摘要：[目的/意義]現(xiàn)有研究多從經(jīng)驗(yàn)角度論述現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村社會(huì)的重大意義，卻未有實(shí)證研究結(jié)論。本文擬通過準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，評(píng)估現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效果，并厘清影響機(jī)制。[方法/過程]基于2010—2020年272個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型評(píng)估現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效果，得到基準(zhǔn)回歸結(jié)果后依次進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、PSM—DID檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)。借用布迪厄文化資本理論，將我國鄉(xiāng)村文化資本劃分為村民教育、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)、基礎(chǔ)設(shè)施3種類型，使用中介效應(yīng)厘清影響機(jī)制。[結(jié)果/結(jié)論] 結(jié)果顯示，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著的正向作用，并通過3種類型鄉(xiāng)村文化資本產(chǎn)生影響，其中村民教育影響作用最大，其次為基礎(chǔ)設(shè)施，數(shù)字網(wǎng)絡(luò)影響作用最小。

關(guān)鍵詞：現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系 鄉(xiāng)村振興 雙重差分模型

分類號(hào)：G120

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

現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)以公平性、均等性、公益性為重要特征，有利于促進(jìn)中國特色社會(huì)主義文化繁榮發(fā)展，以文化為支點(diǎn)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)整體發(fā)展。2015年，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于加快構(gòu)建現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系的意見》（以下簡稱《意見》），這是首份對(duì)現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系提出總體要求的中央層面文件，是我國公共文化服務(wù)體系由初建階段轉(zhuǎn)向內(nèi)涵提升階段[1-2]的政策體現(xiàn)。其中，保障農(nóng)村地區(qū)公共文化服務(wù)、縮小城鄉(xiāng)公共文化發(fā)展差異是重點(diǎn)內(nèi)容。《意見》明確提出，到2020年，基本建成覆蓋城鄉(xiāng)的現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系。

現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村社會(huì)意義重大。通過提高農(nóng)村村民思想道德素質(zhì)、弘揚(yáng)中華優(yōu)秀傳統(tǒng)文化、豐富鄉(xiāng)村文化生活，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系能助力培育文明鄉(xiāng)風(fēng)、良好家風(fēng)和淳樸民風(fēng)，以鄉(xiāng)村文化推動(dòng)鄉(xiāng)村全面發(fā)展。2018年，《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》頒布（以下簡稱《規(guī)劃》），提出要以鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)體系建設(shè)為載體，通過鄉(xiāng)村文化振興，助力鄉(xiāng)村全面振興。現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效果究竟如何，又是通過何種機(jī)制實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，是本文的研究起點(diǎn)。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 公共文化服務(wù)體系內(nèi)涵研究

在現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)提出以前，學(xué)界主要圍繞“公共文化服務(wù)體系”這一概念進(jìn)行研究，而現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系是公共文化服務(wù)體系的轉(zhuǎn)型升級(jí)，二者是一脈相承、共進(jìn)共生的關(guān)系，因此，有關(guān)后者的研究也應(yīng)納入考察范圍。

公共文化服務(wù)體系相關(guān)研究主要分為宏觀建設(shè)類和微觀個(gè)案類：前者將公共文化服務(wù)體系置于多主體建設(shè)框架中，提出公共文化服務(wù)體系的建設(shè)現(xiàn)狀、問題及優(yōu)化路徑[3-5]；后者則從具體案例中提煉出公共文化服務(wù)體系建設(shè)的經(jīng)驗(yàn)與模式，總結(jié)出案例特色和普遍原則[6-8]。盡管有關(guān)研究體量龐大、成果豐碩，但學(xué)界在公共文化服務(wù)體系的基本問題——內(nèi)涵研究上仍沒有達(dá)成一致意見，而對(duì)內(nèi)涵這一基OhUx6MZlNWaIqF6zWuV3NSLkeOwiLHGlj6ExBGHHDSM=礎(chǔ)問題的探討是本文選題的起源。部分學(xué)者對(duì)內(nèi)涵持“效用論”觀點(diǎn)，即從文化主體和文化權(quán)利視角出發(fā)，認(rèn)為公共文化服務(wù)體系是由政府和市場(chǎng)共同構(gòu)建的，以提高公眾精神文化、保護(hù)優(yōu)秀文化等為目的的公共文化實(shí)體與服務(wù)的總和[9-10]，這是公共文化服務(wù)體系研究中最基本的內(nèi)涵界定。但隨著文化課題的政治意義逐漸得到黨中央、國務(wù)院的重視[11]，有關(guān)公共文化服務(wù)體系內(nèi)涵的“治理論”也迅速成為主流，即從國家治理視角出發(fā)，認(rèn)為公共文化服務(wù)體系建設(shè)是國家進(jìn)行“軟治理”的重要手段，是利用文化建設(shè)進(jìn)行的社會(huì)共治活動(dòng)[12-13]?，F(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)就是公共文化服務(wù)體系在“治理論”內(nèi)涵中的現(xiàn)代轉(zhuǎn)型，是國家在文化治理體系和治理能力現(xiàn)代化的集中體現(xiàn)。學(xué)者就現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系的治理優(yōu)勢(shì)進(jìn)行了大量論述，普遍認(rèn)同該體系理順了國家和社會(huì)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(jìn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化[14-16]。

