下载:
-
开放科学(资源服务)标志码(OSID):
-
共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征[1]. 党的十九届五中、六中全会将实现共同富裕提升至国家战略的高度，并进一步明确推进共同富裕的任务书、时间表和路线图. 然而，在加快实现共同富裕目标的进程中仍然面临着城乡和区域发展不平衡、贫富差距过大等难题[2]，这些问题已成为推动共同富裕的拦路虎. 同时，习近平总书记指出，“促进共同富裕，最艰巨最繁重的任务仍然在农村”. 为此，《乡村振兴战略规划(2018-2022年)》明确提出，“实施乡村振兴战略是实现全体人民共同富裕的必然选择”. 此外，大量理论研究表明，实施乡村振兴战略是缩小城乡收入差距、实现城乡共同富裕的重要基础和有力举措[3-5]；共同富裕既是乡村振兴的目标指向和动力源泉，也是高质量推进乡村全面振兴的行动指引[6-7]. 可见，乡村振兴与共同富裕之间相互促进，相辅相成，具有耦合协调发展的关系[8]. 因此，如何科学评价乡村振兴与共同富裕的耦合协调发展水平，促进区域协调发展就显得尤为重要. 那么，现阶段面临的问题是：乡村振兴与共同富裕的耦合协调发展水平如何？耦合协调发展水平呈现怎样的时空动态分布规律？耦合协调发展水平的区域差异性是来源于地区内还是地区间？耦合协调发展水平是否存在收敛效应？通过对上述问题的解答，不仅有助于丰富发展乡村振兴外部耦合协调研究，还有利于巩固拓展脱贫攻坚成果，促进农业农村高质量发展，实现全体人民的共同富裕.
当前，对乡村振兴与共同富裕理论层面的研究，主要集中于以下两个方面：第一，将乡村振兴置于实现共同富裕的目标下，探讨迈向共同富裕道路上乡村振兴面临的困境和挑战，并提出对策建议和实现路径. 例如：现有学者发现在实现共同富裕目标下加快推进乡村振兴战略存在城乡发展不平衡、农村现代化生产经营体系不健全、农村基础设施建设薄弱、农村民生保障性公共服务供给不足、农村低收入人口比重过大等问题[9-11]；还提出促进城乡一体化发展、正确处理好效率与公平关系等建议[12]. 第二，认为乡村振兴与共同富裕是辩证统一的关系. 例如：有的学者从政策层面出发探究乡村振兴与共同富裕间的理论逻辑，认为两者的目标、使命、原则和路径都存在一致性[13]；还有学者从现实层面出发探讨乡村振兴与共同富裕间的内在逻辑联系，认为乡村振兴是共同富裕的必然要求和前提基础，而共同富裕是乡村振兴的行动指南和终极目标，两者是和谐共生的关系[5, 7].
目前，有关乡村振兴发展水平的评价研究，大致可以归纳为两个方面：第一，测量评价乡村振兴的综合发展水平. 例如：学者普遍从乡村振兴“20字方针”(产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕)的总要求出发，构建综合评价指标体系，并运用Dagum基尼系数法、Kernel密度估计、QAP和极化指数等方法，对乡村振兴发展水平的时空动态演进规律和地区差异性来源进行研究[14-15]. 第二，探究乡村振兴与新型城镇化、新型工业化、乡村旅游等之间的耦合协调关系. 例如：许多学者探索乡村振兴与新型城镇化耦合协调发展水平的时空演化特征，并发现城乡耦合协调发展水平总体呈现不断提升态势，但存在“东高西低”的空间差异性[16-17]；有部分学者对乡村振兴、新型城镇化和新型工业化三者间的关系进行探讨，并认为其相互之间存在协整关系和耦合协调关系，但距离优质协调仍有较大的差距[18-19]；还有学者研究乡村振兴与乡村旅游之间的耦合协调发展水平，并表明耦合协调类型存在向更高阶段跃升的趋势[20-21].
