乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调研究:时空演变及影响因素

○周利平 李翔 左缘缘

（江西农业大学人文与公共管理学院，江西 南昌 330045）

全面实施乡村振兴战略，提高农村基本公共服务水平，对化解农业农村发展不平衡不充分问题具有重大意义[1-3]。新中国成立以来的较长时段内，为支持城市和工业的发展，乡村和农业在发展中做出了巨大贡献，使城乡区域和工农产业间“不平衡不充分”问题越发严重[4]。尽管党和国家始终把解决好“三农”问题作为治理工作的重中之重，但农村衰败的势头在一些地方仍然明显甚至突出，农业兼业化、农民老龄化、农村空心化等现象依旧普遍存在[5]。为此，中央先后采取了一系列改革举措与优惠政策，不断增加对农业、农民、农村的支持与扶助。党的二十大报告提出，要举全党全社会之力全面推进乡村振兴，促进农业高质高效、乡村宜居宜业、农民富裕富足。历年中央“一号文件”多次指出要“提升农村基本公共服务水平”突出了完善农村基本公共服务的重要性。现有研究表明，全面实施乡村振兴战略，不仅有助于推进农村生态文明建设[6]、促进经济健康发展[7]、实现农村共同富裕[8]、并且还是解决我国农村社会主要矛盾的战略举措[2]。而加强农村基本公共服务建设则有益于促进农村生态环境发展[9]、提高农村居民幸福感[10]、增强农村居民的福利水平[11]，还有益于提高农民收入[12]、促进农村消费增长[13]、抑制农村贫困[14]、促进农业发展[15]。因此，充分了解乡村振兴与农村基本公共服务的耦合协调情况、地区差异、时空演变、收敛特性及其影响因素，有利于推动乡村振兴战略的全面实施，提高农村基本公共服务水平，对化解农业农村发展的不平衡不充分问题具有十分重要的理论价值和现实意义。

目前，学者们围绕着乡村振兴和农村基本公共服务开展了大量研究，产生了一批具有重要价值的研究成果，主要聚焦在三个方面：第一，关于两者间逻辑关系的讨论。在乡村振兴对农村基本公共服务产生作用的角度，实施乡村振兴战略使我国农村基本公共服务供给效率整体得到较大提升[16]，是推进基本公共服务均等化的战略保障[17]；
在农村基本公共服务对乡村振兴产生作用的角度，农村公共服务供给效率提升[18]，补齐农村公共服务短板[19]，对于实现乡村振兴战略目标具有积极作用。同时，农村公共服务不仅能提供乡村振兴所需的各类服务，而且能拓展乡村振兴的宽度和深度[20]。第二，关于乡村振兴视角下的农村基本公共服务的探讨。理论层面，龙丽[21]和向毅[22]等对乡村振兴背景下农村公共服务的提升路径进行分析，提出补齐公共服务短板需要大力投入公共基础设施建设，改善农村生活环境卫生，提高农村居民对乡村振兴战略的认知水平；
实证层面，杨永淼[23]等使用SBM-DEA 和Malmquist 指数法，从多角度对乡村振兴背景下的山东省农村公共服务供给效率进行分析，研究发现山东省农村公共服务供给整体有效，但各地市之间存在明显地域差异。陈秋红[24]利用浙江、安徽、四川3省的调查数据，研究农民对改善农村基本公共服务的重要度认知、满意度评价，发现农民对改善农村基本公共服务有较强烈的需求。第三，关于乡村振兴、农村基本公共服务的耦合研究。部分学者已经注意到乡村振兴或农村基本公共服务与其他系统的耦合关系。如郭翔宇和李佳丽[25]等通过构建乡村振兴与新型城镇化评价体系，利用耦合模型得到黑龙江乡村振兴与农村基本公共服务之间的耦合协调水平，发现其耦合协调度呈上升趋势。黄涛和王艳慧[26]等在村级尺度上探索农村基本公共服务与区域贫困之间的关联特征以及二者耦合作用机理。刘阳和程静[27]以云南22个县市的横截面数据为例，探讨农村公共服务和城乡融合发展的耦合机理，对其耦合协调度进行了评价分析，发现农村公共服务体系和城乡融合之间的耦合协调度明显较低。

