乡村振兴视角下绿色食品产业创业与乡村发展——基于空间计量和面板门槛模型的实证分析

邱海洋，胡振虎

（1.信阳师范学院法学与社会学学院，河南 信阳464000； 2.财政部国际财经中心，北京100820）

一、引言与文献综述

党的十九大报告提出要实施乡村振兴战略。乡村振兴的本质是实现乡村的整体与均衡发展。乡村发展是乡村振兴的基础和前提。2018年中央一号文件指出2050年实现农业强、农村美、农民富。乡村发展的目标就是要从乡村生产、生态、生活3个方面实现农业强、农村美、农民富。在国家高度重视乡村振兴的背景下，有哪些路径能够更全面地促进乡村发展？这个问题既是实务界关注的现实问题也是理论界亟待解答的热点问题。

2017年12月的中央农村工作会议指出要深化农业供给侧结构性改革，坚持绿色兴农，增加农业生态产品供给，走乡村绿色发展之路。在促进乡村绿色发展的诸多路径中，绿色食品产业创业不可忽视。绿色食品产业创业是多种主体（返乡农民工、大学毕业生、企业家、乡村留守人员等）以采用绿色生产方式提供优质生态农产品的创业活动。绿色食品产业创业是一种兼顾经济利益与环境保护的新型创业形式。绿色食品产业创业是绿色食品产业与创业活动的交集与综合体现。绿色食品产业依托于乡村青山绿水，而创业活动是企业家精神重要体现，因此绿色食品产业创业就是乡村青山绿水和企业家精神在农业领域里的崭新结合。

许多研究认为绿色食品产业与绿色农业具有相同的内核。刘子飞（2016）认为绿色农业发展主要得益于绿色食品工程实施，绿色食品工程为绿色农业发展提供了一系列基础性工作，比如中国绿色食品协会于2003年首次正式提出 “绿色农业”概念[1]。同时他认为在实证分析中绿色食品可等同于绿色农业。黄漫宇、彭虎锋（2014）指出中国绿色食品的大部分仍是初级产品或者初级加工产品，绿色食品产业既属于农业的范畴又是生态农业发展模式的拓展和提升[2]。邓远建等（2015）认为绿色农产品生产和绿色农业发展内涵一致[3]。总体而言，绿色食品产业与绿色农业具有高度的重合性。

乡村发展是乡村生产、生态、生活综合发展的体现。现有研究已经从绿色农业以及绿色食品产业视角探讨了乡村发展的动力源泉。魏后凯（2018）指出从乡村振兴和可持续发展的角度看，农民增收的源泉应该来自于农业和农村，而不是农业农村之外的城市产业支撑，同时国家现代化的实现要建立在农业现代化基础上，没有农业的绿色发展就不会有整体经济的绿色发展[4]。温铁军等（2018）指出绿色农业既是生态文明的重要载体，同时也是乡村振兴的主要内容[5]。胡海婧（2017）认为绿色农业有利于粮食安全、生态安全、效益安全，且是现代农业的理想模式[6]。谭秋成（2015）指出常规石化农业具有破坏土壤结构、污染水源、威胁生态系统和生物多样性的负面特征，而绿色农业则通过对有机肥料、生物防治病虫害技术的使用减少了生态环境破坏并能恢复和重建生态系统[7]。胡雪萍、董红涛（2015）认为绿色农业是新常态下我国农业供给侧结构性改革中的方向性选择模式[8]。张俊飚等（2017）认为绿色食品产业是农业供给侧结构性改革的突破口和着力点[9]。王圣宏等（2009）认为绿色食品产业区别于传统农业发展方式，是拉动我国循环农业发展的引擎[10]。玛依拉·赛吾尔丁等（2008）认为绿色食品产业对农村经济发展和人民生活水平提升具有极其重要的作用和意义[11]。陈福明（2007）认为绿色食品产业在我国农业可持续发展中具有重要意义[12]。综上所述，已有研究普遍认为绿色农业以及绿色食品产业有利于乡村发展。