1.2 鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)研究

鄉(xiāng)村治理是國家治理的基石，在國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化中占有重要位置。鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)（學(xué)界在對(duì)鄉(xiāng)村文化進(jìn)行研究時(shí)，通常將公共文化服務(wù)體系與現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系相結(jié)合，合稱為“鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)”，不對(duì)二者做單獨(dú)區(qū)分）是國家對(duì)鄉(xiāng)村進(jìn)行“軟治理”的主要手段，能調(diào)節(jié)鄉(xiāng)村文化生態(tài)，塑造鄉(xiāng)村整體秩序。因此，鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)研究也受到了學(xué)界的長期關(guān)注，主要圍繞價(jià)值研究、供給研究和政策研究三方面，分別對(duì)鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)的重大意義、現(xiàn)狀問題和政策發(fā)展進(jìn)行研究。以上三方面均暗含了鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)對(duì)鄉(xiāng)村治理的影響理論，為本文研究奠定了基礎(chǔ)。

首先，在價(jià)值研究方面，曹海林等[17]將鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)視作政府部門向鄉(xiāng)村社會(huì)嵌入的文化符碼，認(rèn)為它通過價(jià)值流向、情境共識(shí)、合作共治、行動(dòng)規(guī)則對(duì)村民的價(jià)值觀念、行動(dòng)取向產(chǎn)生顯著影響，因此，優(yōu)化鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)可平衡鄉(xiāng)村的文化生態(tài)秩序，進(jìn)而推進(jìn)鄉(xiāng)村振興和國家文化治理進(jìn)程。許多學(xué)者也援引《規(guī)劃》對(duì)鄉(xiāng)村文化振興的戰(zhàn)略定位，闡述了鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)在鄉(xiāng)村文化振興中的重要作用[18-19]。其次，在供給研究方面，學(xué)者對(duì)鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)的成就和供給進(jìn)行了系統(tǒng)闡述[20-22]，探討了供給問題的表現(xiàn)及原因[23-24]，點(diǎn)明當(dāng)前鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)無法充分助力鄉(xiāng)村振興。最后，在政策研究方面，學(xué)者通過梳理政策演進(jìn)的時(shí)間線，思考鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)的發(fā)展進(jìn)路，厘清鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)的政策執(zhí)行重點(diǎn)與建設(shè)難題，認(rèn)為公共文化服務(wù)政策愈發(fā)向鄉(xiāng)村進(jìn)行延伸，這已經(jīng)成為公共文化服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展的重點(diǎn)[25]，但政策執(zhí)行效率還有待提升，鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)助力鄉(xiāng)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(xué)界在公共文化服務(wù)體系內(nèi)涵的“效用論”和“治理論”上還有一定分歧，但當(dāng)前“治理論”占據(jù)主流，學(xué)界常將公共文化服務(wù)體系置于國家治理的語境中進(jìn)行研究，尤其是自現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出以來，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系嵌入鄉(xiāng)村振興的價(jià)值與意義、成效與不足、政策發(fā)展越來越受到學(xué)者關(guān)注。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)以定性研究為主，或總體闡述現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的重大功效，或?qū)Φ貐^(qū)經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行案例總結(jié)，鮮有文獻(xiàn)采用定量方法說明二者的量級(jí)關(guān)系，特別是構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法精準(zhǔn)探究二者的影響程度?；谝陨纤伎?，本文以272個(gè)地級(jí)市為樣本，定量評(píng)估現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效果，并試圖厘清影響機(jī)制，以期為公共文化服務(wù)研究與鄉(xiāng)村振興研究提供方法參考。

2 政策背景與研究假設(shè)

