鄉村振興視角下綠色食品產業創業與鄉村發展
——基于空間計量和面板門檻模型的實證分析

邱海洋，胡振虎

（1.信陽師范學院法學與社會學學院，河南 信陽464000； 2.財政部國際財經中心，北京100820）

一、引言與文獻綜述

黨的十九大報告提出要實施鄉村振興戰略。鄉村振興的本質是實現鄉村的整體與均衡發展。鄉村發展是鄉村振興的基礎和前提。2018年中央一號文件指出2050年實現農業強、農村美、農民富。鄉村發展的目標就是要從鄉村生產、生態、生活3個方面實現農業強、農村美、農民富。在國家高度重視鄉村振興的背景下，有哪些路徑能夠更全面地促進鄉村發展？這個問題既是實務界關注的現實問題也是理論界亟待解答的熱點問題。

2017年12月的中央農村工作會議指出要深化農業供給側結構性改革，堅持綠色興農，增加農業生態產品供給，走鄉村綠色發展之路。在促進鄉村綠色發展的諸多路徑中，綠色食品產業創業不可忽視。綠色食品產業創業是多種主體（返鄉農民工、大學畢業生、企業家、鄉村留守人員等）以采用綠色生產方式提供優質生態農產品的創業活動。綠色食品產業創業是一種兼顧經濟利益與環境保護的新型創業形式。綠色食品產業創業是綠色食品產業與創業活動的交集與綜合體現。綠色食品產業依托于鄉村青山綠水，而創業活動是企業家精神重要體現，因此綠色食品產業創業就是鄉村青山綠水和企業家精神在農業領域里的嶄新結合。

許多研究認為綠色食品產業與綠色農業具有相同的內核。劉子飛（2016）認為綠色農業發展主要得益于綠色食品工程實施，綠色食品工程為綠色農業發展提供了一系列基礎性工作，比如中國綠色食品協會于2003年首次正式提出 “綠色農業”概念[1]。同時他認為在實證分析中綠色食品可等同于綠色農業。黃漫宇、彭虎鋒（2014）指出中國綠色食品的大部分仍是初級產品或者初級加工產品，綠色食品產業既屬于農業的范疇又是生態農業發展模式的拓展和提升[2]。鄧遠建等（2015）認為綠色農產品生產和綠色農業發展內涵一致[3]?？傮w而言，綠色食品產業與綠色農業具有高度的重合性。

鄉村發展是鄉村生產、生態、生活綜合發展的體現?，F有研究已經從綠色農業以及綠色食品產業視角探討了鄉村發展的動力源泉。魏后凱（2018）指出從鄉村振興和可持續發展的角度看，農民增收的源泉應該來自于農業和農村，而不是農業農村之外的城市產業支撐，同時國家現代化的實現要建立在農業現代化基礎上，沒有農業的綠色發展就不會有整體經濟的綠色發展[4]。溫鐵軍等（2018）指出綠色農業既是生態文明的重要載體，同時也是鄉村振興的主要內容[5]。胡海婧（2017）認為綠色農業有利于糧食安全、生態安全、效益安全，且是現代農業的理想模式[6]。譚秋成（2015）指出常規石化農業具有破壞土壤結構、污染水源、威脅生態系統和生物多樣性的負面特征，而綠色農業則通過對有機肥料、生物防治病蟲害技術的使用減少了生態環境破壞并能恢復和重建生態系統[7]。胡雪萍、董紅濤（2015）認為綠色農業是新常態下我國農業供給側結構性改革中的方向性選擇模式[8]。張俊飚等（2017）認為綠色食品產業是農業供給側結構性改革的突破口和著力點[9]。王圣宏等（2009）認為綠色食品產業區別于傳統農業發展方式，是拉動我國循環農業發展的引擎[10]?，斠览べ愇釥柖〉龋?008）認為綠色食品產業對農村經濟發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）認為綠色食品產業在我國農業可持續發展中具有重要意義[12]。綜上所述，已有研究普遍認為綠色農業以及綠色食品產業有利于鄉村發展。

