创新要素市场化、新型城镇化与乡村振兴

张亚军

（河南财政金融学院 马克思主义学院，河南 郑州 450046）

一、引言

《中共中央 国务院关于做好2022 年全面推进乡村振兴重点工作的意见》提出，要锚定“三农”工作，全面推进乡村振兴战略。2022 年3 月，全国两会再次特别强调，要大力推动乡村治理、乡村建设、乡村发展，促进乡村全面振兴。不难发现，推进乡村振兴战略稳步实施已然成为党和国家新时期的关注重点。然而，现阶段城乡二元经济结构矛盾突出、要素难以实现有效流动与合理配置，使得市场壁垒高企、公共资源配置不均衡[1]。尤其是技术、数据、人才等创新要素向城市集聚，进一步加剧城乡要素配置失衡。加之受到政策和市场环境束缚，创新要素入乡面临诸多现实制约，成为影响乡村振兴战略的现实掣肘。此情形下，加快完善要素市场化配置，实现创新要素市场化对推动乡村全面振兴具有重大实践意义。事实上，加快推进创新要素市场化，亦是新时期助推新型城镇化迈入全新发展阶段的重要引擎。在快速推进新型城镇化过程中，创新要素配置渐趋协调并逐步实现市场化发展，使得城乡关系开始扭转，城市经济发展开始反哺农村。而值得注意的是，新型城镇化与乡村振兴的最终目标均是大力推动农村经济发展，逐步缩小城乡差距，扎实推进全民共同富裕。显然，新型城镇化与乡村振兴的核心价值均是“以人为本”。《2022 年新型城镇化和城乡融合发展重点任务》提出，要加快推进新型城镇化，引导城镇基础设施、社会事业以及公共服务向农村地区延伸，持续巩固脱贫攻坚成果以有效衔接乡村振兴。那么，如何解读创新要素市场化、新型城镇化与乡村振兴三者的关系？又该如何从创新要素市场化与新型城镇化两方面深刻把握乡村振兴方向？这些问题亟待厘清。

现有相关文献主要集中在以下几方面。第一，创新要素市场化与乡村振兴。张海鹏等(2018)认为，实现乡村振兴是长期过程，应构筑城乡统一的公共服务体系与要素市场，从而全面开展乡村振兴[2]。柯珍堂(2020)提出深入推进农村生产要素市场化变革，可实现农民增收与乡村产业融合发展，对推动乡村振兴发展具有重要意义[3]。刘同山、韩国莹(2021)指出，提升创新要素使用效率与投入数量、加速创新要素市场化变革是促进农村经济增长、助力乡村振兴的关键因素[4]。第二，创新要素市场化与新型城镇化。文丰安(2020)认为只有促进创新要素市场化并实现双向流动，方可实现产业城镇化、绿色城镇化，真正驱动新型城镇化建设，实现城乡融合发展[5]。赵永平、熊帅(2022)认为市场化对新型城镇化具有推动作用，但具有明显区域性，可通过创新要素市场化发挥产业集聚功能，助推新型城镇化建设[6]。第三，创新要素市场化、新型城镇化与乡村振兴。冯丹萌、孙鸣凤(2020)从美国、日本、欧洲三大地区经验出发，提出推进中国新型城镇化建设与乡村振兴应从完善创新要素市场化配置视角推进，缓解城乡二元结构矛盾[7]。叶超、于洁(2020)认为，要实现城乡融合应驱动创新要素合理配置，结合新型城镇化与乡村振兴两大战略，创新中国城乡共治新格局[8]。

综上，已有创新要素市场化影响乡村振兴的相关研究多以定性分析为主，鲜有文献展开定量分析，且关于创新要素市场化、新型城镇化与乡村振兴的关系尚未形成明显传导机制理论。文章认为，在新型城镇化过程中，创新要素市场化发展能推动城乡要素合理配置、实现要素双向流动，有效促进乡村振兴。故立足新型城镇化，从地区层面考察创新要素市场化影响乡村振兴的作用机制，并检验创新要素市场化对乡村振兴的影响是否会因新型城镇化水平不同而发生变化。文章边际价值主要有：基于创新元素市场化存在的“外部性”问题，对新型城镇化在创新要素市场化与乡村振兴之间的中介作用展开探讨；将微观机制分析上升到中观层面的实证分析，探究地区层面创新要素市场化能否有效推动地区新型城镇化，进而促进乡村全面振兴；分析新型城镇化在创新要素市场化和乡村振兴之间的门槛效应，以补充相关领域研究。

