王 青，曾 伏

(遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽 110036)

一、引言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，鄉(xiāng)村振興則是實現(xiàn)共同富裕的必由之路。黨的十九大報告首次提出了以產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效和生活富裕為總要求的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，并將其實施作為新時期的重大決策部署。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的初步實施，相應(yīng)的制度框架和政策體系已基本形成。那么，我國及各地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平及戰(zhàn)略實施的成效如何？各區(qū)域的鄉(xiāng)村振興水平是否存在不平衡發(fā)展？是否存在某種顯著的收斂特征？以上問題的解答可以使我們更好地把握我國鄉(xiāng)村振興的現(xiàn)狀、發(fā)展差異及趨勢，并有助于為鄉(xiāng)村全面振興這一長遠(yuǎn)戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)提出科學(xué)的發(fā)展政策建議。

既有文獻(xiàn)的研究主要集中于三個方面。一、鄉(xiāng)村振興水平的測度研究。張挺等從產(chǎn)業(yè)興旺等五個方面構(gòu)建鄉(xiāng)村振興評價指標(biāo)體系，并采用AHP法與熵權(quán)法的平均權(quán)重對2013～2016年我國35個實踐調(diào)研樣本村的鄉(xiāng)村振興水平加以測算，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興模式實施時間越久，村落取得的鄉(xiāng)村振興成效越顯著。[1]閆周府等同樣從產(chǎn)業(yè)興旺等五個方面匹配和構(gòu)建了鄉(xiāng)村振興指標(biāo)評價體系，采用主成分分析和專家打分的綜合賦權(quán)測度了我國2016年各省的鄉(xiāng)村振興水平，發(fā)現(xiàn)我國鄉(xiāng)村發(fā)展存在較大的提升空間和不均衡現(xiàn)象。[2]韓欣宇等則從生活功能、生產(chǎn)功能和生態(tài)功能三個方面，構(gòu)建村莊發(fā)展度指標(biāo)測度了山東淄博昆侖鎮(zhèn)各村的振興水平，認(rèn)為該地的大多數(shù)村落都屬于生產(chǎn)、生活的收縮乃至衰退型的較低發(fā)展水平。[3]毛錦凰等同樣從產(chǎn)業(yè)興旺等五方面匹配了26項二級指標(biāo)，結(jié)合差異系數(shù)法與熵權(quán)法測度了2016年我國31省的鄉(xiāng)村振興水平，認(rèn)為我國省份鄉(xiāng)村振興水平普遍較低。[4]陳俊梁等從產(chǎn)業(yè)興旺、基礎(chǔ)設(shè)施、城鄉(xiāng)治理及人民生活四個維度，使用熵值法及因子分析測度了2018年華東六省76市的鄉(xiāng)村振興水平，認(rèn)為浙江與江蘇兩省內(nèi)市際鄉(xiāng)村振興水平較高于其他幾省。[5]綜上，隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對目標(biāo)方向的明確和相關(guān)研究的發(fā)展，現(xiàn)有的測度研究采用的評價體系更為完善，并通常結(jié)合權(quán)威的賦權(quán)方法測算鄉(xiāng)村振興水平。但是，既有研究仍普遍存在研究年份不足、數(shù)據(jù)獲取困難、適用范圍不廣等問題。鑒于此，本文亦以產(chǎn)業(yè)興旺等五方面為基礎(chǔ)，匹配和構(gòu)建我國鄉(xiāng)村振興水平評價指標(biāo)體系，并使用熵值法測度2006～2020年我國各省的鄉(xiāng)村振興水平。二、鄉(xiāng)村振興水平的空間差異研究。徐雪等比較了測度出的2011～2018年西部12省鄉(xiāng)村振興水平，發(fā)現(xiàn)內(nèi)蒙古和新疆的鄉(xiāng)村振興水平明顯優(yōu)于其他省市。[6]呂承超等[7]、薛龍飛等[8]均使用Dagum基尼系數(shù)法對測度的我國30省的鄉(xiāng)村振興指數(shù)進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)內(nèi)部差異和東-西部區(qū)域間差距相對較大，區(qū)域間差異是鄉(xiāng)村振興總體差異的最主要來源。盧風(fēng)英等使用泰爾指數(shù)法進(jìn)行考察也得到了類似結(jié)論。[9]盡管也有部分學(xué)者研究市際或更微觀層面的鄉(xiāng)村振興空間差異[10]，但該類研究的主體覆蓋范圍相對較小。綜上，本文亦在測度的基礎(chǔ)上對鄉(xiāng)村振興水平進(jìn)行比較分析，并使用Dagum基尼系數(shù)方法探求全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平差異的分布、交叉重疊及來源。三、鄉(xiāng)村振興水平的收斂性研究?；赟olow[11]的思想，經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在一個穩(wěn)態(tài)水平，收斂性則指經(jīng)濟(jì)發(fā)展會逐漸趨向于這一穩(wěn)態(tài)。依照該理論，全國及各地區(qū)的鄉(xiāng)村振興發(fā)展也可能具有各自的收斂特征。然而，當(dāng)前學(xué)者們更為關(guān)注鄉(xiāng)村振興背景下，或與鄉(xiāng)村發(fā)展與振興相關(guān)方面的收斂性[12-15]，而關(guān)于鄉(xiāng)村振興水平收斂性的研究亟待開展。因此，本文使用變異系數(shù)法考察了全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的σ收斂特征，并使用空間模型考察比較了鄉(xiāng)村振興水平的β收斂特征。

