何宜慶，熊子怡，張科，胡兵

政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能否促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)？——基于雙重差分的經(jīng)驗(yàn)評(píng)估

何宜慶a，熊子怡a，張科a，胡兵b

（南昌大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，b.旅游學(xué)院，江西 南昌 330031）

基于農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2011—2019年間中國(guó)2495個(gè)縣域面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分法實(shí)證評(píng)估政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：相較于非試點(diǎn)縣，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣農(nóng)村居民人均可支配收入平均提升了約3個(gè)百分點(diǎn)，且不存在顯著的空間溢出效應(yīng)，該結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立；返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)的農(nóng)民增收作用主要體現(xiàn)在中東部地區(qū)，并且數(shù)字普惠金融發(fā)展和土地流轉(zhuǎn)能夠強(qiáng)化該增收效果。在作用機(jī)制上，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)主要通過促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、帶動(dòng)非農(nóng)就業(yè)和增進(jìn)農(nóng)民要素收入三種渠道推動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)；農(nóng)民增收；政府推動(dòng)

一、問題的提出

打破城鄉(xiāng)間與地區(qū)間的“玻璃幕墻”，促進(jìn)勞動(dòng)力自由流動(dòng)，對(duì)于優(yōu)化收入分配格局和推動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有關(guān)鍵性作用[1]。作為典型的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，非農(nóng)部門的綜合收益遠(yuǎn)大于第一產(chǎn)業(yè)是吸引我國(guó)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)地區(qū)轉(zhuǎn)移的重要原因。然而，近年來全球經(jīng)濟(jì)格局的變化以及新一輪科技革命，使當(dāng)前農(nóng)村勞動(dòng)力的就業(yè)形勢(shì)比以往任何時(shí)候都更為嚴(yán)峻。與此同時(shí)，突如其來的新冠肺炎疫情對(duì)我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了巨大沖擊，嚴(yán)格的社會(huì)人員流動(dòng)管控也給農(nóng)民進(jìn)城帶來了諸多限制，從而導(dǎo)致大量長(zhǎng)期依靠外出務(wù)工謀生的農(nóng)民工被迫失業(yè)，無法保有持續(xù)穩(wěn)定的收入。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》顯示，2020年外出農(nóng)民工總量比上年減少466萬，同比下降2.7%，農(nóng)村勞動(dòng)力的回流趨勢(shì)愈發(fā)明顯。此外，2022年全國(guó)多地陸續(xù)針對(duì)超齡農(nóng)民工發(fā)布“清退令”，這一舉措也加大了農(nóng)民工外出就業(yè)難度?；诖?，如何在“常態(tài)化回流”背景下保證農(nóng)民收入穩(wěn)步增長(zhǎng)成為各界關(guān)注重點(diǎn)。

勞動(dòng)力流動(dòng)的本質(zhì)是個(gè)體比較成本收益并追求更高效用的結(jié)果。關(guān)于中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力應(yīng)該進(jìn)城還是返鄉(xiāng)，學(xué)術(shù)界一直存在較大爭(zhēng)議。支持農(nóng)民進(jìn)城的觀點(diǎn)認(rèn)為，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力流動(dòng)到具有較高生產(chǎn)率的發(fā)達(dá)地區(qū)就業(yè)，能夠獲得更高的工資報(bào)酬[2]。此外，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向外轉(zhuǎn)移也有助于緩解農(nóng)村人地緊張的困境，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，增加留守農(nóng)民的務(wù)農(nóng)收入[3]。然而，現(xiàn)實(shí)中農(nóng)村勞動(dòng)力并非毫無成本地在城鄉(xiāng)間自由轉(zhuǎn)移。戶籍制度改革的滯后導(dǎo)致農(nóng)民工在就業(yè)機(jī)會(huì)、工資待遇與社會(huì)保障等方面都受到不同程度的歧視[4]，高房?jī)r(jià)等居高不下的生活成本也使他們難以真正融入城市生活[5]。雖然農(nóng)民通過進(jìn)城務(wù)工能夠基本擺脫現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下的收入貧困，但仍面臨著子女教育、社會(huì)融合和社會(huì)保障不足等難題[6]；大規(guī)模的農(nóng)民進(jìn)城也可能帶來農(nóng)村地區(qū)青年勞動(dòng)力流失、農(nóng)村土地撂荒、村莊老人化等隱性社會(huì)問題[7]。因此，部分學(xué)者支持農(nóng)民工返鄉(xiāng)發(fā)展，認(rèn)為外出務(wù)工使農(nóng)民工積累了資金、經(jīng)驗(yàn)和技能，在城市的生活和工作經(jīng)歷也加深了他們對(duì)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式和當(dāng)前市場(chǎng)規(guī)律的認(rèn)識(shí)[8]，當(dāng)他們選擇回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)或回鄉(xiāng)就業(yè)時(shí)，這些先進(jìn)技術(shù)與理念的傳遞，將有利于改善農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和收入水平[9]。