另一方面，一些研究探讨了乡村创业对乡村发展的重要影响。韩长赋（2017）指出乡村创业对乡村振兴具有重要意义[13]。张红宇（2018）指出农业企业家在乡村振兴战略中肩负着重要责任[14]。刘奇（2016）指出旅游型乡村创业对乡村产业升级、生态文明等都具有重要影响[15]。万俊毅、敖嘉焯（2014）认为农业企业家精神对农业产业化进程具有积极作用[16]。周石生（2013）认为乡村创业是解决农村剩余劳动力就业的新路径[17]。陈雄锋等（2012）认为促进农村留守妇女创业是加快农村经济全面、快速、持续发展的长远之举[18]。程伟、陈遇春（2011）认为农民工返乡创业能够助力农民工实现上升式的社会流动[19]。李岳云、杨宁（2008）认为农村创业是加速乡村发展的重要举措，农业创业是农村创业的主要领域，农民是农村创业的主力[20]。综上所述，已有研究普遍认为创业是乡村发展的助推器。

综合而言，现有研究已从理论视角指出了绿色食品产业、乡村创业及企业家精神在乡村发展中的重要作用及意义。但是，针对绿色食品产业创业与乡村发展间关系的研究却相对缺乏。作为绿色食品产业与创业活动的交集与综合体现，绿色食品产业创业能否促进乡村整体发展？如果绿色食品产业创业对乡村发展存在促进作用，那么在技术创新程度日益提高的背景下，这种促进作用是否会因为技术创新程度的不同而呈现出门槛区间效应？另外，由于各地区在地理环境、经济状况方面存在差异，因而传统的空间同质性假设不再适用于解释绿色食品产业创业与乡村发展之间的复杂关系。为了更精确地反映实际，应从空间异质性的角度考察绿色食品产业创业与乡村发展间的空间联系。遗憾的是，尚未有文献采用以上方法从实证角度进行探讨。基于此，本文借助我国 2003～2015年省际面板数据，运用空间计量模型和面板门槛模型实证分析绿色食品产业创业对乡村发展的影响并提出相应对策建议。

本研究的边际贡献主要体现在以下两方面：第一，建立空间面板杜宾模型，考察绿色食品产业创业对乡村发展影响的空间溢出效应。第二，建立面板门槛回归模型，检验绿色食品产业创业与乡村发展之间非线性关系。

二、理论分析与研究假设

绿色食品产业创业是基于绿色生产方式且以提供优质生态农产品为目标的创业活动。绿色食品产业创业是绿色食品产业与创业活动的交集与综合体现。绿色食品产业创业的主体有返乡农民工、大学毕业生、企业家、乡村留守人员等。从创业规模上划分，绿色食品产业创业可分为资源投入较多的创业类型和资源投入较少的创业类型。资源投入较多的创业类型通常属于机会型创业，而资源投入较少的创业类型通常属于生存型创业。无论是机会型创业还是生存型创业，绿色食品产业创业均对乡村发展具有不可忽视的影响。

绿色食品产业创业对乡村发展的直接影响主要体现在以下3个方面：第一，绿色食品产业创业具有扩大乡村就业与提升贫困农户自我发展能力的有效功能。绿色食品产业中的生存型创业可以直接以创业实现就业。绿色食品产业中的机会型创业是吸纳农村剩余劳动力最为现实的渠道和途径。绿色食品产业属于劳动密集型产业，绿色食品企业能够大量吸纳农村富余劳动力就业。另一方面，许多研究指出自我发展能力弱是新时期贫困地区群众脱贫的主要障碍，而绿色食品产业创业依托于贫困地区资源禀赋和环境条件，能够发挥贫困地区比较优势。激发绿色食品产业创业有利于将贫困地区的资源环境优势转化为产品质量优势、品牌竞争优势和经济效益优势，从而提高贫困地区农户自我积累、自我发展的能力。第二，绿色食品产业创业有利于农民增收。随着我国经济进入新常态阶段，居民生活水平不断提升，尤其是居民对食品安全程度的愈发重视，绿色食品需求旺盛，绿色食品呈现出较高的市场价值。同时，绿色食品产业创业积极性的提升能够更大限度地延长农业产业链条，实现在生产、流通、加工等各环节的增值，并通过各种利益联结方式，使农民得到产业链条各个环节的平均利润，最终实现农民增收。第三，绿色食品产业创业有利于乡村生态环境改善。绿色食品产业创业主体会按照绿色食品要求安排农业生产，这样就提升了绿色农业在第一产业中的比重。随着绿色农业在第一产业中比重的提升，农药、化肥的使用量会显著降低，农业面源污染状况会明显改善。