二、鄉(xiāng)村振興水平測度與研究方法

(一)鄉(xiāng)村振興水平測度

構(gòu)建評價指標(biāo)體系對2006～2020年我國各省的鄉(xiāng)村振興水平進(jìn)行測度?；隗w系構(gòu)建的科學(xué)、有效性和前人的研究基礎(chǔ)，本文同樣從產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效和生活富裕五個方面，選取了26個指標(biāo)構(gòu)建了中國鄉(xiāng)村振興水平評價指標(biāo)體系，如下表1。

表1 中國鄉(xiāng)村振興水平評價指標(biāo)體系構(gòu)建

依托上述指標(biāo)體系，本文采用熵值法進(jìn)行賦權(quán)，測算得到的我國各省鄉(xiāng)村振興水平如下表2所示，限于篇幅，僅列出部分年份結(jié)果?？梢钥闯?，2006～2020年全國各省鄉(xiāng)村振興水平的相對大小與直覺預(yù)期較為符合，一定程度上佐證了指標(biāo)體系構(gòu)建的合理、科學(xué)性。

表2 中國鄉(xiāng)村振興水平測算結(jié)果

從全國層面看，鄉(xiāng)村振興水平由0.128逐年增長至0.260，實現(xiàn)了103%的大幅增長，特別在是《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018～2022)》兩年的實施期內(nèi)提升最大，這標(biāo)志著我國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的穩(wěn)步推進(jìn)取得了顯著成效。但是，鄉(xiāng)村振興是一個長期過程，當(dāng)前全國及絕大多數(shù)省份的鄉(xiāng)村振興仍不充分，還處于較低水平，因此需堅定不移地踐行鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，確保政策落實到位，爭取在中長期穩(wěn)步提升至較高水平。具體到省際層面，絕大多數(shù)省份的鄉(xiāng)村振興水平同樣在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施后提升最為顯著，說明鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略在各省均得到迅速和深入的貫徹落實。從數(shù)值看，高值方面我國鄉(xiāng)村振興水平存在顯著的“東部最高、中部其次、西部最低”特征，鄉(xiāng)村振興水平靠前的省份基本出現(xiàn)在東部的上海、蘇州、山東與中部的河南、湖南等地，西部則僅四川近年來最高進(jìn)入全國前五；低值方面則呈現(xiàn)“西部為主，東中為輔”，鄉(xiāng)村振興水平靠后的省份在大多數(shù)年份以西部的西藏、青海、重慶、寧夏為主，東部的海南和中部的吉林的鄉(xiāng)村振興水平也相對較低；從分化特征看，東、中、西部三大區(qū)域均具有一定的內(nèi)部差異，特別是近年來東部區(qū)域內(nèi)鄉(xiāng)村振興水平靠前的省份較多，而海南、遼寧鄉(xiāng)村振興水平又相對靠后，因此其內(nèi)部分化趨勢相較于中、西部區(qū)域更為明顯。

對比觀測期內(nèi)黨的十八大前(2006～2012年)、黨的十八大至十九大(2012～2017年)和黨的十九大后(2017～2020年)全國及各省的鄉(xiāng)村振興水平變化。從全國層面看，2006年至黨的十八大前全國鄉(xiāng)村振興水平由0.128提升至0.156，再至黨的十九大提升至0.191，黨的十九大后至2020年則提升至0.260，三個階段全國鄉(xiāng)村振興水平的平均增長率分別為3.392%、4.180%和10.780%?？梢园l(fā)現(xiàn)，盡管我國鄉(xiāng)村振興水平隨著增長會逐漸趨向于穩(wěn)態(tài)，但提升速度反而不斷加快，這反映出我國對于鄉(xiāng)村振興的探索不斷完善，政策著力點更加精準(zhǔn)，政策措施愈加合理，落實成效更加顯著，逐漸呈現(xiàn)出高速發(fā)展的良好勢頭。具體到省際層面，絕大多數(shù)省份的增長率變化規(guī)律也與全國層面類似，這體現(xiàn)了全國鄉(xiāng)村振興水平增長率的提升并非來自于少數(shù)省份的偏態(tài)增長，而是來自于全國絕大多數(shù)省份鄉(xiāng)村振興發(fā)展路徑的探索與完善。從數(shù)值看，三個階段的高值方面始終呈“東部為主，中部為輔”的特征，西部則僅四川省鄉(xiāng)村振興水平排名有一定上升。低值方面則呈現(xiàn)為黨的十八大前以“西部為主，東部為輔”，黨的十八大至十九大則“西部為主，東中為輔”，黨的十九大后再次呈“西部為主，東部為輔”特征。以上特征綜合反映出三個階段的鄉(xiāng)村振興水平高低值方面變化較小。從分化特征看，由于三個階段各省域的鄉(xiāng)村振興水平變化不明顯，因此三個階段的分化特征變化與觀測期整體的演化特征類似。

