李曉龍，冉光和

(重慶大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，重慶 400044)

一、引言

創(chuàng)業(yè)活動是推動一個國家或地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)增長的重要源泉。近年來，隨著“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的深入推進，中國農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活躍度明顯提升，一批批農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)如雨后春筍般涌現(xiàn)，不僅帶動了農(nóng)村勞動力就近轉(zhuǎn)移和農(nóng)民收入增長，同時對進一步推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以及實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興也具有深遠意義。已有研究表明，政策支持、金融服務(wù)以及社會資本等都是影響農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的重要環(huán)境因素[1-3]。然而，鮮有學(xué)者充分注意到中國實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過程中的新型產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，即農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展(以下簡稱“農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展”)對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)可能產(chǎn)生的影響。自2015年中央“一號文件”發(fā)布以來，推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展已經(jīng)成為中央農(nóng)村工作的焦點。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展強調(diào)將產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈等現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)組織方式引入農(nóng)業(yè)，通過鏈條延伸、主體參與、業(yè)態(tài)打造、模式創(chuàng)新、要素激發(fā)等途徑，可以為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)提供潛在的創(chuàng)業(yè)機會和豐富的創(chuàng)業(yè)資源，從而提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度。由此可見，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展究竟對中國農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度有著怎樣的影響，是一個值得研究的重要問題。

目前，涉及農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)影響的文獻并不多，相關(guān)研究主要集中在以下兩個方面：一是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合方式(如農(nóng)產(chǎn)品電商、鄉(xiāng)村旅游)的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。魯釗陽和廖杉杉研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展有利于激發(fā)農(nóng)產(chǎn)品“產(chǎn)—供—銷”一體化利益鏈條上各利益主體的創(chuàng)業(yè)熱情[4]。劉奇指出，鄉(xiāng)村旅游有利于激活農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的各類要素，是中國農(nóng)民的第三次創(chuàng)業(yè)[5]。楊學(xué)儒和楊萍則認為，創(chuàng)業(yè)者識別和開發(fā)創(chuàng)業(yè)機會是鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的前提[6]。二是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合主體(如農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)場)的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。鄧俊淼調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民通過成立合作組織能夠獲得自身創(chuàng)業(yè)所必須的資金、技術(shù)和銷售渠道，從而把握創(chuàng)業(yè)機會，降低創(chuàng)業(yè)成本，獲得創(chuàng)業(yè)成功[7]。黃潔從“領(lǐng)導(dǎo)—成員交換”理論視角出發(fā)，提出了農(nóng)民合作社企業(yè)家社會創(chuàng)業(yè)意向的理論模型[8]。王治和程星的研究則指出，由于現(xiàn)階段中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平不高，鼓勵和扶持職業(yè)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，實現(xiàn)以家庭農(nóng)場為載體的農(nóng)民轉(zhuǎn)型與創(chuàng)業(yè)致富，是幫助農(nóng)民致富以及推進城鄉(xiāng)一體化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要力量[9]。然而，上述研究未能揭示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的詳細機理，且少有涉及農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的實證研究，同時也忽略了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的省際異質(zhì)性?；诖?，本文試圖從以下三方面豐富現(xiàn)有研究：第一，從潛在創(chuàng)業(yè)機會與創(chuàng)業(yè)資源的角度出發(fā)，系統(tǒng)考察農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響機理以及這種影響的省際異質(zhì)性；第二，利用省際層面的面板數(shù)據(jù)檢驗農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響；第三，考慮到省際之間城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況等宏觀環(huán)境不同，可能會影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)發(fā)揮，本文進一步運用面板門檻回歸模型，實證檢驗農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響是否因省際宏觀因素差異而具有不同彈性。