另一方面，一些研究探討了鄉村創業對鄉村發展的重要影響。韓長賦（2017）指出鄉村創業對鄉村振興具有重要意義[13]。張紅宇（2018）指出農業企業家在鄉村振興戰略中肩負著重要責任[14]。劉奇（2016）指出旅游型鄉村創業對鄉村產業升級、生態文明等都具有重要影響[15]。萬俊毅、敖嘉焯（2014）認為農業企業家精神對農業產業化進程具有積極作用[16]。周石生（2013）認為鄉村創業是解決農村剩余勞動力就業的新路徑[17]。陳雄鋒等（2012）認為促進農村留守婦女創業是加快農村經濟全面、快速、持續發展的長遠之舉[18]。程偉、陳遇春（2011）認為農民工返鄉創業能夠助力農民工實現上升式的社會流動[19]。李岳云、楊寧（2008）認為農村創業是加速鄉村發展的重要舉措，農業創業是農村創業的主要領域，農民是農村創業的主力[20]。綜上所述，已有研究普遍認為創業是鄉村發展的助推器。

綜合而言，現有研究已從理論視角指出了綠色食品產業、鄉村創業及企業家精神在鄉村發展中的重要作用及意義。但是，針對綠色食品產業創業與鄉村發展間關系的研究卻相對缺乏。作為綠色食品產業與創業活動的交集與綜合體現，綠色食品產業創業能否促進鄉村整體發展？如果綠色食品產業創業對鄉村發展存在促進作用，那么在技術創新程度日益提高的背景下，這種促進作用是否會因為技術創新程度的不同而呈現出門檻區間效應？另外，由于各地區在地理環境、經濟狀況方面存在差異，因而傳統的空間同質性假設不再適用于解釋綠色食品產業創業與鄉村發展之間的復雜關系。為了更精確地反映實際，應從空間異質性的角度考察綠色食品產業創業與鄉村發展間的空間聯系。遺憾的是，尚未有文獻采用以上方法從實證角度進行探討?；诖耍疚慕柚覈?2003～2015年省際面板數據，運用空間計量模型和面板門檻模型實證分析綠色食品產業創業對鄉村發展的影響并提出相應對策建議。

本研究的邊際貢獻主要體現在以下兩方面：第一，建立空間面板杜賓模型，考察綠色食品產業創業對鄉村發展影響的空間溢出效應。第二，建立面板門檻回歸模型，檢驗綠色食品產業創業與鄉村發展之間非線性關系。

二、理論分析與研究假設

綠色食品產業創業是基于綠色生產方式且以提供優質生態農產品為目標的創業活動。綠色食品產業創業是綠色食品產業與創業活動的交集與綜合體現。綠色食品產業創業的主體有返鄉農民工、大學畢業生、企業家、鄉村留守人員等。從創業規模上劃分，綠色食品產業創業可分為資源投入較多的創業類型和資源投入較少的創業類型。資源投入較多的創業類型通常屬于機會型創業，而資源投入較少的創業類型通常屬于生存型創業。無論是機會型創業還是生存型創業，綠色食品產業創業均對鄉村發展具有不可忽視的影響。

綠色食品產業創業對鄉村發展的直接影響主要體現在以下3個方面：第一，綠色食品產業創業具有擴大鄉村就業與提升貧困農戶自我發展能力的有效功能。綠色食品產業中的生存型創業可以直接以創業實現就業。綠色食品產業中的機會型創業是吸納農村剩余勞動力最為現實的渠道和途徑。綠色食品產業屬于勞動密集型產業，綠色食品企業能夠大量吸納農村富余勞動力就業。另一方面，許多研究指出自我發展能力弱是新時期貧困地區群眾脫貧的主要障礙，而綠色食品產業創業依托于貧困地區資源稟賦和環境條件，能夠發揮貧困地區比較優勢。激發綠色食品產業創業有利于將貧困地區的資源環境優勢轉化為產品質量優勢、品牌競爭優勢和經濟效益優勢，從而提高貧困地區農戶自我積累、自我發展的能力。第二，綠色食品產業創業有利于農民增收。隨著我國經濟進入新常態階段，居民生活水平不斷提升，尤其是居民對食品安全程度的愈發重視，綠色食品需求旺盛，綠色食品呈現出較高的市場價值。同時，綠色食品產業創業積極性的提升能夠更大限度地延長農業產業鏈條，實現在生產、流通、加工等各環節的增值，并通過各種利益聯結方式，使農民得到產業鏈條各個環節的平均利潤，最終實現農民增收。第三，綠色食品產業創業有利于鄉村生態環境改善。綠色食品產業創業主體會按照綠色食品要求安排農業生產，這樣就提升了綠色農業在第一產業中的比重。隨著綠色農業在第一產業中比重的提升，農藥、化肥的使用量會顯著降低，農業面源污染狀況會明顯改善。

