創(chuàng)新要素市場(chǎng)化、新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興

張亞軍

（河南財(cái)政金融學(xué)院 馬克思主義學(xué)院，河南 鄭州 450046）

一、引言

《中共中央 國務(wù)院關(guān)于做好2022 年全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)工作的意見》提出，要錨定“三農(nóng)”工作，全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。2022 年3 月，全國兩會(huì)再次特別強(qiáng)調(diào)，要大力推動(dòng)鄉(xiāng)村治理、鄉(xiāng)村建設(shè)、鄉(xiāng)村發(fā)展，促進(jìn)鄉(xiāng)村全面振興。不難發(fā)現(xiàn)，推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略穩(wěn)步實(shí)施已然成為黨和國家新時(shí)期的關(guān)注重點(diǎn)。然而，現(xiàn)階段城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)矛盾突出、要素難以實(shí)現(xiàn)有效流動(dòng)與合理配置，使得市場(chǎng)壁壘高企、公共資源配置不均衡[1]。尤其是技術(shù)、數(shù)據(jù)、人才等創(chuàng)新要素向城市集聚，進(jìn)一步加劇城鄉(xiāng)要素配置失衡。加之受到政策和市場(chǎng)環(huán)境束縛，創(chuàng)新要素入鄉(xiāng)面臨諸多現(xiàn)實(shí)制約，成為影響鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的現(xiàn)實(shí)掣肘。此情形下，加快完善要素市場(chǎng)化配置，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)推動(dòng)鄉(xiāng)村全面振興具有重大實(shí)踐意義。事實(shí)上，加快推進(jìn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化，亦是新時(shí)期助推新型城鎮(zhèn)化邁入全新發(fā)展階段的重要引擎。在快速推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化過程中，創(chuàng)新要素配置漸趨協(xié)調(diào)并逐步實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化發(fā)展，使得城鄉(xiāng)關(guān)系開始扭轉(zhuǎn)，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展開始反哺農(nóng)村。而值得注意的是，新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興的最終目標(biāo)均是大力推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，逐步縮小城鄉(xiāng)差距，扎實(shí)推進(jìn)全民共同富裕。顯然，新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興的核心價(jià)值均是“以人為本”。《2022 年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點(diǎn)任務(wù)》提出，要加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，引導(dǎo)城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施、社會(huì)事業(yè)以及公共服務(wù)向農(nóng)村地區(qū)延伸，持續(xù)鞏固脫貧攻堅(jiān)成果以有效銜接鄉(xiāng)村振興。那么，如何解讀創(chuàng)新要素市場(chǎng)化、新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興三者的關(guān)系？又該如何從創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與新型城鎮(zhèn)化兩方面深刻把握鄉(xiāng)村振興方向？這些問題亟待厘清。

現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)主要集中在以下幾方面。第一，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興。張海鵬等(2018)認(rèn)為，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興是長期過程，應(yīng)構(gòu)筑城鄉(xiāng)統(tǒng)一的公共服務(wù)體系與要素市場(chǎng)，從而全面開展鄉(xiāng)村振興[2]?？抡涮?2020)提出深入推進(jìn)農(nóng)村生產(chǎn)要素市場(chǎng)化變革，可實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，對(duì)推動(dòng)鄉(xiāng)村振興發(fā)展具有重要意義[3]。劉同山、韓國瑩(2021)指出，提升創(chuàng)新要素使用效率與投入數(shù)量、加速創(chuàng)新要素市場(chǎng)化變革是促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長、助力鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵因素[4]。第二，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與新型城鎮(zhèn)化。文豐安(2020)認(rèn)為只有促進(jìn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化并實(shí)現(xiàn)雙向流動(dòng)，方可實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化、綠色城鎮(zhèn)化，真正驅(qū)動(dòng)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展[5]。趙永平、熊帥(2022)認(rèn)為市場(chǎng)化對(duì)新型城鎮(zhèn)化具有推動(dòng)作用，但具有明顯區(qū)域性，可通過創(chuàng)新要素市場(chǎng)化發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚功能，助推新型城鎮(zhèn)化建設(shè)[6]。第三，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化、新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興。馮丹萌、孫鳴鳳(2020)從美國、日本、歐洲三大地區(qū)經(jīng)驗(yàn)出發(fā)，提出推進(jìn)中國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與鄉(xiāng)村振興應(yīng)從完善創(chuàng)新要素市場(chǎng)化配置視角推進(jìn)，緩解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)矛盾[7]。葉超、于潔(2020)認(rèn)為，要實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)融合應(yīng)驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新要素合理配置，結(jié)合新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興兩大戰(zhàn)略，創(chuàng)新中國城鄉(xiāng)共治新格局[8]。