从已有文献看，乡村振兴与农村基本公共服务的研究十分丰富，对推动乡村振兴与农村基本公共服务协同发展具有重要意义，但仍存在一定局限性，主要表现为三个方面：（1）研究方法上，尽管探究乡村振兴、农村基本公共服务的研究较多，但多数研究聚焦于理论层面的探讨，对两者间耦合协调度的定量研究还较为薄弱。此外，由于我国地域辽阔，乡村振兴与农村基本公共服务的复杂状况决定了二者的关系在地区上具有不同的规律特征，而现有文献缺少对我国乡村振兴与农村基本公共服务在空间关系上的研究。（2）研究内容上，现有研究主要围绕乡村振兴背景下的农村基本公共服务完善路径、发展逻辑、相互关系展开研究，缺少对乡村振兴与农村基本公共服务协同发展的讨论。（3）研究视角上，现有研究多以微观视角进行讨论，较少利用宏观数据分析乡村振兴与农村基本公共服务耦合关系的地区特征。

基于此，本文以全国31 个省市的乡村振兴与农村基本公共服务水平为研究样本，构建乡村振兴与农村基本公共服务评价体系，利用耦合协调度模型测度两者的耦合协调度，使用Dagum基尼系数探讨了耦合协调度的地区差异，利用莫兰指数计算耦合协调度的空间相关性及时空跃迁特征，运用β空间收敛模型分析乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调发展的空间收敛特征，运用地理探测器考察耦合协调度的影响因素，以期为我国促进乡村振兴与农村基本公共服务协调发展提供科学参考。

（一）指标体系与影响因素

1.评价指标体系

科学、全面、客观地测度我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调发展水平，关键是构建能够表征乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调发展的指标体系。依据指标选取的科学性、全面性、操作性等原则，构建乡村振兴和农村基本公共服务耦合协调发展的指标体系（见表1）。

表1 乡村振兴与农村基本公共服务指标评价体系

2.影响因素

本文拟从以下几个角度深入挖掘影响中国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度的影响因素。

（1）乡村老龄化水平（Old）。乡村老龄化水平反映了农村每个老人被几个中青年抚养的情况，在一定程度上反映农村人力资本情况。同时反映了乡村振兴的老有所依、老有所养的内涵。故以乡村老年人抚养比代表。

（2）涉农财政支出（Fiscal）。财政支出是政府进行宏观调控的重要手段之一，其在乡村振兴的推进及农村基本公共服务的完善过程中发挥着不可替代的作用。本文以农林水财政支出代表。

（3）经济发展水平（Pgdp）。良好的地区经济发展水平，会提高农民的收入水平和消费能力提高，使农村居民更加富裕。本文采用人均地区生产总值代表经济发展水平。

（4）第一产业集聚（Cluster）。第一产业即指各类农民和农业原产品，高度的第一产业产业集聚程度，有助于形成规模效应，促进当地农业产业发展。本文以第一产业与第二、三产业增加值之比进行表示。

（5）城镇化率（Urban）。随着城镇化进程的不断推进，会促使农村剩余劳动力向城镇转移，提高农村居民的收入，使得农村居民生活水平得到提高，提高富裕水平。本文使用城镇化率进行表示。

（6）金融发展水平（Finance）。农业具有天然的弱质性，需要大量资本支持。因此金融资本对其发展是不可或缺的。而农村要发展离不开农业。故在乡村振兴战略实施过程中，金融发展水平发挥着不可或缺的作用。本文采用数字金融普惠指数代表。

（二）数据来源

本文选取2016—2020年全国31个省（自治区、直辖市）的乡村振兴及农村基本公共服务指标体系共包含35 个具体指标数据作为测算对象，相关数据分别来自《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国教育统计年鉴》《中国民政统计年鉴》，其中乡村治理参与度采用完成选举选民登记数占选民登记人数比重表示，乡村治理投入以各地村委会数量表示。针对某些指标的个别年份或地区的缺失情况，从各省统计局网站、地方统计年鉴整理。为避免规模差异对评价结果的影响，将所有非比值指标转换为比值类指标。

