時朋飛，龍薈冰，田子業(yè)，覃舉東，李星明

（1.西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715；2.湖南大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079；3.華中師范大學(xué)城市與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，湖北 武漢 430079；4.河池學(xué)院商學(xué)院，廣西 河池 546300）

0 引言

在城鎮(zhèn)化發(fā)展進程中，受城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)影響，中國城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡、農(nóng)村發(fā)展不充分的問題尤為突出。為全方位推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展，中國基于鄉(xiāng)村發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律和經(jīng)濟發(fā)展的時代性特征先后提出新農(nóng)村建設(shè)、美麗鄉(xiāng)村建設(shè)和鄉(xiāng)村振興等關(guān)于鄉(xiāng)村建設(shè)的宏觀戰(zhàn)略。尤其鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是新時代解決“三農(nóng)”問題的綜合性系統(tǒng)方案，不僅為推進鄉(xiāng)村美好生活建設(shè)描繪了藍圖，而且成為推進共同富裕目標實現(xiàn)的重要路徑。截至2020 年底，中國已完成鄉(xiāng)村振興第一階段目標任務(wù)：鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略取得重要進展，制度框架和政策體系基本形成。鑒于不同地區(qū)鄉(xiāng)村資源稟賦、經(jīng)濟基礎(chǔ)、社會風(fēng)俗、具體政策的異質(zhì)性，導(dǎo)致不同地區(qū)之間鄉(xiāng)村振興水平存在著極其復(fù)雜的多梯度性，同時考量鄉(xiāng)村振興進入“全面振興、共同富裕”的新階段；因此有必要構(gòu)建一套科學(xué)的鄉(xiāng)村振興水平評價體系，對中國各省份鄉(xiāng)村振興水平進行動態(tài)測評，深入探究其時空演變規(guī)律、收斂性與影響因素，掌握鄉(xiāng)村振興的發(fā)展趨勢，并總結(jié)和發(fā)現(xiàn)存在的優(yōu)勢和不足，以便于在全國一盤棋的理念下對各省鄉(xiāng)村振興事業(yè)進行精準定位、分類施策。

1 文獻綜述

當(dāng)前關(guān)于鄉(xiāng)村振興的研究，主要形成兩個方面：一是從戰(zhàn)略背景、內(nèi)涵解析、推進策略等方面進行研究；二是注重鄉(xiāng)村振興測度評價研究。對于前者而言，較多學(xué)者認為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出的背景與鄉(xiāng)村建設(shè)面臨的問題具有交互性，具體表現(xiàn)為：城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)所造成結(jié)構(gòu)性矛盾突出、農(nóng)村發(fā)展邊緣化、生產(chǎn)力薄弱、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后、公共服務(wù)供給不足等［1，2］?；诒尘敖馕觯Y(jié)合相關(guān)政策解讀，以鄉(xiāng)村振興“二十字”總要求所構(gòu)成的5 個維度來界定鄉(xiāng)村振興的概念和內(nèi)涵，成為學(xué)術(shù)界的共識［3，4］。此外，多數(shù)學(xué)者基于內(nèi)涵解讀與鄉(xiāng)村振興面臨的問題，提出以產(chǎn)業(yè)與增收為核心點的鄉(xiāng)村振興實施策略，如羅必良等學(xué)者認為健全“人、地、錢”三大因素的保障機制，促進城鄉(xiāng)之間資源要素的自由流動和均衡配置［5-8］，賀雪峰則認為以推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系、生產(chǎn)體系和經(jīng)營體系建設(shè)［9］。上述研究豐富了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的理論體系，同時也在宏觀上提出促進鄉(xiāng)村振興引領(lǐng)性的策略方案，然而這些策略并非基于定量分析不同區(qū)域鄉(xiāng)村振興影響因素而凝練的結(jié)果，進而可能導(dǎo)致策略分層分類的實踐性不強，可見基于優(yōu)勢指標與障礙指標提出促進鄉(xiāng)村振興分類分型的策略成為本文亟需解決的關(guān)鍵性問題。

對于后者而言，現(xiàn)有文獻已形成指標體系構(gòu)建—發(fā)展水平測度—時序特征分析的研究范式。目前對于鄉(xiāng)村振興指標系統(tǒng)構(gòu)建的研究已較為體系化，多數(shù)學(xué)者統(tǒng)一采用鄉(xiāng)村振興的二十字總要求作為評價體系的一級指標［10-13］，本文也采用此類維度劃分方法。測度鄉(xiāng)村振興水平主要依賴兩種方法：一種是基于層次分析法和德爾菲法的線性加權(quán)法［12，13］；另一種是基于熵權(quán)法的線性加權(quán)法或TOPSIS綜合評價法［14，15］。第一種因賦權(quán)的主觀性可能導(dǎo)致鄉(xiāng)村振興水平測度不精準，第二種避免了賦權(quán)主觀性，但仍無法實現(xiàn)同一指標之間多重比較，也沒有將影響鄉(xiāng)村振興水平因素與構(gòu)建的指標體系緊密結(jié)合，進而使得提出的策略與指標體系相脫鉤，而指標體系可從系統(tǒng)內(nèi)部作用于鄉(xiāng)村振興水平提升。已在旅游業(yè)競爭力測度、環(huán)境管理、制造業(yè)水平測評等方面被應(yīng)用的PROMETHEE 評價法［16-18］，可實現(xiàn)水平排序和同一指標多重對比相關(guān)聯(lián)，并便于從指標視角探究鄉(xiāng)村振興水平提升的影響因素，進而有益于提出更加針對性的策略。此外，既有研究多是以截面數(shù)據(jù)或較短時間段的面板數(shù)據(jù)剖析省域、縣域以及村莊層面的鄉(xiāng)村振興水平的時序演化特征，僅有少數(shù)研究借助核密度估計、莫蘭指數(shù)分析了區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的時空動態(tài)演進特征與空間關(guān)聯(lián)性特征［19，20］，可見現(xiàn)有研究對鄉(xiāng)村振興水平的空間演化特征關(guān)注不足，尤其是缺少區(qū)域內(nèi)部單元關(guān)系的分析。最后，既有研究的時序分析還停滯于借助基尼系數(shù)對區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的內(nèi)外部差距進行剖析［19，20］，并沒有進一步向區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平收斂性分析拓展，這直接制約了鄉(xiāng)村振興水平演變規(guī)律研究的深度與廣度。