2.1 政策背景

中共十六屆五中全會(huì)（2005年）提出了“逐步形成覆蓋全社會(huì)的比較完備的公共文化服務(wù)體系”，公共文化服務(wù)體系這一概念由此產(chǎn)生。在此后近10年的建設(shè)歷程中，我國公共文化服務(wù)體系建設(shè)成績顯著，公共文化建設(shè)資金投入逐步增多，覆蓋城鄉(xiāng)的公共文化服務(wù)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)基本建成。但依然存在諸如城鄉(xiāng)與區(qū)域之間發(fā)展不均衡、文化服務(wù)保障力度較低、文化服務(wù)發(fā)展動(dòng)力不足等問題，基本公共文化服務(wù)體系建設(shè)水平有待提高。為此，中共十八屆三中全會(huì)（2013年）提出“構(gòu)建現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系”，這是國家層面要求公共文化服務(wù)體系從傳統(tǒng)型向現(xiàn)代型、基本型向全面型轉(zhuǎn)變的重要信號(hào)。2015年，《意見》頒布，這標(biāo)志著現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)被正式被納入國家頂層設(shè)計(jì)，并以國家政策文件的形式確立下來?，F(xiàn)代公共文化服務(wù)體系突破了此前公共文化服務(wù)體系留下的種種障礙，以“現(xiàn)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(jī)制轉(zhuǎn)型升級(jí)、更符合文化強(qiáng)國建設(shè)要求的高標(biāo)準(zhǔn)制度設(shè)計(jì)。具體表現(xiàn)如下。

第一，在公眾精神文化需求滿足方面，隨著我國現(xiàn)代化進(jìn)程逐步加快，文化受眾衍生出了新的群體分類?，F(xiàn)代公共文化服務(wù)體系突破此前對(duì)城鎮(zhèn)低收入居民、農(nóng)民工的關(guān)注，將文化受眾擴(kuò)大為老、小、弱、新生代農(nóng)民工等群體，基本公共文化服務(wù)保障對(duì)象范圍擴(kuò)大，社會(huì)民生兜底作用不斷增強(qiáng)。在全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國階段，公眾文化需求不僅呈現(xiàn)出群體差異，還呈現(xiàn)出時(shí)代差異，即從簡單的看書、觀影、收聽電視廣播、文體娛樂活動(dòng)等基本文化需求轉(zhuǎn)型為文物鑒賞、藝術(shù)博覽等高級(jí)文化需求；而現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系通過鼓勵(lì)和支持社會(huì)力量參與公共文化建設(shè)，極大豐富了公共文化的提供內(nèi)容和形式，使公眾的現(xiàn)代文化需求得到最大滿足。

第二，在文化體制機(jī)制轉(zhuǎn)型升級(jí)方面，如上所述，公眾文化需求不斷發(fā)展演進(jìn)，亟需公共文化服務(wù)體系進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整。但文化事業(yè)內(nèi)部條塊分割、文化事業(yè)與產(chǎn)業(yè)脫離、文化建設(shè)與科技脫節(jié)等問題長期存在[2]，這就倒逼著文化體制機(jī)制進(jìn)行改革轉(zhuǎn)型，以更好滿足公眾精神文化需求?，F(xiàn)代公共文化服務(wù)體系以文化部門為主體，建立多部門協(xié)調(diào)管理機(jī)制，增強(qiáng)在規(guī)劃編制、政策制定、標(biāo)準(zhǔn)界定等方面的銜接力度，這有利于激發(fā)文化事業(yè)單位活力和創(chuàng)新力，促進(jìn)公共文化服務(wù)建設(shè)向縱深化轉(zhuǎn)型。特別地，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系首次提出引入競(jìng)爭機(jī)制，鼓勵(lì)和支持社會(huì)力量以政府購買、社會(huì)資本合作等方式參與公共文化建設(shè)，這既是提高公共文化產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量的有力舉措，也是創(chuàng)新公共文化運(yùn)營模式的現(xiàn)實(shí)導(dǎo)向。

第三，文化強(qiáng)國建設(shè)要求方面，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系作為公共文化治理的符號(hào)系統(tǒng)，能通過文化空間治理、文化對(duì)象情感連接的途徑，構(gòu)建文明社會(huì)秩序，塑造中國特色社會(huì)主義共同體，從而達(dá)成“善治”。現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系對(duì)公眾文化生活進(jìn)行了全方位打造，不僅培育了積極向上、形式多樣的社會(huì)文化形態(tài)，而且借助廣泛的群眾文化生活將以上文化形態(tài)打造成文化空間。在這樣的空間環(huán)境塑造下，具備社會(huì)主義性質(zhì)的先進(jìn)文化得以生產(chǎn)、傳播，公眾的公共道德素養(yǎng)在無形中得到提升，進(jìn)而提高其參與國家治理的意識(shí)和能力[27]。同時(shí)，文化的情感特性將公共文化服務(wù)建設(shè)與社會(huì)秩序建構(gòu)連接在一起，在發(fā)展繁榮文化資源的同時(shí)，由內(nèi)維護(hù)國家治理穩(wěn)定。例如，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系中倡導(dǎo)對(duì)老少邊窮地區(qū)的特色文化資源進(jìn)行挖掘和開發(fā)，意在利用本土、治理本土，保護(hù)和沉淀了當(dāng)?shù)睾裰氐奈幕瘹v史，其中所倡導(dǎo)的勤勞樸實(shí)、團(tuán)結(jié)互助、熱情善良等價(jià)值觀念也有利于維護(hù)當(dāng)?shù)厣鐣?huì)安定。