二、研究设计

1. 研究假设

全面推进乡村振兴的核心要义在于激活要素市场，加快推进要素市场化改革。十九届四中全会中提出要打造更为完善的要素市场化配置机制，推动市场化改革，打破要素流动的机制体制障碍，实现要素自主流动与高效配置。数字经济时代，推进乡村振兴不再仅局限于土地、资本等传统要素市场化，而是强调数据、技术等创新要素市场化。伴随创新要素市场化深入推进，技术、数据、人才等创新要素逐步向农村地区流动和集聚，有效缓解农村地区要素短缺和城乡要素配置失衡问题，推动农村产业高质量发展[9]。由此，农村地区逐步实现由技术创新向制度创新转变的全要素生产率提升，可助推农业现代化发展与乡村振兴全面实施。

改革开放以来，中国迈向城镇化快速发展阶段，每年有大量农村人口向城镇进行迁移，与之相关联的是要素流动配置需求增强[10]。随着创新要素市场化逐步推进，技术、数据、人才等要素开始向农村地区集聚，打破农村地区要素短缺的长期困局，加快推动土地、劳动力、资本等要素合理配置。此过程中，城乡二元结构壁垒逐步消弭，实现农业转移人口市民化，推动公共资源、人才、数据等创新要素合理配置，加快公共服务均等化和新型城镇化进程，进而释放更大发展潜力与红利。同时，更多城镇公共服务向农村地区延伸，逐步缩小城乡居民间收入差距，为加快乡村振兴步伐提供有力支持。根据上述分析，创新要素市场化不仅能够直接促进乡村振兴，还能够通过影响新型城镇化推动乡村振兴。据此，提出如下假设：

假设H1：创新要素市场化可通过新型城镇化影响乡村振兴。

创新要素市场化通过新型城镇化影响乡村振兴存在两条渠道，即驱动渠道和抑制渠道。其中，驱动渠道主要是创新要素市场化的“放管服”带来的“牵引效应”发挥作用：首先，实现创新要素市场化的关键在于深化政府管理体制变革，降低政府对创新资源配置的行政干预[11]；其次，政府不断放宽市场准入标准，激活创新要素新动能，辅以合理的行政监管，助推城乡要素双向流动，为新型城镇化发展奠定坚实基础；最后，伴随新型城镇化建设持续深入，城镇基础设施、公共服务不断向乡村延伸，促使乡村振兴实现提质增效。抑制渠道主要是创新要素市场化的“温水效应”发挥作用：“放管服”政策的落实为各类主体进入市场创造良好条件，有效推动创新要素市场化进程。但与此同时，政府对市场经济秩序的维护与监管力度减轻，由此产生的“温水效应”导致创新要素市场不公平竞争现象凸显。这致使新型城镇化建设缓慢，农村基础设施建设、公共服务更新迭代迟滞，不利于乡村振兴有效实施。那么，在创新要素市场化通过新型城镇化影响乡村振兴过程中，究竟“牵引效应”与“温水效应”哪个作用效果更强？文章认为这与新型城镇化建设情况直接相关。若某一地区新型城镇化建设效果较好，说明城乡要素配置较为合理。此时，政府部门可更好发挥“放管服”效应，从而促进创新要素市场化，驱动乡村振兴。若某地区新型城镇化建设效果较为一般，城乡要素配置不均衡，创新要素市场化滞后，不利于乡村振兴有效实施。基于此，提出如下假设：

