科技創新驅動鄉村振興的作用機制與實證分析

摘要：定量評估科技創新對鄉村振興的影響效應及作用機制，為全面推進鄉村振興、加快區域協調發展提供理論借鑒和經驗證據。通過構建科技創新與鄉村振興評價指標體系，結合熵權法測算中國30個省份兩者的發展水平，并運用固定效應模型和空間杜賓模型實證檢驗科技創新對鄉村振興的促進作用與空間溢出效應以及知識創新、技術創新、產品創新作用機制的存在。結果表明：全國科技創新與鄉村振興平均水平穩步提升，區域之間各水平差距明顯，省份之間亦有差距；科技創新水平增加1個單位，促進鄉村振興水平提升0.372，在鄰接、地理距離和嵌套權重矩陣下，科技創新水平系數分別為0.157、0.233和0.189，5%水平上顯著，同時，在四種空間權重矩陣下，科技創新水平空間滯后項系數分別為0.142、0.901、0.925和1.510，且均通過顯著性水平檢驗，科技創新有助于本省鄉村振興發展，且對相鄰省份鄉村振興水平提升產生正向空間溢出效應；科技創新能夠通過知識、技術和產品創新形式作用于鄉村振興發展，其中，在地理距離、經濟距離和嵌套權重矩陣下，技術創新與產品創新的空間溢出效應顯著，知識創新僅在經濟距離和嵌套權重矩陣下呈現出明顯的空間溢出效應。

關鍵詞：科技創新；鄉村振興；空間溢出效應；空間杜賓模型

中圖分類號：F323; F327 文獻標識碼：A 文章編號：2095?5553 （2024） 11?0342?11

Mechanism and empirical analysis of the role of science and technology innovation

in driving rural revitalization： Based on the perspective of innovation diffusion

Liu Jian， Su Yang， Li Chengmin， Deng Haoyu

（College of Economics and Management， Xinjiang Agricultural University， Urumqi， 830000， China）

Abstract： Quantitative evaluation of the impact effect and mechanism of science and technology innovation on rural revitalization can provide theoretical references and empirical evidence for comprehensively promoting rural revitalization and accelerating regional coordinated development. The article constructs the evaluation index system of science and technology innovation and rural revitalization， combines the entropy weight method to measure the development level of both in 30 Chinese provinces from 2010 to 2020， and uses the fixed?effects model and spatial Durbin model to empirically test the promotion effect and spatial spillover effect of science and technology innovation on rural revitalization， as well as the existence of the role mechanism of knowledge innovation， technological innovation and product innovation. Some key results show that the national average level of science and technology innovation and rural revitalization has steadily improved， and there are significant disparities in the level of science and technology innovation and rural revitalization between regions， as well as between provinces. The level of science and technology innovation increases by 1 unit on average to promote the level of rural revitalization by 0.372. The coefficients of science and technology innovation level are 0.157， 0.233 and 0.189 at 5% level significant under the adjacency， geographical distance and nested weight matrix， respectively. Meanwhile， under the four spatial weight matrices， the coefficients of the spatial lag term of science and technology innovation level are 0.142， 0.901， 0.925 and 1.510 respectively， and all of them pass the significance level test. Science and technology innovation contributes to the development of rural revitalization in the province and has a positive spatial spillover effect on the improvement of the level of rural revitalization in neighboring provinces. Science and technology innovation can act on rural revitalization development in the form of knowledge， technology and product innovation. The spatial spillover effects of technological innovation and product innovation are significant under geographical distance， economic distance and nested weight matrix. Product innovation shows significant spatial spillover effects only under the economic distance and nested weight matrix.

Keywords： science and technology innovation; rural revitalization; spatial spillover effects; spatial Durbin model

