邱海洋，胡振虎

（1.信陽(yáng)師范學(xué)院法學(xué)與社會(huì)學(xué)學(xué)院，河南 信陽(yáng)464000； 2.財(cái)政部國(guó)際財(cái)經(jīng)中心，北京100820）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

黨的十九大報(bào)告提出要實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。鄉(xiāng)村振興的本質(zhì)是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村的整體與均衡發(fā)展。鄉(xiāng)村發(fā)展是鄉(xiāng)村振興的基礎(chǔ)和前提。2018年中央一號(hào)文件指出2050年實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)強(qiáng)、農(nóng)村美、農(nóng)民富。鄉(xiāng)村發(fā)展的目標(biāo)就是要從鄉(xiāng)村生產(chǎn)、生態(tài)、生活3個(gè)方面實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)強(qiáng)、農(nóng)村美、農(nóng)民富。在國(guó)家高度重視鄉(xiāng)村振興的背景下，有哪些路徑能夠更全面地促進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展？這個(gè)問(wèn)題既是實(shí)務(wù)界關(guān)注的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題也是理論界亟待解答的熱點(diǎn)問(wèn)題。

2017年12月的中央農(nóng)村工作會(huì)議指出要深化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，堅(jiān)持綠色興農(nóng)，增加農(nóng)業(yè)生態(tài)產(chǎn)品供給，走鄉(xiāng)村綠色發(fā)展之路。在促進(jìn)鄉(xiāng)村綠色發(fā)展的諸多路徑中，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)不可忽視。綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)是多種主體（返鄉(xiāng)農(nóng)民工、大學(xué)畢業(yè)生、企業(yè)家、鄉(xiāng)村留守人員等）以采用綠色生產(chǎn)方式提供優(yōu)質(zhì)生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)是一種兼顧經(jīng)濟(jì)利益與環(huán)境保護(hù)的新型創(chuàng)業(yè)形式。綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)是綠色食品產(chǎn)業(yè)與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的交集與綜合體現(xiàn)。綠色食品產(chǎn)業(yè)依托于鄉(xiāng)村青山綠水，而創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是企業(yè)家精神重要體現(xiàn)，因此綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)就是鄉(xiāng)村青山綠水和企業(yè)家精神在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域里的嶄新結(jié)合。

許多研究認(rèn)為綠色食品產(chǎn)業(yè)與綠色農(nóng)業(yè)具有相同的內(nèi)核。劉子飛（2016）認(rèn)為綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展主要得益于綠色食品工程實(shí)施，綠色食品工程為綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了一系列基礎(chǔ)性工作，比如中國(guó)綠色食品協(xié)會(huì)于2003年首次正式提出 “綠色農(nóng)業(yè)”概念[1]。同時(shí)他認(rèn)為在實(shí)證分析中綠色食品可等同于綠色農(nóng)業(yè)。黃漫宇、彭虎鋒（2014）指出中國(guó)綠色食品的大部分仍是初級(jí)產(chǎn)品或者初級(jí)加工產(chǎn)品，綠色食品產(chǎn)業(yè)既屬于農(nóng)業(yè)的范疇又是生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展模式的拓展和提升[2]。鄧遠(yuǎn)建等（2015）認(rèn)為綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展內(nèi)涵一致[3]。總體而言，綠色食品產(chǎn)業(yè)與綠色農(nóng)業(yè)具有高度的重合性。