通過對現(xiàn)有文獻梳理發(fā)現(xiàn)，既有研究在鄉(xiāng)村振興的理論建構(gòu)方面成果頗豐，為本文提供了理論基礎(chǔ)，但仍存在不足：一是對策策略多是理論性的推導(dǎo)，導(dǎo)致其針對性、分類性不強，同時現(xiàn)有研究采用的定量方法沒有基于同一指標的多重對比將其作用強度、方向與對策策略相關(guān)聯(lián)；二是關(guān)于鄉(xiāng)村振興時空分異的研究相對較少，僅少數(shù)學(xué)者對鄉(xiāng)村振興的空間分異做了一定分析，且使用截面數(shù)據(jù)的研究占多，仍缺乏基于長時間尺度的面板數(shù)據(jù)對鄉(xiāng)村振興水平的時空演變規(guī)律進行探索；三是缺少關(guān)于鄉(xiāng)村振興水平的收斂性檢驗，現(xiàn)有文獻只關(guān)注到鄉(xiāng)村振興水平的區(qū)域差異，但均未對收斂趨勢進行探究。鑒于此，本文在構(gòu)建鄉(xiāng)村振興評價指標體系的基礎(chǔ)上，運用PROMETHEE評價法、莫蘭指數(shù)、冷熱點分析、趨勢分析以及收斂性檢驗對2013—2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平時空差異及其分布動態(tài)演進進行定量刻畫，并厘清影響其時空特征演變規(guī)律的關(guān)鍵指標。

2 研究設(shè)計

2.1 指標體系構(gòu)建

鄉(xiāng)村振興為全方位、系統(tǒng)性、多要素的綜合發(fā)展戰(zhàn)略目標，因此構(gòu)建該指標體系應(yīng)充分反映我國農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟、政治、文化、社會等諸多方面要素的發(fā)展質(zhì)量與協(xié)同演進效率?；诖?，遵循科學(xué)性、系統(tǒng)性、全面性、可比性、可操作性等原則，結(jié)合《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022）》中指標體系和2022 年中央一號文件的指導(dǎo)思想，依照黨的十九大報告中所提出的鄉(xiāng)村振興二十字方針，借鑒與張挺、賈晉、閆周府等學(xué)者的指標體系劃分［10-12］，將鄉(xiāng)村振興評價指標體系劃分為“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富?！蔽宕笠患壷笜耍ㄗ酉到y(tǒng)）。其次，基于專家咨詢法與文獻研究法，參考現(xiàn)有鄉(xiāng)村振興評價指標體系構(gòu)建的相關(guān)文獻［13-15］，并向業(yè)內(nèi)10 位權(quán)威專家征詢意見，選取23 個二級指標共同構(gòu)成了鄉(xiāng)村振興評價指標體系（表1）。

表1 中國鄉(xiāng)村振興評價指標體系Table 1 Evaluation index system of rural revitalization in China

2.2 研究方法

2.2.1 熵權(quán)法

考慮到PROMETHEE 法中優(yōu)先函數(shù)的選擇含有一定主觀性，本研究采用熵權(quán)法對遴選的23 個指標進行權(quán)重計算，熵權(quán)法主要根據(jù)各指標所傳輸?shù)男畔⒘看笮泶_定權(quán)重，具體步驟如下［21］：

第一步，進行標準化處理，消除量綱影響：

式中：i表示省份；j表示測度指標；Xij和Uij分別表示原始的和標準化后的測度指標值。

第二步，計算第j項指標下第i個省份的比重：

第三步，測算第j項指標的信息熵Ej：

第四步，測算第j項指標的權(quán)重Wj：

2.2.2 PROMETHEE評價法

本文選用客觀賦權(quán)后的PROMETHEE 法來進行鄉(xiāng)村振興水平測度與評價，它主要通過基于評價方案的兩兩比較而產(chǎn)生的偏好度差異來實現(xiàn)對各評價指標的測度與排序，最后將生成的凈流量值作為水平評價指數(shù)，其范圍為［-1，1］，數(shù)值越高則位次越高。由于凈流量值為兩兩對比下產(chǎn)生的測度指數(shù)，負值并非代表其鄉(xiāng)村振興實際水平為負，僅表征該區(qū)域在兩兩對比下劣勢指標相對較多、產(chǎn)生的負流量相對較大。

運用PROMETHEE法進行測度與排序時，需要考慮偏好函數(shù)的選擇，Brans提出了6 種偏好函數(shù)，分別與通常準則、U形準則、V形準則、水平準則、線性準則以及高斯準則相對應(yīng)，此6 類準則基本涵蓋了大部分屬性決策的問題。鑒于后五類偏好函數(shù)均需要設(shè)定各類偏好參數(shù)，這對于決策者往往是難以確定的，因此本文采用Ranjan 等的做法［22］，選取最基本的通常準則所對應(yīng)的偏好函數(shù)進行分析。

設(shè)Ax與Ay為評價方案集A中的具體評價方案（Ax、Ay∈A），j為各個評價方案的具體評價指標（j ＝1，2，…，n），則PROMETHEE評價法具體步驟如下：