假设H2：创新要素市场化对乡村振兴的作用效果会受到新型城镇化门槛效应的影响。

在推进创新要素市场化进程中，创新要素市场化驱动乡村振兴的作用可能长期存在。从微观层面看，农村地区发展并非一成不变，而是存在不稳定变动。当农村由于生产要素单行流向城市而严重“失血”时，创新要素市场化对于畅通城乡人才流动具有促进作用，并长期推动人口流动处于均衡状态，有助于乡村振兴战略实施[12]。从宏观层面看，创新要素市场化可引导各类要素向农村地区集聚，畅通城乡经济循环、振兴乡村产业，促进农民收入水平长期保持提升状态，助推乡村振兴有效实施。因此，提出如下假设：

假设H3：创新要素市场化对乡村振兴的促进作用具有长期性。

2. 变量设置与数据处理

（1） 被解释变量

乡村振兴水平(RV)：现有度量乡村振兴水平的方法多以构建评价指标体系为主。结合现阶段对乡村振兴水平的测度研究及数据可获取性，以乡村振兴总要求为立足点，构建生活富裕、乡风文明、生态宜居、产业兴旺、治理有效五维度指标。其中，生活富裕运用农村居民恩格尔系数、农村居民人均可支配收入、农村居民最低生活保障标准、村通公路占比、农村信息技术设施覆盖率、铺设路灯的村庄占比指标衡量。乡风文明借助义务教育巩固率、发展业务文化组织的乡村占比、有体育健身场所的乡村占比、农村居民教育文化娱乐支出占比指标衡量。生态宜居利用农作物秸秆综合利用率、村庄绿化覆盖率、化肥施用强度、农村生活污水达标处理率、自来水净化处理率、农村厕所卫生普及率指标代替。产业兴旺采用农业总产值、土地生产率、农业劳动生产率、农作物耕种收综合机械化率、农村电商数据指标度量。治理有效使用村庄规划管理覆盖率、集体经济强村占比、有村规民约的乡村占比、村民监督委员会覆盖率指标代替。借鉴牛文浩等(2021)[13]的方法，运用熵权法对各指标权重进行计算，得到乡村振兴综合发展指数，此处仅展现全国层面及四大地区测算结果（图1）。

图1 乡村振兴综合发展指数

（2） 解释变量

创新要素市场化(MIF)：借鉴已有研究[14]，结合《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》对生产要素范畴的阐述，以人才要素市场化、技术要素市场化、资本要素市场化、环境要素市场化四个维度衡量创新要素市场化。人才要素市场化借由每万人就业人中律师人数、第一产业就业人数、公职人员占总从业人员比重指标衡量。技术要素市场化运用交易合同金额、企业专利授权人均数、新产品销售收入指标衡量。资本要素市场化利用研发经费投入水平、政府对国有企业的投资、股票市场价值总和、外商直接投资水平、金融机构存贷款水平指标度量。环境要素市场化使用土地出让收入、法律法规完善程度、工业用地的市场实际成交价指标代替。使用熵权法对各指标权重进行计算，得到创新要素市场化综合发展指数。

（3） 中介变量及门槛变量

新型城镇化(NU)： 《国家新型城镇化规划（2014—2020年）》首次将城镇化率划分为户籍人口城镇化率及常住人口城镇化率。而2022 年政府工作报告指出，新型城镇化建设需注重提升户籍人口城镇化率。所以，文章选择户籍人口城镇化率来衡量新型城镇化。

（4） 控制变量

政府支持度(Gos)：政府支持程度对乡村振兴发展具有重要意义，以政府在农村地区实际财政支出度量；自然资源(Nar)：自然资源是影响农业产业发展的重要条件，选取年均降水量进行度量；教育水平(Edu)：教育能够为文明乡风建设与乡村振兴战略实施提供人才支撑，使用农村高中学历人口数占农村总人口比重来表示；信息化程度(Dei)：信息化程度是促进农村产业发展的全新动能，故借助农村地区互联网普及率来度量；经济发展水平(GDP)：经济发展水平是乡村振兴发展的关键基础，但考虑到经济发展过程中劳动收入份额具有“U”型规律，对乡村振兴的作用效果也可能表现为“U”型态势，故选取人均国内生产总值(GDP)及其平方项(GDP2)进行衡量。