綜上，已有創(chuàng)新要素市場(chǎng)化影響鄉(xiāng)村振興的相關(guān)研究多以定性分析為主，鮮有文獻(xiàn)展開定量分析，且關(guān)于創(chuàng)新要素市場(chǎng)化、新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興的關(guān)系尚未形成明顯傳導(dǎo)機(jī)制理論。文章認(rèn)為，在新型城鎮(zhèn)化過程中，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化發(fā)展能推動(dòng)城鄉(xiāng)要素合理配置、實(shí)現(xiàn)要素雙向流動(dòng)，有效促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。故立足新型城鎮(zhèn)化，從地區(qū)層面考察創(chuàng)新要素市場(chǎng)化影響鄉(xiāng)村振興的作用機(jī)制，并檢驗(yàn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響是否會(huì)因新型城鎮(zhèn)化水平不同而發(fā)生變化。文章邊際價(jià)值主要有：基于創(chuàng)新元素市場(chǎng)化存在的“外部性”問題，對(duì)新型城鎮(zhèn)化在創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興之間的中介作用展開探討；將微觀機(jī)制分析上升到中觀層面的實(shí)證分析，探究地區(qū)層面創(chuàng)新要素市場(chǎng)化能否有效推動(dòng)地區(qū)新型城鎮(zhèn)化，進(jìn)而促進(jìn)鄉(xiāng)村全面振興；分析新型城鎮(zhèn)化在創(chuàng)新要素市場(chǎng)化和鄉(xiāng)村振興之間的門檻效應(yīng)，以補(bǔ)充相關(guān)領(lǐng)域研究。

二、研究設(shè)計(jì)

1. 研究假設(shè)

全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的核心要義在于激活要素市場(chǎng)，加快推進(jìn)要素市場(chǎng)化改革。十九屆四中全會(huì)中提出要打造更為完善的要素市場(chǎng)化配置機(jī)制，推動(dòng)市場(chǎng)化改革，打破要素流動(dòng)的機(jī)制體制障礙，實(shí)現(xiàn)要素自主流動(dòng)與高效配置。數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，推進(jìn)鄉(xiāng)村振興不再僅局限于土地、資本等傳統(tǒng)要素市場(chǎng)化，而是強(qiáng)調(diào)數(shù)據(jù)、技術(shù)等創(chuàng)新要素市場(chǎng)化。伴隨創(chuàng)新要素市場(chǎng)化深入推進(jìn)，技術(shù)、數(shù)據(jù)、人才等創(chuàng)新要素逐步向農(nóng)村地區(qū)流動(dòng)和集聚，有效緩解農(nóng)村地區(qū)要素短缺和城鄉(xiāng)要素配置失衡問題，推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[9]。由此，農(nóng)村地區(qū)逐步實(shí)現(xiàn)由技術(shù)創(chuàng)新向制度創(chuàng)新轉(zhuǎn)變的全要素生產(chǎn)率提升，可助推農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展與鄉(xiāng)村振興全面實(shí)施。

改革開放以來，中國邁向城鎮(zhèn)化快速發(fā)展階段，每年有大量農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)進(jìn)行遷移，與之相關(guān)聯(lián)的是要素流動(dòng)配置需求增強(qiáng)[10]。隨著創(chuàng)新要素市場(chǎng)化逐步推進(jìn)，技術(shù)、數(shù)據(jù)、人才等要素開始向農(nóng)村地區(qū)集聚，打破農(nóng)村地區(qū)要素短缺的長期困局，加快推動(dòng)土地、勞動(dòng)力、資本等要素合理配置。此過程中，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)壁壘逐步消弭，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，推動(dòng)公共資源、人才、數(shù)據(jù)等創(chuàng)新要素合理配置，加快公共服務(wù)均等化和新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，進(jìn)而釋放更大發(fā)展?jié)摿εc紅利。同時(shí)，更多城鎮(zhèn)公共服務(wù)向農(nóng)村地區(qū)延伸，逐步縮小城鄉(xiāng)居民間收入差距，為加快鄉(xiāng)村振興步伐提供有力支持。根據(jù)上述分析，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化不僅能夠直接促進(jìn)鄉(xiāng)村振興，還能夠通過影響新型城鎮(zhèn)化推動(dòng)鄉(xiāng)村振興。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：創(chuàng)新要素市場(chǎng)化可通過新型城鎮(zhèn)化影響鄉(xiāng)村振興。