二、理論分析與研究假說

(一)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響機理

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與農(nóng)村創(chuàng)業(yè)是相互促進的關(guān)系。一方面，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展可以通過提供創(chuàng)業(yè)機會和創(chuàng)業(yè)資源，推動農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升；另一方面，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)則有利于形成新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)以及新模式[10]，從而加快農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的速度，并擴大農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的規(guī)模。本文從理論上分析農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的促進作用，后文也將基于該方面的客觀數(shù)據(jù)進行實證考察。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對于提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響主要體現(xiàn)在：首先，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展為農(nóng)村潛在創(chuàng)業(yè)者提供了大量的創(chuàng)業(yè)機會。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展延伸了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，同時有助于發(fā)揮農(nóng)業(yè)多功能性，是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的升級版和拓展版[11]，這種升級換代也催生了一系列新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)(如休閑觀光農(nóng)業(yè)、綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)、“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”等)的發(fā)展，而每一個新產(chǎn)業(yè)或領(lǐng)域的出現(xiàn)均為農(nóng)村潛在創(chuàng)業(yè)者提供了大量的創(chuàng)業(yè)機會。與此同時，對于農(nóng)村潛在創(chuàng)業(yè)者而言，利用農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展所提供的創(chuàng)業(yè)機會在一定程度上可以減少創(chuàng)業(yè)風(fēng)險，因為其他農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者已經(jīng)借助這些創(chuàng)業(yè)機會獲益并實踐證實了該類創(chuàng)業(yè)的可行性，其可觀的收益將促進農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的有效提升。其次，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者提供了豐富的創(chuàng)業(yè)資源。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展過程中釋放出大量的生產(chǎn)要素(如成片的耕地、水面、山林以及豐富的農(nóng)村勞動力)，為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者提供豐富的創(chuàng)業(yè)資源，推動了農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)民合作社以及農(nóng)村個體工商戶等新型經(jīng)營主體的誕生。與此同時，在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的過程中，必然包含著產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展所必需的基礎(chǔ)設(shè)施(農(nóng)村水、電、路、通信等)的完善，鑒于其“公共產(chǎn)品”的屬性，多數(shù)基礎(chǔ)設(shè)施均可以供農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者低成本甚至免費享受，這無疑降低了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)成本，因此有助于提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度。綜上，本文提出以下有待驗證的假說：

假說1：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展促進了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升。

(二)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的省際異質(zhì)性

中國幅員遼闊，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響可能在省際層面上呈現(xiàn)出非均衡特征，即省際異質(zhì)性。省際異質(zhì)性的出現(xiàn)是由于各個省份在要素稟賦、地理人文以及經(jīng)濟環(huán)境等方面存在巨大差異，相同的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升效應(yīng)也存在差別。造成農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度差異化影響的重要原因有：一是城鎮(zhèn)化進程?！爱a(chǎn)城融合”是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的主要類型之一[注]農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展可以分為六種類型：產(chǎn)城融合型、農(nóng)業(yè)內(nèi)部融合型、產(chǎn)業(yè)鏈延伸型、功能拓展型、新技術(shù)滲透型以及多業(yè)態(tài)復(fù)合型。，其核心是推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合與新型城鎮(zhèn)化的有機結(jié)合、聯(lián)動發(fā)展[12]。一般而言，城鎮(zhèn)化進程越快的地區(qū)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的水平越高，其對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的帶動作用也就越強。二是農(nóng)村金融發(fā)展水平。金融是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心和血脈，金融支持是推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的重要手段[13]。通常一個地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平越高，越有利于發(fā)揮農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。三是農(nóng)村人力資本水平。農(nóng)村人力資本不僅是農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的內(nèi)生變量，還會通過促進制度、技術(shù)與商業(yè)模式創(chuàng)新而推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展?？梢?，對于農(nóng)村人力資本越高的地區(qū)，其農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)也越顯著。四是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況。推進農(nóng)業(yè)“接二連三”，是促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的根本舉措[14]。一個地區(qū)的二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越高，對農(nóng)業(yè)發(fā)展的帶動能力越強，更有利于發(fā)揮農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。綜上所述，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)會受到城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)村人力資本以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況等外部環(huán)境的影響，隨著一個地區(qū)宏觀外部環(huán)境的改善，越能發(fā)揮其農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升作用。為此，本文提出以下有待驗證的假說：

假設(shè)2：在城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等宏觀外部環(huán)境越好的地區(qū)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升作用越強。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)計量模型設(shè)定

首先，為了考察農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的存在性(即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是否有助于提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度)，參考現(xiàn)有關(guān)于地區(qū)創(chuàng)業(yè)影響因素研究的通常做法，構(gòu)建了如下面板計量模型：

ENTit=α+βCONit+ρXit+μit

(1)

其中，i為地區(qū)，t為年份；ENT表示農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度；a為常數(shù)項；CON表示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展；X表示控制變量；μ表示隨機誤差項?？紤]到農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的雙向因果關(guān)系可能會導(dǎo)致模型估計中出現(xiàn)解釋變量的內(nèi)生性問題，本文采用系統(tǒng)GMM估計對模型(1)進行估計。