除了上述3个方面的直接影响，绿色食品产业创业对乡村发展的影响还存在溢出效应和门槛效应。随着区域之间的联系愈发紧密，绿色食品产业创业活跃的地区会对相邻区域产生示范带动作用，从而促使绿色食品生产知识和技术在区域间得到传播，并最终促进了相邻地区乡村发展。除了溢出效应，绿色食品产业创业对乡村发展的影响还具有门槛效应。乡村发展是一个渐进过程，且乡村发展离不开技术创新的支撑。在不同的技术创新水平下，绿色食品产业创业对乡村发展的影响存在阶段性差异。随着技术创新水平的提升，且在各种新技术的协同作用下，绿色食品产业创业的质量和效益会显著提升，进而绿色食品产业创业对乡村发展的正向影响呈现边际效率递增的趋势。基于以上分析，本文提出以下待检验研究假设：

假设 1：绿色食品产业创业对乡村发展存在正向的直接促进作用和空间溢出效应。

假设2：绿色食品产业创业对乡村发展的影响存在门槛效应。

三、模型设定和变量说明

（一）模型构建

本文首先构建绿色食品产业创业与乡村发展的半对数线性基准模型，然后在此基础上进一步构建空间模型及门槛效应模型。考虑到乡村发展（R）是多因素综合作用的结果，因此本文在引入自变量绿色食品产业创业（GRE）以外，还引入工业化（IND）、农村固定资产投资水平（INV）、自然灾害状况（NAT）、机械化程度（MEC）作为控制变量（Z）。线性基准模型如下:

（二）变量说明

1.被解释变量

被解释变量为乡村发展（R），并用乡村发展综合指数代表。根据2018年中央一号文件所指出的乡村振兴远期目标（农业强、农村美、农民富），本文把乡村发展分解成3个子系统，即乡村生产发展、乡村生态发展、乡村生活发展。

乡村生产发展是农业质量和效益提升的综合体现。农业劳动生产率是衡量农业质量和效益的重要指标。乡村生产发展的关键性特征是农业劳动生产率的提升。本文以农业劳动生产率作为反映乡村生产发展的衡量指标。农业劳动生产率由农林牧渔业产值与第一产业从业人数比值来表示。

乡村生态发展属于乡村生态环境范畴。王良健、蒋婷（2017）认为农药、化肥、塑料薄膜等农用品的滥用为农村生态环境带来巨大负面影响[21]。黄英和黄娟（2014）经实证分析后发现农业生产中的农药使用量是影响农村生态环境的最主要因素[22]。乡村生态发展的关键性特征是农业生态效率的提升。本文以农业生态效率作为反映乡村生态发展的衡量指标。测算农业生态效率首先要明确投入与产出。本文以土地投入、农业劳动力投入、灌溉投入、化肥投入、农业机械投入作为测算农业生态效率投入变量。以上投入变量分别以农作物总播种面积 （千公顷）、农业从业人员数 （万人）、有效灌溉面积（千公顷）、农用化肥施用折纯量（万吨）、农业机械总动力（万千瓦）来衡量。借鉴姚增福等（2017）方法[23]，农业从业人员数=（农业总产值/第一产业总产值）×第一产业从业人口。合意产出为实际农业总产值 （亿元）。借鉴王宝义等（2018）、田伟等 （2014）[24-25]相关研究成果，并基于数据可得性，本文以农业碳排放总量作为非合意产出。农业碳排放主要来源于农业生产过程中农药、化肥、柴油、农膜等能源消耗，以及土地灌溉和翻耕中所产生的温室气体排放。碳排放量的计算公式为：

其中，E为农业碳排放总量，Ei为各种碳源的碳排放量，Ti为各碳排放源的量，δi为各碳排放源的碳排放系数，农药、化肥、农用柴油消耗量、农膜、灌概、翻耕的碳排放系数分别为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/公顷）、312.6（千克/公顷）。 本文基于 Huang et al.（2014）、周五七（2016）的全局 DEA 方法[26-27]，利用MAXDEA软件并采用投入导向的超效率SBM模型测算农业生态效率值。

实施乡村振兴战略，就是要通过乡村经济振兴和强农惠农富农政策，不断提高农民收入和消费水平，进一步增进农民福祉，大幅度提升农民生活品质，使农民的获得感、幸福感和安全感更加充实。本文以农村居民家庭人均纯收入作为反映乡村生活发展的指标。