第一步，基于兩兩比較法計算評價方案值的差Dj（Ax，Ay）：

式中：Dj（Ax）與Dj（Ay）分別為評價方案Ax與Ay在指標j處的數(shù)值；Dj（Ax，Ay）則為兩者之差。

第二步，基于評價方案指標值的差計算其偏好度Pj（Ax，Ay）：

式中：Pj（Ax，Ay）為評價方案Ax與Ay關(guān)于評價指標j的偏好度；Fj為PROMETHEE Ⅱ的偏好函數(shù)，能夠?qū)j（Ax，Ay）的取值范圍轉(zhuǎn)化為0 到1 之間。

第三步，基于指標權(quán)重與偏好度計算總體偏好指數(shù)Π（Ax，Ay）與Π（Ay，Ax）：

式中：Π（Ax，Ay）（Π（Ay，Ax））表示在考慮所有評價指標時評價方案x 超過y 的偏好度（評價方案y超過x的偏好度）；Wj為評價指標的權(quán)重。

第四步，計算正流量φ＋（Ax）、負流量φ-（Ax）以及凈流量φ（Ax）：

判定準則如下：當(dāng)φ＋（Ax）≥φ＋（Ay）并且φ-（Ax）≤φ-（Ay）時，評價方案x 更優(yōu)（等優(yōu)）于y；當(dāng)且僅當(dāng)φ＋（Ax）＝φ-（Ax）且φ＋（Ay）＝φ-（Ay）時，評價方案x等優(yōu)于y；其余情況無法判定x 與y孰優(yōu)，凈流量便是PROMETHEE Ⅱ的測度結(jié)果，數(shù)值越高則位次越高。

2.2.3 探索性空間數(shù)據(jù)分析法

本文采用空間自相關(guān)作為統(tǒng)計指標以探究研究單元的空間聚集與關(guān)聯(lián)，該統(tǒng)計指標分為全局空間自相關(guān)與局部空間自相關(guān)。本文借助莫蘭指數(shù)（Moran's I）來度量2013—2020 年中國30 個省份鄉(xiāng)村振興水平在空間上的相關(guān)性與聚集程度，計算公式如下［23］：

式中：xi與xj分別代表第i 和j 個省份的鄉(xiāng)村振興測度值；代表鄉(xiāng)村振興測度平均值；wij則為空間向量矩陣；n為全國省份個數(shù)。

趨勢分析法是運用ArcGIS 軟件的趨勢分析工具來測度地理要素在空間上的發(fā)展趨勢，本研究采用此法分析中國鄉(xiāng)村振興水平的空間分布規(guī)律及趨勢，具體計算公式如下［25］：

式中：Zi為中國第i 個省的鄉(xiāng)村振興水平；）代表平面空間坐標；Ti為趨勢函數(shù)，反映中國鄉(xiāng)村振興水平的總體變化趨勢；εi為自相關(guān)隨機誤差，反映中國鄉(xiāng)村振興水平真實值與趨勢值的誤差。

運用二階多項式計算中國鄉(xiāng)村振興水平的趨勢值，計算公式如下［26］：

式中：β0—β5為二階多項式各項估計值。

2.2.4 收斂效應(yīng)檢驗分析

為進一步探索中國鄉(xiāng)村振興水平的變化趨勢，運用經(jīng)濟收斂理論中的σ 收斂與β 收斂對2013—2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平進行收斂性檢驗。σ 收斂指鄉(xiāng)村振興水平的離差隨時間變化而降低的過程，本研究采用變異系數(shù)將作為σ 檢驗的衡量指標，σ收斂檢驗公式為：

式中：j ＝4，分別為全國、東部、中部及西部；Nj表示該區(qū)域省份數(shù)量；表示該區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的均值。

β收斂是指鄉(xiāng)村振興水平隨時間推移，低水平地區(qū)相對高水平地區(qū)擁有更高的增長率，逐漸追趕上高水平地區(qū)的過程，最終將會收斂于同一水平。β檢驗可分為絕對β 檢驗與條件β 檢驗兩類，絕對β檢驗只考慮了鄉(xiāng)村振興水平自身的收斂，而條件β收斂檢驗指將控制變量納入模型中，在排除這些因素的影響下仍呈現(xiàn)收斂狀態(tài)的檢驗，β 絕對收斂檢驗公式為［27］：

式中：i表示第i個省份；t表示時間；ln（Di，t）與ln（Di，t＋1）分別表示該地區(qū)在t 和t ＋1 時期的鄉(xiāng)村振興水平；ln（Di，t＋1／Di，t）則為第i 個省份鄉(xiāng)村振興水平在t—t ＋1 時期的增長率；α 為常數(shù)項；β 收斂系數(shù)，當(dāng)β顯著小于0 時，則可判定鄉(xiāng)村振興初始水平與其增長率之間負相關(guān)，即存在收斂現(xiàn)象；εi表示隨機干擾項，且服從獨立同分布假設(shè)。

參考姬志恒的研究［28］，本文將城市化水平（U）、市場化水平（M）、交通基礎(chǔ)設(shè)施（H）及科技創(chuàng)新能力（T）等潛在影響因素作為控制變量納入分析模型。上述變量分別采用省域非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎?、省域個體和私營從業(yè)人員數(shù)占總?cè)丝诒戎?、省域鐵路與公路的道路網(wǎng)密度、省域3 種專利授權(quán)量作為代理變量，β條件收斂檢驗公式為［27］：

相對的t期內(nèi)β收斂速度公式為［27］：

Control為上文提到的控制變量，其他字母含義與絕對收斂檢驗公式一致。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文以2013—2020 年中國30 個省份的面板數(shù)據(jù)為測度對象，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性以及可比性，本文選擇的研究區(qū)域暫未包含中國西藏自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣地區(qū)。其原始數(shù)據(jù)來源于2014—2021 年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒和2013—2020年的國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報等，對于部分缺失數(shù)據(jù)，本文采用線性插值法補齊。為消除通貨膨脹的影響，本文以2013 年為基期，并對相關(guān)價值型數(shù)據(jù)進行平減處理。