鄉(xiāng)村發(fā)展是鄉(xiāng)村生產(chǎn)、生態(tài)、生活綜合發(fā)展的體現(xiàn)?，F(xiàn)有研究已經(jīng)從綠色農(nóng)業(yè)以及綠色食品產(chǎn)業(yè)視角探討了鄉(xiāng)村發(fā)展的動(dòng)力源泉。魏后凱（2018）指出從鄉(xiāng)村振興和可持續(xù)發(fā)展的角度看，農(nóng)民增收的源泉應(yīng)該來(lái)自于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村，而不是農(nóng)業(yè)農(nóng)村之外的城市產(chǎn)業(yè)支撐，同時(shí)國(guó)家現(xiàn)代化的實(shí)現(xiàn)要建立在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化基礎(chǔ)上，沒(méi)有農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展就不會(huì)有整體經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展[4]。溫鐵軍等（2018）指出綠色農(nóng)業(yè)既是生態(tài)文明的重要載體，同時(shí)也是鄉(xiāng)村振興的主要內(nèi)容[5]。胡海婧（2017）認(rèn)為綠色農(nóng)業(yè)有利于糧食安全、生態(tài)安全、效益安全，且是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的理想模式[6]。譚秋成（2015）指出常規(guī)石化農(nóng)業(yè)具有破壞土壤結(jié)構(gòu)、污染水源、威脅生態(tài)系統(tǒng)和生物多樣性的負(fù)面特征，而綠色農(nóng)業(yè)則通過(guò)對(duì)有機(jī)肥料、生物防治病蟲害技術(shù)的使用減少了生態(tài)環(huán)境破壞并能恢復(fù)和重建生態(tài)系統(tǒng)[7]。胡雪萍、董紅濤（2015）認(rèn)為綠色農(nóng)業(yè)是新常態(tài)下我國(guó)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革中的方向性選擇模式[8]。張俊飚等（2017）認(rèn)為綠色食品產(chǎn)業(yè)是農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的突破口和著力點(diǎn)[9]。王圣宏等（2009）認(rèn)為綠色食品產(chǎn)業(yè)區(qū)別于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，是拉動(dòng)我國(guó)循環(huán)農(nóng)業(yè)發(fā)展的引擎[10]?，斠览べ愇釥柖〉龋?008）認(rèn)為綠色食品產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活水平提升具有極其重要的作用和意義[11]。陳福明（2007）認(rèn)為綠色食品產(chǎn)業(yè)在我國(guó)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展中具有重要意義[12]。綜上所述，已有研究普遍認(rèn)為綠色農(nóng)業(yè)以及綠色食品產(chǎn)業(yè)有利于鄉(xiāng)村發(fā)展。

另一方面，一些研究探討了鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的重要影響。韓長(zhǎng)賦（2017）指出鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村振興具有重要意義[13]。張紅宇（2018）指出農(nóng)業(yè)企業(yè)家在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中肩負(fù)著重要責(zé)任[14]。劉奇（2016）指出旅游型鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)升級(jí)、生態(tài)文明等都具有重要影響[15]。萬(wàn)俊毅、敖嘉焯（2014）認(rèn)為農(nóng)業(yè)企業(yè)家精神對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程具有積極作用[16]。周石生（2013）認(rèn)為鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)是解決農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)的新路徑[17]。陳雄鋒等（2012）認(rèn)為促進(jìn)農(nóng)村留守婦女創(chuàng)業(yè)是加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)全面、快速、持續(xù)發(fā)展的長(zhǎng)遠(yuǎn)之舉[18]。程偉、陳遇春（2011）認(rèn)為農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠助力農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)上升式的社會(huì)流動(dòng)[19]。李岳云、楊寧（2008）認(rèn)為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)是加速鄉(xiāng)村發(fā)展的重要舉措，農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)是農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的主要領(lǐng)域，農(nóng)民是農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的主力[20]。綜上所述，已有研究普遍認(rèn)為創(chuàng)業(yè)是鄉(xiāng)村發(fā)展的助推器。

綜合而言，現(xiàn)有研究已從理論視角指出了綠色食品產(chǎn)業(yè)、鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)及企業(yè)家精神在鄉(xiāng)村發(fā)展中的重要作用及意義。但是，針對(duì)綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展間關(guān)系的研究卻相對(duì)缺乏。作為綠色食品產(chǎn)業(yè)與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的交集與綜合體現(xiàn)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)能否促進(jìn)鄉(xiāng)村整體發(fā)展？如果綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展存在促進(jìn)作用，那么在技術(shù)創(chuàng)新程度日益提高的背景下，這種促進(jìn)作用是否會(huì)因?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新程度的不同而呈現(xiàn)出門檻區(qū)間效應(yīng)？另外，由于各地區(qū)在地理環(huán)境、經(jīng)濟(jì)狀況方面存在差異，因而傳統(tǒng)的空間同質(zhì)性假設(shè)不再適用于解釋綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展之間的復(fù)雜關(guān)系。為了更精確地反映實(shí)際，應(yīng)從空間異質(zhì)性的角度考察綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展間的空間聯(lián)系。遺憾的是，尚未有文獻(xiàn)采用以上方法從實(shí)證角度進(jìn)行探討?；诖耍疚慕柚覈?guó) 2003～2015年省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型和面板門檻模型實(shí)證分析綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響并提出相應(yīng)對(duì)策建議。