2.2 研究假設(shè)

黨中央、國務(wù)院對(duì)鄉(xiāng)村振興進(jìn)行戰(zhàn)略部署，將公共文化作為鄉(xiāng)村文化振興的重要基石，致力于促進(jìn)鄉(xiāng)村社會(huì)內(nèi)生發(fā)展?，F(xiàn)代公共文化服務(wù)體系在此前的建設(shè)基礎(chǔ)上不斷鞏固創(chuàng)新，推動(dòng)著鄉(xiāng)村各項(xiàng)事業(yè)進(jìn)一步壯大。一方面，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系推動(dòng)了鄉(xiāng)村文化的高質(zhì)量發(fā)展。鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)一步完善，各級(jí)政府不斷增加對(duì)鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)的財(cái)政投入，構(gòu)建資源互融互通的公共文化服務(wù)網(wǎng)絡(luò)。鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)活動(dòng)進(jìn)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(nèi)容豐富的文化惠民工程，培養(yǎng)了村民健康向上的精神面貌，潤物細(xì)無聲地改變村民的生活方式，無形之中也維護(hù)了鄉(xiāng)村社會(huì)的安寧和諧。另一方面，鄉(xiāng)村文化高質(zhì)量發(fā)展又帶動(dòng)了鄉(xiāng)村各項(xiàng)事業(yè)繁榮發(fā)展。在產(chǎn)業(yè)方面，鄉(xiāng)村文化憑借自身地域優(yōu)勢(shì)，不斷挖掘特色文化資源，推動(dòng)文旅深度融合，增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品的文化附加值，實(shí)現(xiàn)了鄉(xiāng)村文化資源的轉(zhuǎn)化利用。在人才培養(yǎng)方面，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人才、農(nóng)村二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展人才、鄉(xiāng)村公共服務(wù)人才、鄉(xiāng)村治理人才、農(nóng)業(yè)農(nóng)村科技人才等鄉(xiāng)村人才提供了豐富寶貴的文化資源，發(fā)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(fā)揮基層黨組織的戰(zhàn)斗堡壘作用，提高黨員先進(jìn)性和村民治理意識(shí)，推進(jìn)鄉(xiāng)村社會(huì)治理。

由此，本文提出研究假設(shè)H1：現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)有利于推進(jìn)鄉(xiāng)村振興。

根據(jù)布迪厄的文化資本理論，現(xiàn)代社會(huì)資本由經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本三大方面共同構(gòu)成，它決定了個(gè)體在社會(huì)空間中的地位。其中，文化資本作為經(jīng)濟(jì)資本的轉(zhuǎn)化基礎(chǔ)，通過影響個(gè)體的受教育程度，進(jìn)而對(duì)社會(huì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生形塑作用。進(jìn)一步地，布迪厄?qū)⑽幕Y本劃分為三種形式[28]：制度文化資本，指能夠?qū)€(gè)體受教育程度予以制度化和符號(hào)化確立的文化資本形式，如學(xué)位證書、技能證書等，反映了個(gè)體文化權(quán)利；具體文化資本，指受文化實(shí)踐影響的個(gè)人價(jià)值觀、文化偏好和文化行為等文化資本形式，反映了個(gè)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(chǎn)品，也包括相關(guān)服務(wù)設(shè)施。以上三種文化資本形式為本文的影響機(jī)制分析提供了研究路徑。鄉(xiāng)村公共文化服務(wù)本身具有典型的資本特征，能形塑鄉(xiāng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)[29]。在現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)背景下，鄉(xiāng)村文化資本得到顯著價(jià)值增值，使其與經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本一道，對(duì)鄉(xiāng)村結(jié)構(gòu)進(jìn)行整體優(yōu)化，推動(dòng)鄉(xiāng)村振興。借鑒洪秋蘭等[30]對(duì)文化資本具體內(nèi)容的劃分，本文將以村民教育、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)、基礎(chǔ)設(shè)施代表鄉(xiāng)村的制度文化資本、具體文化資本和客觀文化資本，統(tǒng)稱為鄉(xiāng)村文化資本。在已有研究的基礎(chǔ)上[31-32]，本文結(jié)合數(shù)據(jù)可得性的客觀現(xiàn)實(shí)，采用農(nóng)村居民平均受教育程度、互聯(lián)網(wǎng)寬帶業(yè)務(wù)占比、鄉(xiāng)村文化站數(shù)量來依次衡量村民教育、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)、基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展情況。