3 結(jié)果及分析

本文參照國家統(tǒng)計局的劃分方法，將中國30 個省份分為東、中、西三大區(qū)域。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11 個省份，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8 個省份，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆11 個省份。

3.1 時序分析

各省鄉(xiāng)村振興平均水平排序分析。首先，基于2013—2020 年各省份23 個評價指標的均值計算各省鄉(xiāng)村振興平均水平的凈流量（Phi），即各省正流量（Phi ＋）與負流量（Phi -）之差，從而得到鄉(xiāng)村振興平均水平的PROMETHEEⅡ完全排序圖（圖1）。

圖1 2013—2020 年中國各省鄉(xiāng)村振興平均水平的PROMETHEE Ⅱ排序Figure 1 PROMETHEE Ⅱranking of the average level of rural revitalization in China's provinces，2013 -2020

PROMETHEEⅡ完全排序圖具有（-1，1）范圍的縱軸標度，共分為上下兩段，上段的Phi值范圍為0—1，下段的Phi值范圍為-1—0，其數(shù)值越大則鄉(xiāng)村振興水平越高。由圖1 可知，天津位于最高的位置，排位二、三名的省市分別為北京和浙江，三者水平相當(dāng)，隨后為上海和江蘇，這兩個省份的鄉(xiāng)村振興水平相對較強。山東位于江蘇與河北之間，且與兩者均有明顯距離。湖北、吉林、湖南等8 個省份凈流量接近于0，位于中間地帶。而廣西、甘肅、貴州以及云南由于其較大的負流量，鄉(xiāng)村振興水平處于底部位置。

根據(jù)圖1 排名，參考魏敏的劃分方法［29］，將所考察的30 個省份鄉(xiāng)村振興平均水平劃分為高、中、低3 個層次，并依照東部、中部和西部地區(qū)進行地域劃分，結(jié)果如表2 所示。高水平省份均為東部省份，表明我國鄉(xiāng)村振興水平存在極化現(xiàn)象。中水平省份在東中西部地區(qū)均有分布，涵蓋了東部的河北、福建、廣東、遼寧、海南5 個省份，中部所有省份，以及西部的內(nèi)蒙古、寧夏、重慶等7 個省份。低水平鄉(xiāng)省份均分布在西部地區(qū)，包括廣西、甘肅、云南、貴州4個省份，表明中國多數(shù)省份已脫離低水平區(qū)域。綜上，中國鄉(xiāng)村振興平均水平整體呈現(xiàn)出由東向西階層式降低的分布情形。

表2 30 個省份鄉(xiāng)村振興水平類別劃分與區(qū)域分布Table 2 Classification and regional distribution of rural revitalization level in 30 provinces

中國及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的時序分析。借助2013—2020 年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用PROMETHEE法測度中國各省、三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平的綜合評價值（表3、圖2）?；谌忠暯?，中國鄉(xiāng)村振興水平呈持續(xù)上升態(tài)勢。2013 年中國鄉(xiāng)村振興水平較低（-0.227 1），省域間差距明顯，且僅有7 個省份測度值為正；2017 年中國鄉(xiāng)村振興水平為0.036 1，首次實現(xiàn)負轉(zhuǎn)正的突破，共計15 個省份跨越0 值，其中中部省份共計4 個（吉林、河南、湖南和湖北）。2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平繼續(xù)提升，已超過0.2，且80%的省份（24 個）鄉(xiāng)村振興測度值為正。聚焦三大分區(qū)，三大地區(qū)均呈遞增趨勢，整體上呈東部＞全國＞中部＞西部的位序格局。對于東部而言，其鄉(xiāng)村振興水平一直為正，且2020 年比2013 年提升了0.323 4，提升速度落后于中部和西部，同時東部位居末尾的海南（0.023 6）比前一位的遼寧（0.229 6）低了0.206 0，可見東部地區(qū)內(nèi)部省份之間差距較大。對于中部地區(qū)，該地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平前6 年為負，但于2018 年轉(zhuǎn)為正值，2020 年較2013 年凈流量值增加了0.546 5，整體發(fā)展速度較快，其內(nèi)部各省份的水平較為接近，地域差距相對較小。對于西部地區(qū)，其鄉(xiāng)村振興水平一直為負，8 年期間增長了0.519 4，已于2020 年接近0 值，發(fā)展速度與中部地區(qū)相近，與東部地區(qū)的差距也由2013 年的0.633 6縮小為2020 年的0.471 0，但廣西、貴州、云南等省份尚未實現(xiàn)由負轉(zhuǎn)正?？梢姡?013—2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平總體發(fā)展趨好，地區(qū)差異逐步縮小，空間不均衡狀態(tài)得到改善，中國鄉(xiāng)村振興事業(yè)成效較為顯著。

圖2 中國總體及三大區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平演進Figure 2 Evolution of rural revitalization level in China as a whole and in the three regions

3.2 空間分異特征

中國鄉(xiāng)村振興水平的空間關(guān)聯(lián)特征。由表4 可知，2013—2020 年鄉(xiāng)村振興水平的全局Moran's I指數(shù)均為正值，并在0.404 3—0.440 9 之間小幅度浮動，且各年份Moran's I指數(shù)均通過1%水平的顯著性檢驗。說明中國各省鄉(xiāng)村振興水平呈正相關(guān)，即始終維持著較強的空間集聚。然而集聚效應(yīng)屬于一把“雙刃劍”，鄉(xiāng)村振興水平較高的地區(qū)既可以通過先富帶動后富與低水平地區(qū)協(xié)同發(fā)展，也可能產(chǎn)生高水平與低水平地區(qū)在空間上各自集聚的狀況，從而導(dǎo)致“俱樂部效應(yīng)”與“馬太效應(yīng)”的并存的現(xiàn)象。