有关共同富裕发展水平的评价研究，主要以探究如何构建科学合理的共同富裕评价指标体系为主，大致可以分为两种构建方式：第一，构建共同富裕的二维评价指标体系. 例如：有的学者基于共同富裕的思想内涵，从“共同”和“富裕”两个维度构建指标体系[22-23]；还有学者从“富裕程度”和“共享程度”维度测量共同富裕的发展水平[24-25]. 第二，构建共同富裕的三维评价指标体系. 例如：部分学者从“收入与财产” “发展能力” “民生福祉”维度重构共同富裕评价指标体系[26]；有学者从“发展性” “共享性” “可持续性”维度构建共同富裕测量评价体系[27].
通过文献梳理可知，学术界对“乡村振兴”与“共同富裕”已开展了较为丰富的研究，并且研究成果颇丰，这有助于为厘清两者间的内在逻辑联系和构建评价指标体系提供理论参考. 然而，绝大多数学者对乡村振兴与共同富裕的研究都局限于理论层面，侧重于探讨理论逻辑、困难梗阻和实现路径等方面，但立足于实证层面的研究较少；另外，尤为缺乏对乡村振兴与共同富裕耦合协调性的探究，而进一步揭示其耦合协调发展水平的时空动态演变轨迹、地区差异性及成因、收敛效应的研究则更为稀缺. 鉴于此，有必要采用科学的方法在测量乡村振兴与共同富裕耦合协调度的基础上，进一步深入揭示其动态分布特征、地区差异性来源和收敛效应，以期丰富发展该领域学术研究.
基于现实背景和理论缺口，本文首先分别重构乡村振兴与共同富裕的评价指标体系；其次，利用熵权TOPSIS法和耦合协调度模型，测算2010-2019年中国其中30个省(自治区、直辖市)(不包括西藏自治区和港澳台地区)乡村振兴与共同富裕的耦合协调度；再次，运用Kernel密度估计、Dagum基尼系数法、σ收敛法和空间β收敛法，揭示全国及4大地区(东部、中部、西部、东北)耦合协调度的动态分布规律、地区差异性及来源、收敛效应；最后，依据研究结论，提出有针对性的优化提升路径.
与以往研究相比，本文具有以下边际贡献：第一，在研究内容上，拓宽了乡村振兴外部耦合协调的研究边界. 现有文献侧重于探究乡村振兴与新型城镇化、新型工业化、乡村旅游之间的耦合协调关系，而对乡村振兴与共同富裕间的耦合协调发展研究的重视程度不够，更鲜少探索其耦合协调度的区域非均衡性演变规律. 为此，本文揭示了乡村振兴与共同富裕耦合协调度的动态分布轨迹、地区差异性及来源、收敛效应，从而有利于丰富发展乡村振兴耦合协调性研究. 第二，在研究方法上，拓展了刻画耦合协调度演化规律的计量方法. 在利用Kernel密度估计和Dagum基尼系数法揭示耦合协调度的时空动态分布轨迹、地区差异性来源的基础上，进一步采用σ收敛法和空间β收敛法探究耦合协调度的收敛趋势，进而有助于延展描绘耦合协调度演变规律的研究方法.
全文HTML
-
借鉴已有研究成果[14, 16, 28-30]，并依据乡村振兴“20字方针”的总要求，分别从产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕5个维度构建乡村振兴评价指标体系(表 1).
-
借鉴已有研究[27, 31-32]，依据共同富裕的思想内涵，从发展性、共享性和可持续性3个维度构建了共同富裕评价指标体系(表 2).
-
基于2010-2019年的面板数据，探究中国其中30个省(自治区、直辖市)(不包括西藏自治区和港澳台地区)乡村振兴与共同富裕耦合协调度的时空动态演化特征、地区差异性来源和收敛效应. 所有数据都来自《中国统计年鉴》 《中国农村统计年鉴》 《中国社会统计年鉴》 《中国住户调查年鉴》 《中国环境统计年鉴》 《中国科技统计年鉴》 《中国能源统计年鉴》 《中国金融年鉴》 《中国劳动统计年鉴》 《中国教育经费统计年鉴》 《中国文化文物和旅游统计年鉴》 《中国第三产业统计年鉴》 《中国城乡建设统计年鉴》 《中国人口和就业统计年鉴》、各省份统计年鉴以及国民经济和社会发展统计公报等.
