蔡俣晖 陈灿煌

（湖南理工学院经济与管理学院，湖南岳阳 414006）

引言

党的二十大报告指出，从现在起，中国共产党的中心任务就是团结带领全国各族人民全面建成社会主义现代化强国、实现第二个百年奋斗目标，以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴[1]。在城乡长期共生并存的客观事实下，通过实施乡村振兴战略，促进了农业全面升级、农村全面进步、农民全面发展，是贯穿中国式现代化进程的一项长期性任务。乡村振兴作为我国现代化建设的重要一环，其归根结底还是发展问题，而发展乡村产业则是促进乡村振兴的根本所在[2]。不过，传统农业如何转型升级、农业价值链如何拓展延伸是发展乡村产业亟须关注的焦点问题，而推动农村三产融合则是加快农业发展方式转变、推进农业现代化的重要途径[3]。在国际上，日本、美国、法国等发达国家通过农村三农产融的成功实践摆脱了乡村发展与治理困境，为农业增效、农村繁荣和农民增收注入新动能[4]。近年来，我国中央政府基于现实国情持续推进农村三产融合发展，地方各级政府结合本地优势着力提升农村三产融合水平，北京、湖北、四川等省份利用先进要素带动传统农业产业结构调整和转型升级[5-7]，促进农业多功能、多元化发展，逐步实现传统农业向现代农业过渡，为乡村全面振兴赋能，为农业强国建设蓄势。

乡村振兴的基础和关键在于产业振兴，而要实现产业振兴就必须统筹推进农村三产融合。从农村三产融合进程来看，通过农业产业链延伸和农业服务业融合发展，在不断提升农业产业化水平的同时，实现了农业产业“接二连三”，促进农产品加工业上下游产业链优化升级，完善农业产前、产中、产后各环节社会化服务，推动乡村产业兴旺；通过农业多功能性发挥，在确保农业基本经济功能外，充分挖掘农业与保障国家粮食安全、提升环境承载能力、维护农村社会稳定、传承优秀乡土文化等非产品产出相关的政治、生态、社会和文化等功能，推动乡村生态宜居和乡风文明。从农村三产融合效益来看，在农民增收与就业促进方面，农村三产融合催生的“三新”经济，为农村地区创造众多就业岗位，促进了农村劳动力转移就业和返乡创业，从而拓宽农民增收渠道，缩小城乡收入差距，推动乡村生活富裕。在城乡一体化发展方面，农村三产融合加快了城乡资源要素交流互动，促使相关产业链上的产业组织向重点特色乡镇集聚，带动高新技术、高端人才、先进理念等向农业农村流动，持续提升农业农村经济发展质量效益，推动乡村治理有效。

乡村振兴积极为农村三产融合创造各项优越条件。从产业振兴的角度来看，小农经济的分散性、封闭性和自足性阻碍了农业进一步发展，通过构建农业现代化体系，实现小农户与现代农业发展有机衔接，从而推进农业现代化生产，为以农业为依托的农村三产融合提供了良好的产业基础。从人才振兴的角度来看，通过处理好农村人力资源优存量、扩增量、提质量的问题，促进人才资源可持续发展，从而加快乡村全面振兴步伐，培养农村三产融合发展所需的管理人才和技术人才。从文化振兴的角度来看，乡村文化建设不仅能够有力提升社会凝聚力，而且还能有效提振居民精气神，在乡村振兴战略中发挥着不可或缺的价值引领作用，借助乡村“六风”元素，以地方特色文化为纽带推动乡村文旅融合发展。从生态振兴的角度来看，良好生态环境作为一项公共产品，是乡村发展的宝贵财富和最大优势，通过生态产业化将生态资源转化为经济资源，推动生态种养、生态旅游、生态康养等特色生态产业发展，形成乡村生态产业链。从组织振兴的角度来看，各类资源要素在缺少强大组织力量的乡村将无法全面发挥其积极作用，因此，推进乡村治理体系和治理能力现代化建设，提升以党组织为核心的农村基层组织治理成效，激发社会协同和公众参与的内生动力，促进农村三产融合发展。