本研究的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩方面：第一，建立空間面板杜賓模型，考察綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展影響的空間溢出效應(yīng)。第二，建立面板門檻回歸模型，檢驗(yàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展之間非線性關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)是基于綠色生產(chǎn)方式且以提供優(yōu)質(zhì)生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品為目標(biāo)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)是綠色食品產(chǎn)業(yè)與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的交集與綜合體現(xiàn)。綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的主體有返鄉(xiāng)農(nóng)民工、大學(xué)畢業(yè)生、企業(yè)家、鄉(xiāng)村留守人員等。從創(chuàng)業(yè)規(guī)模上劃分，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)可分為資源投入較多的創(chuàng)業(yè)類型和資源投入較少的創(chuàng)業(yè)類型。資源投入較多的創(chuàng)業(yè)類型通常屬于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，而資源投入較少的創(chuàng)業(yè)類型通常屬于生存型創(chuàng)業(yè)。無(wú)論是機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)還是生存型創(chuàng)業(yè)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)均對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展具有不可忽視的影響。

綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的直接影響主要體現(xiàn)在以下3個(gè)方面：第一，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)具有擴(kuò)大鄉(xiāng)村就業(yè)與提升貧困農(nóng)戶自我發(fā)展能力的有效功能。綠色食品產(chǎn)業(yè)中的生存型創(chuàng)業(yè)可以直接以創(chuàng)業(yè)實(shí)現(xiàn)就業(yè)。綠色食品產(chǎn)業(yè)中的機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)是吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力最為現(xiàn)實(shí)的渠道和途徑。綠色食品產(chǎn)業(yè)屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，綠色食品企業(yè)能夠大量吸納農(nóng)村富余勞動(dòng)力就業(yè)。另一方面，許多研究指出自我發(fā)展能力弱是新時(shí)期貧困地區(qū)群眾脫貧的主要障礙，而綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)依托于貧困地區(qū)資源稟賦和環(huán)境條件，能夠發(fā)揮貧困地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)。激發(fā)綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)有利于將貧困地區(qū)的資源環(huán)境優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)、品牌競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)效益優(yōu)勢(shì)，從而提高貧困地區(qū)農(nóng)戶自我積累、自我發(fā)展的能力。第二，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)有利于農(nóng)民增收。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)階段，居民生活水平不斷提升，尤其是居民對(duì)食品安全程度的愈發(fā)重視，綠色食品需求旺盛，綠色食品呈現(xiàn)出較高的市場(chǎng)價(jià)值。同時(shí)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)積極性的提升能夠更大限度地延長(zhǎng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，實(shí)現(xiàn)在生產(chǎn)、流通、加工等各環(huán)節(jié)的增值，并通過(guò)各種利益聯(lián)結(jié)方式，使農(nóng)民得到產(chǎn)業(yè)鏈條各個(gè)環(huán)節(jié)的平均利潤(rùn)，最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收。第三，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)有利于鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境改善。綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)主體會(huì)按照綠色食品要求安排農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，這樣就提升了綠色農(nóng)業(yè)在第一產(chǎn)業(yè)中的比重。隨著綠色農(nóng)業(yè)在第一產(chǎn)業(yè)中比重的提升，農(nóng)藥、化肥的使用量會(huì)顯著降低，農(nóng)業(yè)面源污染狀況會(huì)明顯改善。

除了上述3個(gè)方面的直接影響，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響還存在溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)。隨著區(qū)域之間的聯(lián)系愈發(fā)緊密，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活躍的地區(qū)會(huì)對(duì)相鄰區(qū)域產(chǎn)生示范帶動(dòng)作用，從而促使綠色食品生產(chǎn)知識(shí)和技術(shù)在區(qū)域間得到傳播，并最終促進(jìn)了相鄰地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展。除了溢出效應(yīng)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響還具有門檻效應(yīng)。鄉(xiāng)村發(fā)展是一個(gè)漸進(jìn)過(guò)程，且鄉(xiāng)村發(fā)展離不開(kāi)技術(shù)創(chuàng)新的支撐。在不同的技術(shù)創(chuàng)新水平下，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響存在階段性差異。隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，且在各種新技術(shù)的協(xié)同作用下，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的質(zhì)量和效益會(huì)顯著提升，進(jìn)而綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的正向影響呈現(xiàn)邊際效率遞增的趨勢(shì)。基于以上分析，本文提出以下待檢驗(yàn)研究假設(shè)：