1.1. 乡村振兴评价指标体系构建
1.2. 共同富裕评价指标体系构建
1.3. 数据来源
-
熵权TOPSIS法的核心思想是在数据标准化的基础上，进一步利用熵值法赋予各指标权重值，并通过计算评价对象与最优值、最劣值的欧氏距离，从而度量相对贴近度，然后进行量化排序. 详细计算过程，参考已有研究[33].
1) 数据标准化处理
利用极差标准化的方法对数据进行标准化处理，以消除量纲的影响. 同时，为避免在计算熵值时出现取对数无意义的现象，将所有标准化后的数据都进行非负平移，即统一加上0.01，经过标准化处理的数据都在区间[0.01，1.01]内.
正向指标：
负向指标：
式(1)(2)中，Xtij′、Xtij分别表示t时期第i个评价对象中第j个指标的标准化数据和原始数据，max(Xtij)和min(Xtij)分别表示同类指标中的最大值和最小值，t=1，2，3，…，k表示年份，i=1，2，3，…，n表示评价对象，j=1，2，3，…，m表示评价指标.
2) 熵权法计算权重
计算第j个指标的信息熵Ej：
计算第j个指标的权重Wj：
3) 计算相对贴近度
构造乡村振兴与共同富裕评价指标体系的加权矩阵R：
式(6)中，rij=Xtij′×Wj，Xtij′为标准化数值，Wj为各指标权重. 确定加权矩阵R中的最优理想解Qj+=(maxri1，maxri2，…，maxrim)，最劣理想解Qj-=(minri1，minri2，…，minrim).
计算各评价对象分别与最优理想解Qj+和最劣理想解Qj-的欧氏距离di+和di-：
计算各评价对象与最优理想解和最劣理想解的相对贴近度Ui：
-
运用耦合协调度模型来测量乡村振兴与共同富裕的耦合协调发展水平，参照已有研究[34]，具体计算过程如下：
1) 计算耦合度C：
2) 计算综合发展水平指数T：
3) 计算耦合协调度D：
式(10)至(12)中，U1、U2分别为乡村振兴与共同富裕的相对贴近度. 耦合协调度在[0, 1]之间，数值越大，说明耦合协调状况越好. 同时，为更直观反映各地区的耦合协调状态，借鉴已有研究[35]，对耦合协调度类型进行等级划分(表 3).
-
采用Kernel密度估计法来刻画乡村振兴与共同富裕耦合协调度的动态演化轨迹，参照已有研究[36]，计算公式为：
式(13)中，f(x)为耦合协调度的概率密度函数，N为样本数量，h为带宽，K为核密度函数，Di为耦合协调度，D为耦合协调度的平均值；主要运用高斯核密度函数进行估计.
-
利用Dagum基尼系数法来揭示乡村振兴与共同富裕耦合协调度的地区差异性及来源. 数值越大，说明区域间的差距越大，反之亦然. 详细计算过程，参考已有研究[37].
1) 计算总体基尼系数G：
式(15)中，k(等于4)为全国4大地区，n(等于30)为省份个数，y是耦合协调度的均值，nj、nh是j(h)地区内省份的个数，yji和yhr表示j(h)区域内任意省份的耦合协调度；G为总体基尼系数，可进一步分解为地区内差异贡献值Gw、地区间差异贡献值Gnb、超变密度贡献值Gt等3个部分，即G=Gw+Gnb+Gt.
2) 计算地区内差异贡献值Gw：
式(16)(17)中，pj=nj/n，sj=njyj/ny，Gjj表示地区内基尼系数，nj为j区域内省份个数，yj为j地区耦合协调度的均值，yji、yjr表示j区域内i或r省份的耦合协调度.
