綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)與農民增收
——基于信息化的門檻效應

邱海洋1，齊泓深2

(1.信陽師范學院 法學與社會學學院，河南 信陽 464000；2.鄭州大學 管理工程學院，河南 鄭州 450001)

一、文獻綜述

2018年中央一號文件指出，鄉(xiāng)村振興，生活富裕是根本。要實現(xiàn)鄉(xiāng)村生活富裕，農民增收是前提。《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》提出要不斷拓寬農民增收渠道?！蛾P于完善支持政策促進農民增收的若干意見》提出，要確保到2020年實現(xiàn)農民人均收入比2010年翻一番的目標。由此可見，促進農民增收不僅是新時代“三農”工作的核心問題，而且是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的重要發(fā)力點。

現(xiàn)有研究從多角度探討了農民增收的影響因素。一些研究分析了城鎮(zhèn)化對農民收入增長的影響。錢瀟克、莫蕙運用地級市農民人均收入數據實證分析了新型城鎮(zhèn)化水平對農民增收的正向影響，同時還發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對農民增收效應受交通基礎設施的影響[1]。李萍、王軍采用四川省2003—2014年的相關數據，通過運用多種計量模型實證分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展對高收入水平、中等收入水平和低收入水平農民收入增長的促進作用存在差異，其中城鎮(zhèn)化發(fā)展對中等收入水平農民收入增長的促進作用最大[2]。一些研究分析了財政金融支持對農民收入增長的影響。黃壽峰基于我國1997-2013年的省級面板數據，實證分析發(fā)現(xiàn)財政支農、金融支農對農民收入增長不但具有直接促進效應，而且還具有協(xié)作效應[3]。陳鵬、李建貴基于我國31個省市(自治區(qū))的面板數據，實證分析發(fā)現(xiàn)雖然財政各支農資金對農民增收尤其是貧困人口減貧具有促進作用，但存在區(qū)域差異，在發(fā)展水平落后的地區(qū)，社會性支農資金對農民增收的促進效果則更加明顯[4]。一些研究探討了農民收入增長中的人力資本作用。劉明輝、劉燦基于我國2005—2014年的省級面板數據，實證分析發(fā)現(xiàn)農村人力資本對農民收入增長具有正向影響但呈現(xiàn)一種非線性特征[5]。姚旭兵等研究表明，在不同的區(qū)域，由于經濟發(fā)展水平存在差異，農村人力資本對農民收入增長呈現(xiàn)不同的影響特征[6]。劉新智、劉雨松認為農村人力資本積累與農民收入增長之間并沒有呈現(xiàn)顯著的正相關關系，產生這種狀況的原因是留農主體人力資本提升的缺失[7]?？傮w而言，現(xiàn)有研究對農民增收中的城鎮(zhèn)化因素、人力資本因素以及財政金融因素探討較為充分。

除了城鎮(zhèn)化、人力資本以及財政金融，創(chuàng)業(yè)也是影響農民增收的重要因素。創(chuàng)業(yè)與農民增收的關系是現(xiàn)階段研究中的一個熱點問題。一種觀點認為創(chuàng)業(yè)是影響農民增收的重要解釋變量。汪發(fā)元等通過實證分析發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)是農民收入增長的重要影響因素，相對于工資收入，創(chuàng)業(yè)增收潛力巨大，但其受資源稟賦的影響[8]。高文敏認為返鄉(xiāng)農民自主創(chuàng)業(yè)不但能擴大內需、拉動經濟增長，而且能促進農民持續(xù)增收[9]。另一種觀點認為創(chuàng)業(yè)是影響農民增收的中介變量。馮海紅基于山東省17個地市小額貸款公司的相關數據，實證分析發(fā)現(xiàn)農民創(chuàng)業(yè)在小額信貸影響農民增收中存在中介效應[10]。雖然現(xiàn)有研究指出了創(chuàng)業(yè)對農民增收的重要影響，但卻缺乏特色農業(yè)創(chuàng)業(yè)與農民增收關系的探討，尤其缺乏綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)與農民增收關系的實證分析?；诖?，本文采用我國 2003-2015年省際面板數據實證分析綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的信息化門檻效應。

