現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響研究

摘要：[目的/意義]現有研究多從經驗角度論述現代公共文化服務體系建設對鄉村社會的重大意義，卻未有實證研究結論。本文擬通過準自然實驗，評估現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響效果，并厘清影響機制。[方法/過程]基于2010—2020年272個地級市的面板數據，采用雙重差分模型評估現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響效果，得到基準回歸結果后依次進行平行趨勢檢驗、PSM—DID檢驗和安慰劑檢驗。借用布迪厄文化資本理論，將我國鄉村文化資本劃分為村民教育、數字網絡、基礎設施3種類型，使用中介效應厘清影響機制。[結果/結論] 結果顯示，現代公共文化服務體系建設對鄉村振興具有顯著的正向作用，并通過3種類型鄉村文化資本產生影響，其中村民教育影響作用最大，其次為基礎設施，數字網絡影響作用最小。

關鍵詞：現代公共文化服務體系 鄉村振興 雙重差分模型

分類號：G120

DOI： 10.19318/j.cnki.issn.2096-1634.2024.05.11

現代公共文化服務體系建設以公平性、均等性、公益性為重要特征，有利于促進中國特色社會主義文化繁榮發展，以文化為支點推動經濟社會整體發展。2015年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《關于加快構建現代公共文化服務體系的意見》（以下簡稱《意見》），這是首份對現代公共文化服務體系提出總體要求的中央層面文件，是我國公共文化服務體系由初建階段轉向內涵提升階段[1-2]的政策體現。其中，保障農村地區公共文化服務、縮小城鄉公共文化發展差異是重點內容?！兑庖姟访鞔_提出，到2020年，基本建成覆蓋城鄉的現代公共文化服務體系。

現代公共文化服務體系建設對鄉村社會意義重大。通過提高農村村民思想道德素質、弘揚中華優秀傳統文化、豐富鄉村文化生活，現代公共文化服務體系能助力培育文明鄉風、良好家風和淳樸民風，以鄉村文化推動鄉村全面發展。2018年，《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》頒布（以下簡稱《規劃》），提出要以鄉村公共文化服務體系建設為載體，通過鄉村文化振興，助力鄉村全面振興?，F代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響效果究竟如何，又是通過何種機制實現鄉村振興，是本文的研究起點。

1 文獻綜述

1.1 公共文化服務體系內涵研究

在現代公共文化服務體系建設提出以前，學界主要圍繞“公共文化服務體系”這一概念進行研究，而現代公共文化服務體系是公共文化服務體系的轉型升級，二者是一脈相承、共進共生的關系，因此，有關后者的研究也應納入考察范圍。

公共文化服務體系相關研究主要分為宏觀建設類和微觀個案類：前者將公共文化服務體系置于多主體建設框架中，提出公共文化服務體系的建設現狀、問題及優化路徑[3-5]；后者則從具體案例中提煉出公共文化服務體系建設的經驗與模式，總結出案例特色和普遍原則[6-8]。盡管有關研究體量龐大、成果豐碩，但學界在公共文化服務體系的基本問題——內涵研究上仍沒有達成一致意見，而對內涵這一基OhUx6MZlNWaIqF6zWuV3NSLkeOwiLHGlj6ExBGHHDSM=礎問題的探討是本文選題的起源。部分學者對內涵持“效用論”觀點，即從文化主體和文化權利視角出發，認為公共文化服務體系是由政府和市場共同構建的，以提高公眾精神文化、保護優秀文化等為目的的公共文化實體與服務的總和[9-10]，這是公共文化服務體系研究中最基本的內涵界定。但隨著文化課題的政治意義逐漸得到黨中央、國務院的重視[11]，有關公共文化服務體系內涵的“治理論”也迅速成為主流，即從國家治理視角出發，認為公共文化服務體系建設是國家進行“軟治理”的重要手段，是利用文化建設進行的社會共治活動[12-13]。現代公共文化服務體系建設就是公共文化服務體系在“治理論”內涵中的現代轉型，是國家在文化治理體系和治理能力現代化的集中體現。學者就現代公共文化服務體系的治理優勢進行了大量論述，普遍認同該體系理順了國家和社會的治理訴求，更具備法制化、多元化、民主化等治理特征，有利于促進國家治理體系和治理能力現代化[14-16]。