為了推動(dòng)農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，國(guó)務(wù)院辦公廳和國(guó)家發(fā)展改革委等部委于2015年先后印發(fā)《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》（下文簡(jiǎn)稱《意見》）以及《關(guān)于結(jié)合新型城鎮(zhèn)化開展支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)工作的通知》（下文簡(jiǎn)稱《通知》）。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部監(jiān)測(cè)，截至2020年底，全國(guó)各類返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新人員累計(jì)1010萬人，與上年相比增加了160萬人，同比增長(zhǎng)19%①。一個(gè)值得探討的問題是，在政府的大力推動(dòng)下，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能否促進(jìn)農(nóng)民增收？如果政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)促進(jìn)了農(nóng)民收入增長(zhǎng)，其內(nèi)在機(jī)理和作用邊界又是什么？由《通知》推動(dòng)的農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)為本文研究上述問題提供了難得的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。該試點(diǎn)政策分別在2016年和2017年分三批進(jìn)行，共涉及341個(gè)縣（市、區(qū)），并且在東部、中部和西部地區(qū)均有試點(diǎn)分布，具有較好的代表性。鑒于此，本文擬以返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的實(shí)施作為外生沖擊事件，基于2011—2019年縣域?qū)用鏀?shù)據(jù)，利用多期雙重差分模型實(shí)證考察政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能否且如何影響農(nóng)民增收。相較于已有文獻(xiàn)，本研究可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，基于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、非農(nóng)就業(yè)和要素收入等多重視角科學(xué)解釋政府推動(dòng)型農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的影響及其作用機(jī)制。已有研究關(guān)于返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)能否帶動(dòng)其收入增長(zhǎng)往往關(guān)注個(gè)人經(jīng)歷特征、就業(yè)創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系等微觀層面[10]，缺乏關(guān)于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)宏觀政策實(shí)施效果的經(jīng)驗(yàn)評(píng)估。本研究有助于精準(zhǔn)識(shí)別政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，也為新時(shí)代如何解決“三農(nóng)”問題提供新的政策參考。第二，分別從地區(qū)差異、普惠金融以及土地流轉(zhuǎn)視角，評(píng)估返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民增收的作用邊界。地理區(qū)位、地方金融發(fā)展水平和土地流轉(zhuǎn)程度的差異使得農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用存在一定的邊界條件。本研究有助于理解返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)政策對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的異質(zhì)性特征，為后續(xù)因地制宜的政策制定提供實(shí)證經(jīng)驗(yàn)。第三，為進(jìn)一步放大返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)的示范效應(yīng)，2021年國(guó)家發(fā)展改革委辦公廳印發(fā)了《關(guān)于推廣支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)的通知》，研究評(píng)估政府推動(dòng)型農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的積極作用，不僅可深化對(duì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策所產(chǎn)生的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的認(rèn)識(shí)，還能為后續(xù)如何進(jìn)一步完善返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)政策提供新的經(jīng)驗(yàn)啟示。

二、政策背景與理論分析

（一）政策背景

新中國(guó)成立以來，我國(guó)出現(xiàn)了幾次較大規(guī)模的農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)現(xiàn)象：一是20世紀(jì)90年代，1992年鄧小平南方談話和1997黨的十五大召開，從理論上打破了社會(huì)基本制度范疇的思想束縛。隨著農(nóng)村改革的不斷推進(jìn)，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市大規(guī)模轉(zhuǎn)移，農(nóng)村勞動(dòng)力第一次獲得了思想上的解放和創(chuàng)業(yè)稟賦的積累，一部分較早外出務(wù)工且具備企業(yè)家精神的農(nóng)民工開始選擇返回家鄉(xiāng)自主創(chuàng)業(yè)，開啟了我國(guó)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的萌芽階段。二是2003年黨的十六屆三中全會(huì)首次提出要統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，各級(jí)政府開始關(guān)注新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大和新農(nóng)村建設(shè)，并積極開展對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的“回引工程”，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)由此步入快速成長(zhǎng)時(shí)期。三是2008年金融危機(jī)影響下，諸多以出口為導(dǎo)向的勞動(dòng)密集型企業(yè)陷入運(yùn)營(yíng)困境甚至倒閉，導(dǎo)致農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)減少，進(jìn)而引發(fā)了大規(guī)模的農(nóng)民工“返鄉(xiāng)潮”[11]。農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不僅為金融危機(jī)沖擊下農(nóng)民就業(yè)提供了新的渠道，也成為順應(yīng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的客觀需要。在此背景下，2015年國(guó)家發(fā)展改革委等十部門聯(lián)合下發(fā)《關(guān)于結(jié)合新型城鎮(zhèn)化開展支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)工作的通知》，并于2016年2月、2016年12月和2017年10月分三批確定了共341個(gè)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣（市、區(qū)），開展支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的試點(diǎn)工作。在該試點(diǎn)政策的助力下，我國(guó)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)呈現(xiàn)出蓬勃發(fā)展的態(tài)勢(shì)，穩(wěn)定和擴(kuò)大農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)就業(yè)的效果逐步顯現(xiàn)。具體發(fā)展歷程如圖1所示。

圖1　農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的發(fā)展歷程

（二）理論分析

二元經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，農(nóng)民的城市就業(yè)主要受兩方面因素影響：其一，城市工業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率遠(yuǎn)高于農(nóng)業(yè)，農(nóng)民能夠通過務(wù)工活動(dòng)獲取更高回報(bào)；其二，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的改善能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而釋放更多勞動(dòng)力[12,13]。然而，以2010年勞動(dòng)年齡人口到達(dá)峰值、人口撫養(yǎng)比下降趨勢(shì)觸底為標(biāo)志，我國(guó)勞動(dòng)力從農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移的速度正在逐漸放緩[14]。2015年以來，我國(guó)政府陸續(xù)出臺(tái)的一系列返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策為激發(fā)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生動(dòng)力、加快鄉(xiāng)村振興進(jìn)度作出了積極嘗試。基于此，本文擬從農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、非農(nóng)就業(yè)和要素收入三個(gè)視角出發(fā)，進(jìn)一步分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策影響農(nóng)民增收的作用機(jī)制。