3) 计算地区间差异贡献值Gnb：
式(18)至(22)中，ph=nh/n，sh=nhyh/ny，Gjh表示地区间基尼系数，yj、yh分别表示j(h)地区耦合协调度的均值，Djh表示j区域与h区域耦合协调度的相对影响，djh为耦合协调度的差值，pjh为超变一阶，Fj、Fh为地区j或h的累计密度分布函数.
4) 计算超变密度贡献值Gt：
-
运用收敛模型来探究乡村振兴与共同富裕耦合协调度的收敛效应. 其中，收敛模型可分为σ收敛和β收敛两种，详细计算过程，参见已有研究[38-39].
-
σ收敛法能够用来刻画耦合协调度的离差随着时间的推移而呈现上升或下降波动的态势，从而反映地区内差异变化规律. 若σ值不断减小，说明区域内耦合协调度的差距逐渐缩小，呈现收敛趋势，反之则为扩散趋势.
式(24)中，Dij表示j地区内i省份的耦合协调度，Dj表示j地区耦合协调度的均值，nj表示j地区的省份个数.
-
β收敛法是指随着时间的转移，耦合协调度较低的地区会赶上较高的地区，最终以相同的速度达到稳定发展并趋于收敛的状态. 随着经济全球化的发展，各地区间的联系日益紧密，空间依赖性越来越强，所以在传统β收敛法的基础上，引入空间计量模型. 其大致可分为3种类型：空间杜宾模型(SDM)、空间误差模型(SEM)、空间滞后模型(SAR). 另外，主要运用地理距离平方的倒数作为空间权重矩阵. 若β＜0且显著，表明耦合协调度呈现收敛趋势，反之则存在扩散现象. 具体模型公式为：
SDM：
SEM：
SAR：
式(25)至(27)中，α为常数项，β为空间回归系数；θ为空间误差系数，ρ为空间滞后系数，分别反映临近地区耦合协调度的发展水平和增长率对本地区耦合协调发展水平的影响；ωij为空间权重矩阵，ui为地区效应，vt为时间效应，εit为随机干扰项.
2.1. 熵权TOPSIS法
2.2. 耦合协调度模型
2.3. Kernel密度估计
2.4. Dagum基尼系数法
2.5. 收敛模型
2.5.1. σ收敛法
2.5.2. 空间β收敛法
-
通过计算2010-2019年乡村振兴与共同富裕耦合协调度的均值，探究耦合协调度的时序变化特点. 由表 4可知，2010-2019年乡村振兴与共同富裕的耦合度、综合发展水平指数和耦合协调度都呈现逐年递增趋势，耦合协调类型也由濒临失调向勉强协调跨越，但从2012年开始长期处于勉强协调状态，未出现向更高协调等级类型跃升的态势，说明距离优质协调仍有较大的差距. 总的来说，虽然耦合协调发展指标均值都存在不断提升的趋势，但耦合协调等级类型较低，呈现出“高耦合度—低综合发展水平指数—低耦合协调度”的特征，表明仍需进一步强化乡村振兴与共同富裕的综合发展水平，促进深度融合发展，实现城乡共同富裕.
-
由于篇幅有限，主要考察2010年、2019年中国其中30个省份乡村振兴与共同富裕耦合协调度的动态演化趋势. 由图 1可知，从总体上来看，各地区耦合协调发展水平都存在上升趋势. 其中，2010年大多数省份的耦合协调度主要在区间[0.4，0.6]范围内波动，而2019年后大致在区间[0.5，0.7]范围内波动. 2010年全国4大地区耦合协调度排序依次为：东部(0.496 1)＞东北(0.462 9)＞中部(0.451 0)＞西部(0.429 4)；2019年从大到小排序依次为：东部(0.616 9)＞中部(0.604 4)＞东北(0.573 5)＞西部(0.556 0). 可见，耦合协调度总体呈现“东高西低”的空间分布特征.
