中國省域農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展及影響因素分析
——基于農(nóng)村多維相對貧困視角

2020 年末，我國絕對貧困人口全面清零，絕對貧困問題徹底消除，但我國農(nóng)村依然存在相對貧困和多維貧困問題。相對貧困不僅囊括收入貧困，還包括由經(jīng)濟發(fā)展不平衡導致的教育、醫(yī)療、社會保障和基礎設施等明顯低于社會平均水平的多維貧困。 基礎教育、醫(yī)療衛(wèi)生、文化娛樂等基本公共服務滯后是農(nóng)村地區(qū)存在多維相對貧困的重要原因， 提高基本公共服務的數(shù)量和質(zhì)量有利于實現(xiàn)鄉(xiāng)村“造血式”扶貧，為緩解多維相對貧困構(gòu)建了有效的減貧機制。 鄉(xiāng)村振興發(fā)展則從產(chǎn)業(yè)、生態(tài)、生活等各方面推動農(nóng)村發(fā)展，為改善多維相對貧困提供動力。 農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興密切相關(guān)，《國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022 年）》指出“農(nóng)村基本公共服務水平進一步提升是鄉(xiāng)村振興的發(fā)展目標”， 兩者的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展影響農(nóng)村地區(qū)的扶貧成效。 促進兩個系統(tǒng)之間的良性互動和耦合協(xié)調(diào)發(fā)展，對改善農(nóng)村多維相對貧困和實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合有重大意義。

一、文獻綜述

近年來，學界關(guān)于基本公共服務的研究成果比較豐富，主要從以下三方面展開。 一是關(guān)于基本公共服務供給的研究。 基本公共服務的供給主體不該僅局限于政府，而是要鼓勵社會資本融入公共服務的建設當中

，促進基本公共服務供給主體由一元到多元的轉(zhuǎn)變

，在互聯(lián)網(wǎng)時代，要將基本公共服務供給與網(wǎng)絡結(jié)合，以構(gòu)建網(wǎng)絡供需平臺

。 二是關(guān)于基本公共服務均等化的研究。 有些學者對我國區(qū)域間、城鄉(xiāng)間基本公共服務均等化水平進行測度

，指出我國基本公共服務存在不均等的問題，應完善轉(zhuǎn)移支付制度

和推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略

以補齊農(nóng)村基本公共服務的短板。三是將基本公共服務與經(jīng)濟、城鎮(zhèn)化和貧困問題結(jié)合起來研究。 周小剛、葉數(shù)紅測算我國各地區(qū)11 年間的基本公共服務與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)調(diào)度

，董艷玲探究了基本公共服務均等化對縮小經(jīng)濟增長質(zhì)量的地區(qū)差距的影響

。 曾繁榮等研究了人口、經(jīng)濟和社會三維新型城鎮(zhèn)化與基本公共服務之間的關(guān)系

，尹鵬探究了我國31 個省區(qū)基本公共服務效率與城鎮(zhèn)化質(zhì)量的時空耦合關(guān)系

。 楊迎亞、汪為實證分析了城鄉(xiāng)基本公共服務均等化與減緩相對貧困之間的相互關(guān)系

，郝曉薇等研究表明基本公共服務對農(nóng)村多維貧困存在減緩作用

。

隨著我國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施與推進，學界關(guān)于鄉(xiāng)村振興的研究開始豐富，主要圍繞以下三方面展開。 一是關(guān)于鄉(xiāng)村振興的評價與測度研究。 部分學者根據(jù)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的五個總要求構(gòu)建鄉(xiāng)村振興評價指標體系，并運用層次分析法、熵權(quán)法和TOPSIS 法等確定各個具體指標的權(quán)重

。 二是關(guān)于推進鄉(xiāng)村振興的路徑研究。 學者們主要從農(nóng)村自身發(fā)展和城鄉(xiāng)融合兩個角度提出推進鄉(xiāng)村振興發(fā)展的路徑，認為鄉(xiāng)村振興不僅需要依靠農(nóng)村激發(fā)其內(nèi)生動力以探索自身發(fā)展路徑

，同時還需要以城促鄉(xiāng)來推動城鄉(xiāng)共同發(fā)展

。 三是將鄉(xiāng)村振興與鄉(xiāng)村旅游、城鎮(zhèn)化和貧困問題結(jié)合起來研究。 李志龍和馬小琴基于耦合協(xié)調(diào)度模型對區(qū)域鄉(xiāng)村旅游和鄉(xiāng)村振興進行分析

。 有的學者構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度模型以探究鄉(xiāng)村振興與新型城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系

，認為應在戰(zhàn)略定位、策略手段和政策機制三個層面實現(xiàn)協(xié)同

，以統(tǒng)籌推進兩者的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。 部分學者探究鄉(xiāng)村振興與脫貧攻堅之間有效銜接的邏輯

，指出應制定二者銜接的政策與細則，讓鄉(xiāng)村振興為脫貧攻堅釋放動力

。

已有文獻中，雖然關(guān)于基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩者都展開了豐富的研究，但對兩者的關(guān)系研究較少。 理論研究層面，楊遠根指出，促進城鄉(xiāng)基本公共服務均等化的實現(xiàn)是解決吃飯問題的關(guān)鍵，而解決吃飯問題又是鄉(xiāng)村振興發(fā)展的根本目的，因此要實現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務均等化以推動鄉(xiāng)村振興發(fā)展

。 實證層面，盧陽春、石砥利用耦合協(xié)調(diào)度模型測算了四省藏區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度，并對其進行空間自相關(guān)分析