第一，政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)，增加經(jīng)營(yíng)性收入。長(zhǎng)期以來，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率不高、經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后、基本公共服務(wù)的可及性較低[15]，嚴(yán)重制約了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提供了金融服務(wù)、資源要素和基礎(chǔ)公共品等多方面支持。首先，當(dāng)前我國(guó)金融發(fā)展體系尚未健全，農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)較少、農(nóng)民收入不穩(wěn)定以及信用等級(jí)較低，導(dǎo)致農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)往往面臨較高的融資約束[16]。外出務(wù)工使農(nóng)民工獲得了更高的勞動(dòng)報(bào)酬，為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)帶來了更多的原始資金積累。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策將農(nóng)民工等返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員納入政府創(chuàng)業(yè)擔(dān)保貸款范圍，并鼓勵(lì)有條件的地方發(fā)行專項(xiàng)中小微企業(yè)集合債券和公司債券股權(quán)眾籌，提高了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的金融可獲得性。其次，改革開放以來，勞動(dòng)力、資金等資源要素大量向城鎮(zhèn)和工業(yè)部門傾斜[17]，農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一且發(fā)展?jié)摿Σ蛔悖踔撩媾R無“級(jí)”可升的局面，使得農(nóng)民創(chuàng)業(yè)發(fā)展受限。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策推動(dòng)了先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)、產(chǎn)業(yè)組織形式等向農(nóng)村地區(qū)流動(dòng)，充分發(fā)揮了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的多功能性，為農(nóng)民工等返鄉(xiāng)人員提供了更多創(chuàng)業(yè)選擇機(jī)會(huì)。最后，由于農(nóng)村地域廣袤且人口分布分散，許多村落或村民小組的常住人口不足百人，基本公共服務(wù)單位成本過高，農(nóng)村公共服務(wù)的覆蓋程度往往較低[18]。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策通過加快實(shí)施寬帶鄉(xiāng)村工程、開展電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范、加強(qiáng)城鄉(xiāng)交通建設(shè)等，有效改善了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)環(huán)境，進(jìn)而激發(fā)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的積極性。

第二，政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠創(chuàng)造大量非農(nóng)就業(yè)崗位，增加農(nóng)民工資性收入。受國(guó)際貿(mào)易形勢(shì)變化和勞動(dòng)密集型制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力外出轉(zhuǎn)移就業(yè)壓力增大[19]。同時(shí)，從我國(guó)縣域?qū)用鎭砜?，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足、農(nóng)村工業(yè)空間聚集進(jìn)程緩慢等問題突出，極大限制了農(nóng)村就業(yè)空間[20]。在當(dāng)前嚴(yán)峻的就業(yè)形勢(shì)下，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)作為創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)的特殊形式，有效拓寬了農(nóng)村就業(yè)渠道。首先，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)會(huì)形成大量小微企業(yè)和個(gè)體經(jīng)營(yíng)戶，市場(chǎng)主體的增加必將創(chuàng)造出大批就業(yè)崗位，從而吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就地就近轉(zhuǎn)移就業(yè)[21]。其次，農(nóng)村新創(chuàng)企業(yè)帶來的規(guī)模擴(kuò)張效應(yīng)推動(dòng)了當(dāng)?shù)夭惋?、服?wù)、娛樂、通信等行業(yè)的有效發(fā)展，這些經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚在加快當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供了更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)[22]。更重要的是，近年來在國(guó)家的有力支持下，鄉(xiāng)村旅游、農(nóng)產(chǎn)品加工、銷售業(yè)等勞動(dòng)密集型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目得到長(zhǎng)足發(fā)展，為農(nóng)村留守婦女、高齡老人等農(nóng)村弱勢(shì)群體也創(chuàng)造了難得的就業(yè)空間，有助于擴(kuò)大農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)規(guī)模，共享返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的增收成效[23]。

第三，政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)有助于盤活農(nóng)民閑置土地、山林等資源，增加農(nóng)民要素收入。早期的經(jīng)濟(jì)學(xué)思想認(rèn)為，土地是農(nóng)村最重要的生產(chǎn)要素，更是農(nóng)民收入的基本保障。然而，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移受阻、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)不足使得大量農(nóng)村勞動(dòng)力配置在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，從而導(dǎo)致農(nóng)村生產(chǎn)效率較低。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策打破了過去以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)發(fā)展規(guī)模種養(yǎng)、農(nóng)產(chǎn)品加工、農(nóng)村服務(wù)業(yè)以及農(nóng)技推廣、林下經(jīng)濟(jì)為代表的新型農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，改變了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)民就業(yè)方式。一方面，新型農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)通常需要直接租入大量土地以滿足其專業(yè)化和規(guī)模化的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)需求[24,25]，因此能形成直接的土地需求，有利于盤活零散空地、閑置住房等存量要素資源，使農(nóng)民得以通過轉(zhuǎn)出其使用權(quán)獲得更多的要素收入。另一方面，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)為農(nóng)戶創(chuàng)造了大量非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，農(nóng)戶會(huì)更愿意將自有場(chǎng)地、山林、農(nóng)場(chǎng)等要素資產(chǎn)出租并轉(zhuǎn)而從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，進(jìn)而間接增加其財(cái)產(chǎn)性要素收入。

基于以上分析，本文提出假設(shè)H1：政府推動(dòng)型農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文利用返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策作為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”構(gòu)建雙重差分模型，以評(píng)估政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是否有效提高了農(nóng)民收入。具體而言，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)采用分批次穩(wěn)步推進(jìn)的評(píng)定方式，于2016年和2017年分三批審定批準(zhǔn)設(shè)立返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣共341個(gè)，這為本文構(gòu)建時(shí)間和地區(qū)兩個(gè)層面的“雙重差分”提供了準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)基礎(chǔ)。具體計(jì)量模型如下：