(二)研究方法

1.Dagum基尼系數(shù)及分解

假定總共有n個省份，劃分為m個子區(qū)域，每個子區(qū)域有nj個省份，則基尼系數(shù)G為：

區(qū)域間差異與用于衡量區(qū)域間交叉重疊現(xiàn)象的超變密度貢獻(xiàn)的公式分別為：

Djh則反映了區(qū)域j和h間的交互作用，其公式為：

(8)

(9)

其中，djh為區(qū)域間鄉(xiāng)村振興水平增長的差值，表示區(qū)域j和區(qū)域h中所有yji-yhr>0的數(shù)學(xué)期望；pjh為超變一階矩陣，表示區(qū)域j和區(qū)域h中所有yji-yhr<0的數(shù)學(xué)期望；Fj和Fh分別表示區(qū)域j和區(qū)域h的累計密度分布函數(shù)。

2.收斂模型

(1)σ收斂。σ收斂是指不同省份鄉(xiāng)村振興水平的離差呈現(xiàn)隨時間縮小的態(tài)勢，為剔除均值大小不同的影響，選取變異系數(shù)法考察全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的σ收斂特征：

(2)β收斂。β收斂源于新古典增長理論，通常用于研究地區(qū)間發(fā)展水平是否逐漸趨同。本文將其模型用于研究全國及各地區(qū)不同省份間的鄉(xiāng)村振興水平是否存在趨同趨勢。其中，絕對β收斂指僅考慮鄉(xiāng)村振興水平本身的收斂狀態(tài)，條件β收斂則是在對一系列可能的影響因素加以控制后的收斂狀態(tài)。基于Barro[17]的研究,傳統(tǒng)的絕對與條件β收斂模型如下：

進(jìn)一步地，由于各省份間存在各類要素的流動，同時一省鄉(xiāng)村振興水平增長率的變動可能對鄰近省份存在示范或虹吸效應(yīng)等作用，因此需同時考慮不同省份間鄉(xiāng)村振興水平變動可能存在的空間依賴性。若不同省份間的鄉(xiāng)村振興水平年增長率存在顯著的空間相關(guān)性時，應(yīng)采用空間模型進(jìn)行β收斂分析。綜合Anselin[18]和Elrost[19]的研究，本文構(gòu)建一般化的考察絕對β收斂與條件β收斂的空間杜賓模型，形式如下：

(14)

其中，ρ為空間自回歸系數(shù)，γ(γ1)為鄉(xiāng)村振興水平的空間滯后項系數(shù)，γ2z(z=1,2…n)分別為z個控制變量的空間滯后項系數(shù)。當(dāng)γ=0(γ1=γ2z=0)時，SDM模型退化為SAR模型；當(dāng)ρ=γ=0(ρ=γ1=γ2z=0)時，SDM模型退化為SEM模型(1)基于LM、Hausman、LR等一系列檢驗結(jié)果，本文最終在絕對和條件β收斂下均選取雙向固定效應(yīng)SDM模型，檢驗過程略。。Wij為設(shè)定的空間權(quán)重矩陣，本文采用歐式地理矩陣作為空間權(quán)重矩陣，公式如下：

其余符號含義與式(11)和(12)中相同。

三、中國鄉(xiāng)村振興水平的區(qū)域差異及來源

采用Dagum基尼系數(shù)法進(jìn)行測度和貢獻(xiàn)率分解，圖1呈現(xiàn)了一系列分解結(jié)果。

(一)總體差異

首先，圖1描繪了我國鄉(xiāng)村振興水平整體基尼系數(shù)G的演變情況?？梢钥闯?，其演變過程為：2006～2008年呈下降態(tài)勢，2008～2016年趨緩波動，2016～2020年顯著下降。綜合來看，2006～2020年間，基尼系數(shù)值呈明顯的下降趨勢，觀測期總計下降30.599%，年均下降率為2.186%。該結(jié)果表明在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實踐下，全國范圍內(nèi)的鄉(xiāng)村振興水平差異得到了非常有效的控制。特別是近年來的總體基尼系數(shù)值出現(xiàn)了更加顯著的下降態(tài)勢，表明新時期全國范圍內(nèi)的地區(qū)差異得到了進(jìn)一步收緊，反映出了各級政府實施和落實鄉(xiāng)村振興和協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略與政策措施取得了良好成效。但是，鄉(xiāng)村振興與協(xié)調(diào)發(fā)展并非一日之功，全國鄉(xiāng)村振興水平也仍存在明顯的不均衡發(fā)展。因此，各級政府應(yīng)繼續(xù)砥礪前行，努力使相關(guān)政策落實更加高質(zhì)高效，在長期上爭取基本實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興水平的協(xié)調(diào)發(fā)展。