表4 2013—2020 年鄉(xiāng)村振興水平的Moran's I指數(shù)Table 4 Moran's I index of rural revitalization level from 2013 to 2020

為深入探究鄉(xiāng)村振興水平的空間格局變化，本文擬選取“建設(shè)美麗鄉(xiāng)村”提出年份（2013 年）、“十三五”規(guī)劃的起止年份（2016、2020 年）進行局部空間關(guān)聯(lián)性分析。本文采用Getis—Ord指數(shù)以及自然斷裂法，將中國各省鄉(xiāng)村振興水平劃分為冷點區(qū)、次冷點區(qū)、次熱點區(qū)與熱點區(qū)4 種類型區(qū)域（圖3）。熱點區(qū)和次熱點區(qū)均呈擴大趨勢，由2013 年的10 個省份擴大到2015 年的14 個省份，最后于2020年增長到17 個省份，空間分布趨勢呈現(xiàn)自東向西擴大的演變過程。研究期內(nèi)，熱點區(qū)和次熱點區(qū)穩(wěn)定聚集在以北京、天津、江蘇、浙江以及廣東為代表的環(huán)渤海、長三角和珠三角地區(qū)，可見鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略區(qū)域聯(lián)動效應(yīng)明顯。另外，次冷點區(qū)與冷點區(qū)范圍均被壓縮，次冷點區(qū)由2013 年14 個減少到2020 年的9 個，同時次冷點區(qū)在全國范圍均勻分布。2020 年冷點區(qū)省份降至3 個，然而甘肅、貴州、云南始終處于冷點區(qū)，說明鄉(xiāng)村振興水平與地理區(qū)位、地域聯(lián)系、經(jīng)濟社會環(huán)境等因素存在關(guān)聯(lián)?？傮w上，2013—2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平呈“東熱西冷、熱點聚集、冷點分散”的分布格局，尤其是以東部為主導(dǎo)的鄉(xiāng)村振興發(fā)展的階梯狀結(jié)構(gòu)非常明顯。

圖3 2013、2016 和2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平冷熱點分布Figure 3 Distribution of hot and cold spots in China's rural revitalization in 2013，2016 and 2020

中國鄉(xiāng)村振興水平空間趨勢特征。為深度分析中國鄉(xiāng)村振興水平在時空上的分布規(guī)律和演變趨向，本文采用趨勢分析工具對2013、2016 和2020 年3 個截面的鄉(xiāng)村振興水平進行空間趨勢分析，繪制了以其凈流量值為高度的三位透視圖（圖4）。從圖4可見，中國各省鄉(xiāng)村振興水平空間趨勢表現(xiàn)為“東高西低、北高南低”的空間布局，東西方向趨勢線弧度較大，東西向、南北向趨勢線均具有小幅上漲，說明中國鄉(xiāng)村振興水平總體穩(wěn)中向好。東西方向上，2013—2020 年樣本投影趨勢線較為陡峭，表征中國高水平鄉(xiāng)村振興省份主要于東部高度聚集，西部省份鄉(xiāng)村振興發(fā)展較為落后，東部地區(qū)相對西部地區(qū)在鄉(xiāng)村振興各維度上擁有較為全面的發(fā)展優(yōu)勢，造就了東部地區(qū)多個極化核心點的存在，從而導(dǎo)致東西部存在明顯差距。南北方向上，2013—2020 年樣本投影趨勢線呈現(xiàn)由南向北“先增后減”的倒U 型趨勢，表明中國南北向鄉(xiāng)村振興水平呈“中間略高、南側(cè)和北側(cè)略低”的空間特征，2020 年因河南、安徽、江西和重慶等中、西部省市的崛起導(dǎo)致趨勢線最高點南移，但總體上趨勢線較東西方向相對平穩(wěn)。另外，就南部和北部相比，則呈現(xiàn)出北高南低的空間趨勢。

圖4 2013、2016 和2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平空間趨勢分析Figure 4 Spatial trend analysis of China's rural revitalization in 2013，2016 and 2020

3.3 收斂效應(yīng)檢驗與分析

為探索中國鄉(xiāng)村振興水平在全國層面及東、中、西三大區(qū)域的演變規(guī)律，運用經(jīng)濟收斂理論中σ 收斂檢驗、β絕對收斂檢驗以及β 條件收斂檢驗來驗證其發(fā)展過程中是否存在收斂效應(yīng)。

σ收斂檢驗與分析?；跇藴驶蟮泥l(xiāng)村振興凈流量值，運用變異系數(shù)法衡量全國、東部、中部及西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平的σ收斂趨勢（圖5）。從演變趨勢上看，全國層面的鄉(xiāng)村振興水平變異系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，由0.656 5 降為0.265 3，下降幅度達59.5%，表明2013—2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平的σ收斂趨勢明顯，由離散漸變?yōu)榫奂瑓^(qū)域差距不斷縮小，此結(jié)果也與前文鄉(xiāng)村振興水平演進圖所示結(jié)果相符。從各區(qū)域上看，西部地區(qū)變異系數(shù)最高，其次為東部地區(qū)，再次為中部地區(qū)，表明我國中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平的離散程度最低，而西部地區(qū)離散程度較高。東部地區(qū)與中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平變異系數(shù)變動較為平穩(wěn)，僅中部地區(qū)2017 年具有微弱抬升趨勢，隨后均維持在0.100 0 上下，表明中部地區(qū)各省鄉(xiāng)村振興地域差距較小。而西部地區(qū)變異系數(shù)經(jīng)歷了幅度為65.3%的急劇下降，表明脫貧攻堅后的我國西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平離散程度明顯得到改善。

圖5 2013—2020 年中國鄉(xiāng)村振興水平的σ收斂Figure 5 σ-convergence of China's rural revitalization level，2013 -2020