1.2 鄉村公共文化服務研究

鄉村治理是國家治理的基石，在國家治理體系和治理能力現代化中占有重要位置。鄉村公共文化服務（學界在對鄉村文化進行研究時，通常將公共文化服務體系與現代公共文化服務體系相結合，合稱為“鄉村公共文化服務”，不對二者做單獨區分）是國家對鄉村進行“軟治理”的主要手段，能調節鄉村文化生態，塑造鄉村整體秩序。因此，鄉村公共文化服務研究也受到了學界的長期關注，主要圍繞價值研究、供給研究和政策研究三方面，分別對鄉村公共文化服務的重大意義、現狀問題和政策發展進行研究。以上三方面均暗含了鄉村公共文化服務對鄉村治理的影響理論，為本文研究奠定了基礎。

首先，在價值研究方面，曹海林等[17]將鄉村公共文化服務視作政府部門向鄉村社會嵌入的文化符碼，認為它通過價值流向、情境共識、合作共治、行動規則對村民的價值觀念、行動取向產生顯著影響，因此，優化鄉村公共文化服務可平衡鄉村的文化生態秩序，進而推進鄉村振興和國家文化治理進程。許多學者也援引《規劃》對鄉村文化振興的戰略定位，闡述了鄉村公共文化服務在鄉村文化振興中的重要作用[18-19]。其次，在供給研究方面，學者對鄉村公共文化服務的成就和供給進行了系統闡述[20-22]，探討了供給問題的表現及原因[23-24]，點明當前鄉村公共文化服務無法充分助力鄉村振興。最后，在政策研究方面，學者通過梳理政策演進的時間線，思考鄉村公共文化服務的發展進路，厘清鄉村公共文化服務的政策執行重點與建設難題，認為公共文化服務政策愈發向鄉村進行延伸，這已經成為公共文化服務高質量發展的重點[25]，但政策執行效率還有待提升，鄉村公共文化服務助力鄉村振興的能量還有待釋放[26]。

1.3 研究緣起

綜上所述，雖然學界在公共文化服務體系內涵的“效用論”和“治理論”上還有一定分歧，但當前“治理論”占據主流，學界常將公共文化服務體系置于國家治理的語境中進行研究，尤其是自現代公共文化服務體系建設和鄉村振興戰略提出以來，現代公共文化服務體系嵌入鄉村振興的價值與意義、成效與不足、政策發展越來越受到學者關注。然而，現有文獻以定性研究為主，或總體闡述現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的重大功效，或對地區經驗進行案例總結，鮮有文獻采用定量方法說明二者的量級關系，特別是構造準自然實驗方法精準探究二者的影響程度?；谝陨纤伎迹疚囊?72個地級市為樣本，定量評估現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響效果，并試圖厘清影響機制，以期為公共文化服務研究與鄉村振興研究提供方法參考。

2 政策背景與研究假設

2.1 政策背景

中共十六屆五中全會（2005年）提出了“逐步形成覆蓋全社會的比較完備的公共文化服務體系”，公共文化服務體系這一概念由此產生。在此后近10年的建設歷程中，我國公共文化服務體系建設成績顯著，公共文化建設資金投入逐步增多，覆蓋城鄉的公共文化服務設施網絡基本建成。但依然存在諸如城鄉與區域之間發展不均衡、文化服務保障力度較低、文化服務發展動力不足等問題，基本公共文化服務體系建設水平有待提高。為此，中共十八屆三中全會（2013年）提出“構建現代公共文化服務體系”，這是國家層面要求公共文化服務體系從傳統型向現代型、基本型向全面型轉變的重要信號。2015年，《意見》頒布，這標志著現代公共文化服務體系建設被正式被納入國家頂層設計，并以國家政策文件的形式確立下來?，F代公共文化服務體系突破了此前公共文化服務體系留下的種種障礙，以“現代性”為核心打造更符合公眾精神文化需求、更符合文化體制機制轉型升級、更符合文化強國建設要求的高標準制度設計。具體表現如下。