。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理，可以發(fā)現(xiàn)學界對于農(nóng)村基本公共服務及鄉(xiāng)村振興的關(guān)系研究較少，且對兩者之間的實證分析更為匱乏。 鑒于此，本文以2010—2019 年我國30 個省區(qū)市（不含西藏及港、澳、臺，下同）為研究對象，構(gòu)建農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興綜合評價指標體系，利用熵值法和耦合協(xié)調(diào)度模型測算十年間各地區(qū)兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度，并構(gòu)建面板Tobit 模型和面板門檻模型以考察農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度的影響因素，通過空間計量模型分析其影響因素的空間溢出效應。

2.2 隨訪期內(nèi)不良心血管事件發(fā)生情況 發(fā)生不良心血管事件患者共35例，發(fā)生率10.0%（35/350），其中，再發(fā)心絞痛或非致死性心肌梗死5例，再次血運重建3例，心源性死亡2例。

二、農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)機制分析

一方面，農(nóng)村基本公共服務是鄉(xiāng)村振興發(fā)展的重要支撐。 農(nóng)村基本公共服務的有效供給，從經(jīng)濟、文化、生態(tài)和社會等方面為鄉(xiāng)村振興的發(fā)展提供支持。 農(nóng)村基礎教育服務有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人員的知識水平，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人員具備學習新技術(shù)的能力，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的質(zhì)量和效率，從而更好地推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。 農(nóng)村基礎設施的建設和改善，水、電的充足供應為農(nóng)業(yè)的發(fā)展提供了基本保障，創(chuàng)造了利于產(chǎn)業(yè)發(fā)展、良好穩(wěn)定的環(huán)境，從而促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺。 文化娛樂服務的有效供給，有利于提升農(nóng)民的文化素養(yǎng)，促進人與人之間的和諧相處，打造文明鄉(xiāng)風。文化素養(yǎng)的提升，會增強農(nóng)村居民的環(huán)保意識。 農(nóng)村完善的供水系統(tǒng)和公共廁所等基礎設施，在便利農(nóng)民生活的同時，也利于打造良好的生態(tài)宜居環(huán)境。 不論是農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生水平的提高還是社會保障的改善，都能提高農(nóng)民的身心幸福感，推動著農(nóng)村社會的建設。

另一方面，鄉(xiāng)村振興發(fā)展是農(nóng)村基本公共服務的戰(zhàn)略保障。 鄉(xiāng)村振興的發(fā)展，不僅強調(diào)農(nóng)村經(jīng)濟和社會的發(fā)展，同時也注重農(nóng)村生態(tài)的改善和文化素養(yǎng)的提升。實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和社會建設，可以為農(nóng)村居民提供更多的就業(yè)機會，同時有利于吸引資金、物品和人才等資源流入農(nóng)村，從而增加農(nóng)村基本公共服務的供給并提升其質(zhì)量。 改善農(nóng)村生態(tài)，不僅可以為農(nóng)村居民營造宜居環(huán)境，還能增加農(nóng)村對城鎮(zhèn)居民的吸引力，促進農(nóng)村基本公共服務供給主體的多元化。 提升農(nóng)村居民的文化素養(yǎng)，會增加農(nóng)村地區(qū)的文化需求，從而刺激農(nóng)村文化服務的有效供給。

不論是提高農(nóng)村基本公共服務水平還是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，其目標都是為了實現(xiàn)農(nóng)村的全面發(fā)展，縮小農(nóng)村與城市的差距，改善民生，提升農(nóng)村居民的幸福感。 因此，農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩個系統(tǒng)之間相互促進，推動農(nóng)村建設，改善農(nóng)村多維相對貧困。 綜上所述，農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)機制見圖1。

三、模型構(gòu)建、指標選取和數(shù)據(jù)來源

運用熵值法、耦合協(xié)調(diào)度模型、面板Tobit 模型、面板門檻模型和空間計量模型，并選取指標數(shù)據(jù)，對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度相關(guān)問題進行實證分析。

（一）模型構(gòu)建

1.農(nóng)村基本公共服務、鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平測度模型

熵值法是一種基于信息熵理論的客觀賦值方法。 即數(shù)據(jù)越離散，所含信息量越多，對綜合評價影響越大。 使用熵值法分別對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩大指標體系的各個具體指標進行賦權(quán)，以便客觀準確地測度農(nóng)村基本公共服務水平和鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的綜合評價指數(shù)。 具體步驟如下：

2.耦合協(xié)調(diào)度模型

本文選取2010—2019 年我國30 個省、市、自治區(qū)（不含西藏及港、澳、臺）的相關(guān)數(shù)據(jù)，所涉及指標的原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒，個別缺失數(shù)據(jù)采用插值法處理。

《“十三五”國家基本公共服務清單》將基本公共服務劃分為基本公共教育、基本勞動就業(yè)創(chuàng)業(yè)、基本社會保險、基本醫(yī)療衛(wèi)生、基本社會服務、基本住房保障、基本公共文化體育和殘疾人基本公共服務八大部分。 本文在參考清單文件的同時，借鑒已有研究

，依據(jù)科學性、系統(tǒng)性、可比性和數(shù)據(jù)可獲取性等原則，構(gòu)建農(nóng)村基本公共服務指標體系。 該指標體系包含基礎教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、文化娛樂和基礎設施5 個一級指標及12 個二級指標（見表1）。

基于《國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022 年）》和現(xiàn)有研究成果

，本文構(gòu)建鄉(xiāng)村振興指標體系，共設置產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效和生活富裕5 個一級指標及15 個二級指標（見表2）。