β收斂檢驗與分析。基于2013—2020 年中國各省鄉(xiāng)村振興水平凈流量值，首先采用F 檢驗和Hausman檢驗來確定回歸模型的選擇，結(jié)果如表5所示。其次運用所選擇模型對中國鄉(xiāng)村振興水平進行絕對β收斂和條件β 收斂的檢驗，結(jié)果如表6 所示。從全國層面看，絕對β 收斂的回歸系數(shù)為-0.876 6，小于0 且在1%的水平下顯著，表明中國各省鄉(xiāng)村振興水平在多種情況相似的情形下存在β收斂趨勢，即鄉(xiāng)村振興水平較低的地區(qū)相對水平較高的地區(qū)在以更快的速度增長，具備收斂速度為0.261 5的追趕效應(yīng)，最終會收斂于同一水平。對于三大區(qū)域而言，東部、中部及西部地區(qū)的絕對β收斂回歸系數(shù)為-0.153 4、-0.121 1 及-0.886 8，均小于0 且在1%水平下顯著，同樣具備β 收斂趨勢，且三大地區(qū)收斂速度分別為0.020 8、0.016 1 及0.272 3，呈現(xiàn)出西部最快、東部次之、中部最慢的現(xiàn)象，此結(jié)果也與σ收斂檢驗結(jié)果相符合。但以上結(jié)論均為在其他因素（如城市化水平、市場化水平等）相似情況所作出的初步估計，實際上此類影響因素在不同地區(qū)存在較大異質(zhì)性，因此需加入該類控制變量來進行下一步的β 條件收斂檢驗。由表6 可知，鄉(xiāng)村振興水平在全國、東部、中部及西部地區(qū)的條件收斂系數(shù)β均為負值，且均在1%水平上顯著，表明無論是否考慮省域間其他影響因素的異質(zhì)性，全國及三大區(qū)域均存在β 條件收斂現(xiàn)象，其鄉(xiāng)村振興水平均朝向穩(wěn)態(tài)水平演變。全國及三大分區(qū)條件β收斂速度分別為0.343 8、0.015 5、0.021 4 與0.346 4，西部收斂速度仍在三大區(qū)域中為最高，中部升至第二，東部降至最后，表明在納入城市化水平、市場化水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施等因素過后三大分區(qū)的收斂速度發(fā)生了變化。

表5 F檢驗和Hausman檢驗結(jié)果Table 5 Results of F test and Hausman test

表6 2013—2020 年鄉(xiāng)村振興水平的β絕對收斂檢驗與β條件收斂檢驗結(jié)果Table 6 Results of β-absolute convergence test and β-conditional convergence test of rural revitalization level，2013 -2020

根據(jù)控制變量的回歸結(jié)果顯示，城市化水平的回歸系數(shù)在全國地區(qū)和西部地區(qū)顯著為負，在東部地區(qū)和中部地區(qū)為正但不顯著，表明城市化水平在促進全國及西部地區(qū)省域間鄉(xiāng)村振興水平收斂具有重要作用。可見，當(dāng)前中國還應(yīng)繼續(xù)積極推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，尤其是西部地區(qū)全面提升新型城鎮(zhèn)化推進質(zhì)量。市場化水平的回歸系數(shù)在全國、中部和西部為負值，在東部為正值，但僅在全國地區(qū)通過了顯著性檢驗，表明市場化水平對于促進省域間鄉(xiāng)村振興水平收斂具有重要作用，可見充分開放的全國統(tǒng)一大市場建設(shè)十分必要。交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的回歸系數(shù)在全國及三個分區(qū)為負，但均不顯著，鐵路和公路的路網(wǎng)密度在一定程度上能通過壓縮區(qū)域間的時空和流通成本，尤其高鐵網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)逐漸在全國普及，極大提高了資源的流動效率，但交通基礎(chǔ)設(shè)施對省域間鄉(xiāng)村振興水平的收斂作用并不確定，其實際作用效果有待考量。科技創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)在全國、中部地區(qū)和西部地區(qū)為負值，在東部地區(qū)為正值，但僅在全國層面和西部地區(qū)顯著，表明歷年中央一號文件強調(diào)科技興農(nóng)的重要性，尤其是西部更應(yīng)引入、吸收信息技術(shù)與強化農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新來推進該區(qū)域構(gòu)建機械化、智能化、現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系。

3.4 優(yōu)劣勢指標識別與分析

為有效地識別各省鄉(xiāng)村振興發(fā)展中的優(yōu)、劣勢指標，明晰影響鄉(xiāng)村振興發(fā)展的主要因素，本文對2013—2020 年中國各省鄉(xiāng)村振興平均水平進行了PROMETHEE彩虹圖分析，如圖6 所示。該圖為對PROMETHEEⅡ凈流量值的分解，并將其根據(jù)各省凈流量值從左到右依次排序，0 軸以上表示具有正面影響，反之，具有負面影響，其中的色塊大小表征指標的影響程度，色塊越大代表影響越大。

圖6 2013—2020 年各省鄉(xiāng)村振興平均水平的PROMETHEE彩虹圖Figure 6 PROMETHEE rainbow chart of the average level of rural revitalization in each province，2013 -2020