創(chuàng)新要素市場(chǎng)化通過新型城鎮(zhèn)化影響鄉(xiāng)村振興存在兩條渠道，即驅(qū)動(dòng)渠道和抑制渠道。其中，驅(qū)動(dòng)渠道主要是創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的“放管服”帶來的“牽引效應(yīng)”發(fā)揮作用：首先，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的關(guān)鍵在于深化政府管理體制變革，降低政府對(duì)創(chuàng)新資源配置的行政干預(yù)[11]；其次，政府不斷放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，激活創(chuàng)新要素新動(dòng)能，輔以合理的行政監(jiān)管，助推城鄉(xiāng)要素雙向流動(dòng)，為新型城鎮(zhèn)化發(fā)展奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)；最后，伴隨新型城鎮(zhèn)化建設(shè)持續(xù)深入，城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)不斷向鄉(xiāng)村延伸，促使鄉(xiāng)村振興實(shí)現(xiàn)提質(zhì)增效。抑制渠道主要是創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的“溫水效應(yīng)”發(fā)揮作用：“放管服”政策的落實(shí)為各類主體進(jìn)入市場(chǎng)創(chuàng)造良好條件，有效推動(dòng)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化進(jìn)程。但與此同時(shí)，政府對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)秩序的維護(hù)與監(jiān)管力度減輕，由此產(chǎn)生的“溫水效應(yīng)”導(dǎo)致創(chuàng)新要素市場(chǎng)不公平競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象凸顯。這致使新型城鎮(zhèn)化建設(shè)緩慢，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、公共服務(wù)更新迭代遲滯，不利于鄉(xiāng)村振興有效實(shí)施。那么，在創(chuàng)新要素市場(chǎng)化通過新型城鎮(zhèn)化影響鄉(xiāng)村振興過程中，究竟“牽引效應(yīng)”與“溫水效應(yīng)”哪個(gè)作用效果更強(qiáng)？文章認(rèn)為這與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)情況直接相關(guān)。若某一地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)效果較好，說明城鄉(xiāng)要素配置較為合理。此時(shí)，政府部門可更好發(fā)揮“放管服”效應(yīng)，從而促進(jìn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化，驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興。若某地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)效果較為一般，城鄉(xiāng)要素配置不均衡，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化滯后，不利于鄉(xiāng)村振興有效實(shí)施?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H2：創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的作用效果會(huì)受到新型城鎮(zhèn)化門檻效應(yīng)的影響。

在推進(jìn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化進(jìn)程中，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的作用可能長期存在。從微觀層面看，農(nóng)村地區(qū)發(fā)展并非一成不變，而是存在不穩(wěn)定變動(dòng)。當(dāng)農(nóng)村由于生產(chǎn)要素單行流向城市而嚴(yán)重“失血”時(shí)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)于暢通城鄉(xiāng)人才流動(dòng)具有促進(jìn)作用，并長期推動(dòng)人口流動(dòng)處于均衡狀態(tài)，有助于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施[12]。從宏觀層面看，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化可引導(dǎo)各類要素向農(nóng)村地區(qū)集聚，暢通城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)循環(huán)、振興鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)農(nóng)民收入水平長期保持提升狀態(tài)，助推鄉(xiāng)村振興有效實(shí)施。因此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用具有長期性。

2. 變量設(shè)置與數(shù)據(jù)處理

（1） 被解釋變量

鄉(xiāng)村振興水平(RV)：現(xiàn)有度量鄉(xiāng)村振興水平的方法多以構(gòu)建評(píng)價(jià)指標(biāo)體系為主。結(jié)合現(xiàn)階段對(duì)鄉(xiāng)村振興水平的測(cè)度研究及數(shù)據(jù)可獲取性，以鄉(xiāng)村振興總要求為立足點(diǎn)，構(gòu)建生活富裕、鄉(xiāng)風(fēng)文明、生態(tài)宜居、產(chǎn)業(yè)興旺、治理有效五維度指標(biāo)。其中，生活富裕運(yùn)用農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村居民最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)、村通公路占比、農(nóng)村信息技術(shù)設(shè)施覆蓋率、鋪設(shè)路燈的村莊占比指標(biāo)衡量。鄉(xiāng)風(fēng)文明借助義務(wù)教育鞏固率、發(fā)展業(yè)務(wù)文化組織的鄉(xiāng)村占比、有體育健身場(chǎng)所的鄉(xiāng)村占比、農(nóng)村居民教育文化娛樂支出占比指標(biāo)衡量。生態(tài)宜居利用農(nóng)作物秸稈綜合利用率、村莊綠化覆蓋率、化肥施用強(qiáng)度、農(nóng)村生活污水達(dá)標(biāo)處理率、自來水凈化處理率、農(nóng)村廁所衛(wèi)生普及率指標(biāo)代替。產(chǎn)業(yè)興旺采用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、土地生產(chǎn)率、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)作物耕種收綜合機(jī)械化率、農(nóng)村電商數(shù)據(jù)指標(biāo)度量。治理有效使用村莊規(guī)劃管理覆蓋率、集體經(jīng)濟(jì)強(qiáng)村占比、有村規(guī)民約的鄉(xiāng)村占比、村民監(jiān)督委員會(huì)覆蓋率指標(biāo)代替。借鑒牛文浩等(2021)[13]的方法，運(yùn)用熵權(quán)法對(duì)各指標(biāo)權(quán)重進(jìn)行計(jì)算，得到鄉(xiāng)村振興綜合發(fā)展指數(shù)，此處僅展現(xiàn)全國層面及四大地區(qū)測(cè)算結(jié)果（圖1）。

圖1 鄉(xiāng)村振興綜合發(fā)展指數(shù)