步驟三：負向平移：

步驟一：對各個具體指標進行標準化處理（設有m 個年份，k 個地區(qū)，j 項指標）：

耦合協(xié)調(diào)度模型用于分析事物之間的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展水平，該模型涉及耦合度C、協(xié)調(diào)指數(shù)T 和耦合協(xié)調(diào)度D 三個指標值的計算。 本文將測算得出的農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩大系統(tǒng)的綜合評價指數(shù)分別定義為U

、U

，則：

（1）耦合度

式中，C 為耦合度，且取值范圍在0～1 之間，C 越大表示二者間的發(fā)展越有序。

（2）耦合協(xié)調(diào)度

由于耦合度僅能反映農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興之間相互作用程度的強弱，難以衡量兩個系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展水平，因此需要進一步計算耦合協(xié)調(diào)度：

“普通話”課程具有很強實踐應用性，學生在教師的指導下需要大量的訓練。針對普通話的教學特點，將所有教學內(nèi)容設計為兩個大的項目，每個大項目下包含幾個子項目，以上項目設計如圖所示：

式中，C 為耦合度；T 為兩個系統(tǒng)的綜合協(xié)調(diào)指數(shù)，反映兩個子系統(tǒng)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展水平；D 為耦合協(xié)調(diào)度；α 和β 為待定系數(shù)，用來反映農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興在綜合系統(tǒng)中的作用程度，α+β=1，借鑒已有文獻的研究

，本文將α 和β 均取值為0.5。

（3）耦合協(xié)調(diào)度階段劃分

3.面板Tobit、面板門檻模型

考慮高維空間中的兩點a和b，首先根據(jù)其余數(shù)據(jù)點到a和b的歐氏距離創(chuàng)建兩個鄰居列表Oa和Ob，與a或b距離越小的點在列表中的位置越靠前，圖1給出了鄰居列表的示例。

式中，i 表示地區(qū)，t 表示年份，y

為被解釋變量，x

為解釋變量，u

為用于控制不同地區(qū)無法觀測的個體特征，I（·）為示性函數(shù)，q

為門檻變量，γ 表示待估計的門檻值，z 表示一組控制變量，? 表示相應的參數(shù)向量，e

表示隨機擾動項。

4.空間計量模型

（1）空間自相關(guān)檢驗

本文設定空間經(jīng)濟地理嵌套矩陣作為空間權(quán)重矩陣，基于此，采用Moran's I 指數(shù)進行空間自相關(guān)檢驗，其計算公式為：

式中，ρ 為本地區(qū)變量對鄰近地區(qū)的影響系數(shù)，ρ＞0 表示存在正向空間溢出效應，ρ＜0 則表示存在負向空間效應；i 和t 分別表示地區(qū)和時間；φ

為地區(qū)效應，ν

為時間效應，ε

為隨機擾動項。

（二）指標選取和數(shù)據(jù)來源

1.指標選取

參考現(xiàn)有文獻和基于現(xiàn)實狀況，本文從分別從經(jīng)濟、社會、財政和各地區(qū)農(nóng)村自身發(fā)展狀況四個角度切入，考察不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平（經(jīng)濟因素）、城鎮(zhèn)化水平（社會因素）、財政支農(nóng)水平（財政因素）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（農(nóng)村狀況）、人力資本（農(nóng)村狀況）和交通便捷程度（農(nóng)村狀況）對農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響

，并深入分析影響因素的空間溢出效應。

各變量說明見表4。

城鎮(zhèn)化進程的推進及城鎮(zhèn)化水平的提高，利于城市發(fā)展對農(nóng)村產(chǎn)生溢出效應，推動以城帶鄉(xiāng)和城鄉(xiāng)共同發(fā)展，從而對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生積極作用。

（2）經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdp）

經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，為農(nóng)村的發(fā)展提供了堅實的資金和物質(zhì)保障，有利于促進農(nóng)村經(jīng)濟、社會、文化和生態(tài)等各個方面水平的提升，進而推動農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。

（3）財政支農(nóng)水平（exp）

馬蹄寨村委會位于柏林鄉(xiāng)南部，距鄉(xiāng)政府所在地5公里，轄20個村民小組，897戶，3593人。全村共有黨員94人，有貧困戶153戶569人，低保戶485戶；五保戶5戶；村“兩委”班子成員6人，其中女1人，初中學歷3人，高中學歷2人，大學學歷1人（大學生村官），黨員5人，團員1人，年齡最大60歲，最小24歲，平均年齡40歲。從目前情況看，在本村黨組織建設中存在以下問題：

農(nóng)村教育、醫(yī)療、文化等基本公共服務的保障或者是鄉(xiāng)村振興發(fā)展，都需要財政資金的支持，因此財政支農(nóng)水平是農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的重要影響因素。

（4）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（lnagr）

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與農(nóng)村發(fā)展息息相關(guān)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高有利于吸引資金、勞動和配套設施等要素流入農(nóng)村，從而影響農(nóng)村基本公共服務的數(shù)量與質(zhì)量，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率是農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度的可能影響因素。

（5）人力資本（edu）

不論是農(nóng)村基本公共服務還是鄉(xiāng)村振興的發(fā)展，都需要農(nóng)村人力資本的提升，因此人力資本也是農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素。

（6）交通便捷程度（lntra）

交通便捷程度的提高，不僅有利于城鎮(zhèn)地區(qū)的資本、勞動等各要素涌入農(nóng)村，還便于農(nóng)產(chǎn)品出售，加強農(nóng)村地區(qū)與城鎮(zhèn)地區(qū)的聯(lián)系，從而推動農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。