對于東部地區(qū)而言，位居前列的天津、北京、浙江、上海等省市優(yōu)勢指標占絕大部分比例，也出現(xiàn)少部分劣勢指標，如農(nóng)村家庭文教娛支出占總支出比重（C2），推測原因可能是：一是經(jīng)濟發(fā)達省市城鎮(zhèn)化率較高，較多農(nóng)民進城購房，房貸支出擠占了其他支出的空間；二是這些省市對鄉(xiāng)村教育與文娛設(shè)施投入較多，致使鄉(xiāng)村地區(qū)教育、文娛資源豐富，且可獲得性更強，進而減少了家庭的相關(guān)支出。此外，該地區(qū)也因其自身發(fā)展特點存在不同的劣勢指標，如北京的畝均機械總動力（A3）處于相對劣勢狀態(tài)，浙江、山東和福建則為農(nóng)村居民人均受教育年限（C1）。經(jīng)分析發(fā)現(xiàn)，在城鎮(zhèn)化、紓解非首都功能等政策的作用下，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)規(guī)模正在壓縮，同時滿足都市現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新型農(nóng)業(yè)科技設(shè)備研發(fā)不足，最終導(dǎo)致農(nóng)業(yè)機械總量在下降。伴隨著城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的推進，浙江、山東和福建的部分鄉(xiāng)村所在城鎮(zhèn)建設(shè)了工業(yè)園區(qū)，吸引了較多外來人口，這些人口受教育年限相對較低，再加上鄉(xiāng)村地區(qū)受過高等教育的人口并未返鄉(xiāng)，最終導(dǎo)致3 省農(nóng)村地區(qū)人均受教育年限降低。

針對中部地區(qū)而言，省域間與省域內(nèi)的優(yōu)劣勢指標表現(xiàn)出較為均衡的分布，以中部地區(qū)排位最前的湖北和排位最末的黑龍江為例。觀測湖北，各項指標對凈流量值的貢獻度較小，整體發(fā)展較為均衡，但也有比較優(yōu)勢指標，如畝均機械總動力（A3）、糧食單位面積產(chǎn)量（A4）、農(nóng)村居民可支配收入（E1）、農(nóng)村居民人均消費支出（E4），然而該省農(nóng)戶收支結(jié)構(gòu)仍需要得到調(diào)整（E2、E3）。相對劣勢指標涉及生態(tài)宜居方面的4 項（B1、B2、B4、B5），說明該省農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施還需完善，尤其是鄂西地區(qū)。黑龍江屬中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平較差省份，因其自然條件優(yōu)越性，全省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值高，但受限于農(nóng)村居民人均受教育年限（C1）、勞動生產(chǎn)率（A1）和土地生產(chǎn)率（A2）等劣勢指標，致使該省農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率不高；農(nóng)村家庭文教娛支出占總支出比重（C2）、每百戶村民擁有彩電量（C3）、文化娛樂設(shè)施的可及性（C4）為劣勢指標，表明黑龍江農(nóng)村地區(qū)文化建設(shè)短板明顯。

定位西部地區(qū)，大部分省份幾乎排位最末，其中廣西、甘肅、貴州及云南四省需得到重點關(guān)注。該地區(qū)劣勢指標居多，幾乎涵蓋鄉(xiāng)村振興的5 個方面，而優(yōu)勢指標偏少。共性劣勢指標有畝均機械總動（A3）、文化娛樂設(shè)施的可及性（C1）、村民委員會覆蓋率（D3）等，可能導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率低、基礎(chǔ)設(shè)備設(shè)施不完善、基層治理水平弱，進而直接阻礙西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興進程。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文在構(gòu)建以鄉(xiāng)村振興二十字方針為基準的鄉(xiāng)村振興評價指標體系的基礎(chǔ)上，借助PROMETHEE評價法、莫蘭指數(shù)、冷熱點分析法、趨勢分析法、收斂檢驗等方法分析了中國鄉(xiāng)村振興水平的時空演化特征、趨勢收斂特征，并借PROMETHEE 多屬性決策法助識別了不同地區(qū)、省份影響鄉(xiāng)村振興水平的優(yōu)劣勢指標。主要結(jié)論如下：①中國以及各省鄉(xiāng)村振興水平處于提升態(tài)勢，正凈流量值的省份個數(shù)已由2013 年的7 個提升為2020 年的24 個，各區(qū)域均值呈現(xiàn)出東部＞全國＞中部＞西部的位序特征，中西部地區(qū)與東部地區(qū)差距趨于縮小，各地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平更加協(xié)調(diào)，但仍存在一定的地域差距。同時，各省鄉(xiāng)村振興平均水平呈現(xiàn)分層分類特征，天津、北京、浙江等東部6 省市排位最前，屬第一梯隊，第二梯隊省份均衡分布于東中西部且數(shù)量較多，第三梯隊僅有廣西、甘肅、貴州和云南，表明中國各省鄉(xiāng)村振興水平呈“橄欖型”結(jié)構(gòu)。②中國各省鄉(xiāng)村振興水平呈較強的正空間自相關(guān)特征，具有明顯的空間集聚效應(yīng)。中國鄉(xiāng)村振興水平形成“東熱西冷、熱點聚集、冷點分散”分布格局，熱點、次熱點區(qū)不斷向中西部擴張，而冷點區(qū)在減少的過程中形成一定的固化現(xiàn)象，如甘肅、云南和貴州成為冷點區(qū)“常住戶”。同時，中國各省鄉(xiāng)村振興水平東西方向趨勢線弧度大于南北方向，且兩者均有小幅上漲，形成“東高西低、北高南低”的空間布局。③σ收斂指數(shù)在全國層面和三大分區(qū)均線性下降，表明中國區(qū)域間與區(qū)域內(nèi)鄉(xiāng)村振興水平差異正在縮小，西部地區(qū)尤為明顯。中國鄉(xiāng)村振興水平不僅存在顯著的絕對β收斂，而且也存在顯著的條件β 收斂。在全國層面，城市化水平、市場化水平和科技創(chuàng)新水平均對省域間鄉(xiāng)村振興水平產(chǎn)生收斂作用；在區(qū)域?qū)用?，由于地理位置、資源稟賦、發(fā)展水平等差異，各外生性變量對不同地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平收斂的影響不盡相同。④基于指標視角，東部高水平地區(qū)鄉(xiāng)村振興條件優(yōu)越，鄉(xiāng)村振興五方面發(fā)展均衡，僅存在個別劣勢指標，如畝均機械總動力問題相對突出。中部地區(qū)優(yōu)劣勢指標數(shù)量相近，各省份存在自身發(fā)展優(yōu)勢，但多數(shù)省份在生態(tài)宜居、生活富裕等維度均存在劣勢指標。低水平省份數(shù)量最多的西部地區(qū)優(yōu)勢指標較少，劣勢指標呈共性存在，發(fā)展弊端較為相似。