圖1 中國鄉(xiāng)村振興水平的區(qū)域差異及貢獻(xiàn)來源

(二)區(qū)域內(nèi)差異

其次，圖1描繪了東、中、西部三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平區(qū)域內(nèi)差異的演變趨勢。從趨勢來看，東部區(qū)域總體表現(xiàn)為“小幅震蕩-趨緩上升-顯著下降”態(tài)勢；中部區(qū)域總體表現(xiàn)為“明顯下降-溫和震蕩-趨緩下降-顯著上升-大幅下降”的演變過程；西部區(qū)域則表現(xiàn)為“小幅波動-趨緩下降-小幅回升-大幅下降”的過程。整體來看，東、中、西部的基尼系數(shù)值相比觀測期初均有所下降，即三大區(qū)域的區(qū)域內(nèi)差異均呈現(xiàn)不同程度的縮小態(tài)勢，但東部區(qū)域波動相對較大，下降幅度最小。橫向?qū)Ρ葋砜矗^測期內(nèi)整體上西部區(qū)域內(nèi)省份的鄉(xiāng)村振興不平衡程度最高，東部區(qū)域次之，最后是中部，基尼系數(shù)均值分別為0.2177、0.1902和0.1858，但截至2020年西部區(qū)域的鄉(xiāng)村振興區(qū)域內(nèi)差異得到了有效控制，區(qū)域內(nèi)差異呈現(xiàn)“東部>西部>中部”的特征。究其原因可能在于：東部區(qū)域中上海、江蘇、山東等省份的發(fā)展水平較高，地理位置和氣候更加優(yōu)越，各類要素相對充足，這均為鄉(xiāng)村振興提供了有力支撐，因此這些省份的鄉(xiāng)村振興水平始終居于全國前列，而同為東部省份的遼寧、海南等省份在這些要素方面相對缺乏，鄉(xiāng)村振興水平與前述省份的差距較大，因此東部的區(qū)域內(nèi)差異較為明顯；西部區(qū)域內(nèi)差異同樣凸顯，這可能源于其內(nèi)部部分省份如四川、云南努力打破該區(qū)域省份普遍居于鄉(xiāng)村振興水平低位的困境，因此拉大了與后進(jìn)省份的差距，而近年來逐漸有更多后進(jìn)省份的鄉(xiāng)村振興水平得到提升，從而鄉(xiāng)村振興區(qū)域內(nèi)差異得以縮小；中部區(qū)域的內(nèi)部差距相對最小，鄉(xiāng)村振興水平更為均衡，表明該區(qū)域省份的統(tǒng)籌發(fā)展政策效果相對較優(yōu)。

(三)區(qū)域間差異

再次，圖1呈現(xiàn)了2006～2020年東、中、西部三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平區(qū)域間差異的時序演變。從演變過程看，東-中部區(qū)域間差距在絕大多數(shù)年份呈現(xiàn)小幅波動的態(tài)勢，僅2008和2020兩年出現(xiàn)了明顯下降；東-西部區(qū)域間差距則呈“小幅上升-大幅下降-波動下降-明顯下降”的演變過程；中-西部區(qū)域間差距則呈現(xiàn)“明顯下降-溫和震蕩-趨緩下降-小幅回彈-明顯下降”的變化過程。整體來看，三大區(qū)域兩兩之間的差距均有所縮小，但東-中部的區(qū)域間差距縮小幅度相對較小。橫向?qū)Ρ葋砜矗^測期內(nèi)東-西部區(qū)域間差距最大，中-西部次之，東-中部最小，基尼系數(shù)均值分別為0.3319、0.2801和0.2040。出現(xiàn)該狀態(tài)的原因不難理解：東部區(qū)域省份的各類要素稟賦、地理位置優(yōu)勢和交通建設(shè)帶來的流動便利性等條件均優(yōu)于中、西部區(qū)域，可以為鄉(xiāng)村振興提供更有利的條件與更充足的動力，因此東部區(qū)域省份的鄉(xiāng)村振興水平普遍較高，相對而言，中部區(qū)域次之，西部區(qū)域則相對最次。因此，東-西部的區(qū)域間差距明顯高于中-西部和東-中部的區(qū)域間差距，始終保持相對最大，但同時可以看出，通過西部地區(qū)排頭省份的不斷努力，東-西部和中-西部的區(qū)域間差距也在隨之縮小，西部區(qū)域呈現(xiàn)出較為強(qiáng)勁的后追勢頭。