（1）城鎮(zhèn)化水平（city）

2.數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2019 年我國30 個省、市、自治區(qū)（不含西藏）的相關(guān)數(shù)據(jù)，所涉及變量指標的原始數(shù)據(jù)源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒，個別缺失數(shù)據(jù)采用插值法處理。

四、實證分析

結(jié)合前文構(gòu)建的指標體系和模型，分別測算農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興綜合評價指數(shù)，計算兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度，深入分析耦合協(xié)調(diào)度的影響因素及其溢出效應。

（一）農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興綜合評價指數(shù)結(jié)果分析

運用熵值法分別對表1 和表2 中的農(nóng)村基本公共服務（U

）及鄉(xiāng)村振興（U

）綜合評價指數(shù)進行測算，并通過圖2 呈現(xiàn)2010—2019 年我國農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興綜合評價指數(shù)的水平。 總體上，我國農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的綜合評價指數(shù)在2010—2019 年間均呈明顯增長趨勢：農(nóng)村基本公共服務的綜合評價指數(shù)從0.307 4 增至0.544 6，增幅為77.16%；鄉(xiāng)村振興的綜合評價指數(shù)由0.211 1 增長到0.395 2，增幅為87.21%，大于農(nóng)村基本公共服務綜合評價指數(shù)增幅。 2010—2019 年，農(nóng)村基本公共服務的綜合評價指數(shù)均高于鄉(xiāng)村振興的綜合評價指數(shù)，表明我國鄉(xiāng)村振興發(fā)展相對滯后于農(nóng)村基本公共服務的發(fā)展。

老道想了想，虛張聲勢地說道：“平日里常積善緣，廣施陰德，或可在三五年內(nèi)破解此難。若是要快，就只能倚仗驅(qū)穢避邪之物了?！?/p>

（二）農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度分析

借助耦合協(xié)調(diào)度模型，測算出2010—2019 年我國農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩個系統(tǒng)的耦合度（C）、協(xié)調(diào)度（T），并最終計算出兩個系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度（D）（表5）。 從時序演變來看（圖3），2010—2019 年我國農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)度由0.498 4 提升至0.677 9，增幅為36.02%。 研究期內(nèi)，東部地區(qū)兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度高于全國水平，從0.541 9增長到0.704 0， 增幅為29.91%，2013 年東部地區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展達到輕度協(xié)調(diào)水平，2019 年進入中度協(xié)調(diào)發(fā)展階段。 2010—2019 年間，中、西部農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)度低于全國平均值。 2010—2016 年中部地區(qū)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度高于西部地區(qū)，其中2013 年、2014 年和2016 年中、西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度趨同，2017 年中、西部耦合協(xié)調(diào)度相等，均為0.615 0。 2018—2019 年西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度則高于中部地區(qū)，這表明西部地區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展水平反超中部地區(qū)。

本文采用替換變量法來對主回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。 鑒于現(xiàn)有研究中部分學者用人均財政支農(nóng)支出衡量財政支農(nóng)水平，因此使用該計算方法來替換原有的財政支農(nóng)水平指標，其他變量保持不變，分別對全國整體、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的結(jié)果進行檢驗，面板Tobit 回歸結(jié)果見表11。

整體上來看，全國30 個省市區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度呈增長趨勢，且東部地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度總是高于中、西部地區(qū)。 2010 年，我國各地區(qū)農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度普遍較低，均值為0.498 4，呈現(xiàn)出4 個主要的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展階段。 僅貴州處于輕度失調(diào)階段，其耦合協(xié)調(diào)度為0.370 1，分布在西部地區(qū)。 有17 個省市處于邊緣失調(diào)階段，主要集中在中部和西部地區(qū)。 天津、江蘇、浙江、福建、山東、海南、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江和新疆共10 個省市處于初級協(xié)調(diào)階段，主要分布于東部和中部地區(qū)。 北京和上海的耦合協(xié)調(diào)度分別為0.656 0 和0.683 8，已經(jīng)進入輕度協(xié)調(diào)階段。 2015 年，全國耦合協(xié)調(diào)度均值為0.601 6，與2010 年相比增幅為20.71%，總體呈現(xiàn)三個耦合協(xié)調(diào)發(fā)展階段。 30 個省、市和自治區(qū)均已處于協(xié)調(diào)發(fā)展階段，其中，17 個省市已經(jīng)步入初級協(xié)調(diào)階段，主要分布于中部和西部地區(qū)。11 個省市處于輕度協(xié)調(diào)發(fā)展階段，主要分布在東部和中部地區(qū)，西部地區(qū)僅有新疆進入輕度協(xié)調(diào)發(fā)展階段。 北京和上海進入到中度協(xié)調(diào)發(fā)展階段。2019 年，全國農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度均值水平為0.677 9，與2015 年相比增幅不大。上海的耦合協(xié)調(diào)度最高，為0.819 6，達到良好協(xié)調(diào)發(fā)展階段。東部地區(qū)的北京、天津、江蘇、浙江和中部地區(qū)的內(nèi)蒙古及西部地區(qū)的新疆進入中度協(xié)調(diào)發(fā)展階段。其余23 個省市均處于輕度協(xié)調(diào)發(fā)展階段。