1 文献综述

迄今为止，学术界有关农村三产融合与乡村振兴的研究已形成较为丰富的成果，综观前人研究主要可分为以下两类：

第一类是以乡村振兴战略为研究背景，对农村三产融合展开理论探讨和案例分析。刘建生等基于农业功能性与协作关系的理论分析框架，通过对中西部5个典型案例村的深入剖析，形成农村三产融合的4 种样态类型和3 条发展路径[8]。靳晓婷和惠宁指出，农村三产融合的动因主要源于城乡居民消费需求转变、产业间交易成本降低、新兴信息技术应用和农村经营制度改革，并深入分析农村三产融合对于乡村振兴的宏微观经济效应[9]。汪恭礼通过论述农村三产融合是实施乡村振兴战略重要内容、路径和手段的逻辑关系，并阐述我国农村三产融合的发展现状，由此提出着力构建现代农业体系、推进土地集中连片流转和适度规模经营、抓住农业供给侧结构性改革有利时机、引导和规范工商资本合理投向等针对性建议[10]。李眉洁和王兴骥以农旅融合为例，对其作用机理、融合模式和现实困境进行分析，并运用DSR 模型探讨乡村振兴背景下农旅融合的优化路径[11]。此外，亦有部分学者基于乡村振兴战略的视角，探究农村三产融合与乡村旅游、农民增收、区块链技术等之间的关系[12-14]。

第二类是涉及农村三产融合与乡村振兴之间的关联性研究。孔祥利和夏金梅从农业农村发展、国家战略和国际经验等维度对农村三产融合与乡村振兴的价值取向进行探析，以此为依据探究二者的内在逻辑，即产业兴旺是实现乡村振兴的经济基础，而产业兴旺的根本出路在于农村三产融合发展，基于此，从5个方面提出农村三产融合与乡村振兴的协同发展路径[15]。原忠通过研究发现，农村三产融合与乡村振兴战略关联发展存在农业、农村和农民三大主体制约问题，为实现二者关联性协同发展，须通过促融合、保权益、提技术、拓重组、引才智等方面加以保障[16]。殷晓茵等认为，农村三产融合与乡村振兴具有密切的互动关系，在实践过程中可利用利用4种路径寻求二者协调发展，并通过完善3项机制为二者协调推进提供技术保障[17]。此外，另有学者利用灰色关联度分析法考察农村三产融合与乡村振兴的关联度[18]，还有学者运用中介效应模型检验农村三产融合影响乡村振兴的运行机制[19-20]。

不过，学术界现阶段关于农村三产融合与乡村振兴的研究大多停留于定性描述层面，且主要集中于乡村振兴战略视域下对农村三产融合的讨论，在有关二者关联性的实证研究中，对农村三产融合与乡村振兴关联度的分析也仅局限于单一省份，尚未有学者以更宏观的视野加以考察，且缺乏同时考虑时空因素和地理因素对二者耦合协调发展演进过程的动态研究。为弥补这一领域的研究不足，本文在梳理现有文献的基础上，选取2005-2021 年中国30 个省份数据构建农村三产融合与乡村振兴的评价指标体系，并对二者的耦合协调水平进行测算，从全国层面对不同区域进行对比。而后，基于农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的空间格局特征，进一步运用马尔可夫链探究耦合协调度的动态演进特征，利用空间杜宾模型对相关驱动因素展开分析，并对区域异质性进行考察。

2 研究方法与数据来源

2.1 研究方法

2.1.1 熵值法

熵值法是基于信息熵原理，依据各指标值所提供的初始信息量大小来确定相应权重，用以判断某一指标离散程度的一种客观赋值方法，其在一定程度上避免了主观评估所带来的偏误，使指标权重值更具可信度与准确性，具体计算公式见参考文献[19]。本文在上述理论分析的基础上，参考学术界相关研究成果[6，7，21]，构建农村三产融合与乡村振兴的评价指标体系（见表1），并采用熵值法分别对其进行综合测度。