除了上述3個方面的直接影響，綠色食品產業創業對鄉村發展的影響還存在溢出效應和門檻效應。隨著區域之間的聯系愈發緊密，綠色食品產業創業活躍的地區會對相鄰區域產生示范帶動作用，從而促使綠色食品生產知識和技術在區域間得到傳播，并最終促進了相鄰地區鄉村發展。除了溢出效應，綠色食品產業創業對鄉村發展的影響還具有門檻效應。鄉村發展是一個漸進過程，且鄉村發展離不開技術創新的支撐。在不同的技術創新水平下，綠色食品產業創業對鄉村發展的影響存在階段性差異。隨著技術創新水平的提升，且在各種新技術的協同作用下，綠色食品產業創業的質量和效益會顯著提升，進而綠色食品產業創業對鄉村發展的正向影響呈現邊際效率遞增的趨勢?；谝陨戏治?，本文提出以下待檢驗研究假設：

假設 1：綠色食品產業創業對鄉村發展存在正向的直接促進作用和空間溢出效應。

假設2：綠色食品產業創業對鄉村發展的影響存在門檻效應。

三、模型設定和變量說明

（一）模型構建

本文首先構建綠色食品產業創業與鄉村發展的半對數線性基準模型，然后在此基礎上進一步構建空間模型及門檻效應模型?？紤]到鄉村發展（R）是多因素綜合作用的結果，因此本文在引入自變量綠色食品產業創業（GRE）以外，還引入工業化（IND）、農村固定資產投資水平（INV）、自然災害狀況（NAT）、機械化程度（MEC）作為控制變量（Z）。線性基準模型如下:

（二）變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量為鄉村發展（R），并用鄉村發展綜合指數代表。根據2018年中央一號文件所指出的鄉村振興遠期目標（農業強、農村美、農民富），本文把鄉村發展分解成3個子系統，即鄉村生產發展、鄉村生態發展、鄉村生活發展。

鄉村生產發展是農業質量和效益提升的綜合體現。農業勞動生產率是衡量農業質量和效益的重要指標。鄉村生產發展的關鍵性特征是農業勞動生產率的提升。本文以農業勞動生產率作為反映鄉村生產發展的衡量指標。農業勞動生產率由農林牧漁業產值與第一產業從業人數比值來表示。

鄉村生態發展屬于鄉村生態環境范疇。王良健、蔣婷（2017）認為農藥、化肥、塑料薄膜等農用品的濫用為農村生態環境帶來巨大負面影響[21]。黃英和黃娟（2014）經實證分析后發現農業生產中的農藥使用量是影響農村生態環境的最主要因素[22]。鄉村生態發展的關鍵性特征是農業生態效率的提升。本文以農業生態效率作為反映鄉村生態發展的衡量指標。測算農業生態效率首先要明確投入與產出。本文以土地投入、農業勞動力投入、灌溉投入、化肥投入、農業機械投入作為測算農業生態效率投入變量。以上投入變量分別以農作物總播種面積 （千公頃）、農業從業人員數 （萬人）、有效灌溉面積（千公頃）、農用化肥施用折純量（萬噸）、農業機械總動力（萬千瓦）來衡量。借鑒姚增福等（2017）方法[23]，農業從業人員數=（農業總產值/第一產業總產值）×第一產業從業人口。合意產出為實際農業總產值 （億元）。借鑒王寶義等（2018）、田偉等 （2014）[24-25]相關研究成果，并基于數據可得性，本文以農業碳排放總量作為非合意產出。農業碳排放主要來源于農業生產過程中農藥、化肥、柴油、農膜等能源消耗，以及土地灌溉和翻耕中所產生的溫室氣體排放。碳排放量的計算公式為：

其中，E為農業碳排放總量，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，農藥、化肥、農用柴油消耗量、農膜、灌概、翻耕的碳排放系數分別為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軟件并采用投入導向的超效率SBM模型測算農業生態效率值。

實施鄉村振興戰略，就是要通過鄉村經濟振興和強農惠農富農政策，不斷提高農民收入和消費水平，進一步增進農民福祉，大幅度提升農民生活品質，使農民的獲得感、幸福感和安全感更加充實。本文以農村居民家庭人均純收入作為反映鄉村生活發展的指標。