基于上述3个基本指标，本文采用熵值法确定权重，并对指标无量纲处理，最后按采用熵值法确定的权重加权求和得到乡村发展综合指数。

2.解释变量

本研究的核心解释变量是绿色食品产业创业（GRE），并用当年认证绿色食品企业数来衡量。用当年认证绿色食品企业数来代表绿色食品产业创业水平是基于以下考虑：第一，在对区域创业规模（数量）的衡量中，当年注册（认证）企业数是常用的方法。田毕飞等（2016）用当年注册企业数来代表创业水平，并实证分析了FDI对创业的空间外溢效应[28]。第二，绿色食品产业年认证企业数不仅可以代表绿色食品产业创业的数量而且还能体现绿色食品产业创业质量。因为只有达到一定国家标准，创业企业才能够被授予绿色食品企业称号。第三，从数据可靠性角度而言，绿色食品认证企业数是目前具有公信力的宏观数据。绿色食品认证具有专门的统计与管理部门且数据定期公开。

工业化（IND）选取第二产业产值占GDP比重来代表。农村固定资产投资水平（INV）用农林牧渔业固定资产投资占农林牧渔业增加值比重代表。自然灾害状况（NAT）用农作物受灾面积占播种面积比重表示。机械化程度（MEC）用农业机械总动力与农作物播种面积比值表示。数据来源于历年 《中国农村统计年鉴》 《中国统计年鉴》，其中当年认证绿色食品企业数来源于中国绿色食品发展中心官方网站。受限于绿色食品企业认证数据，样本为2003～2015年我国30个省市自治区（不含港澳台）数据（西藏部分数据缺失未纳入）。对涉及受价格因素影响的变量以2003年为基期采用消费物价指数进行平减。

四、实证分析

（一）绿色食品产业创业对乡村发展影响的空间溢出分析

1.空间相关性检验

由于省域之间联系紧密，贸易往来频繁，因此不可忽视潜在空间相关性，需首先对被解释变量及核心解释变量进行空间相关性检验。本文拟采用Moran's I指数法检验绿色食品产业创业和乡村发展是否存在空间自相关。

表1 绿色食品产业创业和乡村发展的Moran's I指数测算值

通过表1可以发现，乡村发展的Moran's I值在1%置信水平上显著为正。绿色食品产业创业的Moran's I值绝大部分年份在1%置信水平上显著为正。从2003年到2015年，乡村发展的Moran's I最大值为0.383，最小值为0.297，绿色食品产业创业的Moran's I最大值为0.313，最小值为0.06。检验结果显示出我国乡村发展和绿色食品产业创业具有明显的空间正相关性，进而说明有必要采用空间计量模型。

2.空间计量模型构建

由于各地区在地理环境、技术水平、经济状况方面存在差异，因而传统的空间同质性假设不再适用于解释绿色食品产业创业与乡村发展之间的复杂关系。为了更精确地反映实际，应从空间异质性的角度考察绿色食品产业创业与乡村发展间的空间联系。由于空间依赖性的表现方式存在差异，因此本文设定3种空间计量模型。其中，绿色食品产业创业对乡村发展影响的空间面板滞后模型（SAR）为：

其中，i、t表示地区和时间，ρ为空间回归系数，WRit为空间滞后因变量，X为自变量对数值。

空间面板误差模型（SEM）为：

其中，λ为空间自相关系数，υit为空间自相关误差项。

空间杜宾模型（SDM）为:

其中，θ反映了其他地区影响因素对本地区乡村发展的加权影响。

3.估计结果

表2报告了经Hausman检验后所选择的普通面板和空间面板模型随机效应回归结果。通过对比模型的回归系数可以发现，第一，对于核心解释变量绿色食品产业创业，无论普通面板还是空间面板模型，回归系数都显著为正。这说明绿色食品产业创业对乡村发展具有明显促进作用。第二，普通面板模型由于没有考虑乡村发展的空间相关性从而高估了绿色食品产业创业的促进效应。进一步比较3种空间计量模型的拟合优度和对数似然函数值，可以发现空间杜宾模型（SDM）的统计值最大，因此，空间杜宾模型（SDM）为最优空间计量模型。空间自回归系数估计值为0.612 8，且在1%水平上显著，表明本地区绿色食品产业创业对相邻地区具有一定的促进作用，相邻的地区越多，从相邻地区的绿色食品产业创业中获得的正外部性就越多，表明绿色食品产业创业活动具有显著的空间溢出特征。