表1 农村三产融合与乡村振兴的评价指标体系

2.1.2 耦合协调度模型

耦合协调度模型常用于评价两个（或两个以上）系统相互作用彼此影响并联合的现象，能够反映系统间协调发展的动态关联关系。鉴于此，本文构建了农村三产融合与乡村振兴耦合协调度模型，旨在通过耦合协调度（D）分析两大子系统的耦合协调发展现状，具体计算公式见参考文献[22]。本文借鉴现有研究成果，并结合实际发展情况，将农村三产融合与乡村振兴耦合协调度划分为3个类型、4个亚类型和12个子类型（见表2）。

表2 农村三产融合与乡村振兴的耦合协调类型划分标准

2.1.3 空间自相关模型

空间自相关模型主要用于地理要素的空间关联性测度[23]，而针对区域总体的空间依赖性或空间异质性通常运用全局空间自相关模型加以检验。为了探究农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的全局关联特征，本文选用全局莫兰指数进行衡量。具体计算公式如下：

其中，n表示样本数量；xi和xj分别表示属性x在空间单元i和j的观察值；和S2分别表示属性x在各空间单元的均值和方差；wij表示空间权重矩阵，若空间单元i和j相邻，则wij=1，否则wij=0，需要说明的是，本文统一采用公共边界原则来确定空间权重矩阵，但考虑到海南的特殊地理位置，在空间权重矩阵的计算上，本文假定海南与广东是相邻的。全局莫兰指数的取值范围为[-1，1]，若该数值为正值，表示区域存在正向集聚特征；若为负值，表示区域存在负向集聚特征；若为0，表示属性x在空间上是随机分布的。

2.1.4 马尔可夫链

马尔可夫链适用于研究时间和状态均为离散的随机转移问题，是分析俱乐部趋同，尤其是揭示趋同俱乐部成员构成变化形式与过程的有效工具[24]。在本文中，首先将测度出的农村三产融合与乡村振兴耦合协调度进行数据离散化处理，并转化为k种类型，不同年份区域耦合协调度类型的转移可用一个k×k的马尔可夫转移概率矩阵M表示，矩阵中的元素表示t年份属于类型i的空间单元在t+1 年份演变为类型j的概率。若某个空间单元的耦合协调度类型不随时间变化，则定义该单元的转移类型为“平稳”；若有所提高，则定义为“向上转移”，否则为“向下转移”。

其中，nij表示在研究期内，由t年份属于类型i的空间单元在t+1 年份转移到类型j的数量总和；nj表示在研究期内，所有属于类型i的空间单元的数量总和。若某个空间单元的耦合协调度类型不随时间变化，则定义该单元的转移类型为“平稳”；若有所提高，则定义为“向上转移”，否则为“向下转移”。

空间马尔可夫链是传统马尔可夫链与“空间滞后”概念相结合的产物[25]。其以空间单元i 在初始年份的空间滞后类型为条件，将传统马尔可夫转移概率矩阵M分解为k个k×k条件转移概率矩阵。这其中，对于第k个条件矩阵而言，mij（k）表示以研究期内t年份的空间滞后类型k为条件，空间单元在该年份属于类型i在t+1 年份转移到类型j的概率。通过对比分析空间与非空间矩阵中相对应的元素，可以得出某一区域类型转移的概率与邻域之间的关系，进而揭示在不同地理背景下的农村三产融合与乡村振兴耦合协调度类型转移的空间溢出效应。

2.1.5 空间计量模型

在研究变量间的影响关系时，采用OLS方法对具有空间相关性的数据进行模型估计，结果往往会是有偏的甚至是无效的，因而通常需要运用空间计量模型对数据进行处理。一般而言，根据不同变量的空间相关性特征，空间计量模型主要包括空间滞后模型（SLM）、空间误差模型（SEM）和空间杜宾模型（SDM）等。广义嵌套的静态空间面板模型一般可以表示为[26]：