式（1）中，下標(biāo)和分別表示第個(gè)縣和第年。被解釋變量lnincome,為農(nóng)村人均可支配收入的自然對(duì)數(shù)值；核心解釋變量did,t為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)的虛擬變量，定義為某縣被評(píng)選為試點(diǎn)地區(qū)則當(dāng)年及之后年份取值1，否則均為0。Controls,t代表影響農(nóng)民收入且隨縣域和年份變動(dòng)的控制變量集合。γ表示年份固定效應(yīng)，用來控制不隨個(gè)體變化的時(shí)間因素；μ表示縣域固定效應(yīng)，用來控制不隨時(shí)間變化的個(gè)體因素；ε,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文著重關(guān)注核心變量did,t的系數(shù)1，其反映了政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入影響的凈效應(yīng)。

此外，為進(jìn)一步探究返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策是否具有空間溢出效應(yīng)，本文構(gòu)建如下計(jì)量模型：

其中，neighbor,t為溢出效應(yīng)交互項(xiàng)。若某縣被評(píng)選為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣，其周邊鄰近縣則賦值為1，否則為0。需要強(qiáng)調(diào)的是，此處的樣本剔除了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣。

最后，為考察返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)對(duì)農(nóng)民增收的影響機(jī)制，本文分別加入農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)民要素收入變量，構(gòu)建如下模型：

式（3）檢驗(yàn)了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，被解釋變量為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)變量，包括農(nóng)村新注冊(cè)企業(yè)數(shù)（）和縣域新注冊(cè)企業(yè)數(shù)（）；式（4）檢驗(yàn)了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)對(duì)農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)的影響，被解釋變量worker為非農(nóng)就業(yè)水平，包括農(nóng)村非農(nóng)從業(yè)人員的對(duì)數(shù)值（）和農(nóng)村非農(nóng)從業(yè)人員占比（）；式（5）檢驗(yàn)了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)對(duì)農(nóng)民要素收入的影響。值得注意的是，本部分雙重差分模型中，如果某城市有返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣則為1，否則為0，ν表示城市固定效應(yīng)，其余控制變量設(shè)定與上式相同。

（二）變量定義與測(cè)度方法

1．核心被解釋變量

參考王庶和岳希明[26]的做法，本文選取農(nóng)村人均可支配收入的自然對(duì)數(shù)值（）來衡量農(nóng)村居民收入水平。

2．核心解釋變量

本文的核心解釋變量為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)虛擬變量（did）。根據(jù)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)的實(shí)際設(shè)立情況，定義did=treat×post，其中treat為處理變量，表示縣是否入選返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)地區(qū)，若入選則treat=1，否則treat=0；post為時(shí)間虛擬變量，在試點(diǎn)地區(qū)入選之前post=0，而在入選之后post=1。

3．作用機(jī)制分析涉及的被解釋變量

（1）農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。已有研究主要通過觀測(cè)時(shí)間段內(nèi)新創(chuàng)企業(yè)數(shù)來衡量區(qū)域創(chuàng)業(yè)效果[27]。考慮到企業(yè)注冊(cè)數(shù)據(jù)包含了所有注冊(cè)企業(yè)的注冊(cè)日期、地點(diǎn)、行業(yè)、注冊(cè)資本等信息，本研究利用Python爬取了2011—2019年國(guó)家市場(chǎng)監(jiān)督管理總局（原國(guó)家工商總局）的企業(yè)工商注冊(cè)信息，根據(jù)新創(chuàng)企業(yè)的注冊(cè)地址將其整合到縣域?qū)用?，匯總得到各年度各縣域和農(nóng)村的新注冊(cè)企業(yè)數(shù)（、），以此作為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的驗(yàn)證變量。

（2）非農(nóng)就業(yè)水平。本文參考黃祖輝等[21]的做法，采用農(nóng)村非農(nóng)從業(yè)人員數(shù)的自然對(duì)數(shù)值和農(nóng)村非農(nóng)從業(yè)人員占比（）衡量縣域非農(nóng)就業(yè)水平。

（3）農(nóng)民要素收入。本文參考謝莉娟等[28]的做法，采用農(nóng)村居民家庭人均財(cái)產(chǎn)性收入的自然對(duì)數(shù)值（）衡量農(nóng)民要素收入。

4．控制變量

為控制除返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)外的其他因素對(duì)農(nóng)民收入的影響，本文借鑒唐躍桓、邱子迅等[29,30]的研究，設(shè)置了一系列控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，即人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值（）；農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，即人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（）；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，即第一產(chǎn)業(yè)增加值占比（）；人口規(guī)模，即年末總?cè)丝跀?shù)的對(duì)數(shù)值（）；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力水平，即農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)的對(duì)數(shù)值（）；地區(qū)教育水平，即中等職業(yè)教育學(xué)校在校學(xué)生數(shù)的對(duì)數(shù)值（）；縣域基礎(chǔ)設(shè)施水平，包含了農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、醫(yī)院衛(wèi)生院床位數(shù)和移動(dòng)電話用戶數(shù)的對(duì)數(shù)值（）。