（三）面板Tobit 回歸和面板門檻回歸結(jié)果分析

1.總體回歸

本文首先采用VIF 檢驗以考察解釋變量間是否存在多重共線性，結(jié)果如表6 所示。各個解釋變量的VIF 值均小于10，表明其不存在多重共線性。

運用Stata 16 進行面板門檻效應檢驗并估計門檻值，對面板Tobit 模型進行LR 檢驗。

將城鎮(zhèn)化水平（city）作為門檻變量，采用Bootstrap 法抽樣500 次，依次對單一門檻、雙重門檻和三重門檻效應進行檢驗，結(jié)果見表7。 由檢驗結(jié)果可知，單一門檻和雙重門檻效應檢驗的P 值均小于0.05，在5%的顯著性水平下顯著，而三重門檻效應的P 值不顯著，表明城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度存在雙重門檻效應的非線性影響。

滴滴是最有野心的那個巨頭。在滴滴和其背后的騰訊的推動下，ofo和摩拜開始被資本“催婚”。但是，大家都沒想到，年輕的戴威竟然如此倔強，還有他手中的一票否決權(quán)，最終改變了很多人的命運。

基于雙重門檻效應，進一步對門檻值進行估計（見表8），得出城鎮(zhèn)化水平變量第一個門檻值為0.673 5，第二個門檻值為0.826 4，95%的置信區(qū)間分別為［0.670 3，0.673 7］和［0.821 4，0.829 3］。

面板Tobit 回歸的LR 檢驗P 值為0，因此拒絕“使用面板Tobit 模型”的原假設，選用隨機效應面板Tobit 模型進行回歸分析。 面板Tobit 模型和面板門檻模型回歸結(jié)果見表9。

由面板Tobit 回歸結(jié)果可知，從全國整體的回歸結(jié)果來看，一是城鎮(zhèn)化水平（city）。 城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)為0.453，并且通過1%的顯著性水平檢驗。 城鎮(zhèn)化水平的提高有利于推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展，城鎮(zhèn)化水平越高，則以城帶鄉(xiāng)發(fā)展能力越強，對于農(nóng)村經(jīng)濟、社會、文化和生態(tài)等方面產(chǎn)生積極作用，從而推動農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。 二是經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdp）。經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸系數(shù)為0.116，且通過1%的顯著性水平檢驗。這表明經(jīng)濟發(fā)展水平會對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生重要影響。 一般情況下，一地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，則會更為重視推動農(nóng)村的發(fā)展，有利于各類資源分配到農(nóng)村，對改善農(nóng)村基本公共服務產(chǎn)生積極作用，從而促進農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。 三是財政支農(nóng)水平（exp）。 財政支農(nóng)水平的回歸系數(shù)顯著為正，這說明其對兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生顯著正向影響。 財政支農(nóng)水平越高，表明財政支出中用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的支出越多，利于農(nóng)村基本公共服務的改善和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進，從而推動二者耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。 四是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（lnagr）。 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的回歸系數(shù)為-0.001 68，但其回歸結(jié)果并不顯著。 由此，從全國整體范圍來看，農(nóng)村生產(chǎn)效率并未對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生顯著影響。五是人力資本（edu）。人力資本的回歸系數(shù)為0.673，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明人力資本對兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著的正向作用。 一般來說，農(nóng)村人力資本的提升，利于改善農(nóng)村基本公共服務的質(zhì)量，對推動農(nóng)村整體發(fā)展有促進作用，從而對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生重要影響。六是交通便捷程度（lntra）。交通便捷程度的回歸系數(shù)顯著為正，這表明在一般情況下，交通便捷程度會對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著的正向影響。 一方面，交通便捷程度越高，越利于城鎮(zhèn)中的各種商品和服務涌入農(nóng)村，增加農(nóng)村基本公共服務供給和改善其質(zhì)量；另一方面，交通越便捷，也越利于農(nóng)村的各種農(nóng)產(chǎn)品輸出到城鎮(zhèn)中，加強了城鄉(xiāng)之間的聯(lián)系，推動了農(nóng)村的發(fā)展。 由此看來，交通便捷程度越高越利于推動農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。

由面板門檻回歸結(jié)果可知，將城鎮(zhèn)化水平作為門檻變量，當城鎮(zhèn)化水平小于0.673 5 時，城鎮(zhèn)化水平的作用系數(shù)為0.539 且在1%的水平下顯著； 當城鎮(zhèn)化水平在0.673 5 和0.826 4之間時，其作用系數(shù)為0.588 且在1%的水平下顯著，當城鎮(zhèn)化水平高于0.826 4 時，其作用系數(shù)為0.683 且在1%的水平下顯著。這表示城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度的提升存在顯著的推動作用，且越過第一、第二個門檻值后推動作用依次加強。經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)水平、人力資本和交通便捷程度的回歸結(jié)果與面板Tobit 回歸結(jié)果保持一致，均對耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著的正向影響；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響并不顯著。