(四)差異來源及貢獻(xiàn)

最后，圖1展示了我國鄉(xiāng)村振興水平總體差異的貢獻(xiàn)來源及比例大小的演變情況。從差異來源的變化趨勢看，區(qū)域內(nèi)差異呈溫和持續(xù)的上升態(tài)勢；區(qū)域間差異呈現(xiàn)“小幅上升-大幅下降-波動下降-明顯下降”的演變歷程；超變密度經(jīng)歷了“小幅下降-大幅上升-波動上升-明顯上升”的演變歷程。從貢獻(xiàn)大小看，鄉(xiāng)村振興水平總體差異于2006～2018年的第一來源是區(qū)域間差異，第二是區(qū)域內(nèi)差異，最后是超變密度；2019和2020年超變密度的貢獻(xiàn)率則升至第二。從圖1可以看出，三者間貢獻(xiàn)率的差距在不斷縮小，特別是區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)率大幅下降，超變密度的貢獻(xiàn)率則逐漸反超區(qū)域內(nèi)差異。

四、中國鄉(xiāng)村振興水平的收斂性分析

(一)σ收斂分析

圖2展示了全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平變異系數(shù)的動態(tài)變化。從演變趨勢看，全國層面的鄉(xiāng)村振興水平總體表現(xiàn)為“明顯下降-溫和震蕩-趨于下降”的變化過程?？梢钥闯?，觀測期內(nèi)其趨勢以下降和溫和震蕩為主，總體則呈下降趨勢。三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的變異系數(shù)則表現(xiàn)各異，具體來看，東部區(qū)域表現(xiàn)為“溫和震蕩-穩(wěn)步上升-趨于下降”的變化過程，觀測期內(nèi)其總體變化趨勢以穩(wěn)步上升特征為主，但近三年出現(xiàn)了明顯的下降趨勢，使得總體變化持平。中部區(qū)域則表現(xiàn)為“明顯下降-波動震蕩-趨緩下降-明顯回升-大幅下降”的變化過程，即觀測期內(nèi)其下降年份要明顯多于上漲年份，雖然近年出現(xiàn)明顯回升，但又出現(xiàn)了更大幅度的下降。西部區(qū)域表現(xiàn)為“波動上揚-波動下降-小幅回升-大幅下降”的變化過程，可以看出，觀測期內(nèi)西部區(qū)域變異系數(shù)多數(shù)年份波動下降，近兩年則出現(xiàn)了大幅下降的趨勢。

圖2 全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的σ收斂演變趨勢

總體來看，相比于觀測期初，全國層面的變異系數(shù)共下降了31.44%，即存在明顯的σ收斂；中部和西部地區(qū)的變異系數(shù)分別下降了33.708%和36.379%，顯然也均存在明顯的σ收斂；東部地區(qū)長期的穩(wěn)步上升和近年的大幅下降完全抵消，變異系數(shù)不變，即總體上不存在σ收斂特征。上述結(jié)論與前文研究結(jié)論基本一致，即觀測期內(nèi)全國、中部和西部的內(nèi)部差異均明顯縮小，東部地區(qū)則基本持平。

(二)β收斂分析

1.空間自相關(guān)檢驗。為檢驗2006～2020年間我國鄉(xiāng)村振興水平是否存在顯著的空間效應(yīng)，使用全局Moran’s I指數(shù)進(jìn)行測度(2)限于篇幅已省略，有需求可向作者索取。。可以看出，我國鄉(xiāng)村振興水平的Moran’s I指數(shù)在絕大多數(shù)年份為0.2以上的正值，且這些年份均通過了1%水平上的顯著性檢驗，其余年份的Moran’s I指數(shù)也在5%的水平上顯著為正。這能夠說明各省的鄉(xiāng)村振興水平并非相互獨立，而是存在著顯著的空間正相關(guān)。

2.絕對β收斂分析。通過LM、LR檢驗，選取雙向固定SDM模型對我國鄉(xiāng)村振興水平的空間絕對β收斂進(jìn)行考察，如下表3?？梢钥闯觯?dāng)假定全國及三大區(qū)域內(nèi)各省的經(jīng)濟(jì)特征完全相同時，全國及三大區(qū)域的β系數(shù)均顯著為負(fù)，即鄉(xiāng)村振興水平均存在絕對β收斂；全國、東部、中部和西部的收斂速度依次分別為0.019、0.017、0.038和0.025，半生命周期則分別為35.763年、40.218年、18.154年和27.348年。即中部區(qū)域的收斂速度相對最快，其區(qū)域內(nèi)鄉(xiāng)村振興水平較低的省份要“追趕”上鄉(xiāng)村振興水平較高省份的時間相對最短，西部次之，全國再次之，東部地區(qū)的收斂速度相對最慢。