由此，本文提出研究假設(shè)H2：現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)通過鄉(xiāng)村文化資本推進(jìn)鄉(xiāng)村振興。

3 研究設(shè)計(jì)

本文采用雙重差分模型（difference-in-difference，DID）評(píng)估現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效果。雙重差分模型可有效避免實(shí)驗(yàn)樣本的異質(zhì)性問題和時(shí)間增量問題，且在不使用工具變量的情況下避免內(nèi)生性問題，較為準(zhǔn)確地評(píng)估出政策凈效應(yīng)[33]，具備可操作性強(qiáng)、結(jié)果直觀清晰等優(yōu)勢(shì)。雙重差分模型于2015年開始得到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，2019年成為經(jīng)管類研究使用最廣泛的計(jì)量方法，在未來很長一段時(shí)間仍會(huì)是主流[34]?！兑庖姟纷鳛檎邲_擊點(diǎn)（shock），使現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)這一外生事件具有準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的特征：各地現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)的水平具有官方衡量標(biāo)準(zhǔn)，可將其視作觀察結(jié)果，設(shè)置出實(shí)驗(yàn)組與控制組，進(jìn)而構(gòu)造出公共文化服務(wù)領(lǐng)域的核心變量。另外，目前公共文化領(lǐng)域應(yīng)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(xiàn)有成果，也是對(duì)雙重差分模型適用領(lǐng)域的延伸和拓展。

3.1 模型構(gòu)建

雙重差分模型以政策是否對(duì)實(shí)驗(yàn)對(duì)象產(chǎn)生影響（Y），將實(shí)驗(yàn)樣本分成實(shí)驗(yàn)組（treat）與控制組（control）。在政策沖擊前，實(shí)驗(yàn)組與控制組的Y沒有顯著差異；在政策沖擊后，實(shí)驗(yàn)組中Y的變化（D1）與控制組中Y的變化（D2）相差就為該項(xiàng)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(shí)驗(yàn)組未受政策沖擊的狀況，即為反事實(shí)結(jié)果。雙重差分經(jīng)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(gè)體虛擬變量，dt為時(shí)間虛擬變量，μi為城市固定效應(yīng)，γt為時(shí)間固定效應(yīng)，?it為控制變量，α為各項(xiàng)系數(shù)。

當(dāng)du=0時(shí)，即為未受政策沖擊的樣本（控制組），Yit=α0+α2dt+μi+γt+?it。當(dāng)dt=0時(shí)，即在政策沖擊前，Yit=α0+μi+γt+?it，影響效果為α0。當(dāng)dt=1時(shí)，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(dāng)du=1時(shí)，即為受到政策沖擊的樣本（實(shí)驗(yàn)組），Yit=α0+α1+α2dt+α3dt+μi+γt+?it。當(dāng)dt=0時(shí)，即在政策沖擊前，Yit=α0++α1+μi+γt+?it，影響效果為α0+α1。當(dāng)dt=1時(shí)，即政策沖擊后，Yit=α0+α1+α2+α3+μi+ γt+?it，影響效果為α0+α1+α2+α3。實(shí)驗(yàn)組的真實(shí)結(jié)果為α0+α1+α2+α3–（α0+α1）=α2+α3。

結(jié)合上述，政策凈效應(yīng)DD=α2+α3–α2=α3。

本文政策沖擊點(diǎn)為《意見》的出臺(tái)，Y為鄉(xiāng)村振興指數(shù)。本文以全國各地級(jí)市所管轄的縣級(jí)圖書館在第6次評(píng)估定級(jí)中的結(jié)果為分割線設(shè)置du，按照帕累托原則進(jìn)行計(jì)算，擁有60%及其以上一級(jí)公共圖書館的地級(jí)市數(shù)量占到總數(shù)量的20%。因此，一級(jí)公共圖書館占比在60%以上的地級(jí)市，記為du=1；一級(jí)公共圖書館占比在60%以下的地級(jí)市，記為du=0。以《意見》出臺(tái)年份2015年為分割線設(shè)置dt；2015年之前dt=0；2015年及其之后dt=1。du和dt的交互項(xiàng)系數(shù)α3為本文核心系數(shù)，若α3>0，則表明現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系顯著影響鄉(xiāng)村振興。