0 引言

中國鄉村發展較為緩慢，已成為中國現代化建設的“短板”。長期以來由于中國城鄉二元結構與城市“虹吸效應”的存在，鄉村面臨著資本缺位[1]、勞動力流失[2]、土地撂荒[3]、技術落后[4]等發展困境，城鄉發展不平衡、鄉村發展不充分的矛盾也愈發凸顯。黨的十九大報告首次提出鄉村振興戰略，指出鄉村“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”的建設總要求。而城鄉發展失衡、鄉村衰落是許多國家在發展過程中普遍存在的現象，發達國家為振興鄉村采取過一系列行動與措施，例如日本的“造村運動”[5]、韓國的“新村運動”[6]，美國及歐盟國家實施政策進行引導，頒布法律提供保障，完善鄉村金融體系，支持農業科技創新，加強農民教育培訓[7， 8]。其中發揮科技創新對鄉村振興的作用得到各國一致選擇，并付諸實踐[9]。2020年中央一號文件指出科技創新是鄉村振興戰略的實施保證。因此，在全面推進鄉村振興過程中，科技創新是關鍵驅動力，必須充分發揮科技創新對鄉村振興的支撐引領作用。

科技創新驅動鄉村振興策略作為鄉村發展的特色路徑，自提出以來學者們從多方面展開了研究。有學者探究內外部因素對該策略實施的影響，指出政府支持[10]、市場需求[11]與科技創新投入[12]有助于科技創新支撐鄉村振興戰略，而科技創新成果同質化與低端化會導致科技創新驅動鄉村振興乏力[12]。也有學者總結科技創新驅動鄉村振興實踐經驗，詳細分析包括高校[13]、科研機構[14]、涉農企業[15]和科技人才[16]的創新主體實踐，農業科技園區[17]和農業科研試驗基地[18]的創新平臺實踐，以及鄉鎮[19]、城市[20]、省份[21]層面的區域實踐。聚焦科技創新，讓其在田間地頭開花結果，江澤林[22]指出農業機械化科技創新能夠提高勞動生產率，轉變農村生產關系、生活方式和治理體系，在促進鄉村振興發展方面大有可為。總結前人研究發現，有關科技創新驅動鄉村振興實證分析缺乏，且鮮有關于科技創新驅動鄉村振興空間效應方面的研究，此外未有文獻將知識創新、技術創新和產品創新結合起來詳細討論科技創新對鄉村振興的作用。

鑒于此，本文在測算2010—2020年各省份科技創新水平與鄉村振興水平基礎上，進一步探究科技創新驅動鄉村振興的作用機制，結合固定效應模型與空間杜賓模型，實證分析科技創新對鄉村振興的空間效應。旨在通過一系列探索與分析拓展科技創新對鄉村振興影響的認知，為決策層提供更加明確的政策建議方向。

1 理論分析與研究假設

在驅動鄉村振興五個維度方面，科技創新是推動農業產業化經營、提升農業現代化發展的現實生產力，通過將創新元素融入鄉村發展，加大科技成果轉化應用，能夠實現鄉村產業融合與轉型升級[23]；科技創新也是解決鄉村生態宜居問題的重要舉措，可以有效治理農業農村環境污染，為農業農村綠色發展提供技術保障[24]；借助科技創新手段，能使鄉風文明建設緊隨時代發展步伐，轉變村民落后思想，促進鄉村移風易俗，更有利于鄉村文化進行保護、傳播、展示與傳承[25]；同時科技創新為鄉村基層黨組織、新型經濟組織、新型農業經營主體等提供智力與技術支撐，增強各組織治理水平，緩解鄉村治理壓力，實現鄉村治理智能化、精準化[26]；1958年，Cochrane提出的農業踏車（又稱技術踏車）理論，就論述了農業技術進步對農業生產者收入的循環影響，現如今通過科技創新可以解放和發展生產力，促進文化創新，實現人們物質、精神富裕[27]。根據創新擴散理論和空間經濟學知識可知，創新擴散是科技創新過程中重要的組成部分，科技創新對地區發展具有正向的空間溢出效應[28]。科技創新外溢彌補了自然資源、社會資本、勞動力等要素缺失對鄉村發展造成的障礙，從而對周邊地區的鄉村振興發揮出輻射帶動作用。為驗證科技創新對鄉村振興的影響，本文提出假設1：科技創新正向作用于本地區鄉村振興水平提升，且對周邊地區鄉村振興水平提升產生正向空間溢出效應。

