我国乡村振兴水平测度及政策效应差异性评估
——基于广义双重差分模型

袁 靖 代 滢 刘晓敏 王靖茜

（山东工商学院统计学院，山东 烟台 264005）

一、引言

习近平总书记在党的二十大报告中指出，在全面建设社会主义现代化国家的道路上，最困难、最繁重的工作还是在农村。乡村振兴战略，是中国实现城乡一体化、全面建设社会主义现代化强国的重要指导方针，也是全面推进高质量发展的重要抓手。

乡村振兴战略是我国发展的特色，随着乡村振兴战略的进一步实施，需要考察以下两个问题：我国及各地区乡村振兴水平及战略实施的成效如何？各区域的乡村振兴水平是否存在不平衡发展？以上问题的解答可以更好地把握我国乡村振兴的政策效应及发展差异，有助于为乡村全面振兴战略目标的实现提出科学的对策建议。

二、文献综述

已有文献[1-3]围绕乡村振兴发展水平测度进行了广泛的理论及实证研究，采用层次分析法、熵值法、因子分析法和TOPSIS 方法等对我国乡村振兴水平进行测度，并分别基于省域、县域及村域进行了综合测度评价。吴儒练（2023）[4]采用熵值法基于28 个指标构建指标体系，对2010—2019 年我国31 个省（区、市）乡村振兴水平进行了测度分析，结论表明我国乡村振兴发展水平存在显著区域性差异特征。杨朝娟和贺高祥（2023）[5]采用熵值法和灰色预测模型等方法对2010—2020 年我国长江经济带11 省（市）乡村振兴发展水平进行了测度分析，结论表明未来随着乡村振兴发展水平的提升，长江经济带各地区之间的绝对差距可能会更加突出。程明和钱力等（2020）[6]采用双重差分法对我国最为贫困地区的乡村振兴战略进行分析，研究表明，“乡村振兴示范村”政策对贫困地区的乡村振兴成效有明显促进作用；劳动力结构、本地务工情况以及交通便利性等指标，会对乡村振兴成效产生明显影响，“乡村振兴”对“示范村”的“周边”和“邻接”有明显的正外溢效应。王青和曾伏（2023）[7]利用2006—2020 年我国31 个省（区、市）面板数据构建乡村振兴水平评价指标体系，使用熵值法测度乡村振兴水平，采用空间杜宾模型考察我国及各区域乡村振兴水平的区域差异及贡献，结论表明我国乡村振兴战略取得显著成效，但各区域存在较为明显的不平衡发展。在此基础上，有学者[8-10]对乡村振兴与数字经济、新型城镇化发展等影响因素进行了耦合协调分析。

以上文献从不同角度对乡村振兴进行了评价测度。本文首先采用熵值法对2014—2021 年我国31个省（区、市）乡村振兴水平进行综合评价，然后基于2014—2021 年数据采用控制双向固定效应的广义双重差分模型，检验以2018 年为实施年份的乡村振兴战略是否能够显著影响农民人均纯收入，进而探究乡村振兴战略相关政策在全国范围内的实施效果，并将全国划分为东中西三个地区进行异质性分析，以更加综合地评判我国31 个省（区、市）乡村振兴战略的实施效果，并通过异质性分析探索提升乡村振兴战略实施薄弱地区的有效方案，为今后加快推动乡村全面振兴提供重要的经验证据和决策参考。

三、我国乡村振兴水平综合评价

（一）数据选取及说明

本文以除港澳台外的31 个省（区、市）为研究对象构建乡村振兴指标体系，数据来自历年《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》及国家统计局分省份年度数据。

（二）熵权法及综合指数计算

1.数据指标的无量纲化处理

其中，xij表示第i 年的第j 个评价指标。

2.求和归一化

计算第i 个样本第j 项指标的比重pij。

3.计算第j 项指标的熵值

其中，0≤ej<1

4.计算第j 项指标的冗余度

其中，熵值ej越小，指标的冗余度越大，说明该指标的重要程度越高。

5.计算第j 项指标的权重

6.计算高质量发展和乡村振兴水平的综合指数

按照上述公式，计算得到乡村振兴水平评价指标的权重如表1 所示。

表1 乡村振兴水平综合评价指标体系及权重

（三）乡村振兴指标体系构建

对于乡村振兴综合评价，依据乡村振兴“20 字方针”的总要求，选取产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕5 个一级指标共19 个二级指标，见表1。