表3 全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平空間絕對β收斂

此外，全國層面的鄉(xiāng)村振興水平空間自回歸系數(shù)ρ顯著為正，說明在中央及地方政府的綜合調(diào)控下，整體視域上鄉(xiāng)村振興各類要素的合理分配與“示范效應(yīng)”對鄰近省份鄉(xiāng)村振興發(fā)展增速的正向作用略大于資源集聚的“虹吸效應(yīng)”帶來的負(fù)向影響，從而一省的鄉(xiāng)村振興發(fā)展增速的提升會對鄰近省份產(chǎn)生微弱的正向空間溢出。但分地區(qū)來看，東、中、西部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平空間自回歸系數(shù)ρ均顯著為負(fù)，說明分地區(qū)視角下，一省的鄉(xiāng)村振興發(fā)展對資源產(chǎn)生的“虹吸效應(yīng)”更為明顯，從而顯著地降低了鄰近省份的鄉(xiāng)村振興發(fā)展增速。在前文關(guān)于鄉(xiāng)村振興水平的差異和貢獻(xiàn)率的分析中發(fā)現(xiàn)，全國總體差異和區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)率趨于下降，但區(qū)域內(nèi)差異的貢獻(xiàn)率卻有隨時間擴(kuò)大的趨勢，這也為本結(jié)論提供了一定的證據(jù)支持。

3.條件β收斂分析。本文引入如下控制變量：①財政支農(nóng)支出(lnfsae)。財政支農(nóng)資金通過減稅、補(bǔ)貼、投資等手段改善民生，多方面促進(jìn)鄉(xiāng)村振興水平的增長。本文以地方財政農(nóng)林水事務(wù)支出金額衡量財政支農(nóng)支出。②財政文體支出(lnfce)。鄉(xiāng)風(fēng)文明是鄉(xiāng)村振興的重要組成部分，因此文體方面的財政支出可能會對鄉(xiāng)村振興水平的增長產(chǎn)生顯著影響，但這種影響不同于財政支農(nóng)支出。對于不同的地區(qū)，財政文體支出既可能促進(jìn)鄉(xiāng)風(fēng)文明的建設(shè)，從而有助于提高鄉(xiāng)村振興水平的增長率；也可能因經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和結(jié)構(gòu)的不匹配，更多地擠壓了支農(nóng)等方面的財政資金支出，反而對鄉(xiāng)村振興水平的增長產(chǎn)生不利影響。本文采用地方財政文化體育及傳媒支出作為測度財政文體支出的指標(biāo)。③鄉(xiāng)村就業(yè)活力(lnrev)。鄉(xiāng)村人員就業(yè)活力的增加將直接促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的興旺發(fā)達(dá)和人民的生活富裕水平，從而促進(jìn)鄉(xiāng)村振興水平增長率的攀升。本文選取鄉(xiāng)村個體就業(yè)人員及鄉(xiāng)村私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)之和測度鄉(xiāng)村就業(yè)活力。④貿(mào)易開放(open)。一省的貿(mào)易開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政策目標(biāo)不同的省份可能具有不同影響，對于農(nóng)產(chǎn)品出口較多的省份，貿(mào)易開放度的提升可能會促使鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)得到比相對封閉時更快的發(fā)展，從而對鄉(xiāng)村振興增長產(chǎn)生正向促進(jìn)作用；另一方面，部分省份可能以培養(yǎng)先進(jìn)產(chǎn)業(yè)出口競爭力和整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展為優(yōu)先目標(biāo)，更多地生產(chǎn)和出口先進(jìn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品，但在不忽視對農(nóng)產(chǎn)品出口和鄉(xiāng)村振興的政策支持的背景下，貿(mào)易開放也不會顯著擠壓鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，最終貿(mào)易開放可能不會對鄉(xiāng)村振興的增長產(chǎn)生顯著影響。上述控制變量數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、中國海關(guān)和《中國統(tǒng)計年鑒》。