基于上述3個基本指標，本文采用熵值法確定權重，并對指標無量綱處理，最后按采用熵值法確定的權重加權求和得到鄉村發展綜合指數。

2.解釋變量

本研究的核心解釋變量是綠色食品產業創業（GRE），并用當年認證綠色食品企業數來衡量。用當年認證綠色食品企業數來代表綠色食品產業創業水平是基于以下考慮：第一，在對區域創業規模（數量）的衡量中，當年注冊（認證）企業數是常用的方法。田畢飛等（2016）用當年注冊企業數來代表創業水平，并實證分析了FDI對創業的空間外溢效應[28]。第二，綠色食品產業年認證企業數不僅可以代表綠色食品產業創業的數量而且還能體現綠色食品產業創業質量。因為只有達到一定國家標準，創業企業才能夠被授予綠色食品企業稱號。第三，從數據可靠性角度而言，綠色食品認證企業數是目前具有公信力的宏觀數據。綠色食品認證具有專門的統計與管理部門且數據定期公開。

工業化（IND）選取第二產業產值占GDP比重來代表。農村固定資產投資水平（INV）用農林牧漁業固定資產投資占農林牧漁業增加值比重代表。自然災害狀況（NAT）用農作物受災面積占播種面積比重表示。機械化程度（MEC）用農業機械總動力與農作物播種面積比值表示。數據來源于歷年 《中國農村統計年鑒》 《中國統計年鑒》，其中當年認證綠色食品企業數來源于中國綠色食品發展中心官方網站。受限于綠色食品企業認證數據，樣本為2003～2015年我國30個省市自治區（不含港澳臺）數據（西藏部分數據缺失未納入）。對涉及受價格因素影響的變量以2003年為基期采用消費物價指數進行平減。

四、實證分析

（一）綠色食品產業創業對鄉村發展影響的空間溢出分析

1.空間相關性檢驗

由于省域之間聯系緊密，貿易往來頻繁，因此不可忽視潛在空間相關性，需首先對被解釋變量及核心解釋變量進行空間相關性檢驗。本文擬采用Moran's I指數法檢驗綠色食品產業創業和鄉村發展是否存在空間自相關。

表1 綠色食品產業創業和鄉村發展的Moran's I指數測算值

通過表1可以發現，鄉村發展的Moran's I值在1%置信水平上顯著為正。綠色食品產業創業的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，鄉村發展的Moran's I最大值為0.383，最小值為0.297，綠色食品產業創業的Moran's I最大值為0.313，最小值為0.06。檢驗結果顯示出我國鄉村發展和綠色食品產業創業具有明顯的空間正相關性，進而說明有必要采用空間計量模型。

2.空間計量模型構建

由于各地區在地理環境、技術水平、經濟狀況方面存在差異，因而傳統的空間同質性假設不再適用于解釋綠色食品產業創業與鄉村發展之間的復雜關系。為了更精確地反映實際，應從空間異質性的角度考察綠色食品產業創業與鄉村發展間的空間聯系。由于空間依賴性的表現方式存在差異，因此本文設定3種空間計量模型。其中，綠色食品產業創業對鄉村發展影響的空間面板滯后模型（SAR）為：

其中，i、t表示地區和時間，ρ為空間回歸系數，WRit為空間滯后因變量，X為自變量對數值。

空間面板誤差模型（SEM）為：

其中，λ為空間自相關系數，υit為空間自相關誤差項。

空間杜賓模型（SDM）為:

其中，θ反映了其他地區影響因素對本地區鄉村發展的加權影響。

3.估計結果

表2報告了經Hausman檢驗后所選擇的普通面板和空間面板模型隨機效應回歸結果。通過對比模型的回歸系數可以發現，第一，對于核心解釋變量綠色食品產業創業，無論普通面板還是空間面板模型，回歸系數都顯著為正。這說明綠色食品產業創業對鄉村發展具有明顯促進作用。第二，普通面板模型由于沒有考慮鄉村發展的空間相關性從而高估了綠色食品產業創業的促進效應。進一步比較3種空間計量模型的擬合優度和對數似然函數值，可以發現空間杜賓模型（SDM）的統計值最大，因此，空間杜賓模型（SDM）為最優空間計量模型?？臻g自回歸系數估計值為0.612 8，且在1%水平上顯著，表明本地區綠色食品產業創業對相鄰地區具有一定的促進作用，相鄰的地區越多，從相鄰地區的綠色食品產業創業中獲得的正外部性就越多，表明綠色食品產業創業活動具有顯著的空間溢出特征。