（四）乡村振兴发展综合指数评价

根据熵权法及综合指数计算公式，计算出2014—2021 年我国31 个省（区、市）乡村振兴发展水平综合指数，见表2。图1 为2021 年测算结果的雷达图。

图1 2021 年全国3 1 个省（区、市）乡村振兴水平综合评价比较

表2 2016—2021 年全国31 个省（区、市）乡村振兴水平测算结果

总体看，当前我国乡村振兴战略实施主要处于以下几个阶段：基础设施建设阶段、农业科技进步阶段、农产品质量安全水平提升阶段、生态环境保护和农业产业融合发展阶段、农村生活环境治理水平提升阶段。乡村振兴水平基本在2019 年之后出现显著增长，究其原因，可能是《乡村振兴战略规划（2018—2022 年）》的实施促进了乡村振兴相关指标数据的变化，推动我国乡村振兴战略取得显著成效。但是当前全国绝大多数省（区、市）的乡村振兴发展水平仍有待提高，且与发达国家相比存在差距，乡村振兴发展不平衡不充分问题仍比较突出。乡村振兴是一个长期过程，需要坚定地贯彻实施乡村振兴战略，保证各项政策落实落地，力争在中长期内将其稳定提升至较高水平。

具体到省际层面，绝大多数省（区、市）的乡村振兴水平在乡村振兴战略实施后提升显著，说明乡村振兴战略得到迅速和深入的贯彻落实。从数值看，我国乡村振兴水平存在显著的“东中部较高、西部较低”特征。高值方面，乡村振兴水平靠前的省（区、市）基本出现在东中部，包括东部的山东、河北等地，中部的河南、湖南、江西等地，西部近年来仅四川进入全国前五；低值方面则呈现“西部为主，东中部为辅”特征，乡村振兴水平靠后的省（区、市）大多数年份以西部的宁夏、西藏、青海为主，东部的上海和中部的甘肃乡村振兴水平也相对较低。从分化特征看，东中西部三大区域一定程度上均具有内部差异，特别是近年来东部区域内乡村振兴水平靠前的省（市）较多，而北京、天津乡村振兴水平相对靠后，因此其内部分化趋势相较于中西部区域更为明显。

表3 报告了2016—2021 年东中西部的平均得分，2016—2021 年三个地区连续上升，其中西部增长最快、中部次之、东部最慢。之后东部和中部出现小幅下降后再次上升且数值较大，西部地区一直稳步上升。从差异看，中部和西部之间差距最大，中部和东部之间差距居中，东部和西部之间差距最小。从差异变化看，东西部和中西部的差异越来越小，中东部的差异先增大后减小；东西部的差异变化幅度最大，中东部次之，中西部最小。

表3 2016—2021 年全国乡村振兴水平的平均得分

四、数据说明和研究设计

（一）数据选取及说明

本文以全国31 个省（区、市）的333 个地级行政区为研究对象，时间选取为2014—2021 年，数据来自历年《中国城市统计年鉴》、《中国县域统计年鉴》、中经网统计数据库、《城市建设统计年鉴》和各地区统计年鉴。在此基础上，对数据做如下筛选与填补：首先，因地市合并、划县入市、撤县建市等因素，我国地级行政区数量有所变化，本文采用2021 年10 月31 日更新维护的城乡划分，共计333 个地级行政区。其次，部分变量因年份缺失，采用插缺处理方法进行补全。

（二）变量选取及说明

本文采用的被解释变量是农民人均纯收入，用农民纯收入除以农村居民家庭常住人口计算，反映了区域农村居民收入的平均水平，对全面建成小康社会、农村脱贫，以及宏观决策部门所研究制定的乡村振兴战略等与农村相关的政策效应有重要作用。

对于乡村振兴综合评价，依据乡村振兴“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”20 字方针的总要求，选取12 个控制变量（变量说明见表4）：粮食综合生产能力、规模以上农产品加工企业主营业务收入、畜禽粪污综合利用率、卫生厕所普及率、农村绿化率、农村居民教育文化娱乐支出占比、农村义务教育学校专任教师本科以上学历比例、有线电视覆盖率、开通互联网宽带业务的行政村比重、已编制村庄规划的行政村占比、安全饮用水普及率、农村每千人拥有卫生技术人员数。控制这些变量有助于满足条件独立性。