（三）數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用2011—2019年中國(guó)2495個(gè)縣級(jí)行政區(qū)的縣域面板數(shù)據(jù)為研究樣本，其中318個(gè)縣獲批設(shè)立為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)。本文數(shù)據(jù)主要分為三部分：（1）返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)地區(qū)的名單和對(duì)應(yīng)實(shí)施年份來自國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)網(wǎng)站；（2）2011—2019年新增農(nóng)村企業(yè)注冊(cè)數(shù)來自國(guó)家市場(chǎng)監(jiān)督管理總局（原國(guó)家工商總局）；2014—2019年數(shù)字普惠金融的相關(guān)指標(biāo)來自郭峰等[31]測(cè)算的北京大學(xué)數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)庫(kù)；2011—2019年農(nóng)民要素收入數(shù)據(jù)來自國(guó)研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。（3）本文其余變量均來自《中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)營(yíng)管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。此外，考慮到可能存在極端值，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位處分別進(jìn)行了縮尾處理，同時(shí)還對(duì)部分連續(xù)變量取自然對(duì)數(shù)。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1　主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先使用Stata17.0軟件對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸分析。為控制OLS回歸分析中可能存在的異方差與自相關(guān)影響，本文還將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到縣域?qū)用?。?列（1）結(jié)果顯示，在控制縣域固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的情況下，的估計(jì)系數(shù)為0.036，并且在1%的水平上顯著為正，這初步支持了本文假設(shè)，即政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)顯著提高了試點(diǎn)縣域農(nóng)民的收入水平。為進(jìn)一步驗(yàn)證該效應(yīng)，我們通過逐步回歸法來進(jìn)一步控制其他影響因素，在列（2）—列（5）依次加入了經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力水平、地區(qū)教育水平、縣域基礎(chǔ)設(shè)施水平等縣域特征變量，核心解釋變量系數(shù)估計(jì)值依然在1%水平上顯著為正。與此同時(shí)，在逐步加入控制變量的過程中，核心解釋變量的系數(shù)變動(dòng)逐漸縮小，這意味著實(shí)證回歸中遺漏變量的內(nèi)生性問題得到了部分緩解。從作用大小來看，相較于非試點(diǎn)縣域，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)使該縣的農(nóng)民人均收入提升了3.0%，由于2011—2019年樣本縣域的農(nóng)民人均可支配收入的均值為10249元，這一估計(jì)系數(shù)表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策能夠?yàn)楫?dāng)?shù)剞r(nóng)民人均收入貢獻(xiàn)約307元，進(jìn)一步支持了本文假設(shè)。

表2　基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2（續(xù)）

注:*、**、***分別表示回歸系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著,括號(hào)內(nèi)為縣域聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤,下同。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到實(shí)證估計(jì)中可能存在一系列內(nèi)生性問題，為保證計(jì)量結(jié)果的可靠性，本文分別進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

（1）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。運(yùn)用雙重差分方法進(jìn)行分析的一個(gè)重要前提是需要滿足平行趨勢(shì)假定，即如果不存在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的沖擊，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間的變化趨勢(shì)應(yīng)該保持一致，以確保外生事件是造成兩者差異的唯一動(dòng)因。為此，本文借鑒劉瑞明等[32]的做法，以返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策實(shí)施及其前后3年共7年的年份虛擬變量作為解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如圖2所示。可以看出，在試點(diǎn)政策實(shí)施前，事前年份虛擬變量的系數(shù)在95%置信區(qū)間均不顯著異于0，且系數(shù)值變動(dòng)較平緩，這表明在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)工作開展前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組不存在系統(tǒng)性差異，即滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。同時(shí)也可以看出，在試點(diǎn)政策實(shí)施后，事后年份虛擬變量的系數(shù)均在5%水平上顯著，這說明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)促進(jìn)農(nóng)民增收存在一定的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

圖2　平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

（2）安慰劑檢驗(yàn)。不可否認(rèn)的是，盡管本文結(jié)論通過了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，但該結(jié)果仍可能具有隨機(jī)性，或存在其他因素的干擾。借鑒Li等[33]的研究方法，我們隨機(jī)選擇返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，根據(jù)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)的實(shí)際評(píng)選數(shù)量，逐年隨機(jī)抽取與該數(shù)量相同的縣域生成“偽實(shí)驗(yàn)組”并重復(fù)執(zhí)行500次回歸。圖3展示了進(jìn)行500次重新分組的估計(jì)系數(shù)的分布以及相應(yīng)的值，其中軸表示核心解釋變量系數(shù)的大小，軸表示值大小，灰色圓點(diǎn)代表值分布。從圖3可以看出，“偽實(shí)驗(yàn)組”中大多數(shù)估計(jì)值的值都大于0.1，即在統(tǒng)計(jì)上不顯著。這表明我們隨機(jī)生成的虛擬政策并未使農(nóng)民收入產(chǎn)生顯著的變化，進(jìn)一步增強(qiáng)了本文結(jié)論的可靠性。

圖3　安慰劑檢驗(yàn)

（3）傾向得分匹配的雙重差分模型（PSM- DID）。在本文樣本中，實(shí)驗(yàn)組縣域數(shù)量遠(yuǎn)低于對(duì)照組縣域數(shù)量，為了緩解由樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配（PSM），選擇與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣域特征盡可能相似的縣作為對(duì)照組，對(duì)模型（1）進(jìn)行重新估計(jì)。具體地，我們分別使用1∶2和1∶3的最近鄰匹配法進(jìn)行匹配，匹配后再次回歸的結(jié)果如表3所示。結(jié)果顯示，無論使用何種匹配方法，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文結(jié)論的可靠性。