（三）研究方法

1.耦合协调水平测度

参考现有研究成果[28-30]本文采用耦合协调度模型来实测我国乡村振兴系统与农村基本公共服务系统之间的耦合协调水平。耦合协调度模型计算步骤如下：

（1）指标标准化处理。由于38 个指标的量纲不同，为使各指标能够进行比较，用极差法对各指标原始数据进行标准化处理。为了避免标准化数据为0，导致熵值取对数无意义的情况，对标准化后数据进行平移处理，平移幅度为ε，ε取值0.00001。具体方法如下：

其中，i代表省份，j代表指标。λij值为对原始数据标准化后的结果。

（2）确定指标权重。熵权法因其计算简单、稳健性及实用性，被广泛用于确定指标客观权重。因此，本文采用熵权法确定指标权重。

其中，Pij为各项指标λij在系统中的指标比重；
n为样本个数；
m为指标数量；
ej(0 ≤ej≤1)为各评价指标的熵值；
gj为第j项指标的差异性系数；
Wj为各指标权重。

（3）计算子系统的综合评价值。本文采用加权求和法分别计算乡村振兴系统和农村基本公共服务系统综合评价指数CEIk（k=1,2分别表示乡村振兴系统和农村基本公共服务系统）。

（4）计算乡村振兴系统与农村基本公共服务系统耦合度C：

（5）计算耦合协调度。耦合度能够刻画全国省域乡村振兴系统与农村基本公共服务系统耦合作用的强弱程度，但无法反映乡村振兴与农村基本公共服务两个系统整体协同效应，因此，本文采用耦合协调模型测度耦合协调度来反映两个系统相互耦合的协调程度，其模型如下所示：

其中，D表示耦合协调度，D表示乡村振兴系统与农村基本公共服务系统综合协调指数，α和β分别代表乡村振兴与农村基本公共服务两个系统在协调发展在过程中的重要度，α+β=1。本文假设两系统重要性相等，α和β取值均为0.5。

为更好地观测我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调水平，借鉴现有研究成果[31-32]，本文将我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调水平分为7 个等级，具体分类与对应的数值大小见表2。

表2 耦合协调度等级划分标准

2.耦合协调水平差异性测度

本文采用Dagum基尼系数法测度我国东、中和西部地区耦合协调度的组内差异和组间差异，并对其进行深层次分析。Dagum（1997）在传统基尼系数法的基础上将总体基尼系数G分解为组内差异贡献Gw、组间差异贡献Gnb和超变密度贡献Gl三部分。计算过程如下：

其中，yil和yim表示第i(j)个地区中第l(m)个省的耦合协调水平；
h为区域个数，ni(nj)表示i(j)地区中省份数量。G代表总体基尼系数。Gii和Gij分别代表地区内差异和i与j地区间差异。Gw和Gnb在Gii和Gij的基础上计算i地区内差异贡献和i与j地区间差异贡献。Dij表示耦合协调水平的相对影响。dij和pij代表i和j地区满足yil-yim＞0 及yim-yil＞0的所有样本值加总的数学期望。

3.空间相关性测度

（1）全局Moran’s I 指数。空间自相关用于分析观测数据在空间上的集聚状态。本文采用全局Moran’s I 指数测算我国各省之间耦合协调度的空间关联特征，分析其空间集聚态势，计算公式如下：

（2）局部Moran’s I 指数。尽管全局Moran’s I指数能反映我国乡村振兴与农村基本公共服务的耦合协调度是否具有空间相关性，但不能准确地反映局部耦合协调度的集聚状态。因此，本文采用局部Moran’s I指数识别耦合协调水平在省域间的空间关联性，以探讨局部空间上的不均衡性，其计算公式为：

其中，di和dj分别表示第i个省份和第j个省份的耦合协调度指数，为指数的均值，S2为样本方差，wij为空间权重矩阵W=[wij]n×n的元素。

4.收敛性测度

为进一步考察我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调水平演变趋势，本文以β收敛对其加以检验。β 收敛的含义是指耦合协调水平较低的区域其水平增长速度往往比水平较高的区域更快，最后达到以同样增长率发展的收敛状态。考虑到可能会存在空间效应，仅采用传统OLS模型进行估计或许会存在误差，因此参考杨晓军[33]的做法，构建β 收敛空间计量模型，依次使用LR 检验有无固定效应，使用LM、Wald 确定最优模型，使用Hausman检验判断选用固定还是随机效应模型，具体模型如下：