表2 总体回归结果

Lesage和 Pace指出在空间滞后项回归系数不为零的情况下，解释变量估计系数并不能准确反映其对因变量的影响[29]。本文参考 Lesage和Pace提出的偏微分法将解释变量对乡村发展的影响效应进行分解，具体结果见表 3。影响效应可分解为两部分：一是直接效应，表示本区域绿色食品产业创业对本地乡村发展的影响；二是间接效应（溢出效应），表示本区域绿色食品产业创业对相邻地区乡村发展的影响。从空间杜宾模型（SDM）效应分解得到的绿色食品产业创业对乡村发展的直接影响来看，绿色食品产业创业的直接影响系数为 0.009 7，且在1%水平上显著；从间接效应来看，绿色食品产业创业对乡村发展的间接效应系数为0.056 8，且在1%的水平上显著。上述结果表明绿色食品产业创业对乡村发展存在显著的直接促进作用和空间溢出效应。

表3 直接效应和溢出效应分解

绿色食品产业创业对乡村发展影响之所以存在显著的空间溢出效应，主要原因是：在外部经济影响下，本地绿色食品产业创业对周边地区起到良好的示范带动作用。周边地区在本地知识溢出的作用下，逐渐模仿学习本地绿色食品产业创业的先进管理经验、管理制度等。同时，地区间的激烈竞争也迫使周边地区积极参与到绿色食品产业创业活动中来。此部分结果有力的支持了第一个假设。

从控制变量的回归系数可以发现，工业化、自然灾害因素抑制乡村发展，农业机械化和农村固定资产投资促进乡村发展。

（二）门槛效应分析

1.模型设定及检验

绿色食品产业创业是在一定技术条件下的创业活动，其在不同时间不同区域可能处于不同的阶段，采用简单的线性模型来考察绿色食品产业创业对乡村发展的影响难以发现二者之间更深层次关系。本文采用Hansen（1996）提出的由样本数据结构特征所确定不同区间的面板门槛模型进行实证分析。模型设定为：

其中，i、t分别代表省份和年份，R表示乡村发展，GRE表示绿色食品产业创业，Z为控制变量；q为门槛变量（lnTEC）；δ为待检验的门槛值；I(·)表示指标函数；μi为非观测的个体效应因素；εit为随机误差项。 （6）式为单一门槛模型，并可根据门槛检验结果扩展为多重门槛模型。技术创新对乡村生产、生态和生活都有重要影响，且绿色食品产业创业也依赖于技术创新。本文采用区域技术创新水平（TEC）作为门槛变量。区域技术创新水平由万人发明专利申请授权量表示。

本文先采用IPS、ADF两种检验方法对变量平稳性进行检验，接着用Pedroni方法进行面板协整检验。通过检验，发现各变量一阶差分序列平稳且被解释变量与解释变量间存在协整关系，说明可以进行门槛回归分析。在回归之前，还需要进行门槛存在性检验和门槛个数检验。表4结果显示，在全国样本的门槛模型检验中，单一门槛和双重门槛效应均通过了显著性检验，而三重门槛效应不显著。因此，模型应采用双重门槛模型进行回归。为进一步探讨绿色食品产业创业对乡村发展影响的区域门槛效应差异，本文按国家统计局相关划分标准，从东中西三大地区分别构建门槛面板模型。在东部地区的门槛模型检验中，单一门槛效应在10%的置信水平下显著，而双重门槛效应没有通过显著性检验。因此，应采用单一门槛模型进行回归。在中部地区的门槛模型检验中，单一门槛和双重门槛效应均在1%的置信水平下显著，而三重门槛效应不显著。因此，应采用双重门槛模型进行回归。在西部地区的门槛模型检验中，单一门槛效应显著，而双重门槛效应不显著。因此，应采用单一门槛模型进行回归。