-
从局部出发，分析2010年、2019年全国4大地区内各省份耦合协调等级类型的变化特征. 由表 5可知，在东部地区中，河北、浙江、福建和广东的耦合协调类型都由濒临失调向初级协调跨越，北京、山东和江苏的耦合协调等级均从勉强协调向初级协调跃升，天津和海南的耦合协调类型都由濒临失调向勉强协调转变，而上海长期处于初级协调状态，并且初始协调等级类型较高. 在中部地区中，山西、湖北和江西的协调类型都从濒临失调向勉强协调跃升，湖南和安徽的协调等级由濒临失调向初级协调跨越，河南从勉强协调向初级协调转变，并且初始耦合协调发展水平较高. 在西部地区中，除广西从轻度失调向勉强协调转变，以及四川由濒临失调向初级协调跨越之外，其余各省份的耦合协调等级都从濒临失调向勉强协调跃升. 在东北地区中，黑龙江由濒临失调向初级协调跨越，辽宁和吉林从濒临失调向勉强协调跃升. 简言之，各省份的耦合协调发展水平都呈现逐年递增趋势，协调等级类型也具有向更高阶段跃升态势，并且存在“东高西低”的空间分布特征.
3.1. 乡村振兴与共同富裕耦合协调度的时序演化特征
3.2. 乡村振兴与共同富裕耦合协调度的空间格局演变特征
3.2.1. 各省份耦合协调度的变化趋势
3.2.2. 各省份耦合协调类型的变化特点
-
采用Kernel密度估计法来描绘全国及4大地区耦合协调度的核密度曲线的分布位置、形态、延展性和极化性等，进而分析耦合协调度的动态演化轨迹. 主要呈现2010年、2015年、2019年耦合协调度的核密度曲线变化趋势(图 2).
从全国层面看，核密度曲线呈现“逐渐右移，峰值下降速度先快后慢，宽度不断收窄，拖尾现象逐渐不显著”的演化特点. 其中，核密度曲线不断向右移动，说明乡村振兴与共同富裕的耦合协调发展水平持续提高，存在向更高阶段发展的趋势；峰值下降，带宽收窄，表明各地区耦合协调度存在集聚现象，即区域间耦合协调发展水平的差距不断缩小，具有协调发展的态势. 2010年核密度曲线出现“双峰”形态，而到2015年和2019年后“双峰”的形态逐渐减弱，并且向“单峰”转变，说明随着时间的推移两极化或多极化的现象渐渐消失，具有均衡发展的趋势；并且拖尾现象逐渐不显著，证明区域间强核现象不明显.
从区域层面看，在东部地区中，核密度曲线呈现“逐渐右移，峰值上升速度先慢后快，宽度迅速收窄，拖尾现象不显著”的演进特征. 其中，随着时间的转移，核密度曲线不断向右移动，说明东部地区耦合协调发展水平不断提升，具有良好的持续发展趋势；峰值提升速度快，并且带宽收窄迅速，表明东部地区也存在集聚现象，区域间的差距逐渐缩小；同时，出现山峰的数量先增后减，说明存在从多极化逐渐向两极化或单极化过渡的趋势；拖尾现象不明显，表明区域强核特征不显著. 在中部地区中，核密度曲线呈现“逐渐右移，峰值先迅速下降后缓慢上升，宽度先迅速扩散再缓慢收窄，拖尾现象不显著”的变化特征. 其中，核密度曲线逐渐向右移动，表明中部地区耦合协调度也存在递增趋势；峰值迅速下降，带宽经历“迅速扩散—缓慢收窄”的过程，说明中部地区耦合协调发展水平的差距先持续扩大后逐渐缩小；“双峰”形态逐渐消失，表明多极化或两极化现象渐渐不显著，存在向均衡化发展的态势；拖尾现象不明显，表明不存在强核特征区域. 在西部地区中，核密度曲线呈现“逐渐右移，峰值提升速度先快后慢，宽度收窄速度也先快后慢，拖尾现象不显著”的演变特点. 其中，核密度曲线不断向右移动，说明西部地区耦合协调发展水平不断提升；峰值上升，带宽收窄，表明西部地区存在集聚现象，区域差距逐渐缩小；并且还存在从“单峰—双峰”过渡的态势，说明存在较为明显的梯度效应，两极化现象比较显著，但不存在高度集聚区域. 