其中，Y表示被解释变量；X表示解释变量；w表示空间权重矩阵；ρ表示被解释变量的空间滞后系数；β表示解释变量的待估系数；δ表示解释变量的空间滞后系数；λ表示空间误差系数；μ表示空间固定效应；γ表示时间固定效应；ε和v表示随机扰动项。在实际应用过程中，若ρ≠0、δ=0、λ=0，则模型转化为空间滞后模型（SLM）；若ρ=0、δ=0、λ≠0，则模型转化为空间误差模型（SEM）；若ρ≠0、δ≠0、λ=0，则模型转化为空间杜宾模型（SDM）。

2.2 数据来源

本文以中国30 个省份（除西藏和港澳台地区）作为研究对象，并参照国家统计局的划分标准，将研究区域划分为东部地区、中部地区和西部地区，时间跨度为2005-2021 年。所有原始数据均来自《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国国民经济和社会发展统计公报》以及各省份历年的统计年鉴和统计公报等，针对个别数据缺失值采用线性趋势插值法进行处理。

3 结果与分析

3.1 农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的动态演进特征

根据上文所构建的评价指标体系，运用熵值法和耦合协调度模型，计算得出2005-2021年中国30 个省份农村三产融合与乡村振兴耦合协调度，采用ArcGIS 软件中的自然间断点分级法（Jenks）对2005年、2013年和2021年的耦合协调度进行类型划分，进而生成相应年份农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的空间格局示意图（限于篇幅，本文未进行展示）。

整体来看，2005-2021年我国农村三产融合与乡村振兴耦合协调度总体呈现上升趋势，并存在明显的由沿海地区向内陆地区递减的空间特征，在东部形成以江浙沪地区和京津冀地区为两极的空间格局，中西部区域协调发展格局逐步显现，而中部地区承东启西的区位枢纽功能在其中起到关键作用。从耦合协调类型来看，2005-2013 年我国农村三产融合发展进程相较于乡村振兴稍有滞后，总体属于农村三产融合滞后型，且主要集中于东中部地区，西部地区大多数省份农村三产融合与乡村振兴处于发展相对均衡的状态。在2013 年以后，我国农村三产融合滞后的局面发生了根本性转变，乡村振兴水平滞后于农村三产融合水平成为主流趋势，且在全国范围内普遍存在，这一现象在2014-2018 年间尤为明显，有半数以上的省份是属于乡村振兴滞后型的。

基于农村三产融合与乡村振兴的耦合协调类型划分标准，本文存在4种状态类型，由低到高排序依次为：濒临失调、初级协调、中级协调和高级协调，这四种状态类型分别以k=1，2，3，4来表示，k越大表示耦合协调度越高。另外，根据上文内容，将整个研究期划为2005-2013 年和2013-2021年，通过Matlab软件得到传统马尔可夫转移概率矩阵（见表3）。

表3 传统马尔可夫转移概率矩阵

对角线上的元素表示状态类型未发生转移的概率，反映某地区农村三产融合与乡村振兴耦合协调度演进的稳定性，而非对角线上的元素则表示某地区耦合协调度在不同状态类型之间发生转移的概率。由此得出农村三产融合与乡村振兴耦合协调度在未考虑地理空间格局下的演进特征：

（1）农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的转移具有维持原有状态的稳定性。从对角线元素看，对角线上的数值均远大于非对角线上的数值，表明这4 个俱乐部趋同均具有较强的稳定性，其中，最小值为0.500 0，即在任意一个时期，区域保持原有状态类型的可能性至少为50%。

（2）农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的转移仅发生于相邻状态类型之间。从非对角线元素看，非对角线上的最大值为0.500 0，表明在研究期内，不同状态类型间转移的概率较小；而非对角线上非零数值均分布在对角线两侧，说明农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的演进是一个相对持续的过程，在连续两个年份之间不具备状态类型跨越式发展的可能性。