為了檢驗農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的省際異質(zhì)性，本文借鑒Hansen的研究思路[15]，同時基于計量模型(1)的設(shè)定，以省際異質(zhì)性因素作為門檻變量，構(gòu)建了如下面板門檻模型[注]門檻面板模型可以用來考察解釋變量對被解釋變量邊際效應(yīng)隨著門檻變量值置于不同門檻區(qū)間而表現(xiàn)出非線性特征，能有效地分離出異質(zhì)性因素造成解釋變量對被解釋變量的差異化影響。：

ENTit=α+α1CONitI(δit≤γ1)+α2CONitI(γ1<δit≤γ2)+…+αnCONitI(γn-1<δit≤γn)+αn+1CONitI(γn<δit)+ρXit+μit

(2)

其中，δit表示門檻變量，即省際異質(zhì)性因素(城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))；γ表示具體的門檻值；α1、α2、…、αn與αn+1表示在門檻變量的不同門檻值區(qū)間范圍內(nèi)，核心解釋變量(農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展)對被解釋變量(農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度)的影響系數(shù)，如果α1、α2、…、αn與αn+1之間的差異明顯且至少有一個系數(shù)通過顯著性水平檢驗，表示所選擇的門檻變量是有效的；I(·)為指示函數(shù)，如果I=1，說明括號中的條件得以滿足，反之I=0。εit～iidN(0，σ2)為隨機擾動項。

(二)變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度(ENT)。結(jié)合中國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的特點，將農(nóng)村創(chuàng)業(yè)定義為農(nóng)戶從事規(guī)模種養(yǎng)殖、個體經(jīng)營、創(chuàng)立企業(yè)或者農(nóng)民專業(yè)合作社等行為。與此同時，考慮到省際宏觀層面農(nóng)村創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)的可獲得性，參考韋吉飛等學(xué)者的研究[16-18]，選取各地區(qū)農(nóng)村私營企業(yè)投資者人數(shù)與農(nóng)村個體戶數(shù)之和占農(nóng)村就業(yè)總數(shù)的比重來反映農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的活躍程度，該比值越大，說明農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度越高。

2.核心解釋變量。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展(CON)為考察的核心解釋變量。目前學(xué)術(shù)界尚未有一個指標可以全面直觀地反映農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的水平和質(zhì)量。唐超等均以北京市為例，構(gòu)建了可以較好反映農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合評價指標體系[19-20]。本文在借鑒已有研究做法并兼顧省際層面數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上，從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸、農(nóng)業(yè)多功能性發(fā)揮以及農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)融合發(fā)展三個方面來構(gòu)建農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合評價指標體系(詳見表1所示)。其中，選取農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)主營業(yè)務(wù)收入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比值、農(nóng)村每萬人擁有農(nóng)民專業(yè)合作社數(shù)量兩個指標反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸情況，選取休閑農(nóng)業(yè)年營業(yè)收入與第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比值、設(shè)施農(nóng)業(yè)總面積與耕地面積的比值兩個指標反映農(nóng)業(yè)多功能性發(fā)揮情況，選取農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比值反映農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)融合發(fā)展情況。

表1 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合評價指標體系

在獲得上述指標數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，本文進一步測度了各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合指數(shù)。首先對上述指標進行標準化處理，以消除數(shù)據(jù)不同量綱的影響。借鑒夏維力和丁珮琪的做法[21]，標準化處理的計算公式為：

Uij=(Vij-Vmin(j))/(Vmax(j)-Vmin(j))×10

(3)

其中，Uij表示i地區(qū)第j個指標的標準化數(shù)據(jù)，Vij表示原始數(shù)據(jù)(i=1，2，…，m；j=1，2，…，n)，m=30，n=5；Vmax(j)表示樣本期間所有地區(qū)第j個指標原始數(shù)據(jù)中的最大值，Vmin(j)表示最小值?；跇藴驶幚碇蟮臄?shù)據(jù)，運用線性加權(quán)求和法，計算2008—2016年各地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合指數(shù)，其公式為：

(4)

其中，ωij為各二級指標的權(quán)重。為了盡可能地避免主觀影響，本文采用熵值賦權(quán)法來確定各二級指標的權(quán)重，其主要步驟如下：

首先，對標準化數(shù)據(jù)進行比重變換，公式為：

(5)

其次，計算第j項指標的熵值，公式為：

(6)