[4][5]詹姆斯·湯普森：《行動中的組織——行政理論的社會科學基礎》，敬乂嘉譯，上海：世紀出版集團、上海人民出版社，2007年，第171-179頁。

2.三大區(qū)域回歸

為進一步探究各影響因素是否存在區(qū)域異質(zhì)性， 對東部、 中部和西部三大區(qū)域進行面板Tobit 回歸分析。 回歸結(jié)果見表10。

從東、中、西部三大區(qū)域回歸結(jié)果來看，一是城鎮(zhèn)化水平（city）方面。 東、中和西部三大區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平回歸結(jié)果顯著為正，與全國整體的估計結(jié)果一致，說明三大區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平對耦合協(xié)調(diào)度都會產(chǎn)生顯著的正向作用。 回歸系數(shù)呈中部、西部和東部地區(qū)遞減趨勢，表明城鎮(zhèn)化水平對中部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的作用效果更為明顯，西部地區(qū)次之，而東部地區(qū)較弱。 原因可能在于城鎮(zhèn)化水平的提升對中部地區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生了更多的邊際效應，更有力地推動了兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展；東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平本就高于其他地區(qū)， 因此東部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的提升對兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生的邊際效應小于中、西部地區(qū)。 二是經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdp）。 東、中和西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平回歸系數(shù)都為正值，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明東、中和西部三大區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平都對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著正向影響。 與此同時，可以發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)的大小呈西部、東部和中部依次遞減的趨勢，說明經(jīng)濟發(fā)展水平對西部地區(qū)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的作用效果最為明顯，東部地區(qū)次之，對中部地區(qū)相對較弱。 因此，中部地區(qū)應進一步提升經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量，將經(jīng)濟發(fā)展的成果惠及農(nóng)村地區(qū)，加強經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的正向作用。三是財政支農(nóng)水平（exp）。中部和西部地區(qū)的財政支農(nóng)水平回歸系數(shù)顯著為正，這表明財政支農(nóng)水平對中、西部地區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著的正向作用。財政支農(nóng)水平對東部地區(qū)的正向作用不顯著，原因可能在于：東部地區(qū)財政支農(nóng)水平較低，即財政支出中用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村的支出比重較低，因此財政支農(nóng)水平對兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度作用不顯著。 四是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（lnagr）。 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對中部地區(qū)的作用都顯著為正，表明中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率會對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向作用。 東、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的回歸結(jié)果顯著為負，說明東、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率反而對兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著的負向影響，原因可能在于：東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)機械化程度較高，而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高的同時，給農(nóng)村的土壤、空氣等生態(tài)環(huán)境等帶來了一定程度的破壞，因此反而不利于農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展；而西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率較低，抑制兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。 五是人力資本（edu）。 東、中部地區(qū)的人力資本回歸系數(shù)為正值，且分別通過1%和10%的顯著性水平檢驗，與全國整體的估計結(jié)果一致，說明東、中部的人力資本對兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著的正向作用。 人力資本對西部地區(qū)的作用不顯著，因此西部區(qū)域應提升農(nóng)村人力資本以改善農(nóng)村基本公共服務和推動鄉(xiāng)村振興的發(fā)展，由此充分發(fā)揮人力資本對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的積極作用。 六是交通便捷程度（lntra）。 東、中和西部地區(qū)的交通便捷程度回歸結(jié)果都顯著為正，與全國整體回歸結(jié)果一致，說明三大區(qū)域的交通便捷程度越高，則兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度越高。

3.穩(wěn)健性檢驗

基于ArcGIS 空間可視化分析和耦合協(xié)調(diào)度的等級類型劃分標準，本文分別展示2010 年、2015年和2019 年全國30 個地區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度的空間變化（見圖4）。

(2)①有機碳的脫除率受兩個因素的共同影響:一方面,溫度越高,反應速率越快,在相同投料比、相同反應時間內(nèi),有機碳的脫除率越高;另一方面,溫度升高可使較多的H2O2分解,氧化劑的量減少,使得有機碳的脫除率降低。80℃后,H2O2分解對有機碳脫除率的影響超過了溫度升高的影響,導致脫除率逐漸降低。

從全國來看，城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)水平、人力資本和交通便捷程度的回歸系數(shù)為正，且都在1%的水平下顯著，相較于主回歸結(jié)果，只是回歸系數(shù)大小發(fā)生變動。 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的回歸系數(shù)不顯著，也與主回歸保持一致。 從三大區(qū)域來看，東部、中部和西部地區(qū)的穩(wěn)健性檢驗，僅個別變量的顯著性有所變動，回歸系數(shù)的方向幾乎未變，所得結(jié)論幾乎與主回歸結(jié)果保持一致。 由此看來，主回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

專職隊伍不斷精壯，培育活力。省公司設置專職紀委書記，監(jiān)察部專職紀檢人員從2016年年初的5人擴充到14人，每個市州分公司都有3～4名專職紀檢人員， 6個較大的縣分公司配備了專職人員，其他縣分公司均配備了兼職人員。

（四）空間計量結(jié)果分析

在進行空間面板分析之前，首先進行空間自相關(guān)檢驗，Moran’s I 指數(shù)計算結(jié)果見表12。根據(jù)檢驗結(jié)果顯示，研究期內(nèi)農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度的Moran’s I 指數(shù)值均大于0，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度存在明顯的空間相關(guān)性。

農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興兩大系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度在0～1 之間，被解釋變量為受限因變量， 因此本文采用面板Tobit 模型研究農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素。 該模型設定為：

在LM 檢驗中，SEM 模型的LM 和RobustLM 檢驗P 值分別為0.003 和0.001，均通過1%的顯著性水平檢驗，表明應拒絕“無空間自相關(guān)”的原假設；SAR 模型的LM 檢驗P 值（0.101）不顯著，但RobustLM 檢驗的P 值（0.015）顯著。 這些結(jié)果都說明應進行空間計量分析，但仍需進一步通過LR 檢驗和Wald 檢驗以選擇恰當?shù)目臻g面板模型。

在LR 檢驗和Wald 檢驗中，SAR 模型LR 檢驗和Wald 檢驗的P 值分別為0.000 4 和0.000 3，通過1%的顯著性水平檢驗，拒絕“SDM 模型能退化為SAR 模型”的原假設；SEM 模型的LR 檢驗和Wald 檢驗P 值分別為0.000 6 和0.000 4，同樣拒絕“SDM 模型能退化為SEM模型”的原假設，因此本文選擇空間杜賓模型（SDM）進行空間計量分析。

