邱海洋1，齊泓深2

(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.鄭州大學(xué) 管理工程學(xué)院，河南 鄭州 450001)

一、文獻(xiàn)綜述

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

現(xiàn)有研究從多角度探討了農(nóng)民增收的影響因素。一些研究分析了城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響。錢(qián)瀟克、莫蕙運(yùn)用地級(jí)市農(nóng)民人均收入數(shù)據(jù)實(shí)證分析了新型城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民增收的正向影響，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)受交通基礎(chǔ)設(shè)施的影響[1]。李萍、王軍采用四川省2003—2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)運(yùn)用多種計(jì)量模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)高收入水平、中等收入水平和低收入水平農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在差異，其中城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)中等收入水平農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最大[2]。一些研究分析了財(cái)政金融支持對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響。黃壽峰基于我國(guó)1997-2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)、金融支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)不但具有直接促進(jìn)效應(yīng)，而且還具有協(xié)作效應(yīng)[3]。陳鵬、李建貴基于我國(guó)31個(gè)省市(自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)雖然財(cái)政各支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民增收尤其是貧困人口減貧具有促進(jìn)作用，但存在區(qū)域差異，在發(fā)展水平落后的地區(qū)，社會(huì)性支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)效果則更加明顯[4]。一些研究探討了農(nóng)民收入增長(zhǎng)中的人力資本作用。劉明輝、劉燦基于我國(guó)2005—2014年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)不同的影響特征[6]。劉新智、劉雨松認(rèn)為農(nóng)村人力資本積累與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間并沒(méi)有呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)生這種狀況的原因是留農(nóng)主體人力資本提升的缺失[7]?？傮w而言，現(xiàn)有研究對(duì)農(nóng)民增收中的城鎮(zhèn)化因素、人力資本因素以及財(cái)政金融因素探討較為充分。

除了城鎮(zhèn)化、人力資本以及財(cái)政金融，創(chuàng)業(yè)也是影響農(nóng)民增收的重要因素。創(chuàng)業(yè)與農(nóng)民增收的關(guān)系是現(xiàn)階段研究中的一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。一種觀點(diǎn)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)是影響農(nóng)民增收的重要解釋變量。汪發(fā)元等通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要影響因素，相對(duì)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(rèn)為返鄉(xiāng)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)不但能擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且能促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收[9]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為創(chuàng)業(yè)是影響農(nóng)民增收的中介變量。馮海紅基于山東省17個(gè)地市小額貸款公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)在小額信貸影響農(nóng)民增收中存在中介效應(yīng)[10]。雖然現(xiàn)有研究指出了創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的重要影響，但卻缺乏特色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)民增收關(guān)系的探討，尤其缺乏綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)民增收關(guān)系的實(shí)證分析?；诖耍疚牟捎梦覈?guó) 2003-2015年省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的信息化門(mén)檻效應(yīng)。

二、模型設(shè)定和變量說(shuō)明

1.模型設(shè)定

綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間并不一定呈現(xiàn)線性關(guān)系，如果采用普通面板模型則容易忽視兩者間非線性關(guān)系。綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)是在一定信息化水平下的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間可能會(huì)隨著信息化水平的變化呈現(xiàn)非線性關(guān)系，因而本文的實(shí)證模型選用Hansen(1996)的面板門(mén)檻模型。模型設(shè)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(nóng)民收入狀況；gre表示核心解釋變量，即綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)；Z為控制變量；q為門(mén)檻變量，即信息化水平；δ為待檢驗(yàn)的門(mén)檻值；I(·)表示指標(biāo)函數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.變量說(shuō)明

本研究的被解釋變量為農(nóng)民收入狀況，并以農(nóng)村居民家庭人均純收入來(lái)衡量[11]。在實(shí)證研究中，農(nóng)民收入狀況用far代表。

綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)是核心解釋變量，其用gre代表。借鑒相關(guān)創(chuàng)業(yè)實(shí)證研究，本文用當(dāng)年認(rèn)證綠色食品企業(yè)數(shù)來(lái)衡量綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)水平。

控制變量包含農(nóng)村固定資產(chǎn)投資狀況、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、自然災(zāi)害狀況、公共基礎(chǔ)設(shè)施條件。在實(shí)證研究中，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資狀況用inv代表，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平用mec代表，自然災(zāi)害狀況用nat代表，公共基礎(chǔ)設(shè)施條件用roa代表。借鑒相關(guān)研究，本文分別以農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資占農(nóng)林牧漁業(yè)增加值比重來(lái)衡量農(nóng)村固定資產(chǎn)投資狀況，以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)作物播種面積比值來(lái)衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，以農(nóng)作物受災(zāi)面積占播種面積比重來(lái)衡量自然災(zāi)害狀況，以公路里程來(lái)衡量公共基礎(chǔ)設(shè)施條件。