最后，計算第j項指標熵值的信息效用價值dj和權(quán)重ωj，公式為：

(7)

3.控制變量。本文的控制變量包括：(1)地區(qū)對外開放(OPE)，以進出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來度量，并利用各年人民幣對美元平均匯率對進出口總額進行了換算；(2)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施(FRA)，利用各地區(qū)公路密度(公路里程/地理面積)來表示；(3)城鎮(zhèn)化進程(URB)，用各地區(qū)非農(nóng)業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重來度量；(4)農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)，以各地區(qū)涉農(nóng)貸款余額與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之比來衡量；(5)農(nóng)村人力資本(HUM)，利用各地區(qū)農(nóng)村居民人均受教育年限[注]農(nóng)村居民人均受教育年限= 0×文盲和半文盲人口比例+6×小學(xué)文化人口比例+9×中學(xué)文化人口比例+12×高中文化人口比例+16×大學(xué)文化人口比例。來衡量。

4.門檻變量。本文選用控制變量中的城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本作為門檻變量。為了使回歸結(jié)果更加準確，在使用某一變量作為門檻變量時，就不再將其列入控制變量。除上述變量外，還選用地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為一個重要的門檻變量，利用各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值之和占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文樣本涉及2008—2016年間中國30個省級行政區(qū)[注]香港、澳門特別行政區(qū)、臺灣省以及西藏自治區(qū)由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在不同程度的缺失，未被納入研究樣本。。其中，各地區(qū)農(nóng)村私營企業(yè)投資者人數(shù)與農(nóng)村個體戶數(shù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》；農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)以及農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》、《中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》、《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》、《中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展報告》以及各地區(qū)年鑒和政府網(wǎng)站；農(nóng)民專業(yè)合作社數(shù)據(jù)來源于各地區(qū)市場主體發(fā)展報告和工商行政管理局；設(shè)施農(nóng)業(yè)面積來源于全國溫室數(shù)據(jù)系統(tǒng)，個別缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法予以補齊處理；進出口總額、公路里程、城鄉(xiāng)人口數(shù)量以及國內(nèi)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；涉農(nóng)貸款數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》和《中國農(nóng)村金融服務(wù)報告》；農(nóng)村居民人均受教育年限原始數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。主要變量見表2。

表2 主要變量及其平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：C、T、K、分別表示帶有常數(shù)項、趨勢項以及滯后階數(shù)；***、**、*分別表示統(tǒng)計值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著；LLC檢驗方法的零假設(shè)為數(shù)據(jù)存在單位根，即數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

在利用建立的計量模型(1)進行實證檢驗之前，有必要對樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，以盡量避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文采用Levin等提出的LLC方法對所有變量進行面板單位根檢驗[22]，檢驗結(jié)果見表2。從表2中可以看出，所有變量均通過了面板單位根檢驗，面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，從而滿足計量建模的基本要求，因此所建立的計量模型是具有較好解釋力的。

(二)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的存在性檢驗

根據(jù)構(gòu)建的計量模型(1)，利用系統(tǒng)GMM估計對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的存在性進行檢驗。鑒于農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響因素眾多，本文實證模型無法將其全部納入，因此可能會遺漏一些重要變量。為此，本文將遵循計量經(jīng)濟學(xué)中“從一般到特殊”的建模原則，以盡可能降低由于遺漏變量問題所帶來的影響。同時，本文對計量模型進行了AR檢驗(即殘差序列相關(guān)性檢驗)和Hansen檢驗(即過度識別檢驗)，以驗證計量模型設(shè)定是否合理以及工具變量選取是否有效。表3報告了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度影響的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果。其中，AR(2)檢驗的P值在除模型(1)外的所有模型中均明顯大于0.1，說明模型殘差(差分之后)并不存在二階序列相關(guān)性，即本文構(gòu)建的計量模型是比較合理的；Hansen檢驗的P值全部接近于1，說明模型內(nèi)的過度識別約束有效，即選取的工具變量是較為有效的。

表3 系統(tǒng)GMM估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示統(tǒng)計值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著；()內(nèi)為Z值。