第一，在公眾精神文化需求滿足方面，隨著我國現代化進程逐步加快，文化受眾衍生出了新的群體分類。現代公共文化服務體系突破此前對城鎮低收入居民、農民工的關注，將文化受眾擴大為老、小、弱、新生代農民工等群體，基本公共文化服務保障對象范圍擴大，社會民生兜底作用不斷增強。在全面建成社會主義現代化強國階段，公眾文化需求不僅呈現出群體差異，還呈現出時代差異，即從簡單的看書、觀影、收聽電視廣播、文體娛樂活動等基本文化需求轉型為文物鑒賞、藝術博覽等高級文化需求；而現代公共文化服務體系通過鼓勵和支持社會力量參與公共文化建設，極大豐富了公共文化的提供內容和形式，使公眾的現代文化需求得到最大滿足。

第二，在文化體制機制轉型升級方面，如上所述，公眾文化需求不斷發展演進，亟需公共文化服務體系進行相應調整。但文化事業內部條塊分割、文化事業與產業脫離、文化建設與科技脫節等問題長期存在[2]，這就倒逼著文化體制機制進行改革轉型，以更好滿足公眾精神文化需求?，F代公共文化服務體系以文化部門為主體，建立多部門協調管理機制，增強在規劃編制、政策制定、標準界定等方面的銜接力度，這有利于激發文化事業單位活力和創新力，促進公共文化服務建設向縱深化轉型。特別地，現代公共文化服務體系首次提出引入競爭機制，鼓勵和支持社會力量以政府購買、社會資本合作等方式參與公共文化建設，這既是提高公共文化產品和服務質量的有力舉措，也是創新公共文化運營模式的現實導向。

第三，文化強國建設要求方面，現代公共文化服務體系作為公共文化治理的符號系統，能通過文化空間治理、文化對象情感連接的途徑，構建文明社會秩序，塑造中國特色社會主義共同體，從而達成“善治”?，F代公共文化服務體系對公眾文化生活進行了全方位打造，不僅培育了積極向上、形式多樣的社會文化形態，而且借助廣泛的群眾文化生活將以上文化形態打造成文化空間。在這樣的空間環境塑造下，具備社會主義性質的先進文化得以生產、傳播，公眾的公共道德素養在無形中得到提升，進而提高其參與國家治理的意識和能力[27]。同時，文化的情感特性將公共文化服務建設與社會秩序建構連接在一起，在發展繁榮文化資源的同時，由內維護國家治理穩定。例如，現代公共文化服務體系中倡導對老少邊窮地區的特色文化資源進行挖掘和開發，意在利用本土、治理本土，保護和沉淀了當地厚重的文化歷史，其中所倡導的勤勞樸實、團結互助、熱情善良等價值觀念也有利于維護當地社會安定。

2.2 研究假設

黨中央、國務院對鄉村振興進行戰略部署，將公共文化作為鄉村文化振興的重要基石，致力于促進鄉村社會內生發展。現代公共文化服務體系在此前的建設基礎上不斷鞏固創新，推動著鄉村各項事業進一步壯大。一方面，現代公共文化服務體系推動了鄉村文化的高質量發展。鄉村公共文化服務網絡進一步完善，各級政府不斷增加對鄉村公共文化服務的財政投入，構建資源互融互通的公共文化服務網絡。鄉村公共文化服務活動進一步豐富，舉辦文藝演出、文化展覽、非遺巡演、電影匯映等形式多樣、內容豐富的文化惠民工程，培養了村民健康向上的精神面貌，潤物細無聲地改變村民的生活方式，無形之中也維護了鄉村社會的安寧和諧。另一方面，鄉村文化高質量發展又帶動了鄉村各項事業繁榮發展。在產業方面，鄉村文化憑借自身地域優勢，不斷挖掘特色文化資源，推動文旅深度融合，增強農產品的文化附加值，實現了鄉村文化資源的轉化利用。在人才培養方面，現代公共文化服務體系建設為農業生產經營人才、農村二三產業發展人才、鄉村公共服務人才、鄉村治理人才、農業農村科技人才等鄉村人才提供了豐富寶貴的文化資源，發揮著文化育人的重要功能。除此以外，文化的教化功能也有利于發揮基層黨組織的戰斗堡壘作用，提高黨員先進性和村民治理意識，推進鄉村社會治理。