3.2 數(shù)據(jù)與變量說明

3.2.1 數(shù)據(jù)說明 本文數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒》（2011—2021年）和國家統(tǒng)計(jì)局、文化和旅游部官方網(wǎng)站，數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)時(shí)間為2010—2020年。基于數(shù)據(jù)完整性和可獲得性，對(duì)272個(gè)地級(jí)市進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，共獲得數(shù)據(jù)2，992條。為消除數(shù)據(jù)量級(jí)的差異，本文對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)取對(duì)數(shù)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(xiāng)村振興指數(shù)。目前，對(duì)于鄉(xiāng)村振興指數(shù)尚未有官方統(tǒng)計(jì)口徑，但學(xué)界做出了諸多嘗試，形成了豐富的鄉(xiāng)村振興評(píng)估指標(biāo)和成果。其中，尤以徐雪等[31]的鄉(xiāng)村振興水平測(cè)度結(jié)果為典型代表。該測(cè)度結(jié)果克服了以往研究中對(duì)區(qū)域稟賦條件的忽視，對(duì)我國鄉(xiāng)村振興進(jìn)行了空間差異分解和動(dòng)態(tài)演進(jìn)劃分，使測(cè)算結(jié)果更為精確合理。因此，本文借鑒該套指標(biāo)成果，獲取2010—2020年間我國272個(gè)地級(jí)市的鄉(xiāng)村振興數(shù)據(jù)，并結(jié)合本文需要重新對(duì)指標(biāo)權(quán)重進(jìn)行了熵值法計(jì)算，得到適合本文的鄉(xiāng)村振興指數(shù)。

（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(yè)單位、非政府組織和企業(yè)4個(gè)方面組成。其中，文化事業(yè)單位是公共文化產(chǎn)品與服務(wù)的主要生產(chǎn)者，是公共文化服務(wù)的中堅(jiān)力量。公共圖書館作為文化事業(yè)單位，因其兼具社會(huì)性與服務(wù)性、學(xué)術(shù)性與教育性的特點(diǎn)，成為公共文化服務(wù)體系的核心之一。以公共圖書館服務(wù)指標(biāo)來衡量整體公共文化服務(wù)水平也常見于相關(guān)文獻(xiàn)中[35-36]，并且自1994年起，文化和旅游部每4年對(duì)各市、縣（區(qū)）公共圖書館的服務(wù)效能、業(yè)務(wù)能力、保障條件等方面進(jìn)行督查，由此劃分各公共圖書館等級(jí)，為衡量各地公共文化服務(wù)水平提供了官方數(shù)據(jù)支撐。因此，本文以全國各地級(jí)市所管轄的縣級(jí)圖書館在第6次評(píng)估定級(jí)中的結(jié)果作為依據(jù)，將一級(jí)公共圖書館擁有量占比超60%（含）的56個(gè)地級(jí)市設(shè)為實(shí)驗(yàn)組，其余216個(gè)地級(jí)市設(shè)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(xiāng)村振興的變量。以人均地區(qū)生產(chǎn)總值衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平；以一般預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算政府干預(yù)水平，衡量政府規(guī)模；以普通本?？圃谛W(xué)生數(shù)占年末人口數(shù)的比重計(jì)算人力資本水平，衡量人口素質(zhì)；以每平方千米行政區(qū)域土地面積上的年末人口數(shù)計(jì)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(fèi)水平；以第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平；以年末金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算金融支持力度，衡量金融發(fā)展水平；以當(dāng)年實(shí)際利用外商直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算外商投資力度，衡量對(duì)外開放水平。

變量選取與說明和變量描述性統(tǒng)計(jì)分別如表1、表2所示。

4 實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)結(jié)果分析

表3顯示了模型基準(zhǔn)回歸結(jié)果，本文重點(diǎn)關(guān)注du與dt的交互項(xiàng)did。第1列是未加入控制變量的回歸結(jié)果，第2列是加入控制變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，以鄉(xiāng)村振興指數(shù)作為被解釋變量時(shí)，did的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著的正向作用，幫助鄉(xiāng)村振興提高了1.3%的水平，假設(shè)H1成立。

4.2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

滿足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)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(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的鄉(xiāng)村振興發(fā)展趨勢(shì)應(yīng)該是平行的，鄉(xiāng)村振興指數(shù)不會(huì)隨著時(shí)間的變化而發(fā)生系統(tǒng)性差異。為了檢驗(yàn)這一點(diǎn)，本文利用事件分析法構(gòu)建模型進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，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(gè)時(shí)間虛擬變量：pre4，政策實(shí)施前4年取值1，否則為0；pre3，政策實(shí)施前3年取值1，否則為0；pre2，政策實(shí)施前2年取值1，否則為0；pre1，政策實(shí)施前1年取值1，否則為0；current，政策實(shí)施當(dāng)年取值1，否則為0；post1，政策實(shí)施后1年取值1，否則為0；post2，政策實(shí)施后2年取值為1，否則為0；post3，政策實(shí)施后3年取值為1，否則為0；post4，政策實(shí)施后4年取值為1，否則為0；post5，政策實(shí)施后5年取值為1，否則為0。