添加上述控制變量后的空間條件β收斂估計結(jié)果如表4所示。在考慮到全國及三大區(qū)域內(nèi)各省具有不同的經(jīng)濟(jì)特征的前提下進(jìn)行考察，全國及東、中、西部區(qū)域的β系數(shù)依然均顯著為負(fù)，說明鄉(xiāng)村振興水平均呈現(xiàn)顯著的條件β收斂，收斂速度分別為0.024、0.024、0.042、0.034，相應(yīng)的半生命周期則分別為28.466年、28.308年、16.613年和20.092年。可以看出，在考慮財政支農(nóng)支出等因素的影響后，全國及三大區(qū)域的收斂速度也均有不同程度的提升，半生命周期也隨之縮短，該結(jié)果表明上述控制變量的引入促進(jìn)了全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的β收斂，使得全國及三大區(qū)域內(nèi)鄉(xiāng)村振興水平較低的省份“追趕”鄉(xiāng)村振興水平較高省份所需的時間更短。此外，全國及三大區(qū)域收斂速度也有一定改變，其中東部收斂速度的加快最為明顯，使得收斂速度次序呈現(xiàn)中部>西部>東部>全國的特征。此外，與上文類似，在考慮控制變量的前提下，依然呈現(xiàn)全國的空間自回歸系數(shù)ρ顯著為正，三大區(qū)域的空間自回歸系數(shù)ρ顯著為負(fù)的特征，進(jìn)一步驗證了絕對β收斂分析中相應(yīng)結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平空間條件β收斂

控制變量的結(jié)果表明，財政支農(nóng)支出對全國及東、中部鄉(xiāng)村振興水平的增長率產(chǎn)生正向影響；財政文體支出對全國和中部的鄉(xiāng)村振興水平增長率產(chǎn)生負(fù)向影響，對西部則產(chǎn)生正向影響，可能的原因是西部文化的地域特色、原生態(tài)性和多元性在西部大開發(fā)等戰(zhàn)略的實施下，更好地以整合和發(fā)揚西部文化資源的方式推進(jìn)了鄉(xiāng)村振興發(fā)展的速度；鄉(xiāng)村就業(yè)活力對全國、東部及西部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平增長率均具有正向作用；貿(mào)易開放則在大多地區(qū)系數(shù)為負(fù)但不顯著，說明如理論預(yù)期，研究期內(nèi)大多省份以優(yōu)先出口和發(fā)展先進(jìn)產(chǎn)品及產(chǎn)業(yè)，以及整體的經(jīng)濟(jì)增長為目標(biāo)，這并不利于鄉(xiāng)村振興的增長，但在各級政府的政策支持及宏觀調(diào)控下，貿(mào)易開放也并未對鄉(xiāng)村振興的增長產(chǎn)生明顯擠壓，從而使得影響不顯著。

五、結(jié)論與建議

首先，本文構(gòu)建了五個方面的鄉(xiāng)村振興水平評價指標(biāo)體系，采用熵值法測度了2006～2020年我國及各省的鄉(xiāng)村振興水平；其次，使用Dagum基尼系數(shù)對鄉(xiāng)村振興水平的區(qū)域差異和貢獻(xiàn)進(jìn)行了分解；最后，使用變異系數(shù)法和雙向固定SDM模型考察了全國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的σ收斂和β收斂性。研究發(fā)現(xiàn)：

1.鄉(xiāng)村振興水平測度結(jié)果表明，2006～2020年我國鄉(xiāng)村振興水平大幅提升，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略成效顯著，但各區(qū)域存在較為明顯的不平衡發(fā)展。從數(shù)值看，高值集中于部分東、中部地區(qū)省份，低值則多聚集于西部地區(qū)省份；從分化特征看，東部地區(qū)較中、西部地區(qū)內(nèi)部分化趨勢更為明顯。分黨的十八大前、黨的十八大至黨的十九大和黨的十九大后三個階段看，全國及各省的鄉(xiāng)村振興水平增速不斷加快，高低值和分化特征則變化不明顯。

2.Dagum基尼系數(shù)結(jié)果表明，全國總體、各區(qū)域內(nèi)、兩兩區(qū)域間的鄉(xiāng)村振興水平基尼系數(shù)均有所下降，非均衡現(xiàn)象均顯示出不同程度的減弱；中、西部區(qū)域內(nèi)差異均呈顯著縮小，而東部不明顯；東-西部區(qū)域間差異大于中-西部和東-中部；總體差異在絕大多數(shù)年份的最主要來源是區(qū)域間差異，其次是區(qū)域內(nèi)差異，最后是超變密度，但三者間的貢獻(xiàn)率差距隨時間不斷縮小，區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)率明顯下降，超變密度的貢獻(xiàn)率近兩年則反超區(qū)域內(nèi)差異。

3.收斂性結(jié)果表明，全國及中、西部的鄉(xiāng)村振興水平呈現(xiàn)明顯的σ收斂趨勢，而東部區(qū)域發(fā)散，即全國、中部和西部鄉(xiāng)村振興水平的內(nèi)部差異隨時間存在明顯的縮小特征，而東部區(qū)域的內(nèi)部差異總體保持不變；全國及三大區(qū)域的鄉(xiāng)村振興水平均存在顯著的絕對β收斂，其中中部收斂速度最快，半生命周期最短，西部次之，全國再次，東部收斂速度相對最慢；引入差異化經(jīng)濟(jì)特征后，全國及三大區(qū)域的鄉(xiāng)村振興水平的條件β收斂速度均呈現(xiàn)不同程度的加快，收斂速度由快到慢依次為中部、西部、東部和全國。