考虑到西藏部分数据缺失较为严重，且香港、澳门、台湾地区不具有可比较的一般性特征，因此选取全国30 个省份作为研究对象。2013 年开始，中国新型城镇化发展步入爆发增长阶段，故选取2013—2020 年作为研究时段。实证数据来源于历年《中国城乡建设统计年鉴》 《中国环境统计年鉴》 《中国统计年鉴》 《中国教育统计年鉴》 《中国农村统计年鉴》 《中国社会统计年鉴》以及生态环境公报。考虑到各指标量纲及数量级差异将引起实证结果产生误差，使用离差的标准化对原始数据资料进行处理。

3. 计量模型设定

（1） 基本模型

在前文理论分析基础上，借鉴叶胥等(2021)[15]的研究，设定以下估计方程以检验创新要素市场化对乡村振兴的影响：

式中，ϖit代表残差项；i 代表地区；t 代表时间；RVit为t年i 地区的乡村振兴水平；φi为省份固定效应；MIFit代表t 年i地区的创新要素市场化；β0是常数项；β 表示创新要素市场化对乡村振兴影响的总效应；μt是时间固定效应。Zit代表相关控制变量，包含经济发展水平(GDP)及其平方项(GDP2)、自然资源(Nar)、教育水平(Edu)、信息化程度(Dei)、政府支持度(Gos)。

（2） 中介效应模型

理论分析得出，创新要素市场化通过新型城镇化促进乡村振兴，推测新型城镇化可能是创新要素市场化影响乡村振兴的一个中介。故在式(1)基础上构建以下模型：

式中，NUit代表t 年i 地区户籍人口城镇化率，衡量各地区新型城镇化，中介效应的大小由δ1ϑ2进行度量，并借助其与总效应之比衡量中介效应的相对大小。δ0与ϑ0均是模型中的常数项。

（3） 面板门槛模型

为验证创新要素市场化对乡村振兴的促进作用可能会受到新型城镇化门槛效应的影响，故借助固定效应面板门槛模型进行估计，以新型城镇化为门槛变量，并在式(1)中加入示性函数，设立单门槛模型。具体如下：

因新型城镇化可能潜藏多门槛值，故构建多门槛面板模型：

式中，χ 是未知门槛值；NUit表示t 年i 地区新型城镇化；I(·)为示性函数。其中，当示性函数未满足括号条件时，I=0；反之，I=1。

（4） 面板VAR 模型

由于上文模型均采用静态回归分析方法，难以直观揭示创新要素市场化与乡村振兴随时间的动态调整过程，且无法监测二者之间是否具有长期影响。所以，文章构建面板VAR 模型：

式中，Bt1表示待估计系数矩阵；j 代表滞后阶数；L 则是由(RV，MIF)所构成的向量。同时，考虑到固定效应动态面板模型为实证所用模型，滞后回归项可能与差分项进行正交影响结果，需对年均值进行扣减、向前均值差分，以充分消除时间、省份固定效应。

三、实证分析

1. 基准回归结果

将创新要素市场化与乡村振兴综合评价指数代入模型(1)中，探究创新要素市场化对乡村振兴的影响（表1）。列(A)通过控制时间和省份固定效应，探究创新要素市场化对乡村振兴的影响路径；列(B)在列(A)基础上加入经济发展水平、自然资源两个控制变量；列(C)中加入教育水平与信息化程度两个控制变量；列(D)则引入所有控制变量。

由表1 可以知悉，随着创新要素市场化的深入，乡村振兴水平呈现上涨趋势。列(B)～(D)展现出，随着控制变量渐次引入，创新要素市场化对乡村振兴依然具有促进作用，结果稳健性较高。在列(A)中，创新要素市场化对乡村振兴具有显著正向促进作用。列(D)为创新要素市场化对乡村振兴影响的总效应回归，结果显示创新要素市场化依然对乡村振兴具有显著促进作用，影响系数为0.2358。这意味着，经过式(1)检验，创新要素市场化对乡村振兴具有显著正向影响。究其原因在于，创新要素市场化促使技术、人才等要素向农村地区集聚，为农村生产经营注入新鲜“血液”，不断实现农村基础资源配置优化升级，进而驱动乡村振兴提质增效。