假設(shè) 1：綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展存在正向的直接促進(jìn)作用和空間溢出效應(yīng)。

假設(shè)2：綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響存在門檻效應(yīng)。

三、模型設(shè)定和變量說(shuō)明

（一）模型構(gòu)建

本文首先構(gòu)建綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展的半對(duì)數(shù)線性基準(zhǔn)模型，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建空間模型及門檻效應(yīng)模型?？紤]到鄉(xiāng)村發(fā)展（R）是多因素綜合作用的結(jié)果，因此本文在引入自變量綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)（GRE）以外，還引入工業(yè)化（IND）、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平（INV）、自然災(zāi)害狀況（NAT）、機(jī)械化程度（MEC）作為控制變量（Z）。線性基準(zhǔn)模型如下:

（二）變量說(shuō)明

1.被解釋變量

被解釋變量為鄉(xiāng)村發(fā)展（R），并用鄉(xiāng)村發(fā)展綜合指數(shù)代表。根據(jù)2018年中央一號(hào)文件所指出的鄉(xiāng)村振興遠(yuǎn)期目標(biāo)（農(nóng)業(yè)強(qiáng)、農(nóng)村美、農(nóng)民富），本文把鄉(xiāng)村發(fā)展分解成3個(gè)子系統(tǒng)，即鄉(xiāng)村生產(chǎn)發(fā)展、鄉(xiāng)村生態(tài)發(fā)展、鄉(xiāng)村生活發(fā)展。

鄉(xiāng)村生產(chǎn)發(fā)展是農(nóng)業(yè)質(zhì)量和效益提升的綜合體現(xiàn)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率是衡量農(nóng)業(yè)質(zhì)量和效益的重要指標(biāo)。鄉(xiāng)村生產(chǎn)發(fā)展的關(guān)鍵性特征是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升。本文以農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率作為反映鄉(xiāng)村生產(chǎn)發(fā)展的衡量指標(biāo)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率由農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比值來(lái)表示。

鄉(xiāng)村生態(tài)發(fā)展屬于鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境范疇。王良健、蔣婷（2017）認(rèn)為農(nóng)藥、化肥、塑料薄膜等農(nóng)用品的濫用為農(nóng)村生態(tài)環(huán)境帶來(lái)巨大負(fù)面影響[21]。黃英和黃娟（2014）經(jīng)實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的農(nóng)藥使用量是影響農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的最主要因素[22]。鄉(xiāng)村生態(tài)發(fā)展的關(guān)鍵性特征是農(nóng)業(yè)生態(tài)效率的提升。本文以農(nóng)業(yè)生態(tài)效率作為反映鄉(xiāng)村生態(tài)發(fā)展的衡量指標(biāo)。測(cè)算農(nóng)業(yè)生態(tài)效率首先要明確投入與產(chǎn)出。本文以土地投入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入、灌溉投入、化肥投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入作為測(cè)算農(nóng)業(yè)生態(tài)效率投入變量。以上投入變量分別以農(nóng)作物總播種面積 （千公頃）、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù) （萬(wàn)人）、有效灌溉面積（千公頃）、農(nóng)用化肥施用折純量（萬(wàn)噸）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（萬(wàn)千瓦）來(lái)衡量。借鑒姚增福等（2017）方法[23]，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)=（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值/第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值）×第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口。合意產(chǎn)出為實(shí)際農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值 （億元）。借鑒王寶義等（2018）、田偉等 （2014）[24-25]相關(guān)研究成果，并基于數(shù)據(jù)可得性，本文以農(nóng)業(yè)碳排放總量作為非合意產(chǎn)出。農(nóng)業(yè)碳排放主要來(lái)源于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中農(nóng)藥、化肥、柴油、農(nóng)膜等能源消耗，以及土地灌溉和翻耕中所產(chǎn)生的溫室氣體排放。碳排放量的計(jì)算公式為：