依據張來武[29]對科技創新內涵的闡述：科技創新是科學發現、技術發明與市場應用三者協同演進下的產物，是將發現或發明的成果轉化為新產品、新服務，創造出新價值的過程。這一過程中，科技創新產出是以新知識、新技術、新產品為代表的知識創新、技術創新和產品創新。通過知識創新引領鄉村產業發展方向，拓展鄉村生態環境保護思路，擴大鄉村文化包容性，為鄉村振興提供智力支撐。運用技術創新延伸鄉村產業鏈，鞏固鄉村治理基礎，幫助村民增產增收、創業增收，為鄉村振興提供技術支撐。借助產品創新完善鄉村公共文化服務，推進城鄉基本公共服務均等化，引領鄉村新發展。而農業機械化科技創新與技術持續推廣，在保障糧食安全、推進農業規模化經營過程中扮演不可或缺的角色，其信息化、智能化發展思路更為農業現代化建設提供了前沿視角。隨著農業機械化技術的不斷創新與裝備升級，可以為農業綠色發展提供技術裝備支持，緩解鄉村生態環境壓力，更能有效解放農民雙手，使他們擁有更多閑暇時間豐富業余生活，享受文化娛樂服務[30]。除此之外，農業機械化發展為各類農機合作組織壯大創造了條件，進而增強鄉村基層組織治理實力，也是以人為本思想的重要表現，契合和諧社會治理理念[22]。以農業機械化發展方式化解農村人地矛盾，能夠帶動農村土地流轉與產業融合，提升農民財產性、工資性收入[31]。基于此，本文從知識創新、技術創新和產品創新角度出發，分析科技創新驅動鄉村振興的作用機制（圖1），并提出假設2：知識創新、技術創新和產品創新是科技創新驅動鄉村振興的重要作用機制。

2 實證方法和數據來源

2.1 鄉村振興水平與科技創新水平測算

考慮到鄉村振興系統與科技創新系統的復雜性，選取單一指標很難代表系統發展水平的高低，參考前人有關兩者的實證研究，本文首先構建了鄉村振興與科技創新評價指標體系（表1），然后運用熵權法計算出各級指標權重，最后通過指標權重乘以指標標準化值的累加之和得出各省份鄉村振興水平與科技創新水平。

基于《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》中撰寫的鄉村振興戰略規劃主要指標，總結國外學者關于鄉村發展水平測度的研究成果[32]，結合國內學者對鄉村振興水平評價開展的研究[33]，同時圍繞農業、農村、農民主體發展，構建出由產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕5個一級指標，14個二級指標和45個三級指標組成的鄉村振興評價指標體系，如表1所示。

對于科技創新指標選取，國內外各學者存在一定差異性，但同時也有一些共通之處，基于前人研究[34， 35]，并參照中國區域創新能力指標體系與區域科技創新評價指標體系，突出區域科技創新整體現狀與轉化效益，構建出由環境、投入、產出、效益4個一級指標，12個二級指標和29個三級指標組成的科技創新評價指標體系，如表2所示。為詳細描述研究對象，確保指標數據可獲得且連續，本文在構建指標體系時遵循科學性、系統性和可測性等原則。三級指標屬性分為正向與負向，采取平均、比值、比例相加等方式進行處理，并以2000年為基期，對國內生產總值、產業增加值等相關數據進行平減。

2.2 模型設定

1） 基準模型。為驗證科技創新對鄉村振興水平提升的促進作用，構建固定效應模型，如式（1）所示。其中，被解釋變量為鄉村振興水平（RV）；核心解釋變量為科技創新水平（TI）；控制變量包括政府支持程度（GOV）、農業金融發展水平（AFIN）、投資發展水平（INV）、受教育水平（LNEDU）、交通基礎設施水平（LNTRA）。

[RVit=α0+α1TIit+α2GOVit+α3AFINit+ α4INVit+α5LNEDUit+α6LNTRAit+ λi+μt+εit] （1）

式中： i ——地區；

t ——時間；

α ——常數項；

εit ——影響鄉村振興水平的隨機擾動項；

λi ——地區固定效應；

μt ——時間固定效應。

基于已有文獻[36]，本文計算出鄉村振興水平與科技創新水平，選取財政農林水事務支出與國內生產總值的比值代表政府支持程度、涉農貸款余額和與國內生產總值的比值代表農業金融發展水平、全社會固定資產投資額與國內生產總值的比值代表投資發展水平、人均受教育年限的對數值代表受教育水平、公路密度的對數值代表交通基礎設施水平。