其中，i表示第i个省，t表示时间；
ln(CEIi,t+1/CEIit)表示第i个地区的耦合协调度在第t期至第t+1期的年增长率；
CEIi,t+1表示第个i省在t+1时期的耦合协调度；
CEIit表示第i个省在t时期的耦合协调度；
α为常数项；
β为待估计参数，即收敛系数；
ε为随机扰动项；
ρ为空间回归系数；
λ代表空间误差系数；
W代表空间权重矩阵；
Kit代表所选取的影响因素；
ζ为影响因素的系数，反映所选取的影响因素对农村基本公共服务的影响程度与方向；
n代表影响因素个数；
j表示第j个影响因素；
φ代表空间溢出系数；
θ代表影响因素空间项的估计系数。如果β为负，且通过显著性水平检验，则表示耦合协调水平较低地区比耦合协调水平较高地区有更大的增长率，即耦合协调度的增长速度与初始水平成反比，表现为收敛，收敛速度则表示为v=-ln(1+β)/T；
反之，则表明发散。

5.地理探测器模型

地理探测器能够通过探测研究区的空间分异特征及自变量和因变量之间空间格局的一致性，来度量自变量对因变量的解释程度。地理探测器模型如下：

其中，q为因子x对y的解释程度，Ni代表地区样本量，L代表地区数，代表不同地区的方差。

（一）乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度分析

欲了解乡村振兴与农村基本公共服务的耦合协调情况，有必要识别耦合发展中的短板[34]。对耦合类型进一步划分：当CEI1-CEI2＞0.1，为农村基本公共服务滞后性发展（A 型）；
当CEI2-CEI1＞0.1，为乡村振兴滞后性发展（B型）；
当，为共同发展型（C型），结果如表3所示。

表3 乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度水平及类型

1.耦合协调度时序演变特征

全国的乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度在研究期内保持初级协调水平，全国各地区的耦合协调度大体上呈现逐年上升趋势，其中天津、河北、辽宁、河南、广西、贵州、陕西、甘肃由轻度失调上升为初级协调；
吉林、黑龙江、安徽、福建、江西、湖北、广东、青海、**由初级协调上升至中级协调；
还有部分城市的耦合协调度在研究期内未能实现水平等级的跨越，如天津、江苏、浙江、山东、湖南、海南、重庆、四川、宁夏在研究期内一直表现为初级协调；
内蒙古和西藏在研究期内一直表现为中级协调。值得注意的是上海和北京的耦合协调度水平在研究期内持续下降，其中北京耦合协调度水平由中级协调下降至初级协调，上海的耦合协调度水平由初级协调下降至轻度失调。

2.耦合协调发展类型

我国乡村振兴与农村基本公共服务总体上表现为共同发展型的耦合协调发展类型。2016—2020年均有87.09%的地区乡村振兴水平与农村基本公共服务水平为共同发展型（C 型）。可以看出我国初步实现乡村振兴水平与农村基本公共服务水平持平状态，2020年，北京、上海、西藏仍处于农村基本公共服务滞后型发展，这些地区可能是因为土地或资金等要素的制约、以及农村基本公共服务的供给与农民需求不匹配等原因，导致农村基本公共服务水平远低于乡村振兴水平。而江苏表现为乡村振兴滞后型发展，其乡村振兴水平与农村基本公共服务水平严重失衡。

（二）耦合协调度空间差异性分析

为了解乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度的地区差异及差异来源，本文参考现有文献[35-37]采用Dagum（1997）提出的Dagum 基尼系数法，对上述问题进行测算，结果见图1。

图1 耦合协调度Dagum基尼系数图

研究期内乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度的基尼系数介于0.053～0.063之间。从趋势变化来看，耦合协调度总体差异在2016—2017 年先呈现下降趋势，基尼系数由0.058 下降至0.053，下降幅度为8.62%。随后2018—2019 年又出现上升趋势，上升至0.063，相比2017 年上浮了0.01，上升幅度为18.86%。最后下降至2020 年的0.062。整体呈现上升趋势，即耦合协调度总体差异正在扩大。

1.三大地区的组内差异。

从演变趋势看，东部地区区域内差异呈现上升趋势，基尼系数由0.038 上升至0.068，升幅为78.94%。中部地区在研究期内区域内差异略微上升，具体来说，2016—2020 基尼系数先是由0.037下降至0.032，随后回升至0.038。西部地区则呈现波动下降趋势，由最初的0.080 下降至0.060，降幅为25%。