其中，E為農(nóng)業(yè)碳排放總量，Ei為各種碳源的碳排放量，Ti為各碳排放源的量，δi為各碳排放源的碳排放系數(shù)，農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用柴油消耗量、農(nóng)膜、灌概、翻耕的碳排放系數(shù)分別為4.934（千克/千克）、0.896（千克/千克）、0.593（千克/千克）、5.18（千克/千克）、20.476（千克/公頃）、312.6（千克/公頃）。 本文基于 Huang et al.（2014）、周五七（2016）的全局 DEA 方法[26-27]，利用MAXDEA軟件并采用投入導(dǎo)向的超效率SBM模型測(cè)算農(nóng)業(yè)生態(tài)效率值。

實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，就是要通過(guò)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)振興和強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)政策，不斷提高農(nóng)民收入和消費(fèi)水平，進(jìn)一步增進(jìn)農(nóng)民福祉，大幅度提升農(nóng)民生活品質(zhì)，使農(nóng)民的獲得感、幸福感和安全感更加充實(shí)。本文以農(nóng)村居民家庭人均純收入作為反映鄉(xiāng)村生活發(fā)展的指標(biāo)。

基于上述3個(gè)基本指標(biāo)，本文采用熵值法確定權(quán)重，并對(duì)指標(biāo)無(wú)量綱處理，最后按采用熵值法確定的權(quán)重加權(quán)求和得到鄉(xiāng)村發(fā)展綜合指數(shù)。

2.解釋變量

本研究的核心解釋變量是綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)（GRE），并用當(dāng)年認(rèn)證綠色食品企業(yè)數(shù)來(lái)衡量。用當(dāng)年認(rèn)證綠色食品企業(yè)數(shù)來(lái)代表綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)水平是基于以下考慮：第一，在對(duì)區(qū)域創(chuàng)業(yè)規(guī)模（數(shù)量）的衡量中，當(dāng)年注冊(cè)（認(rèn)證）企業(yè)數(shù)是常用的方法。田畢飛等（2016）用當(dāng)年注冊(cè)企業(yè)數(shù)來(lái)代表創(chuàng)業(yè)水平，并實(shí)證分析了FDI對(duì)創(chuàng)業(yè)的空間外溢效應(yīng)[28]。第二，綠色食品產(chǎn)業(yè)年認(rèn)證企業(yè)數(shù)不僅可以代表綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的數(shù)量而且還能體現(xiàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)質(zhì)量。因?yàn)橹挥羞_(dá)到一定國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)，創(chuàng)業(yè)企業(yè)才能夠被授予綠色食品企業(yè)稱號(hào)。第三，從數(shù)據(jù)可靠性角度而言，綠色食品認(rèn)證企業(yè)數(shù)是目前具有公信力的宏觀數(shù)據(jù)。綠色食品認(rèn)證具有專門的統(tǒng)計(jì)與管理部門且數(shù)據(jù)定期公開(kāi)。

工業(yè)化（IND）選取第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來(lái)代表。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平（INV）用農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資占農(nóng)林牧漁業(yè)增加值比重代表。自然災(zāi)害狀況（NAT）用農(nóng)作物受災(zāi)面積占播種面積比重表示。機(jī)械化程度（MEC）用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)作物播種面積比值表示。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年 《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中當(dāng)年認(rèn)證綠色食品企業(yè)數(shù)來(lái)源于中國(guó)綠色食品發(fā)展中心官方網(wǎng)站。受限于綠色食品企業(yè)認(rèn)證數(shù)據(jù)，樣本為2003～2015年我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)（不含港澳臺(tái)）數(shù)據(jù)（西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失未納入）。對(duì)涉及受價(jià)格因素影響的變量以2003年為基期采用消費(fèi)物價(jià)指數(shù)進(jìn)行平減。

四、實(shí)證分析

（一）綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展影響的空間溢出分析

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

由于省域之間聯(lián)系緊密，貿(mào)易往來(lái)頻繁，因此不可忽視潛在空間相關(guān)性，需首先對(duì)被解釋變量及核心解釋變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。本文擬采用Moran's I指數(shù)法檢驗(yàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)和鄉(xiāng)村發(fā)展是否存在空間自相關(guān)。

表1 綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)和鄉(xiāng)村發(fā)展的Moran's I指數(shù)測(cè)算值