（2） 解釋變量

創(chuàng)新要素市場(chǎng)化(MIF)：借鑒已有研究[14]，結(jié)合《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場(chǎng)化配置體制機(jī)制的意見》對(duì)生產(chǎn)要素范疇的闡述，以人才要素市場(chǎng)化、技術(shù)要素市場(chǎng)化、資本要素市場(chǎng)化、環(huán)境要素市場(chǎng)化四個(gè)維度衡量創(chuàng)新要素市場(chǎng)化。人才要素市場(chǎng)化借由每萬人就業(yè)人中律師人數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、公職人員占總從業(yè)人員比重指標(biāo)衡量。技術(shù)要素市場(chǎng)化運(yùn)用交易合同金額、企業(yè)專利授權(quán)人均數(shù)、新產(chǎn)品銷售收入指標(biāo)衡量。資本要素市場(chǎng)化利用研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入水平、政府對(duì)國有企業(yè)的投資、股票市場(chǎng)價(jià)值總和、外商直接投資水平、金融機(jī)構(gòu)存貸款水平指標(biāo)度量。環(huán)境要素市場(chǎng)化使用土地出讓收入、法律法規(guī)完善程度、工業(yè)用地的市場(chǎng)實(shí)際成交價(jià)指標(biāo)代替。使用熵權(quán)法對(duì)各指標(biāo)權(quán)重進(jìn)行計(jì)算，得到創(chuàng)新要素市場(chǎng)化綜合發(fā)展指數(shù)。

（3） 中介變量及門檻變量

新型城鎮(zhèn)化(NU)： 《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》首次將城鎮(zhèn)化率劃分為戶籍人口城鎮(zhèn)化率及常住人口城鎮(zhèn)化率。而2022 年政府工作報(bào)告指出，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)需注重提升戶籍人口城鎮(zhèn)化率。所以，文章選擇戶籍人口城鎮(zhèn)化率來衡量新型城鎮(zhèn)化。

（4） 控制變量

政府支持度(Gos)：政府支持程度對(duì)鄉(xiāng)村振興發(fā)展具有重要意義，以政府在農(nóng)村地區(qū)實(shí)際財(cái)政支出度量；自然資源(Nar)：自然資源是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要條件，選取年均降水量進(jìn)行度量；教育水平(Edu)：教育能夠?yàn)槲拿鬣l(xiāng)風(fēng)建設(shè)與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施提供人才支撐，使用農(nóng)村高中學(xué)歷人口數(shù)占農(nóng)村總?cè)丝诒戎貋肀硎荆恍畔⒒潭?Dei)：信息化程度是促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的全新動(dòng)能，故借助農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率來度量；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是鄉(xiāng)村振興發(fā)展的關(guān)鍵基礎(chǔ)，但考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中勞動(dòng)收入份額具有“U”型規(guī)律，對(duì)鄉(xiāng)村振興的作用效果也可能表現(xiàn)為“U”型態(tài)勢(shì)，故選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)及其平方項(xiàng)(GDP2)進(jìn)行衡量。

考慮到西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，且香港、澳門、臺(tái)灣地區(qū)不具有可比較的一般性特征，因此選取全國30 個(gè)省份作為研究對(duì)象。2013 年開始，中國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展步入爆發(fā)增長階段，故選取2013—2020 年作為研究時(shí)段。實(shí)證數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國社會(huì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及生態(tài)環(huán)境公報(bào)。考慮到各指標(biāo)量綱及數(shù)量級(jí)差異將引起實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生誤差，使用離差的標(biāo)準(zhǔn)化對(duì)原始數(shù)據(jù)資料進(jìn)行處理。

3. 計(jì)量模型設(shè)定

（1） 基本模型

在前文理論分析基礎(chǔ)上，借鑒葉胥等(2021)[15]的研究，設(shè)定以下估計(jì)方程以檢驗(yàn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響：

式中，?it代表殘差項(xiàng)；i 代表地區(qū)；t 代表時(shí)間；RVit為t年i 地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平；φi為省份固定效應(yīng)；MIFit代表t 年i地區(qū)的創(chuàng)新要素市場(chǎng)化；β0是常數(shù)項(xiàng)；β 表示創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興影響的總效應(yīng)；μt是時(shí)間固定效應(yīng)。Zit代表相關(guān)控制變量，包含經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)及其平方項(xiàng)(GDP2)、自然資源(Nar)、教育水平(Edu)、信息化程度(Dei)、政府支持度(Gos)。

（2） 中介效應(yīng)模型

理論分析得出，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化通過新型城鎮(zhèn)化促進(jìn)鄉(xiāng)村振興，推測(cè)新型城鎮(zhèn)化可能是創(chuàng)新要素市場(chǎng)化影響鄉(xiāng)村振興的一個(gè)中介。故在式(1)基礎(chǔ)上構(gòu)建以下模型：

式中，NUit代表t 年i 地區(qū)戶籍人口城鎮(zhèn)化率，衡量各地區(qū)新型城鎮(zhèn)化，中介效應(yīng)的大小由δ1?2進(jìn)行度量，并借助其與總效應(yīng)之比衡量中介效應(yīng)的相對(duì)大小。δ0與?0均是模型中的常數(shù)項(xiàng)。