2.三大地区的组间差异

从差异大小来看，东、西部和中、西部的区域间差异较大。因长期以来，政府为发展经济对东部沿海地区大力支持，以及东、中部地区优越的地理条件，东、中部地区的乡村振兴与农村基本公共服务的发展条件天然优于西部地区。尽管近年来政府大力推动西部地区建设，但东、西部地区与中、西部地区的区域间差距依旧显著存在。从演变趋势来看，东、中部和东、西部的区域间差异总体呈现上升趋势，中、西部的区域间差异呈现总体下降态势。具体来讲，东、中部的区域间差异表现为持续上升的变化趋势，其在研究期内基尼系数由0.040 上升至0.063；
东、西部的区域间差异表现为波动上升的变化趋势，2016—2017 年基尼系数从0.066 下降至0.059，随后持续保持上升态势，基尼系数升至0.074，最后下降为2020年的0.068；
中、西部地区间差异表现为波动下降的演变趋势，研究期内基尼系数由0.065 下降至0.060。综合来看，我国东、中部和东、西部耦合协调度的区域间差异在逐渐增强，中、西部的耦合协调度的区域间差异在逐渐下降。近年来，政府治理重心转向区域协调发展，受到实施的如京津冀协同发展、长江经济带、一带一路、振兴老东北工业基地等国家战略的影响，中、西部地区的区域间差异逐渐减弱。但东、中部和东、西部耦合协调度的区域间差异却居高不下。这点原因可以从第五次、第七次人口普查数据中看出端倪。2000—2020年中部地区人口下降1.93%，西部地区人口下降0.95%，东部地区人口累计上升4.47%。尽管中、西部地区持续追赶，但是人口仍旧向收入较高的东部地区特别是东南沿海地区流动，且该现象在农村表现尤为严重。人口流失导致中、西部地区乡村振兴建设及农村基本公共服务供给始终难以赶上东部地区。

3.耦合协调度地区差异来源

为进一步了解乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度地区间差距产生的原因，分别计算了组内差异、组间差异和超变密度的贡献率。总体上，组内差异呈相对平稳的变化趋势，基本上在32.00%～33.89%上下波动。组间差异贡献率与超变密度贡献率则呈现两种极端情况，超变密度贡献率要远高于组间差异贡献率，但组间差异贡献率正在逐年上升，而超变密度贡献率则逐年下降。这说明，耦合协调度整体水平高的地区其内部的少数城市的耦合协调水平低于耦合协调度整体水平低的地区，或者耦合协调度整体水平较低的地区中的少数城市的耦合协调水平会高于耦合协调度整体水平高的地区，且这个现象表现得越来越强。超变密度贡献率始终保持在39.44%～55.13%之间，说明地区间的乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调发展出现了较为严重的交叉重叠现象，不过该现象正在减弱。

（三）耦合协调度空间相关性分析

在对我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调水平地区差异分析的基础上，本文猜测我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调水平可能存在空间上的相关性。因此，本文利用全局莫兰指数和局部莫兰指数测算乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调水平的空间相关性。

1.全局空间相关性

2016—2020年全局Moran’s I 指数分别是0.208、0.197、0.173、0.191、0.201，所有年份均大于0且通过了5%水平的显著性检验，表明耦合协调度的空间分布并不是随机的，其存在显著的正向空间相关性；
从全局Moran’s I的时间演变上看，Moran’s I 指数呈现下降趋势，从2016 年的0.208 下降至2020 年的0.201。说明随着时间变化，耦合协调度的空间相关性正在逐渐减弱。

2.时空跃迁分析

以2016 年和2020 年这两个年份为研究节点，进一步测算局部Moran’s I指数以检验乡村振兴与农村基本公共服务协同发展的省域局部空间依赖性特征和异质性空间格局，参考吕岩威[38]的做法，将四种集聚类型定义为“高效型”“低效性”“空心型”“极化型”集聚。并将时空跃迁划分为四种类型：类型1 是“高效型”和“极化型”之间的跃迁或“低效性”和“空心型”之间的跃迁；
类型2 是“高效型”和“低效型”之间的跃迁或“空心型”和“极化型”之间的跃迁；
类型3是“高效型”和“空心型”之间的跃迁或“低效型”和“极化型”之间的跃迁。类型4是未发生跃迁。结果如表4所示（仅列示存在跃迁省份的类型）。