二、模型設定和變量說明

1.模型設定

綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)與農民收入增長之間并不一定呈現(xiàn)線性關系，如果采用普通面板模型則容易忽視兩者間非線性關系。綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)是在一定信息化水平下的創(chuàng)業(yè)活動，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)與農民收入增長之間可能會隨著信息化水平的變化呈現(xiàn)非線性關系，因而本文的實證模型選用Hansen(1996)的面板門檻模型。模型設定為：

lnYit=μi+γZit+β1lngreitI(qitδ)+

β2lngreitI(qit>δ)+εit

(1)

其中，i，t分別代表省份和年份；Y表示模型中的被解釋變量，即農民收入狀況；gre表示核心解釋變量，即綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)；Z為控制變量；q為門檻變量，即信息化水平；δ為待檢驗的門檻值；I(·)表示指標函數；ε為隨機誤差項。

2.變量說明

本研究的被解釋變量為農民收入狀況，并以農村居民家庭人均純收入來衡量[11]。在實證研究中，農民收入狀況用far代表。

綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)是核心解釋變量，其用gre代表。借鑒相關創(chuàng)業(yè)實證研究，本文用當年認證綠色食品企業(yè)數來衡量綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)水平。

控制變量包含農村固定資產投資狀況、農業(yè)機械化水平、自然災害狀況、公共基礎設施條件。在實證研究中，農村固定資產投資狀況用inv代表，農業(yè)機械化水平用mec代表，自然災害狀況用nat代表，公共基礎設施條件用roa代表。借鑒相關研究，本文分別以農林牧漁業(yè)固定資產投資占農林牧漁業(yè)增加值比重來衡量農村固定資產投資狀況，以農業(yè)機械總動力與農作物播種面積比值來衡量農業(yè)機械化水平，以農作物受災面積占播種面積比重來衡量自然災害狀況，以公路里程來衡量公共基礎設施條件。

門檻變量為信息化水平。在實證研究中，信息化水平用inf代表。本文運用3個指標來綜合體現(xiàn)區(qū)域信息化水平。第一個指標為長途光纜線路長度，其反映了信息傳輸的硬件保障狀況。第二個指標為移動電話普及率，其反映了信息通信狀況。第三個指標為互聯(lián)網普及率，其反映了信息網絡參與狀況。本文采用基于客觀賦權的熵值法對上述3個指標確定權重，并在指標無量綱化的基礎上加權求和得到信息化水平綜合指數值。

綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)數據來源于中國綠色食品發(fā)展中心數據庫，其余變量原始數據來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農村統(tǒng)計年鑒》。樣本為我國2003—2015年西藏以外30個省市單元。在實證研究中，除門檻變量信息化水平以外，本文對解釋變量、被解釋變量均取對數處理。

三、實證分析

本文首先進行門檻效應檢驗。表1結果顯示，在全國樣本中，信息化水平的單一門檻和雙重門檻效應F檢驗值分別為126.01和30.82，且均通過了顯著性檢驗，但信息化水平的三重門檻效應不顯著。因此，全國樣本應選擇雙重門檻模型進行回歸。為了更加深入地分析綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民收入影響的區(qū)域門檻效應差異，本文進一步分東、中、西部區(qū)域進行探討。在東部地區(qū)，信息化水平的單一門檻效應F檢驗值為22.66，且在10%的置信水平下顯著，但信息化水平的雙重門檻效應不顯著。因此，東部地區(qū)樣本應選擇單一門檻模型進行回歸。在中部地區(qū)，信息化水平的單一門檻和雙重門檻效應F檢驗值分別為48.15和27.15，且均在1%的置信水平下顯著，但信息化水平的三重門檻效應不顯著。因此，中部地區(qū)樣本應選擇雙重門檻模型進行回歸。在西部地區(qū)，信息化水平的單一門檻和雙重門檻效應F檢驗值分別為68.38和23.81，且均通過了顯著性檢驗，但信息化水平的三重門檻效應不顯著。因此，西部地區(qū)樣本應選擇雙重門檻模型進行回歸。