在东北地区中，核密度曲线呈现“逐渐右移，峰值先迅速上升后迅速下降，宽度先收窄后扩散，拖尾现象不显著”的演化特点. 其中，核密度曲线不断向右移动，说明东北地区耦合协调发展水平也存在持续提升趋势；峰值先上升后下降，带宽先收窄后扩散，表明东北地区经历“集聚—扩散”的过程，即区域差距先缩小后扩大；核密度曲线无交叉，说明东北地区耦合协调发展水平差异性较小，不存在掉队现象；主要以“单峰”为主，多极化现象不显著，并且同样也不存在强核特征区域. 总之，全国及4大地区的耦合协调发展水平都呈现不断提升的态势，地区间的差异性逐渐缩小，存在协调发展的趋势.
-
运用Dagum基尼系数法对全国及4大地区的耦合协调度进行详细分解，以便揭示其空间差异性及成因(表 6，表 7).
-
运用Dagum基尼系数及其分解法，考察2010-2019年全国及4大地区耦合协调度的基尼系数变化趋势. 由表 7可知，总体基尼系数主要在区间[0.04，0.06]范围内波动，除2010-2011年出现小幅度的上升现象外，总体呈现逐年递减趋势，表明全国整体上耦合协调度的地区差异性存在不断减弱的态势.
由表 6可知，从地区内的差异来看，全国4大地区基尼系数均值从大到小排序依次为：中部(0.0404)＞西部(0.0394)＞东部(0.0392)＞东北(0.0170). 其中，东部地区的基尼系数大致在区间[0.03，0.06]内上下波动，从2010至2014年出现较大幅度的下降，但从2014至2017年又出现小幅度回升，2017至2019年经历“下降—上升”的过程，总体呈现“W”形波动态势. 中部地区的基尼系数主要在区间[0.02，0.05]内上下浮动，整体呈现“M”形波动趋势，即从2010至2012年出现较大幅度提升，说明地区内差距存在扩大的趋势；2012至2014年经历“下降—上升”的波动过程；但从2015年开始基尼系数持续逐年递减，表明中部地区内耦合协调发展水平的差距逐渐缩小，具有协调发展的趋势. 西部地区的基尼系数主要在区间[0.03，0.05]内变化，除2010至2012年出现小幅度上升外，从2012至2019年都呈现逐年递减趋势，说明西部地区中各省份耦合协调度的差距不断减小，也存在协调发展的态势. 东北地区的基尼系数大致在区间[0，0.03]内浮动，在4大地区中此区域的基尼系数最小，说明东北地区中各省份间耦合协调发展水平的差距较小；同时，基尼系数波动次数较为频繁，但波动幅度相对较小. 总的来说，相较于2010年初始数值，除中部地区之外，全国、东部、西部和东北地区的基尼系数都呈现下降趋势. 为此，应该持续推进区域协调发展战略，致力于缩小地区间的差距，促进区域协调发展.
-
从地区间的差距来看，由表 6可知，地区间的基尼系数均值从大到小排序依次为：东—西(0.0707)＞中—西(0.0583)＞东—中(0.0456)＞东—东北(0.0434)＞西—东北(0.0430)＞中—东北(0.0362). 可见，总体上东部地区与其余地区间的耦合协调发展水平的差异性要大于非东部地区之间的差距. 同时，西部与东部、中部地区间的非均衡性尤为突出. 其中，东—中地区基尼系数呈现递减态势，东—西地区除2010-2011年出现上升现象外，整体上处于下降态势，其余地区间基尼系数上下波动次数较为频繁. 总体而言，除中—西和中—东北地区之外，其余地区间的基尼系数相较于2010年的初始数值都呈现下降趋势，表明中部与东北、西部地区间的耦合协调发展水平的差距存在扩大态势，所以仍需着力解决区域间发展不平衡性的问题.