表1 创新要素市场对乡村振兴影响的基准回归结果

由列(B)～(D)可以看出，随着控制变量的加入，创新要素市场化仍正向影响乡村振兴，且影响系数呈现增大趋势。这表明加入这些变量与创新要素市场化驱动乡村振兴存在相关关系。经济发展水平、信息化程度对乡村振兴的影响基本在1%水平上显著。教育水平对乡村振兴产生显著正向影响，在5%水平上显著。教育为乡村建设提供良好人才支撑，是服务对接乡村振兴战略的重要支点。提升教育水平是巩固教育脱贫攻坚成果、振兴乡村教育的重要举措，对乡村振兴具有促进作用。政府支持度对乡村振兴具有显著正向作用，在10%水平上显著。农业具有基础性、弱质性、准公共性特质，需要政府部门财政补助帮扶。政府融通各项财政扶持资金、补贴投入至更具优势的农村产业，发挥制度优势推动各类创新要素与农村当地要素相结合，促使扶贫工作由“输血式”向“造血式”创新发展进行转型，助推乡村振兴稳步运行。在所有控制变量中，自然资源对乡村振兴的影响不显著。究其原因，自然资源虽可借助自身潜在特点而转变为现实经济优势，但当前中国自然资源转化优势尚处于探索阶段，对乡村振兴促进作用不甚明显。

2. 传导机制检验

为研究新型城镇化在创新要素市场化与乡村振兴之间的中介作用，借助层次回归分析法检验假设模型，结果见表2。列(A)结果表明，创新要素市场化可正向影响新型城镇化，影响系数为0.0968，且通过10%水平显著性检验。列(B)结果表明，新型城镇化对乡村振兴具有正向促进作用，影响系数为0.5109，在10%水平上显著。而创新要素市场化对乡村振兴的影响系数为0.1905，通过5%显著性检验。综上可知，在创新要素市场化驱动乡村振兴的过程中，新型城镇化起到部分中介作用，这与假设H1 较为契合。其中，创新要素市场化对乡村振兴影响的总效应为0.2358，经过新型城镇化的中介效应为0.0453，在总效应中所占比重约为19.2%。伴随创新要素市场化推进，促使技术、人力等创新资本逐渐集聚，加快推动新型城镇化进程。此背景之下，城市产业向乡村地区进行有序转移与梯度变换，带动农村产业打造“一县一业”发展格局，使得农村发展新需求得到有效满足，助力乡村振兴稳步发展。

表2 新型城镇化的中介效应

3. 面板门槛效应检验

（1） 门槛值估计

为进一步探析创新要素市场化对乡村振兴的驱动作用是否会受到新型城镇化门槛效应影响，使用固定效应面板门槛模型进行实证分析（表3）。可以得知，创新要素市场化对乡村振兴的驱动作用仅受到新型城镇化单重门槛的影响，门槛值为0.5012，“自举抽样法”的P 值为0.0725，在10%水平上显著，这一结果与假设H2 较为契合。

表3 门槛值估计结果

（2） 门槛模型估计

由于创新要素市场化对乡村振兴的驱动作用受到新型城镇化单一门槛效应影响，故使用固定效应面板门槛回归模型展开进一步探究（表4）。

表4 面板门槛回归结果（被解释变量：创新要素市场化）

表4 列(A)为式(4)实证结果，说明创新要素市场化对乡村振兴的促进作用受到新型城镇化单重门槛效应影响。具言之，当新型城镇化率低于50.12%时，创新要素市场化对乡村振兴的作用效果不显著。当各地区新型城镇化率高于50.12%时，创新要素市场化对乡村振兴的影响系数为0.2775，且该系数在门槛效应后通过1%水平显著性检验。这说明各地区新型城镇化率越高，创新要素市场化对乡村振兴促进效应显著性越强。究其原因，新型城镇化率低的年份或地区，要素流动较为缓慢、要素配置合理性较低，使得创新要素市场化对乡村振兴的驱动作用较弱。此时，创新要素市场化的“温水效应”占据主导地位，难以发挥创新要素市场化对乡村振兴的促进作用。但随着新型城镇化率提升，各创新要素城乡流动较为畅通、要素配置较为合理。此时，创新要素市场化“放管服”带来的“牵引效应”效应占据主导地位，能有效促进农村产业高质量发展、提升农村经济效益，助力乡村振兴。