觀察患者的心絞痛發(fā)作情況(發(fā)病次數(shù)及時間),記錄治療前、后24 h動態(tài)心電圖情況,結(jié)合冠心病心絞痛療效標準進行治療效果評價[3],統(tǒng)計兩組患者不良反應發(fā)生率。

長期來，語文教師已經(jīng)形成了“點滴不漏”的“全景式”施教的教學思維與教學習慣，他們生怕自己的一點小疏忽會造成學生的大損失，于是用自己的“扎實”與“勤奮”對文本進行著詳盡的解讀，并從字詞句篇到語修邏文對學生進行周全的訓練，使語文課堂教學不但沒有“瘦身”，而且更加“肥胖”，致使一篇優(yōu)美的文章常常被肢解得支離破碎，學生失去了閱讀的興趣。為此，我們需要從沒有主次、雜亂無章的教學狀態(tài)中解放出來，還語文教學簡約而又本真的面目，彰顯課堂的高效性。

在Hausman 檢驗中，統(tǒng)計量chi2(6)的值為79.19，其P 值為0 小于0.1，因此選用固定效應模型。在輸出SDM 模型的個體固定效應、時間固定效應及個體和時間雙固定效應的結(jié)果后，發(fā)現(xiàn)時間固定效應的R2（0.849 6）大于個體固定效應（0.772 7）和個體時間雙固定效應（0.741 8），且log-likelihood 為670.518 5，說明時間固定效應模型的擬合度和可信度較高，因此選擇時間固定效應的空間杜賓模型進行空間溢出效應分析。

1934年中央蘇區(qū)還發(fā)行了“中華蘇維埃共和國借谷證”，面額高的有“伍拾斤”“壹佰斤”，低的只有“捌兩”“玖兩”“拾兩”“拾壹兩”“壹斤”。票面注明“此票專為1934年向群眾借谷充足紅軍給養(yǎng)之用”，還明顯標示“糧食人民委員陳潭秋”及印章（黨的一大代表陳潭秋是我黨我軍的“第一任糧食部長”）。借谷證是根據(jù)當時紅軍戰(zhàn)時流動性很大、經(jīng)常轉(zhuǎn)戰(zhàn)遷移等特征而發(fā)行的糧票。憑此證可以沿途在群眾家吃飯或向當?shù)卣畟}庫、紅軍倉庫、糧食調(diào)劑局、糧食合作社、備荒倉以及群眾借取糧食，然后憑借谷證向政府結(jié)算。其他革命根據(jù)地也都發(fā)行有類似的借谷證、米票、飯票，如1934年閩浙贛省蘇區(qū)發(fā)行的“紅軍飯票”。

便捷成熟的版權(quán)交易系統(tǒng)，應涵蓋展示定價、協(xié)商簽約、交付完成等各環(huán)節(jié)。這樣的系統(tǒng)將大幅縮減交易環(huán)節(jié)、減低交易成本、提升交易效率，并將交易物及協(xié)議標準化和規(guī)范化，同時這種新型的技術(shù)融合必能反向刺激整個行業(yè)，催生相應的產(chǎn)業(yè)革新。

為精確分析各變量的空間效應，用偏微分法進行效應的分解，結(jié)果見表13。

城鎮(zhèn)化水平（city）直接效應估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，間接效應估計系數(shù)不顯著。這表明城鎮(zhèn)化水平的提高會對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生明顯的推動作用，但其對周邊地區(qū)的溢出效應不顯著。 一地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平提高會產(chǎn)生虹吸效應，吸引鄰地資本和勞動等要素集聚到本地，城市發(fā)展成果惠及農(nóng)村，加強城鄉(xiāng)互動，有利于促進本地區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展； 與此同時， 鄰地的資源集聚到本地也抑制了相鄰地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdp）直接效應在1%的水平下顯著為正，間接效應為正但不顯著。 經(jīng)濟發(fā)展水平提高，加深農(nóng)村發(fā)展的重視程度，使得更多的優(yōu)質(zhì)人、財、物資源重新分配到農(nóng)村，對本地農(nóng)村發(fā)展起到支撐作用，促進兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。 但本地經(jīng)濟的發(fā)展未產(chǎn)生空間外溢，說明發(fā)展成果難以惠及周圍地區(qū)。 財政支農(nóng)水平（exp）直接效應在1%的水平下顯著為正，間接效應的估計系數(shù)為正但不顯著。 財政支農(nóng)水平提高，則會給農(nóng)村地區(qū)配置優(yōu)質(zhì)的教育、醫(yī)療和基礎設施等基本公共服務， 同時為農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的發(fā)展直接提供財政保障， 推動本地區(qū)農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展， 但其不會對周邊地區(qū)產(chǎn)生溢出效應。 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率（lnagr）直接效應的估計系數(shù)在1%水平下顯著為負，間接效應估計系數(shù)在1%水平下顯著為正。這說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升會顯著抑制本地區(qū)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展， 而會產(chǎn)生正向的空間溢出效應， 對周邊地區(qū)兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生顯著的推動作用。 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升與機械化程度提高密切相關(guān)，農(nóng)業(yè)機械化會增加本地區(qū)廢氣廢水的排放，破壞生態(tài)環(huán)境，與鄉(xiāng)村“生態(tài)宜居”理念相悖，同時為當?shù)卦黾恿酥挝圬摀?，阻礙了兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展；本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)知識對鄰地產(chǎn)生溢出效應，鄰近農(nóng)村在學習的同時會汲取經(jīng)驗，兼顧農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境保護，從而促進其農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度的提升。人力資本（edu）直接效應和間接效應的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正。 這說明人力資本的提升既對本地兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生直接推動作用，也會對周邊地區(qū)產(chǎn)生顯著的空間溢出效應。 優(yōu)質(zhì)人才流入農(nóng)村，為農(nóng)村帶來先進的知識技術(shù)和管理經(jīng)驗，改善本地區(qū)農(nóng)村基本公共服務的質(zhì)量，助力鄉(xiāng)村振興的發(fā)展，促進兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的提升；人力資本會對周圍地區(qū)產(chǎn)生外溢，在鄰近區(qū)域之間流動，因此能顯著提升鄰地耦合協(xié)調(diào)度。 交通便捷程度（lntra）直接效應估計系數(shù)為正但不顯著，間接效應估計系數(shù)在5%水平下顯著為負。 良好的交通便捷程度會加強城鄉(xiāng)互動，為農(nóng)村地區(qū)輸送人、財、物等資源，但也可能會使得農(nóng)村人口向城市遷移造成農(nóng)村人力資源的流失，因此對本地農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的推動作用并不顯著。 便捷的交通會強化本地區(qū)的優(yōu)勢，吸引周圍地區(qū)的人力和資本流入本地，產(chǎn)生極化效應，抑制鄰地耦合協(xié)調(diào)度的提升。