由此，本文提出研究假設H1：現代公共文化服務體系建設有利于推進鄉村振興。

根據布迪厄的文化資本理論，現代社會資本由經濟資本、文化資本和社會資本三大方面共同構成，它決定了個體在社會空間中的地位。其中，文化資本作為經濟資本的轉化基礎，通過影響個體的受教育程度，進而對社會結構產生形塑作用。進一步地，布迪厄將文化資本劃分為三種形式[28]：制度文化資本，指能夠將個體受教育程度予以制度化和符號化確立的文化資本形式，如學位證書、技能證書等，反映了個體文化權利；具體文化資本，指受文化實踐影響的個人價值觀、文化偏好和文化行為等文化資本形式，反映了個體文化能力；客觀文化資本，指能夠通過繼承、交易、傳遞等方式獲得的物化性文化產品，也包括相關服務設施。以上三種文化資本形式為本文的影響機制分析提供了研究路徑。鄉村公共文化服務本身具有典型的資本特征，能形塑鄉村社會結構[29]。在現代公共文化服務體系建設背景下，鄉村文化資本得到顯著價值增值，使其與經濟資本、社會資本一道，對鄉村結構進行整體優化，推動鄉村振興。借鑒洪秋蘭等[30]對文化資本具體內容的劃分，本文將以村民教育、數字網絡、基礎設施代表鄉村的制度文化資本、具體文化資本和客觀文化資本，統稱為鄉村文化資本。在已有研究的基礎上[31-32]，本文結合數據可得性的客觀現實，采用農村居民平均受教育程度、互聯網寬帶業務占比、鄉村文化站數量來依次衡量村民教育、數字網絡、基礎設施發展情況。

由此，本文提出研究假設H2：現代公共文化服務體系建設通過鄉村文化資本推進鄉村振興。

3 研究設計

本文采用雙重差分模型（difference-in-difference，DID）評估現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響效果。雙重差分模型可有效避免實驗樣本的異質性問題和時間增量問題，且在不使用工具變量的情況下避免內生性問題，較為準確地評估出政策凈效應[33]，具備可操作性強、結果直觀清晰等優勢。雙重差分模型于2015年開始得到國內學者的關注，2019年成為經管類研究使用最廣泛的計量方法，在未來很長一段時間仍會是主流[34]?！兑庖姟纷鳛檎邲_擊點（shock），使現代公共文化服務體系建設這一外生事件具有準自然實驗的特征：各地現代公共文化服務體系建設的水平具有官方衡量標準，可將其視作觀察結果，設置出實驗組與控制組，進而構造出公共文化服務領域的核心變量。另外，目前公共文化領域應用雙重差分模型的研究較少，本文的研究既可豐富公共文化政策的現有成果，也是對雙重差分模型適用領域的延伸和拓展。

3.1 模型構建

雙重差分模型以政策是否對實驗對象產生影響（Y），將實驗樣本分成實驗組（treat）與控制組（control）。在政策沖擊前，實驗組與控制組的Y沒有顯著差異；在政策沖擊后，實驗組中Y的變化（D1）與控制組中Y的變化（D2）相差就為該項政策的沖擊效果，即政策效果DD=D1–D2?？刂平M在政策沖擊前后Y的變化也可視作實驗組未受政策沖擊的狀況，即為反事實結果。雙重差分經典模型如公式（1）所示。