基于门槛回归结果，参考范红忠、陈攀(2017)[16]研究方法，替换解释变量对面板门槛模型进行稳健性检验。使用工业用地市场实际成交价格作为创新要素市场化替换变量，检验结果见表4 列(B)。可以发现，创新要素市场化替换变量对乡村振兴的正向促进作用受到新型城镇化单重门槛的影响。当工业用地市场实际成交价格较高时，创新要素市场化对乡村振兴的促进效应显著增强。再次验证创新要素市场化的间接传导机制与门槛效应，亦表明前文研究结论具有稳健性。

4. 长期效应检验

为探究创新要素市场化对乡村振兴的促进效应是否存在长期性，借助式(6)展开实证分析。第一步，借助ADF-Fisher、IPS、LLC 法进行平稳性检验，通过检验后使用面板向量自回归模型(PVAR)进行分析。第二步，立足AIC 准则，对面板VAR模型进行稳定性检验，设定PVAR 滞后阶数为三阶，稳定性结果见图2。可以看出，所有根模均处于单位圆之中，表明该模型具有较高稳定性。

图2 面板VAR 模型稳定性检验结果

表5 为面板VAR 模型的GMM估计结果。列(A)可看出，创新要素市场化的滞后三期对乡村振兴具有显著促进作用，影响系数为0.3853，在5%水平上显著。并且，乡村振兴滞后一期对乡村振兴影响显著。以上结果均可说明，创新要素市场化对乡村振兴存在长期促进作用，这与假设H3 较为契合。

表5 面板向量自回归结果

基于上述实证结果，为考察创新要素市场化与乡村振兴的动态相关关系，使用脉冲响应函数进行实证分析。考察期为8期，在基期分别设定一个单位的RV 和MIF 的脉冲，借助MC方法对内生变量进行动态变化测度，进而得到脉冲关系，结果见图3。由此可知，乡村振兴在脉冲响应冲击下的动态变化即是创新要素市场化的相对重要性。一方面，乡村振兴在自身影响下，其冲击效应幅度逐步缩减至0 附近，仅在前3 期表现为正。另一方面，研究期内创新要素市场化对乡村振兴的冲击均为正效应且显著，表明创新要素市场化可长期驱动乡村振兴。

图3 脉冲响应函数

同时，借助方差分解法探究在8 期中各指标的冲击反应对指标波动的方差贡献率组成，进一步清晰刻画创新要素市场化与乡村振兴之间的动态影响（表6）。由方差分解结果可以得知，至第8 期，除自身惯性因素外，在乡村振兴的影响因素中，创新要素市场化的影响力约为29.15%。进一步说明创新要素市场化对乡村振兴的影响随着时间变化逐步增大。

表6 面板VAR 模型方差分解结果

5. 稳健性检验

（1） 基准回归稳健性检验

考虑到基准回归虽已控制时间、省份效应及各类变量，但存在内生性问题易发生风险。主要原因为：其一，创新要素市场化与乡村振兴之间可能互为因果，即当农村发展较好时，有可能由于创新要素流动而阻碍乡村振兴。其二，可能存在遗漏变量问题，即遗漏同时与创新要素市场化和乡村振兴都相关的变量而导致创新要素市场化内生性。所以，使用工具变量与替换变量方法对基准回归展开稳健性检验，以消除内生性问题。

第一步，文章借助工业用地市场实际成交价格代替创新要素市场化综合指数，仍通过式(1)重新估计，结果见表7。由表7 与表1 进行对比分析发现，结果仍表现为显著。

表7 稳健性检验

第二步，使用工具变量展开两阶段最小二乘回归估计。文章选取创新要素市场化综合评价指数的一阶滞后项作为创新要素市场化的工具变量（表8）。选取该工具变量的理由在于，一是滞后变量与当前期扰动项之间不具有相关性；二是内生解释变量及其滞后变量之间具有相关性。而后，引入城乡收入差距作为另一个工具变量。