（4）消除通貨膨脹影響。在上文基礎(chǔ)回歸中一個(gè)待解決的問題是，本文實(shí)證結(jié)果可能受通貨膨脹影響。不可否認(rèn)，通貨膨脹對(duì)家庭持有存款具有顯著負(fù)向影響，通貨膨脹引起商品價(jià)格的持續(xù)上漲也會(huì)導(dǎo)致實(shí)際收入減少。為排除通貨膨脹對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的估計(jì)偏差，我們將本文涉及縣域經(jīng)濟(jì)特征的相關(guān)變量值都轉(zhuǎn)換成以2011年為基期的實(shí)際值，平減處理后的回歸結(jié)果如表4列（1）、列（2）所示。可以看出，在控制通貨膨脹的影響后，估計(jì)結(jié)果并沒有發(fā)生較大的變化，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民收入的正向影響依然顯著，證明了上文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

表3　穩(wěn)健性檢驗(yàn)：PSM檢驗(yàn)

表4　穩(wěn)健性檢驗(yàn)：消除通貨膨脹和重新選取對(duì)照組

表4（續(xù)）

（5）重新選取對(duì)照組?？紤]到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)首先由各?。ㄊ?、區(qū)）相關(guān)部門研究推薦符合條件的縣級(jí)地區(qū)，再由國(guó)家發(fā)展改革委統(tǒng)籌批準(zhǔn)，所以試點(diǎn)縣的設(shè)立很可能不是隨機(jī)的，試點(diǎn)縣和非試點(diǎn)縣的初始資源稟賦也可能存在較大差異。為此，本文參考陳熠輝等[34]的研究，將從未入選過返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)的縣域樣本剔除后進(jìn)行重新回歸，結(jié)果如表4列（3）、列（4）所示。不難發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，與主回歸結(jié)果基本保持一致，支持前文研究結(jié)論。

五、機(jī)制識(shí)別、異質(zhì)性分析與進(jìn)一步檢驗(yàn)

（一）機(jī)制識(shí)別

上文基本得出了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策能夠促進(jìn)農(nóng)民增收的結(jié)論，但其具體作用機(jī)理仍需進(jìn)一步討論。根據(jù)理論闡述，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)對(duì)農(nóng)民增收的影響主要在于促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、帶動(dòng)非農(nóng)就業(yè)和增進(jìn)農(nóng)民要素收入三方面，本文將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。

（1）農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。從政策刺激來看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策開展的相關(guān)政策扶持能夠吸引具有一定資金、經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)積累的農(nóng)民工返鄉(xiāng)，增加農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率[35]。因此，本文在模型（3）中引入“農(nóng)民創(chuàng)業(yè)”這一變量進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表5列（1）、列（2）所示。結(jié)果表明，核心解釋變量和的系數(shù)分別為0.118和0.408，且至少在5%的水平上顯著。這意味著，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)有助于促進(jìn)農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，進(jìn)而提升其經(jīng)營(yíng)收入。

（2）非農(nóng)就業(yè)。所謂“回鄉(xiāng)一人，帶動(dòng)一片，致富一方”，從理論上來講，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)不僅可以形成大量的中小企業(yè)和個(gè)體經(jīng)營(yíng)戶，還有可能直接創(chuàng)造就業(yè)崗位，有利于農(nóng)民實(shí)現(xiàn)“離土不離鄉(xiāng)”就業(yè)。為驗(yàn)證這一效應(yīng)，本文構(gòu)建“非農(nóng)就業(yè)”這一變量并加入模型（4）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5列（3）和列（4）。結(jié)果顯示，核心解釋變量和的系數(shù)均為正，且至少在5%的水平上顯著，即返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。這說明，設(shè)立返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)能夠?yàn)檗r(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供大量就地就近就業(yè)崗位，從而進(jìn)一步提高農(nóng)民的收入水平。

（3）農(nóng)民要素收入?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本部分機(jī)制識(shí)別所使用的數(shù)據(jù)為2011—2019年274個(gè)地級(jí)市所組成的面板數(shù)據(jù)，并使用模型（5）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5列（5）所示。結(jié)果顯示：在加入時(shí)間固定效應(yīng)、城市固定效應(yīng)以及城市層面控制變量后，的估計(jì)系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這意味著返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策顯著提高了農(nóng)民要素收入。

表5　機(jī)制識(shí)別

表5（續(xù)）

（二）異質(zhì)性分析

我國(guó)幅員遼闊，不同地區(qū)之間不僅存在物質(zhì)資本、人力資本、社會(huì)資本等資本稟賦方面的差異，還存在金融發(fā)展水平和土地資源等要素方面的差異，這些都是影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的重要因素[36]。本部分將從區(qū)位差別、數(shù)字金融發(fā)展以及土地流轉(zhuǎn)視角分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民收入的異質(zhì)性影響。

（1）區(qū)域差異。勞動(dòng)力流動(dòng)的方向總體遵循著自西向東的大規(guī)律，導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和要素稟賦存在較明顯的區(qū)域不平衡現(xiàn)象[37]。事實(shí)上，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)不僅受到政策制度的導(dǎo)向性影響，還根植于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)環(huán)境中[38]。因此，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策在促進(jìn)農(nóng)民增收方面也可能存在地區(qū)上的差異。為此，本文依照地理區(qū)位將全樣本劃分為西部地區(qū)和中東部地區(qū)，分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸。表6結(jié)果顯示：列（1）西部地區(qū)樣本中返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)變量的系數(shù)為正但不顯著，但在列（2）中東部地區(qū)樣本中，該系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)對(duì)農(nóng)民的增收作用主要體現(xiàn)在中東部地區(qū)?？赡艿脑蛟谟冢瑓^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)具有決定性作用，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)民越容易創(chuàng)業(yè)成功。相較于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的中東部地區(qū)，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和開放程度較低，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)欠完善，市場(chǎng)機(jī)制尚未健全，這些因素都可能對(duì)農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)決策以及創(chuàng)業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。