表4 局部Moran’s I指数时空跃迁解析

如表5 所示，在2016 年共有19 个省份表现为“高效型”集聚和“低效型”集聚，占样本总数的61.29%，可见2016 年耦合协调度在空间分布上存在显著的异质性。进一步考察“空心型”和“极化型”的省份可以看到，这两类偏离正向空间相关性的地区较多，其中属于“空心型”的省份有4 个，分别是山西、陕西、甘肃、**，这些省份邻近西藏、青海等耦合协调度较好的省份，但没能有效吸纳其空间溢出效应。属于“极化型”的省份有8个，分别为浙江、福建、江西、湖南、广东、海南、重庆、贵州，这几个省份的耦合协调度相对较高，但对于周边城市的带动作用有限。与2016年相比，2020年属于“高效型”和“低效型”的省份数量不变，但所含省份有所变化，“空心型”的省份减少至3 个，“极化型”的省份增加至9个。

表5 耦合协调度的时空跃迁类型与路径

为更清晰了解耦合协调度的时空特征，对耦合协调度的时空跃迁情况进行分析。由表5 可以看出，属于类型1的跃迁省份有安徽、湖北和贵州；
没有省份发生属于类型2 的跃迁；
属于类型3 的跃迁省份有云南、甘肃、**、辽宁、上海、广西、海南。其余21个省份属于类型4。安徽、湖北的集聚类型由“高效型”向“极化型”跃迁，这代表尽管其自身耦合协调度持续保持较高水平，但邻近省份的耦合协调度无法跟上安徽和湖北的发展。贵州的集聚类型由“极化型”向“高效型”跃迁，其自身耦合协调水平仍保持较高水平，但周边城市的耦合协调水平发展逐渐无法跟上。云南、甘肃、**的集聚类型由“空心型”向“高效型”跃迁，这可能是因为这些地区资源丰富，发展潜力大，又得益于“西部大开发”战略对西部地区的支持使得云南、甘肃、**三地自身的耦合协调水平得到了大幅的提升。辽宁和上海的集聚类型由“高效型”向“空心型”跃迁，其耦合协调水平在时间演变过程中逐渐落后于周围城市。广西省由“低效型”向“极化型”跃迁，虽然周边城市耦合协调度变化不大，但其自身的耦合协调度大幅提升。海南省耦合协调空间类型由“极化型”向“低效型”跃迁，说明其相对周边省份而言，自身耦合协调度较高，但随着时间变化，逐渐与周围城市表现为相同水平，不但未能利用自身优势带动周围发展，并且优势还在逐渐消失。未发生跃迁的城市比重为67.74%，表现出较为稳定的空间结构。总体上我国乡村振兴与农村基本公共服务具有明显的空间聚集性特征，时空跃迁类型表现为高度的空间稳定性，时空演变具有较强的空间依赖特征。

（四）耦合协调度收敛性分析

1.绝对β收敛

如表6所示，本文按照模型选择步骤得出全国与东、中、西部地区的耦合协调度的绝对β 收敛检验结果。首先全国与东、中、西部地区均通过了hausman 检验，故采用固定效应模型。然后全国总体的收敛性计量模型未通过Wald 检验，三大地区中，东部未通过LR 检验和Wald 检验，西部未通过LM 检验，故全国、东、西采用传统收敛模型即OLS模型。中部未通过LR 检验中的LR（SDM-SEM），故SDM 模型回退至SEM 模型。综上所述，中部地区选择双向固定SEM模型。全国、东、西部地区选用双向固定OLS模型进行检验。

从表6可以看出，全国总体及东、中、西部地区的乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度的收敛系数β均为负数，且在1%的显著性水平上显著，说明全国与东、中、西部地区的耦合协调水平均存在绝对β收敛趋势，即乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度的增长率与初始供给水平呈现负相关。在收敛速度方面，全国总体耦合协调度的收敛速度为0.38。三大区域中，中部地区的收敛速度最快，为0.078；
东部地区的收敛速度最慢，为0.031；
西部地区的收敛速度为0.067。