在門檻效應檢驗之后，進而可以進行面板門檻回歸，具體結果如表2所示。

在全國層面，當信息化水平綜合指數小于0.2856時，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0152，但并不顯著。當信息化水平綜合指數處于0.2856與第2個門檻值0.3771之間時，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0417，且在1%的置信水平下顯著。當信息化水平綜合指數超越門檻值0.3771之后，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收同樣具有顯著的促進作用，且估計系數明顯增大。這說明隨著信息化水平的提升，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民收入增長的促進效應呈現(xiàn)邊際效率遞增的特征。

表1門檻效應檢驗結果

地區(qū)門檻變量門檻數F值P值10%5%1%全國信息化水平單一126.01???0.000026.125733.182146.3306雙重30.82??0.040025.661329.868044.5988三重14.840.433327.274533.828042.9079東部信息化水平單一22.66?0.080021.751023.422041.3190雙重10.430.460019.477128.347658.4430中部信息化水平單一48.15???0.006721.365126.380334.4423雙重27.15???0.000016.380419.017822.2523三重19.700.500034.764339.484348.0464西部信息化水平單一68.38???0.000021.658028.358138.8565雙重23.81??0.050019.434123.708929.6673三重21.480.660049.902359.630570.4891

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著，下同

農村固定資產投資的回歸系數為0.1184，且在1%的置信水平下顯著，這說明農村固定資產投資顯著促進農民增收。農業(yè)機械化水平的回歸系數為0.4924，同樣在1%的置信水平下顯著，這表明農業(yè)機械化水平對農民收入增長具有較強促進作用。自然災害的回歸系數為-0.0363，且在1%的置信水平下顯著，這說明自然災害抑制農民增收。公共基礎設施的回歸系數為0.1484，且在1%的置信水平下顯著，這說明良好的公共基礎設施同樣有利于促進農民增收。

在東部地區(qū)，當信息化水平綜合指數小于0.4149時，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0390，但并不顯著。當信息化水平綜合指數超越門檻值0.4149之后，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收產生顯著的促進作用。農村固定資產投資的回歸系數為0.1161，且在1%的置信水平下顯著，這說明在東部地區(qū)農村固定資產投資同樣顯著促進農民增收。農業(yè)機械化水平的回歸系數為0.6193，且在1%的置信水平下顯著，這說明在東部地區(qū)農業(yè)機械化水平對農民收入增長的促進作用最強。自然災害的回歸系數為-0.0215，但對抑制農民增收并不顯著。公共基礎設施的回歸系數為0.2134，且在1%的置信水平下顯著，這說明在東部地區(qū)公共基礎設施同樣是農民增收的重要促進力量。

在中部地區(qū)，當信息化水平綜合指數小于0.3191時，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0256，但并不顯著。當信息化水平綜合指數處于0.3191與第2個門檻值0.4069之間時，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0580，且在1%的置信水平下顯著。當信息化水平綜合指數超越門檻值0.4069之后，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0872，且在1%的置信水平下顯著。農村固定資產投資的回歸系數為0.1965，且在1%的置信水平下顯著，這說明在中部地區(qū)農村固定資產投資對農民收入增長的促進作用最強。農業(yè)機械化水平的回歸系數為0.1626，同樣在1%的置信水平下顯著，這表明在中部地區(qū)農業(yè)機械化水平對農民收入增長同樣具有促進作用。自然災害的回歸系數為-0.0631，且在1%的置信水平下顯著，這說明在中部地區(qū)自然災害同樣抑制農民增收。公共基礎設施的回歸系數為0.1103，且在1%的置信水平下顯著，這說明在中部地區(qū)公共基礎設施促進了農民增收但促進力量相對較弱。