Yit=α0+α1du+α2dt+α3 du ×dt +μi+γt+?it （1）

其中，Yit為被解釋變量，du為個體虛擬變量，dt為時間虛擬變量，μi為城市固定效應，γt為時間固定效應，?it為控制變量，α為各項系數。

當du=0時，即為未受政策沖擊的樣本（控制組），Yit=α0+α2dt+μi+γt+?it。當dt=0時，即在政策沖擊前，Yit=α0+μi+γt+?it，影響效果為α0。當dt=1時，即在政策沖擊后，Yit=α0+α2+μi+γt+?it，影響效果為α0+α2。控制組的政策效果為α0+α2–α0=α2。

當du=1時，即為受到政策沖擊的樣本（實驗組），Yit=α0+α1+α2dt+α3dt+μi+γt+?it。當dt=0時，即在政策沖擊前，Yit=α0++α1+μi+γt+?it，影響效果為α0+α1。當dt=1時，即政策沖擊后，Yit=α0+α1+α2+α3+μi+ γt+?it，影響效果為α0+α1+α2+α3。實驗組的真實結果為α0+α1+α2+α3–（α0+α1）=α2+α3。

結合上述，政策凈效應DD=α2+α3–α2=α3。

本文政策沖擊點為《意見》的出臺，Y為鄉村振興指數。本文以全國各地級市所管轄的縣級圖書館在第6次評估定級中的結果為分割線設置du，按照帕累托原則進行計算，擁有60%及其以上一級公共圖書館的地級市數量占到總數量的20%。因此，一級公共圖書館占比在60%以上的地級市，記為du=1；一級公共圖書館占比在60%以下的地級市，記為du=0。以《意見》出臺年份2015年為分割線設置dt；2015年之前dt=0；2015年及其之后dt=1。du和dt的交互項系數α3為本文核心系數，若α3>0，則表明現代公共文化服務體系顯著影響鄉村振興。

3.2 數據與變量說明

3.2.1 數據說明 本文數據來自于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國民政統計年鑒》（2011—2021年）和國家統計局、文化和旅游部官方網站，數據統計時間為2010—2020年?；跀祿暾院涂色@得性，對272個地級市進行數據收集，共獲得數據2，992條。為消除數據量級的差異，本文對部分數據取對數處理。

3.2.2 變量說明

（1）被解釋變量

本文的被解釋變量為鄉村振興指數。目前，對于鄉村振興指數尚未有官方統計口徑，但學界做出了諸多嘗試，形成了豐富的鄉村振興評估指標和成果。其中，尤以徐雪等[31]的鄉村振興水平測度結果為典型代表。該測度結果克服了以往研究中對區域稟賦條件的忽視，對我國鄉村振興進行了空間差異分解和動態演進劃分，使測算結果更為精確合理。因此，本文借鑒該套指標成果，獲取2010—2020年間我國272個地級市的鄉村振興數據，并結合本文需要重新對指標權重進行了熵值法計算，得到適合本文的鄉村振興指數。

（2）解釋變量

我國公共文化體系由政府文化行政部門、文化事業單位、非政府組織和企業4個方面組成。其中，文化事業單位是公共文化產品與服務的主要生產者，是公共文化服務的中堅力量。公共圖書館作為文化事業單位，因其兼具社會性與服務性、學術性與教育性的特點，成為公共文化服務體系的核心之一。以公共圖書館服務指標來衡量整體公共文化服務水平也常見于相關文獻中[35-36]，并且自1994年起，文化和旅游部每4年對各市、縣（區）公共圖書館的服務效能、業務能力、保障條件等方面進行督查，由此劃分各公共圖書館等級，為衡量各地公共文化服務水平提供了官方數據支撐。因此，本文以全國各地級市所管轄的縣級圖書館在第6次評估定級中的結果作為依據，將一級公共圖書館擁有量占比超60%（含）的56個地級市設為實驗組，其余216個地級市設為控制組。