表3中的模型(4)列示了“一般性”估計結(jié)果，模型(1)～模型(3)列出了逐步引入相關(guān)控制變量的“特殊性”估計結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的估計系數(shù)全部在1%的水平上顯著為正，這表明：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展顯著地提升了中國農(nóng)村的創(chuàng)業(yè)活躍度，即在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平越高的地區(qū)，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的活躍度越高，從而驗證了研究假說1。從控制變量的估計結(jié)果來看，所有控制變量的回歸系數(shù)全部為正，且都通過了顯著性水平檢驗。與此同時，控制變量的回歸系數(shù)符號并未因其他控制變量的逐步加入而發(fā)生明顯改變，這說明上述模型的估計結(jié)果具有穩(wěn)健性，所選取的控制變量(地區(qū)對外開放、基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展以及農(nóng)村人力資本)對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度均具有重要的提升作用。

(三)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的異質(zhì)性分析

上文分析初步表明，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展顯著提升了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度，但這種創(chuàng)業(yè)效應(yīng)可能還需要外部環(huán)境的協(xié)同。結(jié)合前文的理論分析，影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的省際異質(zhì)性因素至少包括城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等4個方面。以這四個變量作為門檻變量并構(gòu)建面板門檻模型，實證考察在門檻變量的不同門檻值區(qū)間范圍內(nèi)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度影響的差異程度。

1.門檻效應(yīng)檢驗。首先，確定門檻模型形式。根據(jù) Hansen的思路[17]，利用Bootstrap法(自助抽樣法)對門檻模型的形式進行判斷，結(jié)果詳見表4。從表4中的F統(tǒng)計值和對應(yīng)的概率P值可以看出，城鎮(zhèn)化進程(URB)、農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)、農(nóng)村人力資本(HUM)以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)均通過了單一門檻效應(yīng)檢驗。

表4 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示統(tǒng)計值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。

其次，估計具體的門檻值。利用最小殘差平方和(即LR圖[注]在LR圖中，門檻值點即為LR檢驗曲線的最低點，水平虛線為95%置信水平的似然比統(tǒng)計量LR臨界值，該水平虛線與LR檢驗曲線的交點所構(gòu)成的區(qū)間為得到的置信區(qū)間，當門檻估計值落在該區(qū)間時，似然比統(tǒng)計量小于該臨界值，此時得到的門檻值有效。中的最低點)來估計四個門檻變量的單一門檻值，結(jié)果詳見圖1～4所示。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化進程(URB)、農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)、農(nóng)村人力資本(HUM)以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)變量的單一門檻的估計值均落在了相應(yīng)的95%置信區(qū)間范圍內(nèi)，因此所得到的門檻估計值也都是有效的。從具體門檻值的估計結(jié)果來看，城鎮(zhèn)化進程(URB)、農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)、農(nóng)村人力資本(HUM)以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)的單一門檻估計值分別為：0.674 0、3.185 5、8.924 0和0.927 5，且至少在10%的水平上通過顯著性檢驗，可見門檻估計值與真實值一致。

圖2 FIN門檻值的LR圖

圖3 HUM門檻值的LR圖

圖4 STR門檻值的LR圖

2.門檻模型參數(shù)估計。在進行門檻效應(yīng)檢驗之后，表5進一步列示了以城鎮(zhèn)化進程(URB)、農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)、農(nóng)村人力資本(HUM)以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)分別作為門檻變量的面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果。

表5 門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

注：CON_1表示當門檻變量低于門檻值時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展變量的回歸系數(shù)；CON_2表示當門檻變量高于門檻值時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展變量的回歸系數(shù)。***、**、*分別表示統(tǒng)計值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。()內(nèi)為Z值，[]內(nèi)為p值。

首先，以城鎮(zhèn)化進程(URB)作為門檻變量的參數(shù)估計結(jié)果詳見模型(1)。從中可以看出，當城鎮(zhèn)化進程低于門檻值0.674 0時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響系數(shù)為0.002 3，通過了1%的顯著性水平檢驗；當城鎮(zhèn)化進程跨越門檻值0.674 0之后，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響系數(shù)上升為0.005 8，且依舊通過了1%的顯著性水平檢驗。這充分說明，在城鎮(zhèn)化進程越快的地區(qū)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升作用越強。截至2016年，跨過城鎮(zhèn)化進程門檻值(0.674 0)的地區(qū)有北京、天津、上海、江蘇以及廣東。