（2）數(shù)字普惠金融發(fā)展差異。近年來，數(shù)字普惠金融的興起使得金融服務(wù)的覆蓋范圍逐漸拓展至弱勢(shì)群體與農(nóng)村落后地區(qū)，極大地緩解了農(nóng)村地區(qū)金融交易成本高、信息不對(duì)稱等問題，在促進(jìn)農(nóng)民增收和農(nóng)村居民福祉等方面發(fā)揮著重要作用[39]。為探討數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對(duì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策效果的差異化作用，本文按照2014—2019年縣域普惠金融發(fā)展水平平均值的四分位數(shù)進(jìn)行分組，將上四分位數(shù)以上的地區(qū)視為數(shù)字普惠金融發(fā)展較好組，下四分位數(shù)以下的地區(qū)則視為數(shù)字普惠金融發(fā)展較差組，分組檢驗(yàn)結(jié)果如表7列（1）、列（2）所示。在列（1）數(shù)字普惠金融發(fā)展較好地區(qū)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)變量的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而在列（2）數(shù)字普惠金融發(fā)展較差地區(qū)，該變量的影響系數(shù)并不顯著且小于列（1）結(jié)果?；?00次Fisher法組間系數(shù)抽樣檢驗(yàn)后，列（1）、列（2）組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)的結(jié)果在5%的水平上顯著。這意味著，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)的發(fā)揮還有賴于當(dāng)?shù)財(cái)?shù)字普惠金融發(fā)展，即數(shù)字普惠金融發(fā)展水平越高，該效應(yīng)越明顯。

表6　基于區(qū)域差異的異質(zhì)性檢驗(yàn)

（3）土地流轉(zhuǎn)程度差異。既有研究表明，土地資源的利用效率是導(dǎo)致農(nóng)民創(chuàng)業(yè)質(zhì)量差異化的重要原因[40]。一方面，土地轉(zhuǎn)入能夠滿足返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)的用地需求，從而吸引更多農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。另一方面，土地轉(zhuǎn)出能夠釋放大量被土地束縛的農(nóng)村勞動(dòng)力，使農(nóng)民可以更自由地轉(zhuǎn)向其他勞動(dòng)部門，進(jìn)而滿足返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)主體的用工需求。從創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本來看，土地流轉(zhuǎn)程度較大的縣域可能更有利于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展，因而對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用也可能更大。為了驗(yàn)證這一猜想，本文參考史常亮等[41]的研究，以土地流轉(zhuǎn)面積與耕地面積的比值來衡量農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)程度（），根據(jù)2011—2019年各省份土地流轉(zhuǎn)程度平均值的四分位數(shù)進(jìn)行分組，將上四分位數(shù)以上的地區(qū)視為土地流轉(zhuǎn)程度較高組，下四分位數(shù)以下的地區(qū)則為土地流轉(zhuǎn)程度較低組，分組檢驗(yàn)結(jié)果如表7列（3）、列（4）所示。在列（3）土地流轉(zhuǎn)程度較高地區(qū)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)變量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正；而在列（4）土地流轉(zhuǎn)程度較低地區(qū)，該變量的系數(shù)并不顯著且小于列（3）結(jié)果?；?00次Fisher法組間系數(shù)抽樣檢驗(yàn)后，列（3）、列（4）組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)的結(jié)果在1%的水平上顯著。這表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用在土地流轉(zhuǎn)程度較高的地區(qū)更明顯。

表7　基于數(shù)字普惠金融與土地流轉(zhuǎn)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

表7（續(xù)）

（三）進(jìn)一步檢驗(yàn)

（1）溢出效應(yīng)分析。為了進(jìn)一步探究返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策是否會(huì)對(duì)周邊鄰近縣（與試點(diǎn)縣有共同邊界的非試點(diǎn)縣）產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，我們利用模型（2）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表8所示。結(jié)果表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策并未產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。主要原因可能在于，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)依賴農(nóng)民自有的資本和土地等要素資源的支持，因此其所帶來的增收紅利很難對(duì)周邊縣城產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

（2）進(jìn)一步檢驗(yàn)：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策與城鄉(xiāng)收入差距。支持農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是近年來國(guó)家推動(dòng)農(nóng)村貧困地區(qū)脫貧致富、促進(jìn)農(nóng)民增收的重大決策部署，盡管如此，該舉措能否縮小城鄉(xiāng)收入差距仍然有待考察。受數(shù)據(jù)所限，本部分參考李永友和王超[42]的做法，使用城鎮(zhèn)職工平均工資水平與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值測(cè)度縣域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距（），表9匯報(bào)了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在控制了城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)并加入全部控制變量的情況下，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)變量的系數(shù)為-0.221，且在5%的水平上顯著。這意味著，相較于非試點(diǎn)縣域，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資水平與農(nóng)村居民人均可支配收入比降低約0.221，即政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不僅能夠整體提高農(nóng)村居民收入，也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，是解決農(nóng)村脫貧問題和推進(jìn)共同富裕的重要渠道。

表8　進(jìn)一步檢驗(yàn)：溢出效應(yīng)分析

表8（續(xù)）

表9　進(jìn)一步檢驗(yàn)：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策與城鄉(xiāng)收入差距