2） 空間計量模型。為驗證科技創新對鄉村振興水平提升的空間溢出效應，建立一般化的靜態空間計量模型，如式（2）所示。

[RVit=ρWRVit+θXit+φWXit+λi+μt+εit] （2）

[εit=υWεt+σit] （3）

式中： ρWRVit ——鄉村振興水平的空間滯后項；

Xit ——解釋變量；

φWXit ——解釋變量的空間滯后項；

υWεt ——隨機擾動項的空間滯后；

ρ、θ、φ、υ ——各項（變量）系數；

W ——空間權重矩陣。

為對鄉村振興與科技創新的空間關聯特征進行系統性考察，增強分析結果的穩健性，構建了鄰接權重矩陣（Wl）、地理距離權重矩陣（Wd）、經濟距離權重矩陣（Wj）和嵌套權重矩陣（Wq）四種空間矩陣。第一種，鄰接權重矩陣（Wl）代表各地區之間是否相鄰，元素?ij表示i地區與j地區是否存在共同的邊界，若存在則賦值為1，否則為0。第二種，地理距離權重矩陣（Wd）代表各地區之間的地理差距，元素?ij表示基于經緯度i地區行政中心與j地區行政中心地表距離的倒數值。第三種，經濟距離權重矩陣（Wj）代表各地區之間經濟水平的差距，元素?ij表示2010年至2020年i地區人均實際GDP均值與j地區人均實際GDP均值的絕對差值倒數。第四種，嵌套權重矩陣Wq=ψWd+（1-ψ）Wj（ψ∈[0，1]），表示同時涵蓋距離因素與經濟因素的空間權重矩陣。當ψ取值趨于0時，Wq的空間權重偏向與經濟屬性因素有關，當ψ取值趨于1時，Wq的空間權重偏向與地理距離因素有關，該矩陣既考慮了地理距離產生的空間影響，也反映了經濟因素具有輻射作用，且存在溢出效應的事實，更能全面客觀地體現出地區間的空間關聯程度。本文為簡化分析過程，ψ取值0.5。以上四種空間權重矩陣對角線元素都為0，即任意一個地區不與自身產生空間關聯。

一般空間計量模型可以分為空間杜賓模型（SDM）、空間自回歸模型（SAR）與空間誤差模型（SEM），若υ=0，則式（2）轉化為空間杜賓模型；若υ=0，且φ=0，則式（2）轉化為空間自回歸模型；若ρ=0，且φ=0，則式（2）轉化為空間誤差模型。而SDM模型不僅兼具SAR與SEM模型的優點，且無論數據適用SAR還是SEM，均可得到系數的無偏估計量，故采用空間杜賓模型（SDM）作為分析空間溢出效應的計量模型。本文空間杜賓模型設定如下

[RVit=ρWRVit+βTIit+δWTIit+ θCONTROLit+φWCONTROLit+ λi+μt+σit] （4）

式中： CONTROLit ——式（1）中各控制變量；

φWCONTROLit ——控制變量的空間滯后項；

β ——核心解釋變量系數；

δ ——核心解釋變量空間滯后項系數；

σit ——影響被解釋變量的隨機擾動項。

2.3 數據來源

考慮到數據的可獲得性與連續性，本文選取數據樣本為2010—2020年中國30個省份（除西藏和港澳臺地區）的面板數據。相關數據分別來源于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國農業機械工業年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國城鄉建設統計年鑒》《中國文化文物和旅游統計年鑒》《中國教育統計年鑒》《中國民政統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國交通運輸統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國火炬統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》《中國區域創新能力評價報告》《北京大學數字普惠金融指數》《全國土地利用總體規劃綱（2006—2020年）調整方案》、各省（自治區、直轄市）統計年鑒、國家統計局網站、中國文明網、中國裁判文書網。對于個別缺失的數據，采用插值法補齊。