門(mén)檻變量為信息化水平。在實(shí)證研究中，信息化水平用inf代表。本文運(yùn)用3個(gè)指標(biāo)來(lái)綜合體現(xiàn)區(qū)域信息化水平。第一個(gè)指標(biāo)為長(zhǎng)途光纜線路長(zhǎng)度，其反映了信息傳輸?shù)挠布Ｕ蠣顩r。第二個(gè)指標(biāo)為移動(dòng)電話普及率，其反映了信息通信狀況。第三個(gè)指標(biāo)為互聯(lián)網(wǎng)普及率，其反映了信息網(wǎng)絡(luò)參與狀況。本文采用基于客觀賦權(quán)的熵值法對(duì)上述3個(gè)指標(biāo)確定權(quán)重，并在指標(biāo)無(wú)量綱化的基礎(chǔ)上加權(quán)求和得到信息化水平綜合指數(shù)值。

綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)綠色食品發(fā)展中心數(shù)據(jù)庫(kù)，其余變量原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。樣本為我國(guó)2003—2015年西藏以外30個(gè)省市單元。在實(shí)證研究中，除門(mén)檻變量信息化水平以外，本文對(duì)解釋變量、被解釋變量均取對(duì)數(shù)處理。

三、實(shí)證分析

本文首先進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)。表1結(jié)果顯示，在全國(guó)樣本中，信息化水平的單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻效應(yīng)F檢驗(yàn)值分別為126.01和30.82，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但信息化水平的三重門(mén)檻效應(yīng)不顯著。因此，全國(guó)樣本應(yīng)選擇雙重門(mén)檻模型進(jìn)行回歸。為了更加深入地分析綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入影響的區(qū)域門(mén)檻效應(yīng)差異，本文進(jìn)一步分東、中、西部區(qū)域進(jìn)行探討。在東部地區(qū)，信息化水平的單一門(mén)檻效應(yīng)F檢驗(yàn)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(mén)檻效應(yīng)不顯著。因此，東部地區(qū)樣本應(yīng)選擇單一門(mén)檻模型進(jìn)行回歸。在中部地區(qū)，信息化水平的單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻效應(yīng)F檢驗(yàn)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(mén)檻效應(yīng)不顯著。因此，中部地區(qū)樣本應(yīng)選擇雙重門(mén)檻模型進(jìn)行回歸。在西部地區(qū)，信息化水平的單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻效應(yīng)F檢驗(yàn)值分別為68.38和23.81，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但信息化水平的三重門(mén)檻效應(yīng)不顯著。因此，西部地區(qū)樣本應(yīng)選擇雙重門(mén)檻模型進(jìn)行回歸。

在門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)之后，進(jìn)而可以進(jìn)行面板門(mén)檻回歸，具體結(jié)果如表2所示。

在全國(guó)層面，當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)小于0.2856時(shí)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0152，但并不顯著。當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)處于0.2856與第2個(gè)門(mén)檻值0.3771之間時(shí)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0417，且在1%的置信水平下顯著。當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)超越門(mén)檻值0.3771之后，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收同樣具有顯著的促進(jìn)作用，且估計(jì)系數(shù)明顯增大。這說(shuō)明隨著信息化水平的提升，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)邊際效率遞增的特征。

表1門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

地區(qū)門(mén)檻變量門(mén)檻數(shù)F值P值10%5%1%全國(guó)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(nóng)村固定資產(chǎn)投資的回歸系數(shù)為0.1184，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資顯著促進(jìn)農(nóng)民增收。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的回歸系數(shù)為0.4924，同樣在1%的置信水平下顯著，這表明農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有較強(qiáng)促進(jìn)作用。自然災(zāi)害的回歸系數(shù)為-0.0363，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明自然災(zāi)害抑制農(nóng)民增收。公共基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)為0.1484，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明良好的公共基礎(chǔ)設(shè)施同樣有利于促進(jìn)農(nóng)民增收。

在東部地區(qū)，當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)小于0.4149時(shí)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0390，但并不顯著。當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)超越門(mén)檻值0.4149之后，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的回歸系數(shù)為0.1161，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在東部地區(qū)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資同樣顯著促進(jìn)農(nóng)民增收。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的回歸系數(shù)為0.6193，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在東部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最強(qiáng)。自然災(zāi)害的回歸系數(shù)為-0.0215，但對(duì)抑制農(nóng)民增收并不顯著。公共基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)為0.2134，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在東部地區(qū)公共基礎(chǔ)設(shè)施同樣是農(nóng)民增收的重要促進(jìn)力量。