（3）控制變量

借鑒李少惠等[35]、劉亞男等[37]的研究，選取其他可能影響鄉村振興的變量。以人均地區生產總值衡量地區經濟水平；以一般預算支出占地區生產總值的比重計算政府干預水平，衡量政府規模；以普通本?？圃谛W生數占年末人口數的比重計算人力資本水平，衡量人口素質；以每平方千米行政區域土地面積上的年末人口數計算人口密集程度，衡量人口密度；以在崗職工平均工資衡量文化消費水平；以第三產業增加值占地區生產總值的比重計算產業結構，衡量服務業發展水平；以年末金融機構人民幣存貸款總額占地區生產總值的比重計算金融支持力度，衡量金融發展水平；以當年實際利用外商直接投資額占地區生產總值的比重計算外商投資力度，衡量對外開放水平。

變量選取與說明和變量描述性統計分別如表1、表2所示。

4 實證分析

4.1 基準結果分析

表3顯示了模型基準回歸結果，本文重點關注du與dt的交互項did。第1列是未加入控制變量的回歸結果，第2列是加入控制變量的回歸結果。結果顯示，無論是否加入控制變量，以鄉村振興指數作為被解釋變量時，did的系數均在1%的水平上顯著為正，說明現代公共文化服務體系建設對鄉村振興具有顯著的正向作用，幫助鄉村振興提高了1.3%的水平，假設H1成立。

4.2 平行趨勢檢驗

滿足平行趨勢檢驗是使用雙重差分模型的前提，即如果沒有《意見》的政策沖擊，實驗組和對照組的鄉村振興發展趨勢應該是平行的，鄉村振興指數不會隨著時間的變化而發生系統性差異。為了檢驗這一點，本文利用事件分析法構建模型進行平行趨勢檢驗，模型如公式（2）所示。

Y = 0 + 1pre4 + 2pre3 + 3pre2 + 4pre1 +

5current +6post1 +7post 2 + 8post 3 +

9post 4+10post5+μi+γt+?it （2）

上式有10個時間虛擬變量：pre4，政策實施前4年取值1，否則為0；pre3，政策實施前3年取值1，否則為0；pre2，政策實施前2年取值1，否則為0；pre1，政策實施前1年取值1，否則為0；current，政策實施當年取值1，否則為0；post1，政策實施后1年取值1，否則為0；post2，政策實施后2年取值為1，否則為0；post3，政策實施后3年取值為1，否則為0；post4，政策實施后4年取值為1，否則為0；post5，政策實施后5年取值為1，否則為0。

以2015年為基期，回歸結果中系數（1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）表示與基期相比，《_{GKtD7jJxFNFZ3zopUrpDKQ==}意見》實施前后各地鄉村振興的變化趨勢是否存在顯著差異（表4）。若在基期前，回歸系數不存在顯著差異，則表明實驗組和控制組的鄉村振興發展趨勢平行，遂通過平行趨勢檢驗，反之不成立。如表4所示，1、2、3和4均不顯著，因此研究樣本通過了平行趨勢檢驗。

為了更直觀地了解政策效應走勢估計值，繪制平行趨勢圖，如圖1所示。可以看到，在政策實施之前，處理組和對照組在政策出臺之前的走勢基本一致，兩者之間的系統性差異沒有發生明顯變化，且政策效應估計值置信區間包括0，表明研究樣本符合平行趨勢假定，滿足平行趨勢檢驗要求。在政策實施當年，模型政策效應估計值的置信區間不包括0，表明實驗組和對照組產生了顯著差異，說明政策實施的確對鄉村振興產生了明顯正效應。