六、結(jié)論與政策建議

本文采用2011—2019年中國(guó)2495個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，以返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策為切入點(diǎn)，使用雙重差分方法實(shí)證檢驗(yàn)了政府推動(dòng)型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策顯著提高了農(nóng)村人均可支配收入，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且該增收效應(yīng)存在顯著的地區(qū)異質(zhì)性。機(jī)制檢驗(yàn)表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)主要通過促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、帶動(dòng)非農(nóng)就業(yè)和增進(jìn)農(nóng)民要素收入三種渠道推動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。此外，本文還發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策不存在顯著的空間溢出效應(yīng)。

基于以上研究結(jié)論，我們可以得到以下政策啟示：第一，應(yīng)進(jìn)一步清除農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的制度障礙，持續(xù)加強(qiáng)政府部門的扶持力度。與早期返鄉(xiāng)農(nóng)民工相比，新時(shí)期返鄉(xiāng)人員具有一定的物質(zhì)、技術(shù)與人力資本，這也是他們能夠在返鄉(xiāng)后“站穩(wěn)腳跟”，最終成為鄉(xiāng)村振興中堅(jiān)力量的基礎(chǔ)。因此，各級(jí)政府應(yīng)加大對(duì)返鄉(xiāng)人員的創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)和金融支持力度，最大限度地降低返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)門檻。同時(shí)，在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，政府部門還應(yīng)該持續(xù)開展各類培訓(xùn)，使返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員能夠適應(yīng)市場(chǎng)的變化，提高駕馭市場(chǎng)的能力，增強(qiáng)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和抵御風(fēng)險(xiǎn)能力。此外，地方政府還應(yīng)充分考慮對(duì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)的優(yōu)惠政策，如通過減免稅費(fèi)等方式減少企業(yè)的成本負(fù)擔(dān)，提升農(nóng)村企業(yè)的就業(yè)吸納能力，讓更多的農(nóng)村家庭能夠有機(jī)會(huì)參與到非農(nóng)就業(yè)和鄉(xiāng)村振興的事業(yè)中來。第二，制定差異化返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)支持政策，鼓勵(lì)有針對(duì)性地發(fā)展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)。如開發(fā)鄉(xiāng)村旅游、休閑農(nóng)業(yè)、健康養(yǎng)老等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，利用新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)推動(dòng)本地農(nóng)民創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)造更多就近就業(yè)機(jī)會(huì)。尤其是針對(duì)西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)，應(yīng)重點(diǎn)實(shí)施產(chǎn)業(yè)扶貧政策，借助得天獨(dú)厚的自然條件和地理優(yōu)勢(shì)發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，擴(kuò)大農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的就業(yè)拉動(dòng)效應(yīng)。同時(shí)，充分利用已有園區(qū)、項(xiàng)目、資金等存量資源全面支持返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，積極探索公共創(chuàng)業(yè)服務(wù)新方法、新路徑，促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)新發(fā)展。

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[38] 鄭馨，周先波，張麟．社會(huì)規(guī)范與創(chuàng)業(yè)——基于62個(gè)國(guó)家創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)的分析[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2017，52(11)：59-73．

[39] 孫學(xué)濤，于婷，于法穩(wěn)．?dāng)?shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的影響——來自中國(guó)1869個(gè)縣域的證據(jù)[J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2022(2)：76-93．

[40] 李長(zhǎng)生，劉西川．土地流轉(zhuǎn)的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)——基于內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit模型的實(shí)證分析[J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2020(5)：96-112．

[41] 史常亮，占鵬，朱俊峰．土地流轉(zhuǎn)、要素配置與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率改進(jìn)[J]．中國(guó)土地科學(xué)，2020，34(3)：49-57．

[42] 李永友，王超．集權(quán)式財(cái)政改革能夠縮小城鄉(xiāng)差距嗎？——基于“鄉(xiāng)財(cái)縣管”準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的證據(jù)[J]．管理世界，2020，36(4)：113-130．

Can government-driven self-employment business of migrant workers returning home promote the increase of peasants’ income?Empirical evaluation based on DID model

HE Yiqinga，XIONG Ziyia，ZHANG Kea，HU Binb

(a.School of Economics and Management, b.School of Tourism, Nanchang University, Nanchang 330031, China)

Based on the natural experiment of the pilot project of migrant workers returning home for entrepreneurship and by using the panel data of 2495 counties in China from 2011 to 2019, the influence and its mechanism of the government-driven self-employment business of migrant workers returning home on farmers’ income have been analyzed empirically by using the multi-period difference-in-differences method. The research found that compared with the non-experimental counties, the farmers’ average disposable income in the experimental counties of self-employment business of migrant workers has increased by about 3% averagely, without significant spatial spillover effect. After a series of robust tests, the results still hold. The heterogeneity analysis indicates that the farmers’ income-increasing effect of the self-employment business of migrant workers returning home is mainly reflected in the central and eastern regions, and the development of digital financial inclusion and land transfer can strengthen this effect. The mechanism analysis shows that the pilot project of migrant workers’ returning home to start business mainly promotes the growth of farmers’ income through three channels: promoting farmers’ entrepreneurship, driving non-agricultural employment and increasing farmers’ factor income.

returning home for entrepreneurship; farmers’ income increase; government-driven

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2022.04.001

F323.8

A

1009–2013(2022)04–0001–14

2022－07－22

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（72163021）；江西省社會(huì)科學(xué)“十四五”重點(diǎn)項(xiàng)目（21YJ01）；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（19BJL025）

何宜慶（1961—），男，江西進(jìn)賢人，教授、博士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)榻鹑谙到y(tǒng)工程、公司理財(cái)與金融企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理。

責(zé)任編輯：李東輝