4.空間自回歸系數(shù)及控制變量結(jié)果表明，整體視域上一省鄉(xiāng)村振興水平增長率的提升對鄰近省份產(chǎn)生微弱的正向空間溢出；但分地區(qū)視角下，一省的鄉(xiāng)村振興發(fā)展對資源產(chǎn)生的“虹吸效應(yīng)”更為明顯，從而顯著降低鄰近省份的鄉(xiāng)村振興發(fā)展增速；財政支農(nóng)支出等因素則對于不同區(qū)域的鄉(xiāng)村振興水平增長率具有異質(zhì)的推進(jìn)或阻礙影響。

依托上述主要結(jié)論，本文提出如下建議。

1.矢志不移深入貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。各級政府在后小康時代應(yīng)矢志不移繼續(xù)深入貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，不斷加強(qiáng)思想學(xué)習(xí)，筑牢以農(nóng)民為中心的精神根基；[20]加大對農(nóng)村農(nóng)業(yè)工作的投入，提供堅實基礎(chǔ)；做好上下對接，保障落實效率；健全治理方式，可通過建立專門機(jī)構(gòu)、派遣專門人員深入基層，確保真正了解農(nóng)民、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需求與振興實現(xiàn)過程中的困難，以期打造農(nóng)村社會有序、農(nóng)民安居樂業(yè)、農(nóng)業(yè)興旺發(fā)達(dá)的鄉(xiāng)村全面振興格局。

2.堅持和深化全局性與協(xié)調(diào)性要求，重視并統(tǒng)籌區(qū)域內(nèi)的協(xié)同聯(lián)動。各級政府應(yīng)樹立和強(qiáng)化“全國一盤棋”的系統(tǒng)共生理念，充分重視和引導(dǎo)區(qū)域內(nèi)各省的合作交流與互助，鼓勵各省逐步實現(xiàn)資源、產(chǎn)業(yè)、技術(shù)、經(jīng)驗等方面的優(yōu)勢互補(bǔ)，以此帶動薄弱省份的鄉(xiāng)村振興水平提升，逐步收緊各區(qū)域內(nèi)部的鄉(xiāng)村振興水平差異。從而繼續(xù)保持全國與區(qū)域間差異縮小的良好態(tài)勢，并使區(qū)域內(nèi)特別是東部區(qū)域內(nèi)差異得到進(jìn)一步控制。

3.強(qiáng)化鄉(xiāng)村振興理念，激發(fā)落后省份潛力。全國及各區(qū)域視域下，盡管要素稟賦和發(fā)展模式有所不同致使σ收斂性表現(xiàn)不一，但均存在顯著的絕對和條件β收斂特征，因此，從整體提升鄉(xiāng)村振興水平的視角出發(fā)，可適當(dāng)側(cè)重關(guān)注鄉(xiāng)村振興水平較低的省份發(fā)展。從解決和強(qiáng)化鄉(xiāng)村振興重要性的思想認(rèn)識入手，優(yōu)先鼓勵地方政府在這些落后省份深入開展鄉(xiāng)村振興知識宣傳，提高農(nóng)村居民認(rèn)知深度[21]，從根源激發(fā)鄉(xiāng)村振興潛力[22]。

4.發(fā)揮政府宏觀調(diào)控作用，推動要素分配趨于合理。各級政府應(yīng)制定和采取符合當(dāng)?shù)噩F(xiàn)實情況的具體政策措施進(jìn)行調(diào)控，并壓實下游責(zé)任，保證落實效率，通過促進(jìn)各類要素的合理配置、加強(qiáng)信息聯(lián)通和聯(lián)動互助等途徑，推動要素的邊際收益的總體提升和“示范效應(yīng)”的增強(qiáng)，同時采取規(guī)劃產(chǎn)業(yè)空間布局等方式適當(dāng)抑制各地區(qū)省份鄉(xiāng)村振興增長的“虹吸效應(yīng)”[23]，從而扭轉(zhuǎn)各地區(qū)省份鄉(xiāng)村振興水平的增長對鄰近省份的鄉(xiāng)村振興水平增長的負(fù)向影響，使其更多地發(fā)揮先進(jìn)省份對落后省份的輻射帶動作用。

5.推進(jìn)和改善各因素對鄉(xiāng)村振興增長的作用。其一，加大財政支農(nóng)支出，提升財政支農(nóng)效率。其二，因地制宜[24]調(diào)控文化支出。其三，激發(fā)鄉(xiāng)村就業(yè)活力。其四，協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標(biāo)，推動農(nóng)村產(chǎn)品出口。