在西部地區(qū)，當信息化水平綜合指數小于0.2856時，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0072，但并不顯著。當信息化水平綜合指數處于0.2856與第2個門檻值0.3843之間時，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.0491，且在10%的置信水平下顯著。當信息化水平綜合指數超越門檻值0.3843之后，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的估計系數為0.1055，且在1%的置信水平下顯著。農村固定資產投資的回歸系數為0.1097，且在1%的置信水平下顯著，這說明在西部地區(qū)農村固定資產投資有利于農民增收。農業(yè)機械化水平的回歸系數為0.4711，且在1%的置信水平下顯著，這表明在西部地區(qū)農業(yè)機械化水平對農民收入增長同樣具有較強促進作用。自然災害的回歸系數為-0.0252，但對抑制農民增收并不顯著。公共基礎設施的回歸系數為0.1634，且在1%的置信水平下顯著，這說明在西部地區(qū)公共基礎設施同樣能夠促進農民增收。

通過以上實證分析，可以發(fā)現(xiàn)，隨著信息化水平的提升，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民收入增長的促進效應呈現(xiàn)邊際效率遞增的特征。通過對比東、中、西部地區(qū)的信息化門檻值，可以發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的信息化門檻值明顯大于中、西部地區(qū)的信息化門檻值，這說明在東部地區(qū)，只有達到較高的信息化水平，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收才具有明顯的促進效應。通過對比東、中、西部地區(qū)綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)的回歸系數，可以發(fā)現(xiàn)當信息化水平發(fā)展到較高階段，西部地區(qū)綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收的促進效應更加明顯。

表2 回歸結果

注：回歸系數下括號內數值為t值

四、研究結果與啟示

本文基于我國 2003-2015年省際面板數據，采用面板門檻回歸模型，實證分析了綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)與農民增收之間的非線性關系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，總體而言，隨著信息化水平的提升，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民收入增長的促進效應呈現(xiàn)邊際效率遞增的特征。但在信息化水平較低的階段，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民收入增長的促進效應不顯著。第二，東、中、西部地區(qū)的信息化門檻值存在差異，東部地區(qū)的信息化門檻值明顯大于中、西部地區(qū)的信息化門檻值。只有達到較高的信息化水平，東部地區(qū)綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收才具有明顯的促進效應。當信息化水平發(fā)展到較高階段，西部地區(qū)綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收的促進效應更加明顯。第三，農村固定資產投資、農業(yè)機械化水平和公共基礎設施均對農民收入增長具有促進作用，而自然災害對農民增收存在抑制作用。

本研究得到以下啟示：第一，要重視綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)對農民增收影響的積極促進作用。首先，政府部門要加大宣傳引導力度，采取多種方式切實提升農民的綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)積極性。其次，綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)成功的企業(yè)要起到引領示范作用，通過典型帶動不斷提升綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)績效。第二，加強鄉(xiāng)村信息化基礎設施建設，尤其要注重提升綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)人員網絡銷售技能。良好的信息化水平是綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)產生經濟效益的必要條件。然而，鄉(xiāng)村信息化水平與城鎮(zhèn)地區(qū)存在較大差距。在互聯(lián)網發(fā)展狀況方面，城鎮(zhèn)地區(qū)與鄉(xiāng)村地區(qū)差異十分顯著，中國互聯(lián)網絡信息中心(CNNIC)發(fā)布的第41次《中國互聯(lián)網絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，農村地區(qū)互聯(lián)網普及率只達到城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網普及率的一半，我國非網民人口中的大部分為農村人口。因此，應加大政策扶持力度，努力提升農村人員對互聯(lián)網尤其是移動互聯(lián)網技術的認知程度和使用意愿。第三，應實行區(qū)域差異化的綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)促進機制。2015年《綠色食品統(tǒng)計年報》數據顯示，當年認證綠色食品企業(yè)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(qū)當年認證綠色食品企業(yè)數卻遠低于東部地區(qū)。這表明我國綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)區(qū)域差異明顯，因此應采取區(qū)域差異化的綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)促進機制。在東部區(qū)域，應努力提升綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)質量，而在中、西部地區(qū)，更應注重綠色農業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模的提升。