以2015年為基期，回歸結(jié)果中系數(shù)（1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）表示與基期相比，《_{GKtD7jJxFNFZ3zopUrpDKQ==}意見》實(shí)施前后各地鄉(xiāng)村振興的變化趨勢(shì)是否存在顯著差異（表4）。若在基期前，回歸系數(shù)不存在顯著差異，則表明實(shí)驗(yàn)組和控制組的鄉(xiāng)村振興發(fā)展趨勢(shì)平行，遂通過平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，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(shì)檢驗(yàn)。

為了更直觀地了解政策效應(yīng)走勢(shì)估計(jì)值，繪制平行趨勢(shì)圖，如圖1所示?？梢钥吹?，在政策實(shí)施之前，處理組和對(duì)照組在政策出臺(tái)之前的走勢(shì)基本一致，兩者之間的系統(tǒng)性差異沒有發(fā)生明顯變化，且政策效應(yīng)估計(jì)值置信區(qū)間包括0，表明研究樣本符合平行趨勢(shì)假定，滿足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)要求。在政策實(shí)施當(dāng)年，模型政策效應(yīng)估計(jì)值的置信區(qū)間不包括0，表明實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組產(chǎn)生了顯著差異，說明政策實(shí)施的確對(duì)鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生了明顯正效應(yīng)。

4.3 PSM-DID檢驗(yàn)

盡管雙重差分模型可以很好地解決內(nèi)生性問題，但不能保證樣本為隨機(jī)選擇結(jié)果，樣本自身特征與樣本選擇結(jié)果可能為雙向因果關(guān)系。為解決這一難題，傾向得分匹配模型（propensity score matching，PSM）應(yīng)運(yùn)而生。PSM的基本思想是：通過消除控制變量的明顯差異，構(gòu)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(guān)文獻(xiàn)并篩選控制變量后，本文選擇qua、lnden、lncon、lnser和fin作為協(xié)變量（能同時(shí)影響政策處理效應(yīng)和處理變量的相關(guān)變量）進(jìn)行傾向得分匹配，使實(shí)驗(yàn)組與匹配對(duì)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(jì)傾向得分，采用卡尺最近鄰匹配對(duì)共同取值范圍進(jìn)行匹配，在控制組中找到與實(shí)驗(yàn)組具備相同特征的反事實(shí)對(duì)象。結(jié)果如表5所示，匹配后實(shí)驗(yàn)組和控制組的差異顯著降低，各匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值均小于11%，且匹配后平衡性檢驗(yàn)P值均大于10%，原假設(shè)無法拒絕。如圖2所示，匹配后實(shí)驗(yàn)組和控制組的核密度圖基本重合。以上結(jié)果說明樣本已達(dá)成匹配效果要求。

在PSM基礎(chǔ)上對(duì)權(quán)重不為空的樣本和滿足共同支撐假設(shè)的樣本分別進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示，權(quán)重不為空樣本的did回歸系數(shù)為0.016，滿足共同支撐假設(shè)樣本的did回歸系數(shù)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(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)仍對(duì)鄉(xiāng)村振興有顯著的正向影響，回歸結(jié)果與前文的結(jié)論一致。因此，本文的回歸結(jié)果和結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.4 安慰劑檢驗(yàn)

為避免基準(zhǔn)回歸結(jié)果受到不可觀測(cè)的遺漏變量的影響，本文使用56個(gè)偽實(shí)驗(yàn)組替換真實(shí)實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)（placebo test），得到偽政策效應(yīng)估計(jì)值。將上述過程重復(fù)500次，得到500個(gè)偽政策效應(yīng)估計(jì)值。該值若不顯著，則能反向說明真實(shí)實(shí)驗(yàn)組中鄉(xiāng)村振興的發(fā)展成效是由現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)得來，而不是由不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的，即結(jié)論穩(wěn)?。环粗?，即結(jié)論不穩(wěn)健。圖3顯示了偽政策效應(yīng)估計(jì)值的核密度分布情況，X軸為500個(gè)系數(shù)估計(jì)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(shí)實(shí)驗(yàn)組did的系數(shù)?？梢钥吹?，隨機(jī)抽取樣本進(jìn)行的500次回歸中，did的系數(shù)均遠(yuǎn)離基準(zhǔn)回歸結(jié)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(shù)回歸系數(shù)在5%的水平下不顯著，表明安慰劑檢驗(yàn)通過。