通過(guò)表1可以發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村發(fā)展的Moran's I值在1%置信水平上顯著為正。綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的Moran's I值絕大部分年份在1%置信水平上顯著為正。從2003年到2015年，鄉(xiāng)村發(fā)展的Moran's I最大值為0.383，最小值為0.297，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的Moran's I最大值為0.313，最小值為0.06。檢驗(yàn)結(jié)果顯示出我國(guó)鄉(xiāng)村發(fā)展和綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)具有明顯的空間正相關(guān)性，進(jìn)而說(shuō)明有必要采用空間計(jì)量模型。

2.空間計(jì)量模型構(gòu)建

由于各地區(qū)在地理環(huán)境、技術(shù)水平、經(jīng)濟(jì)狀況方面存在差異，因而傳統(tǒng)的空間同質(zhì)性假設(shè)不再適用于解釋綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展之間的復(fù)雜關(guān)系。為了更精確地反映實(shí)際，應(yīng)從空間異質(zhì)性的角度考察綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展間的空間聯(lián)系。由于空間依賴性的表現(xiàn)方式存在差異，因此本文設(shè)定3種空間計(jì)量模型。其中，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展影響的空間面板滯后模型（SAR）為：

其中，i、t表示地區(qū)和時(shí)間，ρ為空間回歸系數(shù)，WRit為空間滯后因變量，X為自變量對(duì)數(shù)值。

空間面板誤差模型（SEM）為：

其中，λ為空間自相關(guān)系數(shù)，υit為空間自相關(guān)誤差項(xiàng)。

空間杜賓模型（SDM）為:

其中，θ反映了其他地區(qū)影響因素對(duì)本地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展的加權(quán)影響。

3.估計(jì)結(jié)果

表2報(bào)告了經(jīng)Hausman檢驗(yàn)后所選擇的普通面板和空間面板模型隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果。通過(guò)對(duì)比模型的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，第一，對(duì)于核心解釋變量綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)，無(wú)論普通面板還是空間面板模型，回歸系數(shù)都顯著為正。這說(shuō)明綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展具有明顯促進(jìn)作用。第二，普通面板模型由于沒(méi)有考慮鄉(xiāng)村發(fā)展的空間相關(guān)性從而高估了綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)。進(jìn)一步比較3種空間計(jì)量模型的擬合優(yōu)度和對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，可以發(fā)現(xiàn)空間杜賓模型（SDM）的統(tǒng)計(jì)值最大，因此，空間杜賓模型（SDM）為最優(yōu)空間計(jì)量模型?？臻g自回歸系數(shù)估計(jì)值為0.612 8，且在1%水平上顯著，表明本地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)相鄰地區(qū)具有一定的促進(jìn)作用，相鄰的地區(qū)越多，從相鄰地區(qū)的綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)中獲得的正外部性就越多，表明綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有顯著的空間溢出特征。

表2 總體回歸結(jié)果

Lesage和 Pace指出在空間滯后項(xiàng)回歸系數(shù)不為零的情況下，解釋變量估計(jì)系數(shù)并不能準(zhǔn)確反映其對(duì)因變量的影響[29]。本文參考 Lesage和Pace提出的偏微分法將解釋變量對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響效應(yīng)進(jìn)行分解，具體結(jié)果見(jiàn)表 3。影響效應(yīng)可分解為兩部分：一是直接效應(yīng)，表示本區(qū)域綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)本地鄉(xiāng)村發(fā)展的影響；二是間接效應(yīng)（溢出效應(yīng)），表示本區(qū)域綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)相鄰地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響。從空間杜賓模型（SDM）效應(yīng)分解得到的綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的直接影響來(lái)看，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的直接影響系數(shù)為 0.009 7，且在1%水平上顯著；從間接效應(yīng)來(lái)看，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的間接效應(yīng)系數(shù)為0.056 8，且在1%的水平上顯著。上述結(jié)果表明綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展存在顯著的直接促進(jìn)作用和空間溢出效應(yīng)。

表3 直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分解

綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展影響之所以存在顯著的空間溢出效應(yīng)，主要原因是：在外部經(jīng)濟(jì)影響下，本地綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)周邊地區(qū)起到良好的示范帶動(dòng)作用。周邊地區(qū)在本地知識(shí)溢出的作用下，逐漸模仿學(xué)習(xí)本地綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)、管理制度等。同時(shí)，地區(qū)間的激烈競(jìng)爭(zhēng)也迫使周邊地區(qū)積極參與到綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中來(lái)。此部分結(jié)果有力的支持了第一個(gè)假設(shè)。