4.3 PSM-DID檢驗

盡管雙重差分模型可以很好地解決內生性問題，但不能保證樣本為隨機選擇結果，樣本自身特征與樣本選擇結果可能為雙向因果關系。為解決這一難題，傾向得分匹配模型（propensity score matching，PSM）應運而生。PSM的基本思想是：通過消除控制變量的明顯差異，構建理想的控制組，從而解決樣本選擇性偏差和雙向因果問題。在查閱相關文獻并篩選控制變量后，本文選擇qua、lnden、lncon、lnser和fin作為協變量（能同時影響政策處理效應和處理變量的相關變量）進行傾向得分匹配，使實驗組與匹配對象除了受到政策沖擊這一變量外，無其他明顯差異變量。具體而言，通過Logit模型來估計傾向得分，采用卡尺最近鄰匹配對共同取值范圍進行匹配，在控制組中找到與實驗組具備相同特征的反事實對象。結果如表5所示，匹配后實驗組和控制組的差異顯著降低，各匹配變量的標準化偏差絕對值均小于11%，且匹配后平衡性檢驗P值均大于10%，原假設無法拒絕。如圖2所示，匹配后實驗組和控制組的核密度圖基本重合。以上結果說明樣本已達成匹配效果要求。

在PSM基礎上對權重不為空的樣本和滿足共同支撐假設的樣本分別進行回歸，結果如表6所示，權重不為空樣本的did回歸系數為0.016，滿足共同支撐假設樣本的did回歸系數為0.010，且二者均在1%的水平下顯著，這說明在解決樣本的自選擇問題后，現代公共文化服務體系建設仍對鄉村振興有顯著的正向影響，回歸結果與前文的結論一致。因此，本文的回歸結果和結論是穩健的。

4.4 安慰劑檢驗

為避免基準回歸結果受到不可觀測的遺漏變量的影響，本文使用56個偽實驗組替換真實實驗組進行安慰劑檢驗（placebo test），得到偽政策效應估計值。將上述過程重復500次，得到500個偽政策效應估計值。該值若不顯著，則能反向說明真實實驗組中鄉村振興的發展成效是由現代公共文化服務體系建設得來，而不是由不可觀測因素導致的，即結論穩??；反之，即結論不穩健。圖3顯示了偽政策效應估計值的核密度分布情況，X軸為500個系數估計值（coefficients），Y軸為P值，水平虛線為1%的顯著水平，垂直虛線為真實實驗組did的系數?？梢钥吹剑S機抽取樣本進行的500次回歸中，did的系數均遠離基準回歸結果中的0.013，分布在0附近；而且回歸的P值大多大于0.05，表明大多數回歸系數在5%的水平下不顯著，表明安慰劑檢驗通過。

4.5 影響機制檢驗

盡管現代公共文化服務體系建設有利于推進鄉村振興已得出了可信結論，但其作用機制還有待進一步驗證。本文采用Hayes編制的SPSS宏程序Process（module 4）進行中介效應分析。依據上文第2.2節所述，本文結合布迪厄文化資本理論[28]及洪秋蘭等[30]的研究進行改進，將村民教育（edu）、數字網絡（int）、基礎設施（base）作為衡量我國鄉村文化資本的重要指標，并基于已有研究基礎[31-32]和數據可得性的客觀現實，依次采用農村居民平均受教育程度、互聯網寬帶業務占比、鄉村文化站數量進行衡量。在不改變控制變量的情況下，分析以上三者在現代公共文化服務體系建設與鄉村振興之間的中介效應。

回歸結果如表7所示，did對edu（β=0.2583，t=5.9536，p<0.001）、int（β=1.7198，t=5.6864，p<0.001）和base（β=2.6560，t=6.1240，p<0.001）的正向預測作用顯著。當did、edu、int和base同時預測index時，did對index的正向預測作用不顯著（β=0.0012，t=1.5435，p=0.1228），edu、int和base對index的正向預測作用顯著（edu：β=0.0720，t=45.4425，p<0.001。int：β=0.0053，t=29.3289，p<0.001。base：β=0.0065，t=42.2503，p<0.001）。上述結果表明，村民教育、數字網絡、基礎設施在現代公共文化服務體系建設影響鄉村振興中起完全中介的作用，假設H2成立。