表6 绝对β收敛参数估计

2.条件β收敛

进一步探讨耦合协调度在考虑影响因素的情况下的β收敛特征。按照模型选择步骤，考虑空间和时间效应，得出全国整体及东、中部地区应选择空间计量模型中的双向固定SDM 模型，西部地区应选择双向固定OLS模型。

由表7可以看出，全国总体及东、中、西部地区的耦合协调度的条件β收敛系数均显著为负，这表明在考虑影响因素的情况下，我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度依旧存在显著的β 收敛趋势。在收敛速度方面，全国总体乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度的收敛速度为0.053。三大区域中，中部地区的收敛速度最快，为0.301；
东部地区的收敛速度最慢，为0.052；
西部地区的收敛速度为0.079。此外，条件β 收敛与绝对β 收敛的收敛速度相比快了许多。

表7 条件β收敛参数估计及检验结果

就乡村老龄化水平而言，全国总体和东部地区的经济发展水平的估计系数显著为负，说明全国总体和东部地区的乡村老人抚养水平能够有效促进收敛现象的发生。就涉农财政支出而言，全国与东、中部地区估计系数显著为负，全国层面和东部地区的涉农财政支出能够有效促进收敛。至于经济发展水平，仅全国层面显著为负，对收敛性特征有促进效应。就城镇化率而言，城镇化率的估计系数在全国层面及东部地区显著为正，这说明在全国及东部地区城镇化率的提高能够有效促进耦合协调度的提升，但对缩小地区差距的收敛效应具有抑制作用。就第一产业集聚而言，仅对中部地区的耦合协调度收敛具有促进作用。在金融发展水平方面，东、中部地区的估计系数显著为负，对西部地区的影响尚不明确。

（五）影响因素分析

在通过收敛度模型了解到各条件对耦合协调度β收敛特征的影响后，本文利用地理探测器进一步探测2016年和2020年各影响因素对耦合协调度的解释程度。

1.因子探测结果

影响因子探测结果如表8所示，2016年各因子对耦合协调度的解释程度大小关系为：涉农财政支出＞乡村老龄化水平＞经济发展水平＞第一产业集聚＞金融发展水平＞城镇化率。2020年各因子对耦合协调度的解释程度大小关系为：金融发展水平＞农村老龄化水平＞第一产业集聚＞涉农财政支出＞城镇化率＞经济发展水平。

表8 因子探测器运行结果

其中，乡村老龄化水平、第一产业集聚、城镇化率和金融发展水平表现为正向显著且影响逐渐加强。就乡村老龄化水平而言。一方面，这可能是因为农村老年人的非农务工机会和报酬较少，会更倾向于进行农业劳动，且有充足的时间和精力从事农业生产。另一方面是因为，老年人需要中青年赡养，会为农村留下一批优质劳动力建设乡村，进而带动耦合协调度的上升。而影响力度在逐渐减弱可能是由于随着老龄劳动者的年龄增大，其身体状况逐步下降，逐渐减少务农时间，因此对耦合协调度的带动不如从前。对于第一产业集聚而言。可能是因为随着地区第一产业集聚水平的不断提升，有助于本省农业形成规模效应，使得农业发展成本越来越低，助力乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调发展，并使影响力度越来越大。在城镇化率方面。城镇化的推进会促使农村过剩劳动力向城镇转移，从而提高农村居民收入，促进农村富裕水平。农村居民越来越高的富裕水平会反哺乡村，带动乡村发展。就金融发展水平而言，良好的金融环境能有效降低乡村生态文明建设、产业发展、基本公共服务完善的融资成本，提高融资机会，为推进乡村振兴战略及完善农村基本公共服务提供强大的资金支持。

涉农财政支出和经济发展水平正向显著但影响在随时间减弱，就涉农财政支出而言。一方面，涉农财政会为农村发展提供多种税收优惠政策，另一方面会通过提供各种补贴，在资金层面给予农户支持。对乡村振兴与农村基本公共服务耦合发展提供帮助，而影响力度正在减弱，可能是因为涉农财政投入渠道越来越多、资金分散，多个部门对农村“撒网式”的支持，导致财政资金难以形成合力，反倒使对耦合协调度的促进能力下降。在经济发展水平方面，其直接关系地区的富裕程度，经济发展水平越好，自然会带动乡村振兴和农村基本公共服务发展。但近年不少乡村为了发展经济，发展了一些高污染的产业，在获得经济利益的同时，牺牲了生态环境，这可能是经济发展水平的正向影响效果正在减弱的原因。