（3） 面板門檻模型

為驗(yàn)證創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用可能會(huì)受到新型城鎮(zhèn)化門檻效應(yīng)的影響，故借助固定效應(yīng)面板門檻模型進(jìn)行估計(jì)，以新型城鎮(zhèn)化為門檻變量，并在式(1)中加入示性函數(shù)，設(shè)立單門檻模型。具體如下：

因新型城鎮(zhèn)化可能潛藏多門檻值，故構(gòu)建多門檻面板模型：

式中，χ 是未知門檻值；NUit表示t 年i 地區(qū)新型城鎮(zhèn)化；I(·)為示性函數(shù)。其中，當(dāng)示性函數(shù)未滿足括號(hào)條件時(shí)，I=0；反之，I=1。

（4） 面板VAR 模型

由于上文模型均采用靜態(tài)回歸分析方法，難以直觀揭示創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興隨時(shí)間的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程，且無法監(jiān)測(cè)二者之間是否具有長期影響。所以，文章構(gòu)建面板VAR 模型：

式中，Bt1表示待估計(jì)系數(shù)矩陣；j 代表滯后階數(shù)；L 則是由(RV，MIF)所構(gòu)成的向量。同時(shí)，考慮到固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板模型為實(shí)證所用模型，滯后回歸項(xiàng)可能與差分項(xiàng)進(jìn)行正交影響結(jié)果，需對(duì)年均值進(jìn)行扣減、向前均值差分，以充分消除時(shí)間、省份固定效應(yīng)。

三、實(shí)證分析

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

將創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)指數(shù)代入模型(1)中，探究創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響（表1）。列(A)通過控制時(shí)間和省份固定效應(yīng)，探究創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響路徑；列(B)在列(A)基礎(chǔ)上加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源兩個(gè)控制變量；列(C)中加入教育水平與信息化程度兩個(gè)控制變量；列(D)則引入所有控制變量。

由表1 可以知悉，隨著創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的深入，鄉(xiāng)村振興水平呈現(xiàn)上漲趨勢(shì)。列(B)～(D)展現(xiàn)出，隨著控制變量漸次引入，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興依然具有促進(jìn)作用，結(jié)果穩(wěn)健性較高。在列(A)中，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著正向促進(jìn)作用。列(D)為創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興影響的總效應(yīng)回歸，結(jié)果顯示創(chuàng)新要素市場(chǎng)化依然對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著促進(jìn)作用，影響系數(shù)為0.2358。這意味著，經(jīng)過式(1)檢驗(yàn)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著正向影響。究其原因在于，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化促使技術(shù)、人才等要素向農(nóng)村地區(qū)集聚，為農(nóng)村生產(chǎn)經(jīng)營注入新鮮“血液”，不斷實(shí)現(xiàn)農(nóng)村基礎(chǔ)資源配置優(yōu)化升級(jí)，進(jìn)而驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興提質(zhì)增效。

表1 創(chuàng)新要素市場(chǎng)對(duì)鄉(xiāng)村振興影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由列(B)～(D)可以看出，隨著控制變量的加入，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化仍正向影響鄉(xiāng)村振興，且影響系數(shù)呈現(xiàn)增大趨勢(shì)。這表明加入這些變量與創(chuàng)新要素市場(chǎng)化驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興存在相關(guān)關(guān)系。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、信息化程度對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響基本在1%水平上顯著。教育水平對(duì)鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生顯著正向影響，在5%水平上顯著。教育為鄉(xiāng)村建設(shè)提供良好人才支撐，是服務(wù)對(duì)接鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要支點(diǎn)。提升教育水平是鞏固教育脫貧攻堅(jiān)成果、振興鄉(xiāng)村教育的重要舉措，對(duì)鄉(xiāng)村振興具有促進(jìn)作用。政府支持度對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著正向作用，在10%水平上顯著。農(nóng)業(yè)具有基礎(chǔ)性、弱質(zhì)性、準(zhǔn)公共性特質(zhì)，需要政府部門財(cái)政補(bǔ)助幫扶。政府融通各項(xiàng)財(cái)政扶持資金、補(bǔ)貼投入至更具優(yōu)勢(shì)的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮制度優(yōu)勢(shì)推動(dòng)各類創(chuàng)新要素與農(nóng)村當(dāng)?shù)匾叵嘟Y(jié)合，促使扶貧工作由“輸血式”向“造血式”創(chuàng)新發(fā)展進(jìn)行轉(zhuǎn)型，助推鄉(xiāng)村振興穩(wěn)步運(yùn)行。在所有控制變量中，自然資源對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響不顯著。究其原因，自然資源雖可借助自身潛在特點(diǎn)而轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，但當(dāng)前中國自然資源轉(zhuǎn)化優(yōu)勢(shì)尚處于探索階段，對(duì)鄉(xiāng)村振興促進(jìn)作用不甚明顯。