（3）农村三产融合与乡村振兴耦合协调度总体表现出向上转移的趋势。从两个时间阶段来看，2013-2021 年属于中级协调和高级协调的区域数量较2005-2013 年有显著增加，而属于濒临失调和初级协调的区域数量则出现下降；但不同时期阶段的转移也存在差异，2013-2021年处于濒临协调和初级协调的区域向上转移的概率较2005-2013 年有小幅上升；而处于中级协调的省份向上转移的概率较前一个时期阶段减少了0.064 1，但向下转移的概率则增长了0.054 7，且向下转移的可能性比向上转移的可能性大；处于高级协调阶段的区域维持原有状态类型的可能性进一步得到巩固。

利用全局莫兰指数测度2005-2021年农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的空间自相关程度（限于篇幅，本文未进行展示），结果显示，各年份的全局莫兰指数均为正值，且均通过了1%的显著性检验，表明农村三产融合与乡村振兴耦合协调度在空间分布上具有显著的正向相关性。

通过空间相关性分析可知，农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展在地理空间上并非孤立随机的，不同区域与邻域之间是相互关联的。因此，本文在传统马尔可夫转移概率矩阵的基础上，以各省份在初始年份的空间滞后类型为条件，将空间因素嵌入马尔可夫转移概率矩阵中，同样地，划分2005-2013 年和2013-2021 年两个时期阶段进行研究（见表4）。通过对比表3 和表4的结果，可以得出以下空间演进特征：

表4 空间马尔可夫转移概率矩阵

（1）地理背景和农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的演进存在一定关联性。在尚未考虑地理空间格局的影响下，农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的动态演进过程具有空间溢出效应，即农村三产融合与乡村振兴耦合协调度较高省份将会产生正向溢出效应，而耦合协调度较低省份将会产生负向溢出效应。

（2）地理背景对农村三产融合与乡村振兴耦合协调度类型转移的影响具有差异性。若某地区以耦合协调度较高的省份相邻，则该地区向上转移的可能性将大于以耦合协调度较低的省份相邻时向上转移的可能性；相反，若某地区以耦合协调度较高的省份相邻，则该地区向下转移的可能性将小于以耦合协调度较低的省份相邻时向下转移的可能性。

（3）地理背景所产生的影响体现出非对称性。当某地区与处于较高水平阶段的省份相邻时，则该地区向上转移概率的增幅一般大于向下调整概率的降幅；反之，当某地区与处于较低水平阶段的省份相邻时，则该地区向上转移概率的降幅一般大于向下调整概率的增幅。

（4）对比两个时期阶段可以发现，濒临失调、初级协调和中级协调这三种耦合协调度类型维持原有状态的概率随时间的推移而减小，而高级协调则增大，这证实了空间因素在农村三产融合与乡村振兴耦合协调动态演进中起到了重要作用，也再次说明地理背景对类型转移的影响具有差异性并体现出非对称性，即地理背景会弱化处于非高级协调阶段地区俱乐部趋同的稳定性，而对处于高级协调阶段的地区（如江浙沪地区和京津冀地区）则表现出愈发明显的俱乐部收敛现象。

3.2 农村三产融合与乡村振兴耦合协调的驱动因素研究

3.2.1 变量选取

农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展受到诸多因素的影响，借鉴以往研究成果，并结合实际情况，本文从传统生产要素（人口、资本和设施）和先进生产要素（创新、数字和低碳）两个维度切入进行计量分析（变量的描述性统计见表5）。

表5 变量的描述性统计

3.2.2 模型构建

根据上文空间自相关分析结果可知，我国农村三产融合与乡村振兴耦合协调度存在显著的空间相关性，而传统面板模型并不适用于考察空间效应，因此本文选用空间计量模型对各变量进行回归估计。为了更准确地描述驱动因素对我国农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的空间影响关系，本文参照Elhorst的研究思路对空间计量模型进行选择[27]。