為進一步保證研究效度，本文采用偏差校對非參數百分位Bootstrap法對中介效應進行進一步檢驗，如表8所示。結果顯示，edu、int和base的Bootstrap 95%置信區間均不包括0，表明三者的中介作用顯著，中介效應值為0.045，占總效應值比重的97%（edu為0.0186，int為0.0092，base為0.0172，占比分別為40%、20%、37%）；did的Bootstrap 95%置信區間包括0，表明直接效應不顯著，直接效應值為0.012，占總效應值比重的3%。

5 結論與啟示

本文以《意見》為載體，測算現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響以及影響機制?？傮w得到兩個可信結論。第一，采用準自然實驗方法——雙重差分模型，計算出《意見》出臺對我國鄉村振興的影響。結果顯示，在2010—2020年的時間區間內，《意見》的出臺對全國272個地級市的鄉村振興產生了影響?，F代公共文化服務體系建設效果提高1%，鄉村振興效果對應提高1.3%。第二，對布迪厄文化資本理論進行優化調整，用以分析現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的影響機制。鄉村振興背景下，制度文化資本、具體文化資本和客觀文化資本具體表現為村民教育、數字網絡和基礎設施，分別用農村居民平均受教育程度、互聯網寬帶業務占比、鄉村文化站數量進行衡量。中介效應檢驗結果顯示，村民教育、數字網絡和基礎設施在現代公共文化服務體系建設與鄉村振興的關系中起到完全中介的作用：村民教育影響作用最大，占比高達40%；其次為基礎設施，占比為37%；最后為數字網絡，占比為20%。

根據研究結論，現代公共文化服務體系建設對鄉村振興的作用有限，僅為1.3%，但該效果并非一成不變。由于文化影響及影響效應的釋放具有長期性，而本文納入研究的時間區間較短，無法預計現代公共文化服務體系建設的日后效果。相信隨著現代公共文化服務體系建設日益完善，鄉村振興會得到更顯著的助力效果。不可否認的是，在當前階段，現代公共文化服務歸根到底是由以文化行政主管部門為代表的政府部門提供，因此，要想在未來繼續擴大影響效果，還需要政府部門繼續強化自身主體作用，激活村民教育、數字網絡、基礎設施三大要素，提升村民文化素質與受教育意愿、確保村民充分享有公共文化數字資源、在基礎設施中引入市場主體開展運營管理，總體提升鄉村文化資本，擴大對鄉村振興的影響效果。

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作者貢獻說明：

喻興佳：負責資料收集與論文撰寫；

高 凡：負責研究選題確定、研究與方法設計及論文指導。

Research on the Impact of the Construction of Modern Public Cultural Service System on Rural Revitalization

Yu Xingjia Gao Fan

School of Public Administration， Southwest Jiaotong University， Chengdu 610031

Abstract： [Purpose/Significance] Existing research predominantly discusses the great significance of modern public cultural service system construction for rural society from an empirical perspective， yet lacks empirical conclusions. This article intends to evaluate the impact of constructing modern public cultural service system on rural revitalization through quasi-natural experiments， and then clarifies the impact mechanism. [Method/Process] Based on panel data from 272 prefecture level cities from 2010 to 2020， difference-in-difference model is used to evaluate the impact. After obtaining benchmark regression results， parallel trend tests， PSM-DID tests， and placebo tests are conducted sequentially. In terms of Bourdieu’s theory of cultural capital， rural cultural capital in China is divided into three types： village education， digital networks， and infrastructure. And the influence mechanism is clarified through the mediation effect. [Result/Conclusion] The results show that the construction of modern public cultural service system has a significant positive effect on rural revitalization through three types of rural cultural capital： village education has the greatest impact， followed by infrastructure， and digital networks have the smallest impact.

Keywords： modern public cultural service system rural revitalization difference-in-difference model

收稿日期：2023-11-13 修回日期：2023-12-20