3 實證結果分析

3.1 鄉村振興水平與科技創新水平測算結果分析

如圖2所示，從省級層面來看，不同省份之間年均鄉村振興水平存在一定差距，通過數值可以將所有省份分為四個梯隊，高于0.550的浙江（0.568）位于鄉村振興“第一梯隊”；水平介于0.501～0.550的北京（0.549）、山東（0.543）、江蘇（0.537）、上海（0.525）、山西（0.506）和河北（0.502），這6個省份組成鄉村振興“第二梯隊”，該梯隊中絕大多數為東部省份；其次水平介于0.451～0.500的天津（0.492）、湖北（0.491）和福建（0.486）等12個省份共同組成鄉村振興“第三梯隊”，中部省份除山西以外均位于其中，同時東北三省的黑龍江和吉林也處于該梯隊；最后水平介于0.401～0.450的甘肅（0.445）、寧夏（0.443）和遼寧（0.443）等11個省份組成鄉村振興“第四梯隊”，其中多數為西部省份。北京、上海、江蘇、浙江和廣東的年均科技創新水平較高，山西、青海和吉林等省份年均科技創新水平較低，較高省份與較低省份之間水平差距十分明顯。

結合圖3和圖4所示，從區域層面來看，鄉村振興水平在區域分布上存在不均衡現象，不同區域鄉村振興水平差距較大，呈現由東向西降低，東北地區與西部相比較高的態勢。科技創新水平在區域分布上失衡，東部地區科技創新水平較高，并與其他地區科技創新水平逐漸拉大。

如圖5所示，從全國層面來看，鄉村振興平均水平逐年提高，從2010年的0.406增長至2020年的0.530，年均增長率為2.71%。科技創新平均水平總體升高，從2010年的0.250增長至2020年的0.327，年均增長率為2.72%。

本文還測算了2010—2020年全國鄉村振興水平標準差和科技創新水平標準差，如圖5所示，2010年至2020年鄉村振興水平標準差呈較為明顯的下降態勢，在2011年略微升高后逐漸降低，2017年開始趨于平緩，從2010年的0.050下降到2020年的0.038，年均負增長2.51%，說明各省份鄉村振興水平的地區差異呈現縮小趨勢。而2010年至2020年科技創新水平的標準差呈波動上升態勢，在2013年和2020年出現較為明顯的降低，從2010年的0.070上升到2020年的0.083，年均增速1.89%，說明各省份科技創新水平的地區差異呈現擴大趨勢。

隨著中國現代化建設進程加快，以鄉村振興戰略為代表的政策支持以及各項有效措施為鄉村產業、人才、文化、生態和組織發展注入了活力，各省份、區域鄉村振興水平顯著提高，全國鄉村振興平均水平穩步提升。由于各省份鄉村發展基礎參差不齊，鄉村振興戰略仍處于第一個五年階段，部分省份處于鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接狀態，導致省份、區域之間鄉村振興水平存在一定差距，但各省份的鄉村振興水平差異呈現縮小趨勢。

另外國家始終堅持創新驅動發展，科技創新綜合實力實現大幅躍升，科技人才隊伍規模不斷擴大，關鍵核心技術領域取得突破性進展，企業自主創新能力持續增強，助推了全國科技創新平均水平穩步提升。但由于科技人才在地區分布上的集聚，以及各省經濟發展水平的差距，使得北京、上海、江蘇、浙江和廣東的科技創新水平明顯高于其他省份，各省份之間的科技創新水平差異呈現擴大趨勢，區域之間的差距被逐漸拉大。

3.2 模型結果分析

1） 基準模型結果。表3的列（1）和列（2）報告了科技創新水平（TI）對鄉村振興水平（RV）的影響，其中列（1）是未加入控制變量的單變量回歸結果，列（2）是加入了多個控制變量后的回歸結果。兩列結果顯示，TI的系數估計值均為正，且在1%水平上顯著，表明科技創新確實有利于促進鄉村振興。在充分考慮其他影響因素情況下，科技創新水平增加1平均而言促進鄉村振興水平提升0.372，科技創新對鄉村振興的驅動作用顯而易見。

2） 空間杜賓模型結果。表3的列（3）～列（6）報告了不同空間權重矩陣下科技創新水平（TI）對鄉村振興水平（RV）的直接與間接影響結果。限于篇幅，本文并未一同將地區固定效應、時間固定效應和時空固定效應模型的結果列于表3中，對比Log-Likelihood與R2值后選擇將時間固定效應模型結果放入表3進行分析。除在經濟距離權重矩陣下，TI的自回歸系數均為正，且在5%水平上顯著，說明科技創新正向作用于本地區鄉村振興水平提升。