如表6 所示，在LM 检验中LM-Lag 和LM-Error 均在1%的显著性水平下拒绝原假设，在Robust LM 检验中LM-Error 通过了1%的显著性水平检验，表明空间滞后模型和空间误差模型可能同时存在，因而倾向于选用空间杜宾模型；Wald 检验和LR 检验均至少在5%的显著性水平下拒绝原假设，表明空间杜宾模型无法退化为空间滞后模型和空间误差模型，故选择空间杜宾模型；同时，Hausman检验在1%的显著性水平下拒绝原假设，表明应当选用固定效应的空间杜宾模型。此外，通过比较可决系数（R2）和对数似然值（Log-likelihood），本文最终采用时空固定效应的空间杜宾模型进行回归估计，构建模型如下：

表6 空间计量模型检验结果

3.2.3 回归结果分析

由表7 可知，可决系数为0.444，表明模型整体拟合效果较好；同时，被解释变量的空间滞后系数为0.126，且通过5%的显著性水平检验，进一步验证农村三产融合与乡村振兴耦合协调度具有明显空间溢出效应。由于空间杜宾模型包含空间滞后项，回归结果无法完全反映解释变量对被解释变量的边际影响，需要对模型采用偏微分方法将总效应分解为直接效应和间接效应[28]。

表7 空间杜宾模型的回归结果及效应分解

（1）人口作为最主要的传统资源要素，其直接效应在95%的置信水平上具有显著的正向作用，而间接效应不显著，表明人口集聚有利于发展农村地区以传统农业为代表的资源密集型、劳动密集型产业，并在农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展的进程中发挥着基础性作用，但这种影响对邻域却是有限的。

（2）资本驱动的直接效应通过1%的显著性检验，表明通过引导社会资本有序下乡，让资本贯穿于农业生产、加工、流通、消费等各个环节，逐步实现传统农业向资本密集型的现代农业的转型升级，从而推动乡村整体经济效益提升，同样地，这种作用主要体现在自身区域内部，而对邻域不显著。

（3）以交通路网为代表的基础设施是经济社会发展的基石，实证结果表明，本地基础设施建设水平每上升1个百分点，将有助于本地农村三产融合与乡村振兴耦合协调水平提升0.039个百分点，邻域提升0.149 个百分点，因此，应加速打通区域性经济动脉，促进相邻地区间人、财、物的流动，使区域内部和区域之间的资源配置效率得到双向提升。

（4）创新驱动的直接效应和间接效应均高度显著且系数为正，表明通过技术创新改进了传统农用工具和生产方式，将现代农业经营理念植入广大农民群众的思想意识当中，从而潜移默化地提高农村劳动者的整体素质，让农村三产融合与乡村振兴的联系在观念上更加紧密，通过异地交流的方式也扩大了先进经验与创新思路的传播。

（5）数字驱动的直接效应在99%的置信水平上显著为正，效应系数为0.035，表明加快物联网、大数据、区块链、人工智能等新一代数字技术在“三农”领域的应用，不仅推动农业全产业链融合发展，确保全面推进乡村振兴落地见效，同时也借助数字乡村建设深化了农村三产融合与乡村振兴在本地的密切程度，但数字驱动的空间溢出效应不明显。

（6）低碳驱动的直接效应为-0.040，表明农业碳排放总量每降低1 个百分点，会使本地农村三产融合与乡村振兴耦合协调水平相应提高0.040 个百分点，而间接效应同样显著为负，表明本地碳减排在一定程度上对邻域形成较大的环境规制压力，从而倒逼其向绿色化的方向发展，因而有益于二者互促共进。