2. 傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

為研究新型城鎮(zhèn)化在創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興之間的中介作用，借助層次回歸分析法檢驗(yàn)假設(shè)模型，結(jié)果見表2。列(A)結(jié)果表明，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化可正向影響新型城鎮(zhèn)化，影響系數(shù)為0.0968，且通過10%水平顯著性檢驗(yàn)。列(B)結(jié)果表明，新型城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村振興具有正向促進(jìn)作用，影響系數(shù)為0.5109，在10%水平上顯著。而創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響系數(shù)為0.1905，通過5%顯著性檢驗(yàn)。綜上可知，在創(chuàng)新要素市場(chǎng)化驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的過程中，新型城鎮(zhèn)化起到部分中介作用，這與假設(shè)H1 較為契合。其中，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興影響的總效應(yīng)為0.2358，經(jīng)過新型城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)為0.0453，在總效應(yīng)中所占比重約為19.2%。伴隨創(chuàng)新要素市場(chǎng)化推進(jìn)，促使技術(shù)、人力等創(chuàng)新資本逐漸集聚，加快推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程。此背景之下，城市產(chǎn)業(yè)向鄉(xiāng)村地區(qū)進(jìn)行有序轉(zhuǎn)移與梯度變換，帶動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)打造“一縣一業(yè)”發(fā)展格局，使得農(nóng)村發(fā)展新需求得到有效滿足，助力鄉(xiāng)村振興穩(wěn)步發(fā)展。

表2 新型城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)

3. 面板門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

（1） 門檻值估計(jì)

為進(jìn)一步探析創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的驅(qū)動(dòng)作用是否會(huì)受到新型城鎮(zhèn)化門檻效應(yīng)影響，使用固定效應(yīng)面板門檻模型進(jìn)行實(shí)證分析（表3）?？梢缘弥?，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的驅(qū)動(dòng)作用僅受到新型城鎮(zhèn)化單重門檻的影響，門檻值為0.5012，“自舉抽樣法”的P 值為0.0725，在10%水平上顯著，這一結(jié)果與假設(shè)H2 較為契合。

表3 門檻值估計(jì)結(jié)果

（2） 門檻模型估計(jì)

由于創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的驅(qū)動(dòng)作用受到新型城鎮(zhèn)化單一門檻效應(yīng)影響，故使用固定效應(yīng)面板門檻回歸模型展開進(jìn)一步探究（表4）。

表4 面板門檻回歸結(jié)果（被解釋變量：創(chuàng)新要素市場(chǎng)化）

表4 列(A)為式(4)實(shí)證結(jié)果，說明創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用受到新型城鎮(zhèn)化單重門檻效應(yīng)影響。具言之，當(dāng)新型城鎮(zhèn)化率低于50.12%時(shí)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的作用效果不顯著。當(dāng)各地區(qū)新型城鎮(zhèn)化率高于50.12%時(shí)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響系數(shù)為0.2775，且該系數(shù)在門檻效應(yīng)后通過1%水平顯著性檢驗(yàn)。這說明各地區(qū)新型城鎮(zhèn)化率越高，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興促進(jìn)效應(yīng)顯著性越強(qiáng)。究其原因，新型城鎮(zhèn)化率低的年份或地區(qū)，要素流動(dòng)較為緩慢、要素配置合理性較低，使得創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的驅(qū)動(dòng)作用較弱。此時(shí)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的“溫水效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)地位，難以發(fā)揮創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用。但隨著新型城鎮(zhèn)化率提升，各創(chuàng)新要素城鄉(xiāng)流動(dòng)較為暢通、要素配置較為合理。此時(shí)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化“放管服”帶來的“牽引效應(yīng)”效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，能有效促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效益，助力鄉(xiāng)村振興。

基于門檻回歸結(jié)果，參考范紅忠、陳攀(2017)[16]研究方法，替換解釋變量對(duì)面板門檻模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。使用工業(yè)用地市場(chǎng)實(shí)際成交價(jià)格作為創(chuàng)新要素市場(chǎng)化替換變量，檢驗(yàn)結(jié)果見表4 列(B)?？梢园l(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化替換變量對(duì)鄉(xiāng)村振興的正向促進(jìn)作用受到新型城鎮(zhèn)化單重門檻的影響。當(dāng)工業(yè)用地市場(chǎng)實(shí)際成交價(jià)格較高時(shí)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效應(yīng)顯著增強(qiáng)。再次驗(yàn)證創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的間接傳導(dǎo)機(jī)制與門檻效應(yīng)，亦表明前文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4. 長期效應(yīng)檢驗(yàn)

為探究創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效應(yīng)是否存在長期性，借助式(6)展開實(shí)證分析。第一步，借助ADF-Fisher、IPS、LLC 法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)后使用面板向量自回歸模型(PVAR)進(jìn)行分析。第二步，立足AIC 準(zhǔn)則，對(duì)面板VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，設(shè)定PVAR 滯后階數(shù)為三階，穩(wěn)定性結(jié)果見圖2?？梢钥闯?，所有根模均處于單位圓之中，表明該模型具有較高穩(wěn)定性。