從控制變量的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，工業(yè)化、自然災(zāi)害因素抑制鄉(xiāng)村發(fā)展，農(nóng)業(yè)機(jī)械化和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資促進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展。

（二）門檻效應(yīng)分析

1.模型設(shè)定及檢驗(yàn)

綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)是在一定技術(shù)條件下的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，其在不同時(shí)間不同區(qū)域可能處于不同的階段，采用簡(jiǎn)單的線性模型來(lái)考察綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響難以發(fā)現(xiàn)二者之間更深層次關(guān)系。本文采用Hansen（1996）提出的由樣本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特征所確定不同區(qū)間的面板門檻模型進(jìn)行實(shí)證分析。模型設(shè)定為：

其中，i、t分別代表省份和年份，R表示鄉(xiāng)村發(fā)展，GRE表示綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)，Z為控制變量；q為門檻變量（lnTEC）；δ為待檢驗(yàn)的門檻值；I(·)表示指標(biāo)函數(shù)；μi為非觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)因素；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。 （6）式為單一門檻模型，并可根據(jù)門檻檢驗(yàn)結(jié)果擴(kuò)展為多重門檻模型。技術(shù)創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村生產(chǎn)、生態(tài)和生活都有重要影響，且綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)也依賴于技術(shù)創(chuàng)新。本文采用區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平（TEC）作為門檻變量。區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平由萬(wàn)人發(fā)明專利申請(qǐng)授權(quán)量表示。

本文先采用IPS、ADF兩種檢驗(yàn)方法對(duì)變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，接著用Pedroni方法進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。通過(guò)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各變量一階差分序列平穩(wěn)且被解釋變量與解釋變量間存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明可以進(jìn)行門檻回歸分析。在回歸之前，還需要進(jìn)行門檻存在性檢驗(yàn)和門檻個(gè)數(shù)檢驗(yàn)。表4結(jié)果顯示，在全國(guó)樣本的門檻模型檢驗(yàn)中，單一門檻和雙重門檻效應(yīng)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而三重門檻效應(yīng)不顯著。因此，模型應(yīng)采用雙重門檻模型進(jìn)行回歸。為進(jìn)一步探討綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展影響的區(qū)域門檻效應(yīng)差異，本文按國(guó)家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)劃分標(biāo)準(zhǔn)，從東中西三大地區(qū)分別構(gòu)建門檻面板模型。在東部地區(qū)的門檻模型檢驗(yàn)中，單一門檻效應(yīng)在10%的置信水平下顯著，而雙重門檻效應(yīng)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此，應(yīng)采用單一門檻模型進(jìn)行回歸。在中部地區(qū)的門檻模型檢驗(yàn)中，單一門檻和雙重門檻效應(yīng)均在1%的置信水平下顯著，而三重門檻效應(yīng)不顯著。因此，應(yīng)采用雙重門檻模型進(jìn)行回歸。在西部地區(qū)的門檻模型檢驗(yàn)中，單一門檻效應(yīng)顯著，而雙重門檻效應(yīng)不顯著。因此，應(yīng)采用單一門檻模型進(jìn)行回歸。

表4 技術(shù)創(chuàng)新門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.門檻面板模型估計(jì)結(jié)果