4.5 影響機(jī)制檢驗(yàn)

盡管現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)有利于推進(jìn)鄉(xiāng)村振興已得出了可信結(jié)論，但其作用機(jī)制還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。本文采用Hayes編制的SPSS宏程序Process（module 4）進(jìn)行中介效應(yīng)分析。依據(jù)上文第2.2節(jié)所述，本文結(jié)合布迪厄文化資本理論[28]及洪秋蘭等[30]的研究進(jìn)行改進(jìn)，將村民教育（edu）、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)（int）、基礎(chǔ)設(shè)施（base）作為衡量我國鄉(xiāng)村文化資本的重要指標(biāo)，并基于已有研究基礎(chǔ)[31-32]和數(shù)據(jù)可得性的客觀現(xiàn)實(shí)，依次采用農(nóng)村居民平均受教育程度、互聯(lián)網(wǎng)寬帶業(yè)務(wù)占比、鄉(xiāng)村文化站數(shù)量進(jìn)行衡量。在不改變控制變量的情況下，分析以上三者在現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)與鄉(xiāng)村振興之間的中介效應(yīng)。

回歸結(jié)果如表7所示，did對(duì)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(yù)測(cè)作用顯著。當(dāng)did、edu、int和base同時(shí)預(yù)測(cè)index時(shí)，did對(duì)index的正向預(yù)測(cè)作用不顯著（β=0.0012，t=1.5435，p=0.1228），edu、int和base對(duì)index的正向預(yù)測(cè)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(jié)果表明，村民教育、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)、基礎(chǔ)設(shè)施在現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)影響鄉(xiāng)村振興中起完全中介的作用，假設(shè)H2成立。

為進(jìn)一步保證研究效度，本文采用偏差校對(duì)非參數(shù)百分位Bootstrap法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，如表8所示。結(jié)果顯示，edu、int和base的Bootstrap 95%置信區(qū)間均不包括0，表明三者的中介作用顯著，中介效應(yīng)值為0.045，占總效應(yīng)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(qū)間包括0，表明直接效應(yīng)不顯著，直接效應(yīng)值為0.012，占總效應(yīng)值比重的3%。

5 結(jié)論與啟示

本文以《意見》為載體，測(cè)算現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響以及影響機(jī)制。總體得到兩個(gè)可信結(jié)論。第一，采用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法——雙重差分模型，計(jì)算出《意見》出臺(tái)對(duì)我國鄉(xiāng)村振興的影響。結(jié)果顯示，在2010—2020年的時(shí)間區(qū)間內(nèi)，《意見》的出臺(tái)對(duì)全國272個(gè)地級(jí)市的鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生了影響。現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)效果提高1%，鄉(xiāng)村振興效果對(duì)應(yīng)提高1.3%。第二，對(duì)布迪厄文化資本理論進(jìn)行優(yōu)化調(diào)整，用以分析現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響機(jī)制。鄉(xiāng)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(xiàn)為村民教育、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)和基礎(chǔ)設(shè)施，分別用農(nóng)村居民平均受教育程度、互聯(lián)網(wǎng)寬帶業(yè)務(wù)占比、鄉(xiāng)村文化站數(shù)量進(jìn)行衡量。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，村民教育、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)和基礎(chǔ)設(shè)施在現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)與鄉(xiāng)村振興的關(guān)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(dá)40%；其次為基礎(chǔ)設(shè)施，占比為37%；最后為數(shù)字網(wǎng)絡(luò)，占比為20%。

根據(jù)研究結(jié)論，現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)對(duì)鄉(xiāng)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(yīng)的釋放具有長期性，而本文納入研究的時(shí)間區(qū)間較短，無法預(yù)計(jì)現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)的日后效果。相信隨著現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系建設(shè)日益完善，鄉(xiāng)村振興會(huì)得到更顯著的助力效果。不可否認(rèn)的是，在當(dāng)前階段，現(xiàn)代公共文化服務(wù)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(xù)擴(kuò)大影響效果，還需要政府部門繼續(xù)強(qiáng)化自身主體作用，激活村民教育、數(shù)字網(wǎng)絡(luò)、基礎(chǔ)設(shè)施三大要素，提升村民文化素質(zhì)與受教育意愿、確保村民充分享有公共文化數(shù)字資源、在基礎(chǔ)設(shè)施中引入市場(chǎng)主體開展運(yùn)營管理，總體提升鄉(xiāng)村文化資本，擴(kuò)大對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效果。

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作者貢獻(xiàn)說明：

喻興佳：負(fù)責(zé)資料收集與論文撰寫；

高 凡：負(fù)責(zé)研究選題確定、研究與方法設(shè)計(jì)及論文指導(dǎo)。

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