圖2 面板VAR 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

表5 為面板VAR 模型的GMM估計(jì)結(jié)果。列(A)可看出，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的滯后三期對(duì)鄉(xiāng)村振興具有顯著促進(jìn)作用，影響系數(shù)為0.3853，在5%水平上顯著。并且，鄉(xiāng)村振興滯后一期對(duì)鄉(xiāng)村振興影響顯著。以上結(jié)果均可說明，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興存在長期促進(jìn)作用，這與假設(shè)H3 較為契合。

表5 面板向量自回歸結(jié)果

基于上述實(shí)證結(jié)果，為考察創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興的動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系，使用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行實(shí)證分析?？疾炱跒?期，在基期分別設(shè)定一個(gè)單位的RV 和MIF 的脈沖，借助MC方法對(duì)內(nèi)生變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)變化測(cè)度，進(jìn)而得到脈沖關(guān)系，結(jié)果見圖3。由此可知，鄉(xiāng)村振興在脈沖響應(yīng)沖擊下的動(dòng)態(tài)變化即是創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的相對(duì)重要性。一方面，鄉(xiāng)村振興在自身影響下，其沖擊效應(yīng)幅度逐步縮減至0 附近，僅在前3 期表現(xiàn)為正。另一方面，研究期內(nèi)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的沖擊均為正效應(yīng)且顯著，表明創(chuàng)新要素市場(chǎng)化可長期驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興。

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

同時(shí)，借助方差分解法探究在8 期中各指標(biāo)的沖擊反應(yīng)對(duì)指標(biāo)波動(dòng)的方差貢獻(xiàn)率組成，進(jìn)一步清晰刻畫創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興之間的動(dòng)態(tài)影響（表6）。由方差分解結(jié)果可以得知，至第8 期，除自身慣性因素外，在鄉(xiāng)村振興的影響因素中，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的影響力約為29.15%。進(jìn)一步說明創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響隨著時(shí)間變化逐步增大。

表6 面板VAR 模型方差分解結(jié)果

5. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1） 基準(zhǔn)回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到基準(zhǔn)回歸雖已控制時(shí)間、省份效應(yīng)及各類變量，但存在內(nèi)生性問題易發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)。主要原因?yàn)椋浩湟?，?chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興之間可能互為因果，即當(dāng)農(nóng)村發(fā)展較好時(shí)，有可能由于創(chuàng)新要素流動(dòng)而阻礙鄉(xiāng)村振興。其二，可能存在遺漏變量問題，即遺漏同時(shí)與創(chuàng)新要素市場(chǎng)化和鄉(xiāng)村振興都相關(guān)的變量而導(dǎo)致創(chuàng)新要素市場(chǎng)化內(nèi)生性。所以，使用工具變量與替換變量方法對(duì)基準(zhǔn)回歸展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以消除內(nèi)生性問題。

第一步，文章借助工業(yè)用地市場(chǎng)實(shí)際成交價(jià)格代替創(chuàng)新要素市場(chǎng)化綜合指數(shù)，仍通過式(1)重新估計(jì)，結(jié)果見表7。由表7 與表1 進(jìn)行對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)，結(jié)果仍表現(xiàn)為顯著。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第二步，使用工具變量展開兩階段最小二乘回歸估計(jì)。文章選取創(chuàng)新要素市場(chǎng)化綜合評(píng)價(jià)指數(shù)的一階滯后項(xiàng)作為創(chuàng)新要素市場(chǎng)化的工具變量（表8）。選取該工具變量的理由在于，一是滯后變量與當(dāng)前期擾動(dòng)項(xiàng)之間不具有相關(guān)性；二是內(nèi)生解釋變量及其滯后變量之間具有相關(guān)性。而后，引入城鄉(xiāng)收入差距作為另一個(gè)工具變量。

表8 中列(A)將創(chuàng)新要素市場(chǎng)化指標(biāo)滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行估計(jì)，可以得知?jiǎng)?chuàng)新要素市場(chǎng)化滯后項(xiàng)顯著影響鄉(xiāng)村振興水平，工具變量方法估計(jì)的創(chuàng)新要素市場(chǎng)化指標(biāo)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響系數(shù)為0.7586。列(B)工具變量為創(chuàng)新要素市場(chǎng)化滯后項(xiàng)與城鄉(xiāng)收入差距，而列(C)工具變量為創(chuàng)新要素市場(chǎng)化滯后項(xiàng)與城鄉(xiāng)收入差距滯后項(xiàng)。可以得知，城鄉(xiāng)收入差距越小即創(chuàng)新要素市場(chǎng)化程度愈深，鄉(xiāng)村振興水平提升愈快，這表明各工具變量估計(jì)均具有強(qiáng)烈一致性。就數(shù)值來看，表8 中列(A)～(C)均高于表1 中固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。

表8 帶工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)

（2） 長期效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

文章再次探析創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興水平的影響隨時(shí)間變動(dòng)的情況，以檢驗(yàn)創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的長期性?；诒? 列(D)結(jié)果，加入創(chuàng)新要素市場(chǎng)化指標(biāo)與各年份的交叉項(xiàng)，并以創(chuàng)新要素市場(chǎng)化指標(biāo)與2013 年交叉項(xiàng)作為檢驗(yàn)的參照變量（表9）。結(jié)果表明，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的作用效果隨著時(shí)間漸趨增強(qiáng)，且具有長期性，這一結(jié)果再次驗(yàn)證假設(shè)H3。