表4 变量说明

（三）模型设计

本文构建如下广义双重差分模型：

其中，yit为因变量，i、t 分别表示地级行政区和时间，Xit为控制变量向量，λi、υt分别表示地级行政区和时间固定效应，εit是随机误差项，score 代表政策强度。post 代表时间虚拟变量，在2018 年及以后post=1，在2018 年以前post=0。交互项的系数是本文关注的重点，表示的是乡村振兴政策效果，即政策发布前后全国各地区城乡差距的差异。如果呈现显著性，当δ>0时，说明政策具有正向调节作用，反之则说明具有负向调节作用。

五、实证分析

（一）模型适用性检验

使用广义双重差分模型需要数据满足一致性的基本假设。如图2 所示，在实际政策冲击发生之前，估计系数值较小且保持稳定，表明在实行乡村振兴战略前，我国乡村发展水平有增长但较低；实行乡村振兴战略后，估计系数值较大，表明我国乡村发展水平显著提高。因此本文模型通过了平行趋势检验。

图2 城乡居民收入比

（二）模型选择

对面板数据进行F 检验、Hausman 检验，表5 报告了检验结果。本文选择固定效应模型。

表5 模型选择检验

（三）基准回归

使用控制双向固定效应的双重差分模型，检验以2018 年为实施年份的乡村振兴战略是否能够显著影响农民人均纯收入，进而探究乡村振兴战略的政策实施在全国范围内的实施效果，实证检验结果如表6 所示。表6 中的列（1）、列（2）结果显示，加入乡镇特征变量的交叉项的系数估计值和不加入乡镇特征变量的值，都在1%的显著性水平上显著为正，意味着乡村振兴战略显著提高了农民人均纯收入，乡村振兴战略的实施极为有效。

表6 基准回归结果

（四）稳健性检验

1.改变政策冲击的时间

将时间冲击提前到2017 年，重新将时间冲击与政策虚拟变量相乘得到score*post 2017 交互项并进行回归，从表6 中列（4）可以发现，虽然交互性的系数为正且显著，但系数大小远远低于2018 年时间虚拟变量与score 的交乘项，而原因正是2018 年受到政策冲击的影响，表明模型稳健。

2.调整变量

通过调整被解释变量进行模型的稳健性检验。被解释变量由模型的农民人均纯收入变为表6 列（3）的城乡居民收入比，可以看出关键变量的系数依旧在1%的显著性水平下为正，表明模型稳健。

（五）异质性分析

本文将全样本数据分为东中西部三个子样本，对模型重新进行回归。表7 报告了回归结果，对比不加控制变量的三个子变量模型，系数大小是西部大于中部，中部大于东部；加控制变量后，东部地区的系数明显大于西部地区，表明东部地区较西部地区政策效果更显著。

表7 乡村振兴战略对于不同地区的影响差异

六、对策建议

本文采用熵值法基于产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕5 个维度19 个指标测度2014—2021 年我国31 个省（区、市）乡村振兴发展水平，在此基础上，采用控制双向固定效应的广义双重差分模型检验以2018 年为实施年份的乡村振兴战略是否能够显著影响农民人均纯收入。结果表明：我国乡村振兴水平在2018 年之后均有所增长，但乡村振兴发展不平衡不充分问题比较突出，存在显著的“东中部较高、西部较低”特征；广义差分模型回归结果显示我国乡村振兴政策显著有效，异质性分析发现东部的乡村振兴政策效果明显优于西部。对此，本文提出如下建议：（1）全面厘清乡村振兴评价体系中各指标的重要程度，根据指标得分有差别地发挥各区域的独特优势，如西部地区加大经济发展，增加地区生产总值，东中部地区致力于绿色发展要素。（2）对全国农村提供坚实的政策支持，如税收优惠政策等，加快乡村现代化高质量建设，加大农村基建、医疗、社保、教育、文化、就业、生态环境保护等民生资源的投入。（3）加大农业科技创新投入，大力发展绿色低碳循环产业，如绿色养殖和绿色农产品加工产业，促进全国乡村绿色健康发展。（4）充分发挥东中部如河南、山东、湖南和湖北等省份乡村振兴发展的正向溢出效应，推动省际合作与优势互补，助力其他地区优化乡村产业结构，推动全国乡村振兴的发展进程。◆