-
对总体基尼系数进行详细分解，以便清楚揭示耦合协调度的地区差异性成因. 由表 7可知，总体基尼系数主要来源于地区间差距贡献率，地区内差距贡献率次之，超变密度贡献率较低. 此外，相较于2010年的初始贡献率来说，地区内差距贡献率和地区间差距贡献率都出现小幅度下降趋势，只有超变密度贡献率呈现上升态势，但整体波动幅度较小且相对平稳，表明地区间的非均衡性依然占据主导地位，区域间的差异性不容小觑.
5.1. 耦合协调度的总体差异及地区内差异
5.2. 耦合协调度的地区间差异
5.3. 耦合协调度的地区差异性来源及贡献率
-
利用σ收敛法探讨2010-2019年全国及4大地区耦合协调度的收敛性特征. 由图 3可知，全国收敛系数虽在2010-2011年出现小幅度的扩散趋势，但总体呈现收敛态势. 具体来看，中部和西部地区的收敛系数曲线形态相似，都呈现“倒U”形变化特征，即2010-2012年逐年上升，2012-2019年出现持续递减趋势，说明中部和西部地区的耦合协调发展水平呈现先扩散再收敛的态势. 东部和东北地区的收敛系数呈现“W”形波动趋势，上下变动次数较为频繁. 总体上，除中部地区外，其余地区的耦合协调度都存在一定的收敛发展态势.
-
采用空间β收敛法深入探究全国及4大地区耦合协调度的收敛效应，同时通过Hausman检验、LM检验、LR检验和Wald检验等方法来选择适合的空间计量模型，以便提高研究结论的准确性. 其中，Hausman检验可以确定是随机效应还是固定效应，LM检验能够验证是否适合运用空间计量模型，而LR检验和Wald检验可以验证空间杜宾模型是否可以简化为空间误差或空间滞后模型. 全国、东部和西部地区选择空间固定SDM模型进行检验，中部地区选择双向固定SDM模型进行分析，而东北地区因未通过LM检验将采用OLS模型进行研究.
由表 8可知，从空间收敛系数来看，全国及4大地区的空间回归系数β都在1%的水平上显著为负，说明耦合协调发展水平呈现收敛态势，即随着时间的推移，乡村振兴与共同富裕耦合协调发展水平较低的地区会赶上水平较高的地区，最终达到共同稳定增长的状态. 此外，收敛系数β的绝对值大小可以反映出收敛速度的快慢，可知西部地区收敛速度最快，东部和中部次之，东北地区最慢. 从空间误差和滞后系数来看，全国、东部和西部地区的误差系数θ和滞后系数ρ都在1%的水平上显著为正，说明存在正向空间相关性，周边地区耦合协调度的发展水平和增长率都会对此地区产生正向的拉动作用，即外部溢出效应是促进耦合协调发展水平提高的重要因素. 而中部地区的误差系数θ为正，说明存在显著的空间正相关性，但滞后系数ρ为负，说明邻近地区耦合协调度的增长率会对本地区存在一定的负向空间相关性，会抑制本地区耦合协调度的提升. 总之，全国及4大地区的耦合协调度都呈现显著的收敛态势，并且除东北地区外，均存在空间溢出效应.