表9 創(chuàng)新要素市場(chǎng)化影響隨年份變動(dòng)估計(jì)

四、結(jié)論與政策建議

1. 結(jié)論

文章從省級(jí)層面首先考察了創(chuàng)新要素市場(chǎng)化通過新型城鎮(zhèn)化影響鄉(xiāng)村振興的傳導(dǎo)機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上研究創(chuàng)新要素市場(chǎng)化驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興受到新型城鎮(zhèn)化的門檻效應(yīng)。結(jié)果表明：創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興具有正向促進(jìn)作用，且新型城鎮(zhèn)化在創(chuàng)新要素市場(chǎng)化與鄉(xiāng)村振興之間具有中介作用，其中介效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比重約為19.2%；創(chuàng)新要素市場(chǎng)化對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效應(yīng)受到新型城鎮(zhèn)化單一門檻效應(yīng)的影響，門檻值為50.12%。當(dāng)新型城鎮(zhèn)化率超過門檻值時(shí)，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化“牽引效應(yīng)”更強(qiáng)烈，對(duì)鄉(xiāng)村振興驅(qū)動(dòng)作用有所增強(qiáng)；創(chuàng)新要素市場(chǎng)化驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興的作用效果隨時(shí)間漸趨增強(qiáng)，具有長期性。

2. 政策建議

第一，全面激活創(chuàng)新要素市場(chǎng)，暢通城鄉(xiāng)要素流動(dòng)渠道。上述研究結(jié)果表明，創(chuàng)新要素市場(chǎng)化可驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略穩(wěn)步實(shí)施，故應(yīng)進(jìn)一步從要素市場(chǎng)入手助力鄉(xiāng)村振興。農(nóng)村地區(qū)應(yīng)不斷統(tǒng)籌基本公共服務(wù)，將基本公共服務(wù)覆蓋至常住人口。同時(shí)，可建造創(chuàng)新開放合作平臺(tái)，引入更多科技創(chuàng)新人才下鄉(xiāng)，推動(dòng)科創(chuàng)中心建造，為創(chuàng)新型技術(shù)人才提供良好環(huán)境，逐步開啟城鄉(xiāng)雙向人才流動(dòng)渠道，助力鄉(xiāng)村振興。在此基礎(chǔ)上，可大力助推中央預(yù)算投資向農(nóng)村地區(qū)傾斜，加大對(duì)科研投入力度，鼓勵(lì)更多資本要素“下鄉(xiāng)”，打造科技創(chuàng)新體系賦能農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，開發(fā)穩(wěn)產(chǎn)核心技術(shù)助推鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。

第二，引導(dǎo)城鎮(zhèn)服務(wù)延伸鄉(xiāng)村，統(tǒng)籌推進(jìn)城鄉(xiāng)互促共榮。文章結(jié)論表明，新型城鎮(zhèn)化在創(chuàng)新要素市場(chǎng)化驅(qū)動(dòng)鄉(xiāng)村振興過程中發(fā)揮重要作用。對(duì)此，可加速城鎮(zhèn)公共服務(wù)及基礎(chǔ)設(shè)施向鄉(xiāng)村延伸，完善鄉(xiāng)村養(yǎng)老服務(wù)、因地制宜構(gòu)建供水供熱供氣網(wǎng)絡(luò)、加強(qiáng)城鄉(xiāng)冷鏈物流設(shè)置、共建城鄉(xiāng)學(xué)習(xí)共同體，推動(dòng)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化。同時(shí)，以縣域?yàn)閱挝患铀偻七M(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。將“兩推進(jìn)—實(shí)驗(yàn)—銜接”作為工作重點(diǎn)，探索以農(nóng)補(bǔ)工、以城補(bǔ)鄉(xiāng)的發(fā)展路徑，推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興的銜接共振。

第三，發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟(jì)動(dòng)能，助推數(shù)字鄉(xiāng)村提質(zhì)增效。文章研究認(rèn)為，城鄉(xiāng)要素流動(dòng)均衡性較低，可從產(chǎn)業(yè)發(fā)展入手打造數(shù)字鄉(xiāng)村，推動(dòng)鄉(xiāng)村全面振興。由此，可大力推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，鼓勵(lì)電子商務(wù)入鄉(xiāng)，開展“數(shù)商興農(nóng)”重大工程，實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)要素與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展相融合，穩(wěn)步推進(jìn)鄉(xiāng)村振興發(fā)展。此外，大力開展“互聯(lián)網(wǎng)+政務(wù)服務(wù)”在鄉(xiāng)村地區(qū)不斷拓展，開發(fā)農(nóng)業(yè)農(nóng)村大數(shù)據(jù)應(yīng)用場(chǎng)景，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村治理智慧化轉(zhuǎn)型，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興邁向新臺(tái)階。