同時在四種空間權重矩陣下，空間滯后項W×TI的系數均為正，且在10%水平上顯著，表明科技創新在促進鄉村振興方面的正向空間溢出效應明顯，即某個省份的科技創新水平對地理位置相近或經濟發展相似省份的鄉村振興水平產生間接正向影響，能夠助推地理、經濟相近省份鄉村振興。以上結論證實了本文提出的假設1。

3.3 穩健性檢驗

為確保研究結果的可靠性，除了采用穩健性標準誤外，還做了另外兩種穩健性檢驗：第一種，替換變量。替換被解釋變量，將鄉村振興水平更換為農村居民人均可支配收入的對數值（LNRPC）。第二種，剔除部分樣本。將北京、天津、上海和重慶四個直轄市的數據去除。以嵌套權重矩陣為例，穩健性檢驗結果如表4所示。

兩種穩健性檢驗結果與上文空間杜賓模型結果基本一致，科技創新水平（TI）及其空間滯后項（W×TI）的系數正負性、顯著性均未發生變化。由此可知，假設1再一次得以驗證，說明上文實證結果是穩健的。

3.4 作用機制檢驗

1） 知識創新作用機制。以每萬人國內、國際論文數的對數值代表知識創新能力（LNKNO），帶入基準模型與空間計量模型中進行回歸分析，表5報告了不同模型知識創新能力對鄉村振興水平（RV）的影響結果。如表5列（1）和列（2）所示，在考慮其他影響因素情況下，LNKNO的系數估計值為0.024，且在1%水平上顯著，表明知識創新能力能夠促進鄉村振興發展。列（3）～列（10）結果顯示，在經濟距離權重矩陣和嵌套權重矩陣下，時間固定效應模型的空間滯后項W×LNKNO系數均有為正，且在5%水平上顯著，表明知識創新對促進鄉村振興發揮出正向空間溢出效應，而這種溢出效應的產生依賴于省份之間經濟上的互動。這一結論說明，知識創新能力的增強會有效促進經濟相近省份鄉村振興水平的提升，假設2中的知識創新作用機制是成立的。

2） 技術創新作用機制。以技術輸出合同金額總和與國內生產總值的比值代表技術創新能力（TEC），表6展示了技術創新能力對鄉村振興水平（RV）影響的估計結果。如表6列（1）和列（2）所示，在考慮其他影響因素情況下，TEC的系數估計值為0.841，且在5%水平上顯著，表明技術創新能力同樣能夠促進鄉村振興發展。列（3）～列（10）結果顯示，在鄰接權重矩陣下，空間滯后項W×LNKNO系數未通過顯著性檢驗，而在其余三種空間權重矩陣下，地區或時間固定效應模型的空間滯后項W×TEC系數均為正，且在5%或1%水平上顯著，表明技術創新對促進鄉村振興產生正向空間溢出效應，而這種溢出效應的產生不僅依賴于省份之間距離上的相近，同時也依賴于他們經濟上的互動。這一結論說明，技術創新能力的增強會顯著促進地理、經濟相近省份鄉村振興水平的提升，假設2中的技術創新作用機制是成立的。

3） 產品創新作用機制。以高技術產業新產品銷售收入與營業收入的比值代表產品創新能力（PRO），表7報告了產品創新能力對鄉村振興水平（RV）的影響結果。

如表7列（1）和列（2）所示，在考慮其他影響因素情況下，PRO的系數估計值為0.079，且在1%水平上顯著，表明產品創新能力與知識創新能力、技術創新能力一樣，能夠促進鄉村振興發展。列（3）～列（10）結果顯示，產品創新與技術創新類似，除了鄰接權重矩陣，在其余三種空間權重矩陣下，不同固定效應模型的空間滯后項W×PRO系數均有為正，且在1%水平上顯著，表明產品創新促進鄉村振興的空間溢出效應顯著，這種溢出效應的產生依賴于省份之間距離上的相近或者經濟上的互動。這一結論說明，產品創新能力的增強會明顯促進地理、經濟相近省份鄉村振興水平的提升，假設2中的產品創新作用機制是成立的。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

1） 全國層面，科技創新平均水平總體升高，年均增速為2.72%，鄉村振興平均水平逐年提高，年均增速為2.71%；區域層面，存在科技創新發展失衡、鄉村振興發展不平衡狀況，東部科技創新與鄉村振興整體水平偏高；省級層面，各省份之間亦有差距，科技創新水平標準差年均增長率為1.89%，地區差異呈現擴大趨勢，鄉村振興水平標準差年均負增長2.51%，地區差異呈現縮小趨勢。