表8 中列(A)将创新要素市场化指标滞后项作为工具变量进行估计，可以得知创新要素市场化滞后项显著影响乡村振兴水平，工具变量方法估计的创新要素市场化指标对乡村振兴的影响系数为0.7586。列(B)工具变量为创新要素市场化滞后项与城乡收入差距，而列(C)工具变量为创新要素市场化滞后项与城乡收入差距滞后项。可以得知，城乡收入差距越小即创新要素市场化程度愈深，乡村振兴水平提升愈快，这表明各工具变量估计均具有强烈一致性。就数值来看，表8 中列(A)～(C)均高于表1 中固定效应模型估计结果。

表8 带工具变量的内生性检验

（2） 长期效应的稳健性检验

文章再次探析创新要素市场化对乡村振兴水平的影响随时间变动的情况，以检验创新要素市场化对驱动乡村振兴的长期性。基于表1 列(D)结果，加入创新要素市场化指标与各年份的交叉项，并以创新要素市场化指标与2013 年交叉项作为检验的参照变量（表9）。结果表明，创新要素市场化驱动乡村振兴的作用效果随着时间渐趋增强，且具有长期性，这一结果再次验证假设H3。

表9 创新要素市场化影响随年份变动估计

四、结论与政策建议

1. 结论

文章从省级层面首先考察了创新要素市场化通过新型城镇化影响乡村振兴的传导机制，并在此基础上研究创新要素市场化驱动乡村振兴受到新型城镇化的门槛效应。结果表明：创新要素市场化对乡村振兴具有正向促进作用，且新型城镇化在创新要素市场化与乡村振兴之间具有中介作用，其中介效应在总效应中所占比重约为19.2%；创新要素市场化对乡村振兴的促进效应受到新型城镇化单一门槛效应的影响，门槛值为50.12%。当新型城镇化率超过门槛值时，创新要素市场化“牵引效应”更强烈，对乡村振兴驱动作用有所增强；创新要素市场化驱动乡村振兴的作用效果随时间渐趋增强，具有长期性。

2. 政策建议

第一，全面激活创新要素市场，畅通城乡要素流动渠道。上述研究结果表明，创新要素市场化可驱动乡村振兴战略稳步实施，故应进一步从要素市场入手助力乡村振兴。农村地区应不断统筹基本公共服务，将基本公共服务覆盖至常住人口。同时，可建造创新开放合作平台，引入更多科技创新人才下乡，推动科创中心建造，为创新型技术人才提供良好环境，逐步开启城乡双向人才流动渠道，助力乡村振兴。在此基础上，可大力助推中央预算投资向农村地区倾斜，加大对科研投入力度，鼓励更多资本要素“下乡”，打造科技创新体系赋能农业产业发展，开发稳产核心技术助推乡村振兴战略。

第二，引导城镇服务延伸乡村，统筹推进城乡互促共荣。文章结论表明，新型城镇化在创新要素市场化驱动乡村振兴过程中发挥重要作用。对此，可加速城镇公共服务及基础设施向乡村延伸，完善乡村养老服务、因地制宜构建供水供热供气网络、加强城乡冷链物流设置、共建城乡学习共同体，推动城乡公共服务均等化。同时，以县域为单位加速推进城乡融合发展。将“两推进—实验—衔接”作为工作重点，探索以农补工、以城补乡的发展路径，推动新型城镇化与乡村振兴的衔接共振。

第三，发挥数字经济动能，助推数字乡村提质增效。文章研究认为，城乡要素流动均衡性较低，可从产业发展入手打造数字乡村，推动乡村全面振兴。由此，可大力推动农村产业融合发展，鼓励电子商务入乡，开展“数商兴农”重大工程，实现数据要素与乡村产业发展相融合，稳步推进乡村振兴发展。此外，大力开展“互联网+政务服务”在乡村地区不断拓展，开发农业农村大数据应用场景，实现乡村治理智慧化转型，实现乡村振兴迈向新台阶。