表2 總體回歸結果

Lesage和 Pace指出在空間滯后項回歸系數不為零的情況下，解釋變量估計系數并不能準確反映其對因變量的影響[29]。本文參考 Lesage和Pace提出的偏微分法將解釋變量對鄉村發展的影響效應進行分解，具體結果見表 3。影響效應可分解為兩部分：一是直接效應，表示本區域綠色食品產業創業對本地鄉村發展的影響；二是間接效應（溢出效應），表示本區域綠色食品產業創業對相鄰地區鄉村發展的影響。從空間杜賓模型（SDM）效應分解得到的綠色食品產業創業對鄉村發展的直接影響來看，綠色食品產業創業的直接影響系數為 0.009 7，且在1%水平上顯著；從間接效應來看，綠色食品產業創業對鄉村發展的間接效應系數為0.056 8，且在1%的水平上顯著。上述結果表明綠色食品產業創業對鄉村發展存在顯著的直接促進作用和空間溢出效應。

表3 直接效應和溢出效應分解

綠色食品產業創業對鄉村發展影響之所以存在顯著的空間溢出效應，主要原因是：在外部經濟影響下，本地綠色食品產業創業對周邊地區起到良好的示范帶動作用。周邊地區在本地知識溢出的作用下，逐漸模仿學習本地綠色食品產業創業的先進管理經驗、管理制度等。同時，地區間的激烈競爭也迫使周邊地區積極參與到綠色食品產業創業活動中來。此部分結果有力的支持了第一個假設。

從控制變量的回歸系數可以發現，工業化、自然災害因素抑制鄉村發展，農業機械化和農村固定資產投資促進鄉村發展。

（二）門檻效應分析

1.模型設定及檢驗

綠色食品產業創業是在一定技術條件下的創業活動，其在不同時間不同區域可能處于不同的階段，采用簡單的線性模型來考察綠色食品產業創業對鄉村發展的影響難以發現二者之間更深層次關系。本文采用Hansen（1996）提出的由樣本數據結構特征所確定不同區間的面板門檻模型進行實證分析。模型設定為：

其中，i、t分別代表省份和年份，R表示鄉村發展，GRE表示綠色食品產業創業，Z為控制變量；q為門檻變量（lnTEC）；δ為待檢驗的門檻值；I(·)表示指標函數；μi為非觀測的個體效應因素；εit為隨機誤差項。 （6）式為單一門檻模型，并可根據門檻檢驗結果擴展為多重門檻模型。技術創新對鄉村生產、生態和生活都有重要影響，且綠色食品產業創業也依賴于技術創新。本文采用區域技術創新水平（TEC）作為門檻變量。區域技術創新水平由萬人發明專利申請授權量表示。

本文先采用IPS、ADF兩種檢驗方法對變量平穩性進行檢驗，接著用Pedroni方法進行面板協整檢驗。通過檢驗，發現各變量一階差分序列平穩且被解釋變量與解釋變量間存在協整關系，說明可以進行門檻回歸分析。在回歸之前，還需要進行門檻存在性檢驗和門檻個數檢驗。表4結果顯示，在全國樣本的門檻模型檢驗中，單一門檻和雙重門檻效應均通過了顯著性檢驗，而三重門檻效應不顯著。因此，模型應采用雙重門檻模型進行回歸。為進一步探討綠色食品產業創業對鄉村發展影響的區域門檻效應差異，本文按國家統計局相關劃分標準，從東中西三大地區分別構建門檻面板模型。在東部地區的門檻模型檢驗中，單一門檻效應在10%的置信水平下顯著，而雙重門檻效應沒有通過顯著性檢驗。因此，應采用單一門檻模型進行回歸。在中部地區的門檻模型檢驗中，單一門檻和雙重門檻效應均在1%的置信水平下顯著，而三重門檻效應不顯著。因此，應采用雙重門檻模型進行回歸。在西部地區的門檻模型檢驗中，單一門檻效應顯著，而雙重門檻效應不顯著。因此，應采用單一門檻模型進行回歸。