4.2 對策建議

上述研究結(jié)論具有重要的政策內(nèi)涵，錨定2035年鄉(xiāng)村振興取得決定性進展、農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化基本實現(xiàn)的重大戰(zhàn)略目標，本文提出如下對策建議：

第一，培育發(fā)展增長極與區(qū)域協(xié)同發(fā)展，促進鄉(xiāng)村振興水平空間格局向均衡化發(fā)展。其一，本文認為應(yīng)持續(xù)提升處于熱點區(qū)天津、北京、浙江等省份的中心度水平，提高其對空間中相關(guān)資源與信息的控制能力，強化其在空間的主導(dǎo)地位，并進一步促進它們在空間網(wǎng)絡(luò)中扮演“行動者”與“發(fā)動機”的作用，最終將它們培養(yǎng)成鄉(xiāng)村振興水平的核心增長極。依托培育的核心增長極，借助空間溢出效應(yīng)，通過多種聯(lián)系渠道增強省際間互動交流頻次，提升長期處于次熱點區(qū)的湖南、湖北鄉(xiāng)村發(fā)展的“自主性”，進而將其培養(yǎng)成具有雙向輻射效應(yīng)的鄉(xiāng)村振興水平次級增長極。隨后，基于湖北、湖南區(qū)位優(yōu)勢，發(fā)揮其“中介者”和“傳導(dǎo)者”作用，疊加?xùn)|部核心增長極的溢出效應(yīng)，共同促進處于次熱點區(qū)的重慶與次冷點區(qū)的四川（鄉(xiāng)村振興水平較高）形成鄉(xiāng)村振興水平的次級增長極。其二，本文還認為應(yīng)將東中西協(xié)作向協(xié)同發(fā)展轉(zhuǎn)化，關(guān)鍵就是發(fā)揮市場配置資源的作用，引導(dǎo)東部資金、技術(shù)、人才有序流向中西部農(nóng)業(yè)農(nóng)村。當(dāng)前尤為重要的是構(gòu)建與農(nóng)業(yè)發(fā)展相關(guān)生產(chǎn)要素、技術(shù)要素和市場要素自由流通機制體制，如在健全全國性技術(shù)交易市場基礎(chǔ)上，推進東中西不同區(qū)域農(nóng)業(yè)科技信息互聯(lián)互通。上述舉措，有利于培育層級清晰的鄉(xiāng)村振興多極化核心節(jié)點，并有效縮小東西部鄉(xiāng)村振興水平差距，進而促進鄉(xiāng)村振興水平空間格局不斷優(yōu)化。

第二，宏觀政策引領(lǐng)與因地制宜相結(jié)合，推動各地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平向高水平躍遷。本文認為應(yīng)繼續(xù)高質(zhì)量地推進鄉(xiāng)村振興與新型城鎮(zhèn)化協(xié)同發(fā)展，以城鄉(xiāng)融合理念引導(dǎo)鄉(xiāng)村生態(tài)空間、生產(chǎn)空間、生活空間優(yōu)化；同時還應(yīng)持續(xù)推進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，包括產(chǎn)學(xué)研深度融合平臺載體建設(shè)、農(nóng)業(yè)關(guān)鍵核心技術(shù)實現(xiàn)原創(chuàng)性突破創(chuàng)新、農(nóng)技推廣服務(wù)與轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化水平提升等。對于三大地區(qū)而言，東部省份在保持產(chǎn)業(yè)、環(huán)境、民生等優(yōu)勢因素的基礎(chǔ)上，更加注重科技與人才優(yōu)勢發(fā)揮和創(chuàng)新農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理模式，促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，同時引導(dǎo)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，切實提高農(nóng)民收入，引導(dǎo)其向精神文化方面消費，并深入實施人才引流政策，吸引培養(yǎng)大學(xué)生回村創(chuàng)業(yè)，還應(yīng)繼續(xù)推進新型職業(yè)農(nóng)民培訓(xùn)。中部地區(qū)是我國重要的糧食主產(chǎn)區(qū)，面臨著鄉(xiāng)村發(fā)展與耕地保護的雙重訴求，因此國家應(yīng)從財政轉(zhuǎn)移支付上向中部省份傾斜；同時中部省份應(yīng)更加注重農(nóng)村生態(tài)環(huán)境建設(shè)，尤其是鄉(xiāng)村廁所改造、污水和垃圾進行清潔或資源化利用等，也應(yīng)注重文化環(huán)境建設(shè)，如在增加數(shù)量基礎(chǔ)上科學(xué)合理布局鄉(xiāng)村書屋、村鎮(zhèn)文化館，加大家電在鄉(xiāng)村地區(qū)的優(yōu)惠力度等。此外，中部省份還應(yīng)注重農(nóng)民技能培訓(xùn)，引導(dǎo)農(nóng)民參與多種經(jīng)營，如出租農(nóng)村小院、打造市民“私家菜園”等，進而提高農(nóng)民多元化收入。作為低水平區(qū)，西部省份在充分利用國家財政轉(zhuǎn)移支付的基礎(chǔ)上，繼續(xù)推進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，如農(nóng)文旅深度融合，不斷提高農(nóng)民收入，同時全面推進鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，如鄉(xiāng)村美化行動、農(nóng)村集中供水，還應(yīng)深入推進鄉(xiāng)村文化教育建設(shè)，尤其強化職業(yè)教育、農(nóng)村技能教育建設(shè)，提高西部農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民整體素養(yǎng)。宏觀政策與具體策略相結(jié)合，有利于推進東中西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平向更高階段躍升。