在中部地區(qū)，當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)小于0.3191時(shí)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0256，但并不顯著。當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)處于0.3191與第2個(gè)門(mén)檻值0.4069之間時(shí)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0580，且在1%的置信水平下顯著。當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)超越門(mén)檻值0.4069之后，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0872，且在1%的置信水平下顯著。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的回歸系數(shù)為0.1965，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在中部地區(qū)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最強(qiáng)。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的回歸系數(shù)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(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)同樣具有促進(jìn)作用。自然災(zāi)害的回歸系數(shù)為-0.0631，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在中部地區(qū)自然災(zāi)害同樣抑制農(nóng)民增收。公共基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)為0.1103，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在中部地區(qū)公共基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了農(nóng)民增收但促進(jìn)力量相對(duì)較弱。

在西部地區(qū)，當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)小于0.2856時(shí)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0072，但并不顯著。當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)處于0.2856與第2個(gè)門(mén)檻值0.3843之間時(shí)，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.0491，且在10%的置信水平下顯著。當(dāng)信息化水平綜合指數(shù)超越門(mén)檻值0.3843之后，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的估計(jì)系數(shù)為0.1055，且在1%的置信水平下顯著。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的回歸系數(shù)為0.1097，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在西部地區(qū)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資有利于農(nóng)民增收。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的回歸系數(shù)為0.4711，且在1%的置信水平下顯著，這表明在西部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)同樣具有較強(qiáng)促進(jìn)作用。自然災(zāi)害的回歸系數(shù)為-0.0252，但對(duì)抑制農(nóng)民增收并不顯著。公共基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)為0.1634，且在1%的置信水平下顯著，這說(shuō)明在西部地區(qū)公共基礎(chǔ)設(shè)施同樣能夠促進(jìn)農(nóng)民增收。

通過(guò)以上實(shí)證分析，可以發(fā)現(xiàn)，隨著信息化水平的提升，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)邊際效率遞增的特征。通過(guò)對(duì)比東、中、西部地區(qū)的信息化門(mén)檻值，可以發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的信息化門(mén)檻值明顯大于中、西部地區(qū)的信息化門(mén)檻值，這說(shuō)明在東部地區(qū)，只有達(dá)到較高的信息化水平，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收才具有明顯的促進(jìn)效應(yīng)。通過(guò)對(duì)比東、中、西部地區(qū)綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)信息化水平發(fā)展到較高階段，西部地區(qū)綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)效應(yīng)更加明顯。

表2 回歸結(jié)果

注：回歸系數(shù)下括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值

四、研究結(jié)果與啟示

本文基于我國(guó) 2003-2015年省際面板數(shù)據(jù)，采用面板門(mén)檻回歸模型，實(shí)證分析了綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)民增收之間的非線性關(guān)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(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)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(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)不顯著。第二，東、中、西部地區(qū)的信息化門(mén)檻值存在差異，東部地區(qū)的信息化門(mén)檻值明顯大于中、西部地區(qū)的信息化門(mén)檻值。只有達(dá)到較高的信息化水平，東部地區(qū)綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收才具有明顯的促進(jìn)效應(yīng)。當(dāng)信息化水平發(fā)展到較高階段，西部地區(qū)綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)效應(yīng)更加明顯。第三，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和公共基礎(chǔ)設(shè)施均對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，而自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)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(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的積極促進(jìn)作用。首先，政府部門(mén)要加大宣傳引導(dǎo)力度，采取多種方式切實(shí)提升農(nóng)民的綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)積極性。其次，綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)成功的企業(yè)要起到引領(lǐng)示范作用，通過(guò)典型帶動(dòng)不斷提升綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)績(jī)效。第二，加強(qiáng)鄉(xiāng)村信息化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其要注重提升綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)人員網(wǎng)絡(luò)銷(xiāo)售技能。良好的信息化水平是綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)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(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r方面，城鎮(zhèn)地區(qū)與鄉(xiāng)村地區(qū)差異十分顯著，中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)發(fā)布的第41次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率只達(dá)到城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率的一半，我國(guó)非網(wǎng)民人口中的大部分為農(nóng)村人口。因此，應(yīng)加大政策扶持力度，努力提升農(nóng)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。第三，應(yīng)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)努力提升綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)質(zhì)量，而在中、西部地區(qū)，更應(yīng)注重綠色農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模的提升。