（一）结论

本文基于乡村振兴与农村基本公共服务协调发展的要求，以对接国家战略为原则，构建了乡村振兴和农村基本公共服务的指标评价体系，对2016—2020 年我国31 个省（自治区、直辖市）的乡村振兴与农村基本公共服务水平及耦合协调度进行了定量分析，得到以下主要结论：

我国乡村振兴与农村基本公共服务的耦合协调度在研究期内保持初级协调水平，耦合协调等级不高但各地区的耦合协调度均呈逐年上升趋势；
2016—2020 年我国乡村振兴与农村基本公共服务表现为共同发展型的耦合协调发展类型；
对耦合协调度的地区差异进行分析得出：

第一，对耦合协调度的地区差异进行分析发现，乡村振兴与农村基本公共服务的耦合协调度总体差异正在扩大。三大地区中，东、中部地区的地区内差异在研究期内增加，西部地区的地区内差异呈现下降趋势。三大地区的组间差异主要来源于东、西部地区和中、西部地区的地区间差异。对总体差异影响的大小依次为超变密度贡献、地区内差异、地区间差异。

第二，对耦合协调度的空间特征分析发现，乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度存在显著的正向空间相关性。在局部空间相关性方面，研究期内耦合协调度整体上呈现“高效型”集聚与“低效性”集聚的正向空间相关性，具有明显的空间聚集性。在时空跃迁类型上还表现出低流动性特征和高度的空间稳定性特征。

第三，从耦合协调度的收敛特征来看，全国总体及东、中、西部地区的耦合协调度存在显著的绝对β收敛趋势和条件β收敛趋势，即乡村振兴与农村基本公共服务的耦合协调度的增长率与初始供给水平呈现负相关，且在考虑地区各因素的影响后，耦合协调度的增长率与初始供给水平仍呈现负相关。

第四，利用地理探测器检验各影响因素耦合协调度的解释程度，发现乡村老龄化水平、涉农财政支出、经济发展水平、第一产业集聚、城镇化率、金融发展水平均有助于提高乡村振兴与农村基本公共服务的耦合协调度。

（二）讨论

研究乡村振兴与农村基本公共服务之间的耦合关系，对于实现城乡基本公共服务均等化、推动乡村振兴和农村基本公共服务协同发展具有重要意义。针对目前我国乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度水平较低的问题，提出以下对策建议，以期对乡村振兴与农村基本公共服务协同发展提供一定帮助。

首先，要积极推动乡村振兴和农村基本公共服务两系统自身水平发展。对于乡村振兴战略。应该把握乡村的内生发展能力，**乡村的人才短缺问题，建立健全乡村人才培养机制，培养能够促进乡村振兴的新型农民，吸引社会各界人才，推动农村地区三产融合，重视农村精神文化建设，积极发展生态产业，全方面推进产业振兴、人才振兴、生态振兴、文化振兴和组织振兴。对于农村基本公共服务，一方面，政府部门应该加大对农村基本公共服务的财政支持，调整农村基本公共服务供给主体结构，激励社会团体和农民参与农村基本公共服务供给。另一方面，应完善乡村财政制度，推动以农村基本公共服务为主的乡村改革，使农村基本公共服务供给工作效率化，做好有效管理，提高农村基本公共服务质量。

其次，应该充分发挥耦合协调发展先进典范地区的示范作用，在各地形成比、学、赶、帮、超的氛围，将好的乡村振兴与农村基本公共服务建设经验，以示范地区为中心，向外辐射，最大程度发挥先进地区空间溢出效应，带动周边地区耦合协调度良性发展的同时，缩小地区差异。

再次，应利用乡村振兴与农村基本公共服务耦合协调度的收敛性特征，优先将资源投入耦合协调水平较低的地区，以获得更好的效果。

最后，应重视各影响因素对耦合协调度的促进作用，充分发挥老人在乡村对耦合协调度的积极作用，重视地区的经济建设，加强地方政府的涉农财政支出，更应该重视财政资金的合理使用，加快推进城镇化进程，加强地方金融发展水平。

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