2） 科技創新顯著提高鄉村振興水平，回歸結果顯示，科技創新水平系數為0.372，通過1%顯著性水平檢驗，此結論經過替換變量、剔除部分樣本的穩健性檢驗之后依舊成立。同時知識、技術和產品創新作用機制存在，科技創新發展能夠通過知識創新、技術創新和產品創新促進鄉村振興水平提升。

3） 科技創新對鄉村振興具有顯著的正向空間溢出效應，空間杜賓模型結果顯示，在鄰接、地理距離、經濟距離和嵌套權重矩陣下，科技創新水平空間滯后項系數為0.142、0.901、0.925和1.510，且通過1%、5%或10%顯著性水平檢驗，即某個省份科技創新水平的增強會有效促進地理、經濟相近省份鄉村振興水平的提升。技術創新與產品創新對鄉村振興空間溢出效應的產生不僅依賴于省份之間距離上的相近，同時也依賴于省份之間經濟上的互動，而知識創新僅依賴于省份之間經濟上的互動。

4.2 政策啟示

1） 完善科技創新驅動鄉村振興頂層設計，切合實際地制定相關政策措施。基于各地區科技創新與鄉村振興水平的差異，一方面，科技創新低水平地區應詳細制定科技人才培育計劃、積極引進先進技術、支持企業自主創新和加快構建各類科技創新平臺，充分發揮地區后發優勢，提升自身科技創新水平；另一方面，科技創新高水平地區要著力攻克關鍵核心技術，加大科技創新成果的轉化與應用，穩固科技創新高水平發展。要想實現鄉村振興，就必須轉變鄉村發展方式，通過科技創新手段實現鄉村產業融合與轉型升級、解決好鄉村環境污染問題、促使鄉村文化事業建設、增強鄉村治理能力和實現村民精神、物質富裕，并建立相應的政策保障機制以及長效機制，加強政策支持力度，確保實施科技創新驅動鄉村振興的有效性與連貫性。

2） 激勵多主體共同參與鄉村振興，重視科技協同創新體系構建。研究結果顯示，科技創新及其通過知識、技術、產品創新對鄉村振興具有顯著的促進作用。各級政府部門應當鼓勵和引導高校、科研機構、企業等創新主體加大對鄉村振興的科技創新支持，激勵各創新主體發揮自身優勢，積極開展知識、技術、產品創新與服務。通過政策引領，聯結政府、農業農村主體與創新主體，構建起“政產學研用”一體化的科技協同創新體系，為鄉村振興提供有效支撐，推進科技創新與鄉村振興的整體發展。

3） 堅持區域協調發展理念，加強地區間鄉村振興協作。在實施科技創新驅動鄉村振興相關政策時，除了營造好科技創新環境、加強科技創新投入外，如何利用科技創新以及知識、技術、產品創新的空間溢出效應也非常值得重視。政策上應當強調基礎設施建設與協作機制建立，以實現溢出渠道的暢通。政府可以通過完善基礎設施建設，壓縮時空，加強地區之間的互動，從而提升科技創新以及知識、技術、產品創新對鄉村振興的間接促進作用。除此之外，建立地區之間鄉村振興協作發展機制，汲取科技減貧的寶貴經驗，通過對口幫扶、項目支持等形式，跨越地區間地理與經濟上的距離，更大程度上發揮科技創新以及知識、技術、產品創新的擴散效應。

4） 推進農業機械化科技創新，實現農業機械化嵌入鄉村振興式發展。為不斷適應農業農村現代化建設形勢，農業機械化要以精準化為發展方向，重視農機與農藝融合，提升農機設備信息化、智能化水平，化解因地形、種養類別、供需不平衡等所帶來的農業機械化發展矛盾。同時，政府部門需要積極培育新型經營主體和擴充農機人才隊伍，以適應農機使用需要，并通過他們傳授更多農機知識與技能給農民，更好地發揮農業機械化促進鄉村振興作用。在農機推廣應用方面，要加大農機惠農政策支持和抓好農機服務組織建設，形成長效幫扶機制，因地制宜倡導適度規模化經營，從而提高農機使用水平，增強農業機械化服務鄉村振興的效率。

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