表4 技术创新门槛效应检验结果

2.门槛面板模型估计结果

各模型的系数估计结果如表5所示。在全国层面，绿色食品产业创业对乡村发展具有边际效率递增的正向促进作用。当技术创新的对数小于-0.682 8时，绿色食品产业创业对乡村发展产生显著的正向影响，估计系数为0.013 6。当技术创新的对数处于-0.682 8与第二个门槛值0.634 9之间时，绿色食品产业创业对乡村发展同样产生显著的正向影响，估计系数为0.024 1。当技术创新的对数超过第二个门槛值0.634 9之后，绿色食品产业创业对乡村发展仍然产生显著的正向影响，估计系数为0.043 5。在全国范围内随着技术创新程度的不断提升，绿色食品产业创业对乡村发展的促进作用逐渐递增。在东部地区，绿色食品产业创业对乡村发展的正向影响也呈现边际效率递增的非线性特征。当技术创新的对数小于-0.262时，绿色食品产业创业对乡村发展产生显著的正向影响，估计系数为0.018 3。当技术创新程度跨过门槛值-0.262后，绿色食品产业创业的系数变大。在中部地区，当技术创新的对数小于-1.792 9时，绿色食品产业创业对乡村发展产生不显著的正向影响。当技术创新的对数处于-1.792 9与第二个门槛值-1.209之间时，绿色食品产业创业对乡村发展产生显著的正向影响，估计系数为0.014 8。当技术创新的对数超过第二个门槛值-1.209之后，绿色食品产业创业对乡村发展同样产生显著的正向影响，且估计系数相对变大。在西部地区，当技术创新的对数小于-1.702 3时，绿色食品产业创业对乡村发展产生不显著的正向影响。当技术创新的对数超过门槛值-1.702 3之后，绿色食品产业创业对乡村发展产生显著的正向影响，估计系数为0.013 2。总体而言，绿色食品产业创业对乡村发展的正向影响呈现边际效率递增的非线性特征。其主要原因是技术创新从总体上降低了绿色食品产业创业的生产成本和市场交易成本，从而随着技术创新水平的提升，绿色食品产业创业对乡村发展的促进作用逐渐增强。此部分结果有力的支持了第二个假设，说明绿色食品产业创业对乡村发展的影响存在门槛效应。控制变量的影响效应与前文得出的结论一致。

表5 以技术创新为门槛变量的回归结果

五、结论与启示

本文基于我国 2003～2015年省际面板数据，采用空间计量模型和门槛面板回归模型，验证了绿色食品产业创业与乡村发展之间存在的空间非线性关系。主要结论有：第一，绿色食品产业创业对乡村发展存在正向的直接促进作用和空间溢出效应。第二，绿色食品产业创业对乡村发展的正向影响呈现边际效率递增的非线性特征。第三，在全国层面和中部地区，绿色食品产业创业对乡村发展的促进作用存在技术创新的双门槛效应。在东部和西部地区，绿色食品产业创业对乡村发展的促进作用存在技术创新的单一门槛效应。

本研究有以下启示：第一，重视绿色食品产业创业的乡村发展促进效应。重视绿色食品产业创业是乡村发展的客观需要。但不可忽视的是，现阶段乡村也面临着耕地和水资源过度利用、农业面源污染严重、草原等生态系统退化、农民增收缓慢等问题，因此，激发绿色农业创业具有必要性和紧迫性。第二，实行区域差异化的绿色农业创业促进机制。2015年 《绿色食品统计年报》数据显示，当年认证绿色食品企业数前三甲的省市分别是山东、江苏和浙江，其占全国的比重分别为11.5%、8.5%和7.3%。但是，大部分西部地区当年认证绿色食品企业数却远低于东部地区。这表明我国绿色农业创业区域差异化明显，因此应采取区域差异化的绿色农业创业促进机制。在东部区域，应注重创业质量的提升。在中西部地区，通过创业培训、典型带动等方式扩大绿色农业创业规模。第三，加强技术创新，更要注重乡村互联网技术应用。前文实证研究显示技术创新在乡村发展中具有重要调节作用。技术创新包含多个方面，其中互联网技术创新对乡村发展影响十分显著。但是，与城镇地区相比，乡村互联网发展差距明显。截至2017年12月，农村地区互联网普及率只有城镇地区互联网普及率的1/2。我国非网民人口的6.11亿中有62.4%是农村非网民人口。CNNIC报告显示，因不懂电脑及网络，不懂拼音等知识水平限制而不上网的非网民占比分别为53.5%和38.2%。因此，应加大政策扶持力度，努力提升乡村人员对互联网尤其是移动互联网技术的认知程度和使用意愿，不断缩小城乡数字鸿沟。