（7）从直接效应来看，各驱动因素影响程度由强到弱依次为：人口驱动＞资本驱动＞低碳驱动＞设施驱动＞数字驱动＞创新驱动，说明我国现阶段农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展仍以传统生产要素驱动为主导，而先进生产要素驱动所带来的影响相对较弱。从间接效应来看，各驱动因素影响程度由强到弱依次为：设施驱动＞低碳驱动＞创新驱动，间接效应的结果与直接效应相类似，揭示出“以传统生产要素驱动为主、先进生产要素驱动为辅，两类生产要素共同驱动”是我国当前农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展的总体特征。

3.2.4 区域异质性分析

考虑到我国各地区要素禀赋条件方面存在较大差异，本文在全国30个省份层面估计的基础上，进一步划分东部地区、中部地区和西部地区，并同样采用时空固定效应的空间杜宾模型针对不同区域展开异质性分析（见表8，限于篇幅，本文仅展示直接效应和间接效应的结果）。

表8 分区域空间杜宾模型的效应分解

从东部地区来看，各驱动因素的直接效应系数均相对较低，且普遍低于全国水平，可能的原因是，我国正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期，在东部地区农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展进程中则表现为传统生产要素驱动力不足、先进生产要素驱动力不强，使得整体驱动效果不佳，而资本和创新在东部地区具有显著的驱动作用。值得注意的是，东部地区资本驱动、设施驱动和数字驱动具有较强的正向溢出效应，说明东部地区在资本投资、基础设施和数字领域方面发展较好，要素功能得到充分释放，进而影响邻近地区。

从中部地区来看，除人口驱动外，各驱动因素均可对本地区农村三产融合与乡村振兴耦合协调度产生不同程度的显著效果，且效应系数基本与全国水平相当，而设施驱动的系数则明显高于东西部地区，并对邻近地区起到了辐射带动作用，说明近些年来国家通过中部崛起战略的实施，对以交通路网为代表的基础设施建设取得了明显成效，借助农村公共基础设施的发展推动中部地区城乡区域协调性进一步增强，也让脱贫攻坚成果得到巩固拓展，接续推进乡村全面振兴；中部地区具有承东启西的独特优势，通过建设现代化交通基础设施体系，实现资源要素市场化配置和跨区域整合，不仅有利于本地区农村三产融合发展，强化农村产业结构集聚效应，还有利于东部地区资本要素与西部地区资源要素的流动和交换。

从西部地区来看，各驱动因素都能有效影响本地区农村三产融合与乡村振兴的耦合协调发展，除设施驱动外的其他驱动因素的作用大小均高于全国水平，这也从侧面反映出西部地区农村三产融合与乡村振兴耦合协调度相较于东中部地区仍具有较大的提升空间，且无论是传统生产要素驱动还是先进生产要素驱动都能在其中发挥显著的驱动效果。需要说明的是，西部地区数字驱动的系数符号与其他两个地区乃至全国层面的结果是恰好相反的，表明通过数字驱动不仅无法从中获得正效益，反而给本地区带来负效益，并产生负的区域外部性，究其原因，可能是由于西部地区地广人稀，且相关配套设施尚未完善，加之高技术从业人员广泛集中于东中部地区，造成数字化转型在农村地区，特别是对于农业领域规模化生产和集约化经营方面的影响收效甚微，以至于虚耗前期相关资金投入，导致总体呈现出负相关性。

4 结论与建议

4.1 结论

2005-2021 年我国农村三产融合与乡村振兴耦合协调度表现为上升趋势，并体现出由东部沿海地区向中西部内陆地区递减的空间特征；2005-2013年我国总体属于农村三产融合滞后型，而乡村振兴滞后型在2013年以后则相对普遍。

从时间演进的视角来看，农村三产融合与乡村振兴耦合协调度的转移具有维持原有状态的稳定性，在连续两个年份之间不具备状态类型跨越式发展的可能性，但总体表现出向上转移的趋势。从空间演进的视角来看，耦合协调度较高省份将会产生正向溢出效应，而耦合协调度较低省份将会产生负向溢出效应；同时，地理背景对类型转移的影响不仅具有差异性，还体现出非对称性。

