加大基礎設施的投入，優先在欠發達地區布局重點項目；另一方面，可以合理引導欠發達地區的投資，適當對欠發達地區進行財政轉移，增加財政支持。（3）未來不僅要注重區域協調發展，還要注重完善鄉村振興和高質量發展的協調機制。在促進產業結構升級的同時，要繼續推動新型城鎮化建設，積極助力農村流動人口向城市轉移，為鄉村振興和高質量發展相互促進提供動力支持。

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［責任編輯：范君］