表4 技術創新門檻效應檢驗結果

2.門檻面板模型估計結果

各模型的系數估計結果如表5所示。在全國層面，綠色食品產業創業對鄉村發展具有邊際效率遞增的正向促進作用。當技術創新的對數小于-0.682 8時，綠色食品產業創業對鄉村發展產生顯著的正向影響，估計系數為0.013 6。當技術創新的對數處于-0.682 8與第二個門檻值0.634 9之間時，綠色食品產業創業對鄉村發展同樣產生顯著的正向影響，估計系數為0.024 1。當技術創新的對數超過第二個門檻值0.634 9之后，綠色食品產業創業對鄉村發展仍然產生顯著的正向影響，估計系數為0.043 5。在全國范圍內隨著技術創新程度的不斷提升，綠色食品產業創業對鄉村發展的促進作用逐漸遞增。在東部地區，綠色食品產業創業對鄉村發展的正向影響也呈現邊際效率遞增的非線性特征。當技術創新的對數小于-0.262時，綠色食品產業創業對鄉村發展產生顯著的正向影響，估計系數為0.018 3。當技術創新程度跨過門檻值-0.262后，綠色食品產業創業的系數變大。在中部地區，當技術創新的對數小于-1.792 9時，綠色食品產業創業對鄉村發展產生不顯著的正向影響。當技術創新的對數處于-1.792 9與第二個門檻值-1.209之間時，綠色食品產業創業對鄉村發展產生顯著的正向影響，估計系數為0.014 8。當技術創新的對數超過第二個門檻值-1.209之后，綠色食品產業創業對鄉村發展同樣產生顯著的正向影響，且估計系數相對變大。在西部地區，當技術創新的對數小于-1.702 3時，綠色食品產業創業對鄉村發展產生不顯著的正向影響。當技術創新的對數超過門檻值-1.702 3之后，綠色食品產業創業對鄉村發展產生顯著的正向影響，估計系數為0.013 2?？傮w而言，綠色食品產業創業對鄉村發展的正向影響呈現邊際效率遞增的非線性特征。其主要原因是技術創新從總體上降低了綠色食品產業創業的生產成本和市場交易成本，從而隨著技術創新水平的提升，綠色食品產業創業對鄉村發展的促進作用逐漸增強。此部分結果有力的支持了第二個假設，說明綠色食品產業創業對鄉村發展的影響存在門檻效應?？刂谱兞康挠绊懶c前文得出的結論一致。

表5 以技術創新為門檻變量的回歸結果

五、結論與啟示

本文基于我國 2003～2015年省際面板數據，采用空間計量模型和門檻面板回歸模型，驗證了綠色食品產業創業與鄉村發展之間存在的空間非線性關系。主要結論有：第一，綠色食品產業創業對鄉村發展存在正向的直接促進作用和空間溢出效應。第二，綠色食品產業創業對鄉村發展的正向影響呈現邊際效率遞增的非線性特征。第三，在全國層面和中部地區，綠色食品產業創業對鄉村發展的促進作用存在技術創新的雙門檻效應。在東部和西部地區，綠色食品產業創業對鄉村發展的促進作用存在技術創新的單一門檻效應。

本研究有以下啟示：第一，重視綠色食品產業創業的鄉村發展促進效應。重視綠色食品產業創業是鄉村發展的客觀需要。但不可忽視的是，現階段鄉村也面臨著耕地和水資源過度利用、農業面源污染嚴重、草原等生態系統退化、農民增收緩慢等問題，因此，激發綠色農業創業具有必要性和緊迫性。第二，實行區域差異化的綠色農業創業促進機制。2015年 《綠色食品統計年報》數據顯示，當年認證綠色食品企業數前三甲的省市分別是山東、江蘇和浙江，其占全國的比重分別為11.5%、8.5%和7.3%。但是，大部分西部地區當年認證綠色食品企業數卻遠低于東部地區。這表明我國綠色農業創業區域差異化明顯，因此應采取區域差異化的綠色農業創業促進機制。在東部區域，應注重創業質量的提升。在中西部地區，通過創業培訓、典型帶動等方式擴大綠色農業創業規模。第三，加強技術創新，更要注重鄉村互聯網技術應用。前文實證研究顯示技術創新在鄉村發展中具有重要調節作用。技術創新包含多個方面，其中互聯網技術創新對鄉村發展影響十分顯著。但是，與城鎮地區相比，鄉村互聯網發展差距明顯。截至2017年12月，農村地區互聯網普及率只有城鎮地區互聯網普及率的1/2。我國非網民人口的6.11億中有62.4%是農村非網民人口。CNNIC報告顯示，因不懂電腦及網絡，不懂拼音等知識水平限制而不上網的非網民占比分別為53.5%和38.2%。因此，應加大政策扶持力度，努力提升鄉村人員對互聯網尤其是移動互聯網技術的認知程度和使用意愿，不斷縮小城鄉數字鴻溝。