五、結(jié)論與建議

基于農(nóng)村多維相對貧困視角，本文測算了我國30 個省、市和自治區(qū)的農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)度，并考察了耦合協(xié)調(diào)度的影響因素及其空間溢出效應。本文研究結(jié)論如下。

第一，基于我國省域?qū)用娴拿姘錞obit 和面板門檻回歸，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)水平、人力資本和交通便捷程度都會對農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生顯著的推動作用。 核心解釋變量城鎮(zhèn)化水平對耦合協(xié)調(diào)度存在雙重門檻效應的非線性影響。 第二，從東、中和西部三大區(qū)域分析來看，各影響因素存在明顯的異質(zhì)性。 城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平和交通便捷程度對三大區(qū)域耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生顯著推動作用；財政支農(nóng)水平明顯促進中、西部地區(qū)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度的提升，對東部地區(qū)的影響不顯著；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率顯著抑制東部和西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度提升，明顯推動中部地區(qū)農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展；人力資本顯著促進東部和中部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度提升，但對西部地區(qū)無顯著影響。 第三，由空間計量分析可知，城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平和財政支農(nóng)水平對本地區(qū)兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生顯著的正向直接效應，對周圍地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的間接效應不顯著；人力資本對本地區(qū)和相鄰地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的提升有顯著的促進作用；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對本地耦合協(xié)調(diào)度有顯著的負向直接效應，對周邊地區(qū)產(chǎn)生明顯的正向溢出效應；交通便捷程度的直接效應不顯著，對鄰地產(chǎn)生明顯的負向溢出效應。

基于上述研究結(jié)論，提出以下對策建議：

首先，提高城鎮(zhèn)化水平，加強城鄉(xiāng)互動，以城促鄉(xiāng)推動農(nóng)村地區(qū)發(fā)展。與城市相比，農(nóng)村地區(qū)存在多維相對貧困，其在經(jīng)濟、社會和文化等方面滯后于城市。 因此，在加速城鎮(zhèn)化進程時，要使城市發(fā)展成果惠及農(nóng)村，如：為農(nóng)村地區(qū)添置更加先進的教學設施、組織城鄉(xiāng)醫(yī)生交流專業(yè)技能和經(jīng)驗、將城市先進設備引入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，這些有利于緩解農(nóng)村教育、醫(yī)療、生產(chǎn)等相對貧困，為農(nóng)村地區(qū)發(fā)展注入新動力，促進農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)度的提升。

其次，加強人才的培養(yǎng)，為鄉(xiāng)村發(fā)展輸送更多優(yōu)質(zhì)人才。 重視鄉(xiāng)村教育的發(fā)展，幫助孩子從小培養(yǎng)學習意識，鼓勵農(nóng)村學生進入職業(yè)教育或高等教育，學習專業(yè)知識和技能，并積極鼓勵技術(shù)型和管理型人才投身于鄉(xiāng)村發(fā)展，為農(nóng)村帶來先進的生產(chǎn)經(jīng)驗和管理理念，利于農(nóng)村基本公共服務和鄉(xiāng)村振興的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，提升兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度。

再次，提升交通便捷程度，加強人財物等要素在城鄉(xiāng)之間流動。 修建城鄉(xiāng)間公路，強化城鄉(xiāng)之間互動。 一方面，有利于城市中的資本和勞動等資源流入農(nóng)村，提升農(nóng)村基本公共服務的數(shù)量和質(zhì)量，同時為鄉(xiāng)村振興發(fā)展輸送人、財、物資源；另一方面，有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)品流通到城市，增加農(nóng)民收益，促使基本公共服務的需求增加，有效刺激其供給，同時農(nóng)民將部分收益繼續(xù)投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

最后，增加對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的財政支出，為鄉(xiāng)村發(fā)展提供財政保障。 增加農(nóng)村地區(qū)財政支出，有利于直接增加農(nóng)村基本公共服務的供給數(shù)量及改善其供給質(zhì)量，提升農(nóng)村居民幸福感，同時為農(nóng)業(yè)發(fā)展直接提供支持，促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺，對農(nóng)村基本公共服務與鄉(xiāng)村振興耦合協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生推動作用。

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