各驱动因素均能对农村三产融合与乡村振兴耦合协调度产生显著的直接效应，其中，设施驱动、创新驱动和低碳驱动还具有显著的空间溢出效应；此外，各驱动因素影响的强弱程度揭示了“以传统生产要素驱动为主、先进生产要素驱动为辅，两类生产要素共同驱动”是我国当前农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展的总体特征。各驱动因素的影响在不同区域存在异质性。

4.2 建议

中国农村三产融合与乡村振兴存在显著的区域发展不平衡特征，各省份差异性明显，二者在总体上尚未步入协调发展阶段。因此，东部地区尤其是江浙沪地区和京津冀地区应利用好区位优势和先发优势，持续探索有利于深化农村三产融合和推进乡村全面振兴的体制机制，先行先试、边试边改，形成可复制可推广的经验做法，由点及面带动中西部地区共同发展，同时也统筹兼顾区域内部的均衡发展。中部是占有农业大省和农村人口大省最多的地区，因其独特的地理位置，构成了一条承接东西、纵贯南北的中级协调链，因而既要加快数字技术在本地区的应用覆盖，借助数字经济深挖乡村发展潜力，也要依托区域性资源优势，进一步发挥空间枢纽作用。西部地区底子薄、基础差、欠发达，发展不平衡不充分问题在贵州、云南、甘肃等省份的农村更是突出，为此必须在巩固拓展脱贫攻坚成果之上，持续强化政府、企业、高校以及社会组织跨区支援力度，完善中西部人才引进、培养、稳定和发展的保障体系，并引导本地区广大农民群众主动投身农业农村现代化建设当中。

中国农村三产融合与乡村振兴耦合协调度存在正向空间溢出效应，因而地方各级政府在推动地区内部资源有效整合与合理利用的同时，也应积极寻求区域间政府交流与合作，多措并举促进各类资源要素实现跨行政区划的有序流动。耦合协调度较高的省份主要集中于东中部地区，这些省份在推动农村三产融合、实施乡村振兴战略以及促进二者耦合协调发展方面始终保持全国领先水平，但不可避免地步入诸如中级协调阶段往高级协调阶段过渡的发展平台期，这时已取得显著成效的省份（如江浙沪地区和京津冀地区）应发挥全局辐射效应，实现先进理念与成熟经验的共享，带动邻近地区突破发展瓶颈。耦合协调度较低的西部乡村地区则要应用好东中部地区的先进技术和创新模式，加快促成农村三产融合与乡村振兴相融共进，欠发达地区还需合理运用财政资金的杠杆功能，并支持社会资本和金融资本参与到西部产业发展和乡村建设当中，注重建立健全“融资”与“融智、融志、融制”相结合的长效机制，以市场化手段增强乡村产业“造血”功能。

驱动因素分析显示，不论是传统生产要素驱动，抑或是先进生产要素驱动均可直接影响农村三产融合与乡村振兴耦合协调发展水平，因此，在全国层面必须科学统筹各驱动因素，最大限度释放其经济效益，同时兼顾利用空间溢出效应开展跨区域合作，推动耦合协调度的整体提升。但考虑到各地区发展状况参差不齐，故无法一概而论：东部地区亟须通过加大科技创新投入改善要素驱动效果，破除制约协调发展的隐性障碍，全方位推动农业农村高质量发展；中部地区要以新发展格局为引领，发挥好联动东西、协调南北的纽带功能，提高资源要素区域间流动性和配置效率；西部地区应扎实推进相对贫困治理工作，完善农村基础设施和民生工程建设，因地制宜发展具有地域特色和民族特色的乡村产业，并积极融入“一带一路”倡议。此外，除了注重区域耦合协调度的提升，也要关注耦合协调类型的转变，针对农村三产融合滞后型和乡村振兴滞后型应分类施策，相关政策制定需有所侧重但不可偏废，促使农村三产融合与乡村振兴呈现同频共振、协同发展的良好局面。