其次，以農(nóng)村金融發(fā)展(FIN)作為門檻變量的參數(shù)估計結(jié)果詳見模型(2)。從中可以看出，當農(nóng)村金融發(fā)展水平低于門檻值3.185 5時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響系數(shù)為正(0.001 0)，但并未通過顯著性水平檢驗；當農(nóng)村金融發(fā)展水平高于門檻值3.185 5時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，系數(shù)上升為0.005 0。這表明，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展促進農(nóng)村創(chuàng)業(yè)需要完善的金融服務(wù)作為保障，農(nóng)村金融發(fā)展越好的地區(qū)，越能為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的發(fā)揮創(chuàng)造有利條件。2016年跨越農(nóng)村金融發(fā)展門檻值的地區(qū)包括北京、天津、山西、上海、江蘇、浙江、青海以及寧夏。

再次，以農(nóng)村人力資本(HUM)作為門檻變量的參數(shù)估計結(jié)果詳見模型(3)。從中可以看出，當農(nóng)村居民的平均受教育年限低于門檻值8.924 0時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的彈性系數(shù)為0.001 7，通過了5%的顯著性水平檢驗；隨著農(nóng)村居民的平均受教育年限跨越門檻值8.924 0，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響系數(shù)上升為0.005 0，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這表明農(nóng)村居民的受教育水平越高，其創(chuàng)業(yè)技能越強，從而使得農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響顯著增強。截至2016年，跨過農(nóng)村人力資本門檻值的地區(qū)有北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東以及廣東。

最后，以地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)作為門檻變量的參數(shù)估計結(jié)果詳見模型(4)。從中可以看出，當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)低于門檻值0.927 5時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響系數(shù)為正(0.001 7)，通過了10%的顯著性水平檢驗；當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)高于門檻值0.927 5時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)上升為0.005 0。這表明，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升作用越大。2016年跨越產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)門檻值的地區(qū)包括北京、天津、山西、上海、江蘇、浙江、山東以及廣東。

綜上結(jié)果表明，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的影響存在明顯的門檻特征。在城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同門檻值區(qū)間，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的差異。具體而言，一個地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本水平越高，城鎮(zhèn)化進程越快以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)越明顯。這也意味著，各地區(qū)可以根據(jù)自身發(fā)展現(xiàn)狀，在推動城鎮(zhèn)化進程和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及提高農(nóng)村金融發(fā)展和人力資本水平等方面下足功夫，以盡可能地發(fā)揮農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。

五、研究結(jié)論與政策啟示

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過提供豐富的創(chuàng)業(yè)機會和創(chuàng)業(yè)資源，在推動農(nóng)村創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的過程中發(fā)揮著重要作用。研究結(jié)果表明：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展存在明顯的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)，即農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展顯著提升了中國農(nóng)村的創(chuàng)業(yè)活躍度；進一步運用面板門檻模型進行異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在城鎮(zhèn)化進程、農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村人力資本以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同門檻值區(qū)間，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯差異。因此，各地區(qū)一方面可以通過推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展來提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度，另一方面可以依據(jù)自身發(fā)展現(xiàn)狀，不斷完善城鎮(zhèn)化建設(shè)和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以及提高農(nóng)村金融發(fā)展和人力資本水平，以盡可能地發(fā)揮農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。

研究結(jié)論對于提升中國農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度以及促進農(nóng)村經(jīng)濟繁榮具有重要的啟示意義。首先，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升，離不開農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的持續(xù)有效推進。一是要大力發(fā)展附加值高的休閑觀光農(nóng)業(yè)、生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)、綠色有機農(nóng)業(yè)、“互聯(lián)網(wǎng)+”農(nóng)業(yè)等農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)，支持農(nóng)民創(chuàng)業(yè)增收；二是要著力構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)、電子商務(wù)產(chǎn)業(yè)園、農(nóng)產(chǎn)品交易物流區(qū)、農(nóng)產(chǎn)品加工集中區(qū)以及鄉(xiāng)村旅游密集區(qū)等農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的新載體，助推農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動；三是要大力培育家庭農(nóng)場、種養(yǎng)大戶、農(nóng)業(yè)企業(yè)以及農(nóng)民專業(yè)合作社等農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的新主體，積極促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。其次，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升，還應(yīng)關(guān)注農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的省際異質(zhì)性。各地區(qū)在推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的過程中，應(yīng)該結(jié)合當?shù)貙嶋H情況，加快推進城鎮(zhèn)化進程，促進城鎮(zhèn)化的包容性發(fā)展；加速農(nóng)村金融體系改革，完善農(nóng)村金融服務(wù)；強化農(nóng)村人力資本積累，提升人力資本水平；促進二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而為充分發(fā)揮農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)創(chuàng)造條件。