6.1. 乡村振兴与共同富裕耦合协调度的σ收敛检验
6.2. 乡村振兴与共同富裕耦合协调度的空间β收敛检验
-
基于2010-2019年中国其中30个省份的面板数据，在重构乡村振兴与共同富裕评价指标体系的基础上，运用熵权TOPSIS法和耦合协调度模型测量乡村振兴与共同富裕的耦合协调度，并进一步采用Kernel密度估计、Dagum基尼系数法、σ收敛法和空间β收敛法揭示全国及4大地区耦合协调度的动态分布规律、地区差异性来源和收敛效应. 具体得出以下研究结论：
1) 在时空动态分布方面：2010-2019年乡村振兴与共同富裕的耦合度、综合发展水平指数、耦合协调度都存在逐年递增的趋势，呈现“高耦合度—低综合发展水平指数—低耦合协调度”的特征，耦合协调等级类型由濒临失调向勉强协调转变，但长期处于勉强协调状态，距离优质协调仍有较大的差距；存在“东高西低”的空间分布特点，并且绝大多数省份的耦合协调等级都存在向更高阶段跃升的趋势；除中部地区核密度曲线带宽扩大外，其余地区都呈现“曲线右移，宽度收窄，拖尾现象不显著”的特点.
2) 在空间差异性来源方面：总体基尼系数呈现逐年递减的趋势；地区内的基尼系数均值依中部、西部、东部、东北递减，说明中部地区耦合协调度的差异性较大，西部和东部次之，东北地区较小；地区间的基尼系数均值排序依次为：东—西＞中—西＞东—中＞东—东北＞西—东北＞中—东北，总体上东部地区与其余地区间的耦合协调发展水平的差距要大于非东部地区间的差异性；地区差异性主要来源于地区间，地区内次之，超变密度较小.
3) 在收敛效应方面：从σ收敛来看，除中部地区外，全国及其余3大地区的耦合协调度都存在一定的收敛发展态势. 从空间β收敛来看，全国及4大地区的耦合协调度都呈现收敛态势. 其中，西部地区收敛速度最快，东部和中部次之，东北部最慢. 除东北地区外，其余地区都存在空间溢出效应，即周边地区耦合协调度的发展和增长率的提升都会对本地区产生一定的辐射作用.
-
1) 强弱项补短板，推动乡村全面振兴，实现城乡共同富裕. 根据研究结论可知，低综合发展水平指数是制约乡村振兴与共同富裕耦合协调发展的关键障碍因素. 为此，仍需深入实施乡村振兴战略，坚持农业农村优先发展的原则，加快构建促进农业农村高质量发展的长效机制，筑牢共同富裕的经济基础. 具体来看：首先，应该有效发挥乡村振兴战略的衔接作用，既要巩固拓展脱贫攻坚成果，防止规模性返贫，又要为实现共同富裕奠定坚实的基础. 其次，加快构建农业现代化产业体系、生产体系和经营体系，打破传统粗放型的发展模式，大力发展新型产业，延长上下游产业链，实现规模化经营，提高农村产业经营效益. 第三，坚持因地制宜、精准施策和可持续发展的原则，挖掘农村资源禀赋优势，大力发展绿色生态产业和乡村休闲旅游业，加快美丽乡村建设，助推社会主义现代化强国目标的实现.
2) 加快实施区域协调发展战略，致力于缩小地区间的差距，促进区域可持续发展. 由研究结论可知，乡村振兴与共同富裕耦合协调度的动态分布具有显著的区域非均衡性特征，并且地区间的差异性始终占据主导地位. 因此，应该优化区域空间布局结构，坚持“输血”和“造血”相结合的原则，推动区域协调发展. 在整体层面上，坚持效率与公平相统一的原则，既要做大“蛋糕”，又要分好“蛋糕”，不仅要强化发达地区经济引领的带动作用，而且也要重视欠发达地区发展动力不足的抑制作用，加快构建优势互补、高质量发展的空间布局结构，缩小地区间的差异性，实现区域可持续发展. 在局部层面上，打破地域壁垒，加强区域间的交流和合作，促进地区间生产要素的双向自由流动，优化资源配置，提高资源综合利用率. 并且还需要发挥发达地区的帮扶作用，为发展落后地区引入新技术、引进高精尖人才、提供经验指导等，以便为欠发达地区的经济发展增添新动力，进而加快实现全体人民的共同富裕.