各模型的系數(shù)估計(jì)結(jié)果如表5所示。在全國(guó)層面，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展具有邊際效率遞增的正向促進(jìn)作用。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)小于-0.682 8時(shí)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向影響，估計(jì)系數(shù)為0.013 6。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)處于-0.682 8與第二個(gè)門檻值0.634 9之間時(shí)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展同樣產(chǎn)生顯著的正向影響，估計(jì)系數(shù)為0.024 1。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)超過(guò)第二個(gè)門檻值0.634 9之后，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展仍然產(chǎn)生顯著的正向影響，估計(jì)系數(shù)為0.043 5。在全國(guó)范圍內(nèi)隨著技術(shù)創(chuàng)新程度的不斷提升，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的促進(jìn)作用逐漸遞增。在東部地區(qū)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的正向影響也呈現(xiàn)邊際效率遞增的非線性特征。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)小于-0.262時(shí)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向影響，估計(jì)系數(shù)為0.018 3。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新程度跨過(guò)門檻值-0.262后，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的系數(shù)變大。在中部地區(qū)，當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)小于-1.792 9時(shí)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生不顯著的正向影響。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)處于-1.792 9與第二個(gè)門檻值-1.209之間時(shí)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向影響，估計(jì)系數(shù)為0.014 8。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)超過(guò)第二個(gè)門檻值-1.209之后，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展同樣產(chǎn)生顯著的正向影響，且估計(jì)系數(shù)相對(duì)變大。在西部地區(qū)，當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)小于-1.702 3時(shí)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生不顯著的正向影響。當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新的對(duì)數(shù)超過(guò)門檻值-1.702 3之后，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生顯著的正向影響，估計(jì)系數(shù)為0.013 2?？傮w而言，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的正向影響呈現(xiàn)邊際效率遞增的非線性特征。其主要原因是技術(shù)創(chuàng)新從總體上降低了綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的生產(chǎn)成本和市場(chǎng)交易成本，從而隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)。此部分結(jié)果有力的支持了第二個(gè)假設(shè)，說(shuō)明綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響存在門檻效應(yīng)。控制變量的影響效應(yīng)與前文得出的結(jié)論一致。

表5 以技術(shù)創(chuàng)新為門檻變量的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文基于我國(guó) 2003～2015年省際面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量模型和門檻面板回歸模型，驗(yàn)證了綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村發(fā)展之間存在的空間非線性關(guān)系。主要結(jié)論有：第一，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展存在正向的直接促進(jìn)作用和空間溢出效應(yīng)。第二，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的正向影響呈現(xiàn)邊際效率遞增的非線性特征。第三，在全國(guó)層面和中部地區(qū)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的促進(jìn)作用存在技術(shù)創(chuàng)新的雙門檻效應(yīng)。在東部和西部地區(qū)，綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的促進(jìn)作用存在技術(shù)創(chuàng)新的單一門檻效應(yīng)。

本研究有以下啟示：第一，重視綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的鄉(xiāng)村發(fā)展促進(jìn)效應(yīng)。重視綠色食品產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)是鄉(xiāng)村發(fā)展的客觀需要。但不可忽視的是，現(xiàn)階段鄉(xiāng)村也面臨著耕地和水資源過(guò)度利用、農(nóng)業(yè)面源污染嚴(yán)重、草原等生態(tài)系統(tǒng)退化、農(nóng)民增收緩慢等問(wèn)題，因此，激發(fā)綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)具有必要性和緊迫性。第二，實(shí)行區(qū)域差異化的綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)機(jī)制。2015年 《綠色食品統(tǒng)計(jì)年報(bào)》數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)年認(rèn)證綠色食品企業(yè)數(shù)前三甲的省市分別是山東、江蘇和浙江，其占全國(guó)的比重分別為11.5%、8.5%和7.3%。但是，大部分西部地區(qū)當(dāng)年認(rèn)證綠色食品企業(yè)數(shù)卻遠(yuǎn)低于東部地區(qū)。這表明我國(guó)綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)區(qū)域差異化明顯，因此應(yīng)采取區(qū)域差異化的綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)機(jī)制。在東部區(qū)域，應(yīng)注重創(chuàng)業(yè)質(zhì)量的提升。在中西部地區(qū)，通過(guò)創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)、典型帶動(dòng)等方式擴(kuò)大綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模。第三，加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新，更要注重鄉(xiāng)村互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)應(yīng)用。前文實(shí)證研究顯示技術(shù)創(chuàng)新在鄉(xiāng)村發(fā)展中具有重要調(diào)節(jié)作用。技術(shù)創(chuàng)新包含多個(gè)方面，其中互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展影響十分顯著。但是，與城鎮(zhèn)地區(qū)相比，鄉(xiāng)村互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展差距明顯。截至2017年12月，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率只有城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率的1/2。我國(guó)非網(wǎng)民人口的6.11億中有62.4%是農(nóng)村非網(wǎng)民人口。CNNIC報(bào)告顯示，因不懂電腦及網(wǎng)絡(luò)，不懂拼音等知識(shí)水平限制而不上網(wǎng)的非網(wǎng)民占比分別為53.5%和38.2%。因此，應(yīng)加大政策扶持力度，努力提升鄉(xiāng)村人員對(duì)互聯(lián)網(wǎng)尤其是移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的認(rèn)知程度和使用意愿，不斷縮小城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝。