黃敦平，倪加鑫

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽蚌埠 233030）

一、引 言

共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)特征。黨的十九大規(guī)劃描繪了實(shí)現(xiàn)共同富裕的宏偉藍(lán)圖，“十四五”規(guī)劃綱要進(jìn)一步明確推進(jìn)共同富裕的偉大目標(biāo)。進(jìn)入新時(shí)代后，如何順利回應(yīng)全體人民對共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的熱情關(guān)切，再次譜寫人類史上的“中國奇跡”新篇章？全面打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)后，我國邁入“后扶貧時(shí)代”，貧困治理工作也轉(zhuǎn)向解決以基本可行能力不足為主要表現(xiàn)的相對貧困問題（汪三貴、孫俊娜，2021）[1]。而相對貧困具有主觀性、長期性與多元性，需從收入單維度相對貧困向考察經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展、生態(tài)環(huán)境等多個(gè)維度相對貧困識(shí)別轉(zhuǎn)變（羅必良，2020[2]；周力、沈坤榮，2021[3]1；孫久文、夏添，2019[4]；王小林、馮賀霞，2020[5]1）。構(gòu)建治理貧困長效機(jī)制之路依然“任重道遠(yuǎn)”，鼓勵(lì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是緩解鄉(xiāng)村地區(qū)貧困群體多維相對貧困的主要途徑之一，也是實(shí)現(xiàn)共同富裕的必由之路（陳錫文，2018[6]；李周，2019[7]；汪三貴、劉明月，2020[8]）。鼓勵(lì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)政策相繼出臺(tái)為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)提供政策支持（謝玲紅，2021）[9]。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部數(shù)據(jù)顯示，2020年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)隊(duì)伍較上年新增近160萬，并帶動(dòng)農(nóng)村地區(qū)近1 000萬人農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)。鼓勵(lì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，由“輸血”向“造血”轉(zhuǎn)變，有助于帶動(dòng)要素流向農(nóng)村地區(qū)，促進(jìn)人才與產(chǎn)業(yè)相融合，擴(kuò)大農(nóng)村產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，構(gòu)建鞏固脫貧成果長效機(jī)制，為實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)注入新活力（姚樹杰、張璇玥，2020[10]；劉誠，2022[11]）。

大部分學(xué)者認(rèn)為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶貧困具有積極作用。一方面通過自主創(chuàng)業(yè)活動(dòng)拓寬農(nóng)戶增收渠道，為農(nóng)戶可持續(xù)性收入創(chuàng)造條件，具有增收效應(yīng)（張成剛等，2015）[12]。另一方面返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)將帶動(dòng)人才、資金等要素回流鄉(xiāng)村，提升該地區(qū)人力資源水平，激發(fā)貧困群體脫貧的內(nèi)生動(dòng)力。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)帶來勞動(dòng)力回流形成農(nóng)村地區(qū)“人口紅利”，將通過外溢效應(yīng)帶動(dòng)周邊農(nóng)戶就業(yè)和收入增長（王軼等，2020）[13]。然而也有部分研究表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)并不一定會(huì)緩解農(nóng)村地區(qū)相對貧困程度。由于創(chuàng)業(yè)是高風(fēng)險(xiǎn)的選擇活動(dòng)，所以自主創(chuàng)業(yè)活動(dòng)緩解貧困具備一定的門檻（彭克強(qiáng)、劉錫良，2016）[14]。樊振佳等（2019）研究發(fā)現(xiàn)貧困地區(qū)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員存在信息獲取和交流渠道不暢等現(xiàn)象，阻滯農(nóng)戶自我脫貧能力的提高，加深農(nóng)戶相對剝奪程度[15]。賀雪峰（2020）認(rèn)為由于鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)市場相對飽和，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)可能面臨更大創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，將增加農(nóng)戶陷入貧困概率[16]。此外，平衛(wèi)英、宗瀟泳（2021）研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶貧困影響呈現(xiàn)一個(gè)非線性動(dòng)態(tài)關(guān)系，在創(chuàng)業(yè)初期階段，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)村多維貧困緩解作用相對較弱，但到創(chuàng)業(yè)高級(jí)階段，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)村貧困減緩具有顯著作用[17]2。

綜上所述，關(guān)于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶多維相對貧困的研究主要集中在探討創(chuàng)業(yè)對貧困單維度影響，僅有部分文獻(xiàn)闡釋創(chuàng)業(yè)對多維貧困影響（袁方等，2019[18]；平衛(wèi)英、宗瀟泳，2021[17]2），鮮有文獻(xiàn)將農(nóng)戶的數(shù)字素養(yǎng)置于統(tǒng)一框架下實(shí)證探討返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困影響。而在數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)進(jìn)程中，隨著農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)水平的提升，有助于其增加獲取創(chuàng)業(yè)資金和政策信息能力，跨越返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)初期資金約束門檻，為共同富裕注入新動(dòng)能。因此，基于CLDS2016數(shù)據(jù)采用A-F模型測算農(nóng)戶多維相對貧困指數(shù)，實(shí)證分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困的影響，進(jìn)一步實(shí)證分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)通過數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶多維相對減貧的機(jī)制?？赡苡幸韵聝煞矫孢呺H貢獻(xiàn)：一是雖然已有大量文獻(xiàn)分析了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶貧困的影響，但鮮有文獻(xiàn)從實(shí)證探討返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展、生態(tài)環(huán)境三個(gè)維度的相對貧困影響。二是機(jī)制分析方面，試圖闡釋數(shù)字素養(yǎng)作為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)影響農(nóng)戶多維相對貧困一個(gè)重要機(jī)制，深化對數(shù)字素養(yǎng)的認(rèn)識(shí)，為推動(dòng)我國農(nóng)村地區(qū)實(shí)現(xiàn)共同富裕提供路徑參考。

二、研究假設(shè)

相對貧困是一種主觀感受，其參照系一般是同類戶籍的群體，是一種普遍性、動(dòng)態(tài)性、長期性的貧困類型（周力、沈坤榮，2021）[3]2。其中，多維相對貧困群體的收入相對較低是表征，自我發(fā)展能力的相對不足是內(nèi)核（Sen，1999）[19]。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)將通過作用于相對貧困形成的內(nèi)因與外因兩方面對農(nóng)戶多維貧困減緩產(chǎn)生影響。首先，從相對貧困形成的內(nèi)因來看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不僅給農(nóng)戶拓寬可持續(xù)增收渠道，轉(zhuǎn)變農(nóng)戶消極市場參與態(tài)度，也為傳播新技術(shù)、新思想打造新平臺(tái)，為鄉(xiāng)村包容性發(fā)展注入活力。此外，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的增收效應(yīng)不僅可以通過直接效應(yīng)帶動(dòng)該農(nóng)戶脫貧，而且間接帶動(dòng)周邊農(nóng)戶脫貧（Bruton et al.，2013）[20]。其次，從相對貧困形成的外因來看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)將緩解政策、自然資源等外在層面的致貧因素所引發(fā)的社會(huì)排斥和自我排斥，將有助于多維相對貧困的緩解（郭熙保、周強(qiáng)，2016）[21]2。

返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不僅可以直接作用多維相對貧困形成的內(nèi)因和外因，而且同時(shí)作用農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)維度、社會(huì)發(fā)展維度以及生態(tài)環(huán)境維度貧困，具有多維減貧效應(yīng)。具體來說，首先，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)可以幫助農(nóng)戶積累資金，提升農(nóng)村地區(qū)就業(yè)吸納能力，解決農(nóng)戶可持續(xù)生計(jì)問題，從而降低農(nóng)戶因受到經(jīng)濟(jì)收入沖擊而返貧風(fēng)險(xiǎn)可能性，對農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)維度貧困緩解具有顯著作用。其次，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中激發(fā)了農(nóng)戶自我發(fā)展能力，有助于農(nóng)戶有能力提高自身及子女教育投入力度、提升信息獲取效率，激發(fā)了農(nóng)戶參與市場的積極性，對農(nóng)戶社會(huì)發(fā)展維度貧困緩解具有顯著作用。最后，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶受到城市先進(jìn)觀念影響，更易形成綠色發(fā)展理念，促進(jìn)其追求更加美好生活環(huán)境，承擔(dān)起保護(hù)農(nóng)村地區(qū)生態(tài)環(huán)境責(zé)任，有助于農(nóng)村實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)，對農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境維度貧困緩解具有顯著作用。

H1：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困緩解具有顯著作用。

H1a：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)維度貧困緩解具有顯著作用。

H1b：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶社會(huì)發(fā)展維度貧困緩解具有顯著作用。

H1c：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境維度貧困緩解具有顯著作用。

數(shù)字素養(yǎng)是指一個(gè)人擁有獲取信息工具、合理利用數(shù)字資源以及高效溝通的能力（易法敏，2021）[22]3。對于鄉(xiāng)村地區(qū)數(shù)字化，農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)水平高低取決于農(nóng)戶接入和獲取外界信息的渠道是否通暢，但由于城鄉(xiāng)信息“鴻溝”的存在，抑制社會(huì)資源向農(nóng)村地區(qū)匯聚的作用，也阻礙自我財(cái)富收入不足的農(nóng)戶跨越“信息鴻溝”或分享“數(shù)字紅利”，抑制農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)能力提升，影響鄉(xiāng)村地區(qū)數(shù)字化進(jìn)程。然而，隨著返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)群體日益活躍，通過數(shù)字化經(jīng)營手段賦能返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，不僅對自身的收入增長有積極影響，還可能通過同群效應(yīng)激發(fā)周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)需求（黃惠春等，2021）[23]。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)愈發(fā)成為培育鄉(xiāng)村地區(qū)居民數(shù)字素養(yǎng)的加速劑和催化劑，顯著提高周邊農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)水平，從源頭上緩解農(nóng)戶多維相對貧困程度。具體來說，一方面，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)通過數(shù)字化催生新產(chǎn)業(yè)和新業(yè)態(tài)，提高農(nóng)民獲取現(xiàn)代化信息的技能，為培育農(nóng)民數(shù)字素養(yǎng)提供有力支撐，有效填平“數(shù)字鴻溝”（余東華、李云漢，2021）[24]；另一方面，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)為建設(shè)數(shù)字鄉(xiāng)村帶來要素資源，通過推動(dòng)數(shù)字化融入“三農(nóng)”，打造鄉(xiāng)村治理數(shù)字化平臺(tái)，有助于農(nóng)戶平等地參與鄉(xiāng)村治理，有效彌合“能力鴻溝”（易法敏，2021）[22]3。

數(shù)字素養(yǎng)通過以下途徑影響多維相對貧困。第一，數(shù)字素養(yǎng)高的農(nóng)戶更容易獲取廣泛的金融服務(wù)和信息，突破創(chuàng)業(yè)資金門檻，增強(qiáng)農(nóng)戶生計(jì)能力，有助于緩解農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)維度貧困。第二，在提升數(shù)字素養(yǎng)過程中，農(nóng)戶通過“干中學(xué)”掌握數(shù)字化經(jīng)營技能，提升數(shù)字人力資本、提高參與鄉(xiāng)村治理等方面的能力，同時(shí)也能滿足農(nóng)戶對美好生活的多樣化需求，有助于緩解農(nóng)戶社會(huì)發(fā)展維度貧困。第三，較高的數(shù)字素養(yǎng)水平可能會(huì)轉(zhuǎn)變農(nóng)戶的文化思想觀念，主動(dòng)采納綠色生產(chǎn)技術(shù)，營造綠色生活居住環(huán)境，滿足農(nóng)戶對綠色可持續(xù)生態(tài)環(huán)境的需求，有助于緩解生態(tài)環(huán)境維度貧困。

H2：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)通過提升農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)水平緩解多維相對貧困。

三、數(shù)據(jù)說明與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來源于中山大學(xué)中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS2016）數(shù)據(jù)庫。其中，該數(shù)據(jù)庫覆蓋29個(gè)省/市/區(qū)。按照問卷中“是否具有外出經(jīng)歷”以及“是否繼續(xù)外出”回答，將受訪者年齡限定在17～65周歲以及具有外出經(jīng)歷且不再外出的農(nóng)村戶主樣本，篩選出具有外出務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)戶主，將個(gè)人庫、家庭庫和村莊庫橫向合并，在對缺失值、錯(cuò)誤值進(jìn)行處理后，最終得到了648戶。

（二）A-F模型構(gòu)建

采用Alkire&Foster（2011）提出的A-F 法來測度農(nóng)戶多維相對貧困現(xiàn)狀[25]。參考謝家智、車四方（2017）做法，具體通過識(shí)別、測度以及分解3個(gè)步驟[26]。

1.多維相對貧困的識(shí)別

設(shè)X=[xij]為N×M維矩陣，表示N個(gè)農(nóng)戶在D的剝奪指標(biāo)，其中xij表示第i個(gè)農(nóng)戶在維度j下的剝奪取值；構(gòu)建剝奪矩陣Z，zj(zj＞0)表示剝奪閾值。其中，具體識(shí)別的步驟如下：

第一，判斷農(nóng)戶i在維度j是否處于剝奪狀態(tài)。構(gòu)建矩陣其元素g0的取值情況如下。當(dāng)取值為0時(shí)，表示農(nóng)戶i在j維度未處于剝奪狀態(tài)；反之則表示農(nóng)戶處于被剝奪狀態(tài)。

第二，識(shí)別農(nóng)戶是否處于多維相對貧困狀態(tài)。設(shè)ci為個(gè)體i剝奪計(jì)數(shù)函數(shù)，wj為j維度的權(quán)重，則ci其中，ci分?jǐn)?shù)越高說明農(nóng)戶的被剝奪程度越深；反之則表明被剝奪程度越低。進(jìn)一步設(shè)定k為多維相對貧困閾值，若ci＜k時(shí)候，ρk(Xi,Z)=0表示農(nóng)戶i未處于多維相對貧困狀態(tài)；反之則處于多維相對貧困。

2.測算農(nóng)戶的多維相對貧困現(xiàn)狀

在識(shí)別的基礎(chǔ)上，通過計(jì)算得處于多維相對貧困狀態(tài)下的農(nóng)戶數(shù)量q，其公式為：q=其中，多維相對貧困發(fā)生率公式為H=q/n。為解決剝奪指標(biāo)變化的不敏感問題，進(jìn)而提出平均剝奪份額A，公式為得到H和A兩個(gè)指數(shù)后，便得到多維相對貧困指數(shù)M0，即M0=HA。

3.分解農(nóng)戶的多維相對貧困指數(shù)

分解公式如下所示：

Mj=[(qj/n)×wj]/M0

其中，Mj為維度j對多維相對貧困總體的單維度的貢獻(xiàn)率，qj為維度j處于多維相對貧困狀況的農(nóng)戶數(shù)。

4.農(nóng)戶多維相對貧困指標(biāo)選取

關(guān)于多維相對貧困指標(biāo)的選取，參考可行能力理論和聯(lián)合國發(fā)布的《人類發(fā)展報(bào)告》，并借鑒王小林、馮賀霞（2020）[5]4設(shè)置經(jīng)濟(jì)維度、社會(huì)發(fā)展維度和生態(tài)環(huán)境維度3個(gè)目標(biāo)層，11個(gè)維度，14個(gè)測算指標(biāo)，采用等權(quán)重法賦予權(quán)（見表1）。

表1 農(nóng)戶多維相對貧困指標(biāo)體系

（三）多元線性回歸模型構(gòu)建

被解釋變量：農(nóng)戶多維相對貧困指數(shù)。通過采用A-F模型賦予各維度權(quán)重得到多維相對貧困指數(shù)，若該值數(shù)值越大，表示農(nóng)戶多維相對貧困程度越高。參考劉魏、王小華（2019）[27]5以k=1/3 作為閾值，若多維相對剝奪得分大于閾值則表明農(nóng)戶處于多維相對貧困狀態(tài)，反之農(nóng)戶未陷入多維相對貧困。

核心解釋變量：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。參考謝勇、楊倩（2020）[28]將問卷中“雇主”“自雇非體力勞動(dòng)者”“自雇體力勞動(dòng)者”設(shè)置為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，賦值為1；其他回答則賦值為0，即返鄉(xiāng)非創(chuàng)業(yè)。

中介變量：數(shù)字素養(yǎng)。數(shù)字素養(yǎng)通常采用個(gè)人接收和獲取信息化能力來體現(xiàn)，由于主要探究返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是否會(huì)通過數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶多維貧困程度產(chǎn)生顯著緩解效應(yīng)。因此，根據(jù)問卷中“使用網(wǎng)上銀行”“網(wǎng)上購買火車票”“用手機(jī)發(fā)短信”等問題回答采用因子分析法提取數(shù)字素養(yǎng)得分。

參考劉魏和王小華（2020）[27]4將控制變量界定為個(gè)體、家庭和村莊變量。其中，個(gè)體變量包括戶主性別、婚姻、政治面貌和受教育程度4個(gè)變量；家庭變量包括家庭規(guī)模和社會(huì)資本2個(gè)變量；村莊變量包括村莊居住人數(shù)和村莊地勢2個(gè)變量。變量描述統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

探討返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是否能夠降低農(nóng)戶多維相對貧困指數(shù)，模型公式設(shè)定如下：

式（1）中，MPIi表示多維相對貧困指數(shù)，EPi表示農(nóng)戶i是否為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，Xi表示個(gè)體、家庭和村莊層面的控制變量，α1、α2表示核心解釋變量和控制變量的系數(shù)，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、農(nóng)戶多維相對貧困現(xiàn)狀分析

表3描述各個(gè)維度農(nóng)戶單維貧困發(fā)生率。結(jié)果表明農(nóng)戶信息獲取維度遭受剝奪可能性最高，健康維度遭受剝奪可能性最低。通過對比返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶與返鄉(xiāng)未創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的貧困發(fā)生率差異后得出，返鄉(xiāng)群體中未選擇創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶遭受更多維度相對剝奪問題。具體而言，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶在收入、生活水平等多個(gè)維度的貧困發(fā)生率更低。然而，相對于返鄉(xiāng)未創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶在支出和社會(huì)保障兩個(gè)維度貧困問題比較突出?？赡艿脑蚴且环矫嫦鄬τ谖磩?chuàng)業(yè)農(nóng)戶，由于選擇創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶初期為尋找更好的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、創(chuàng)業(yè)支持，需要更多消費(fèi)等方面支出，所以增加了創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶支出維度貧困的可能性；另一方面在創(chuàng)業(yè)初期由于資金約束，創(chuàng)業(yè)者自身福利缺乏保障，與返鄉(xiāng)未創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶對比中產(chǎn)生相對剝奪感，所以創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶在社會(huì)保障維度貧困發(fā)生率高于未創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶。由于所選取維度以及指標(biāo)之間存在一定關(guān)聯(lián)性，無法從農(nóng)戶單維度貧困發(fā)生率驗(yàn)證H1成立。因此，需要進(jìn)一步分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)緩解農(nóng)戶多維相對貧困的綜合效應(yīng)。

表3 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶單維貧困發(fā)生率（%）

表4描述k在不同剝奪維度中取值時(shí)，農(nóng)戶多維相對貧困測算結(jié)果。首先，隨著k值不斷增大，測度多維相對貧困指標(biāo)整體上均呈現(xiàn)下降態(tài)勢。具體來說，當(dāng)k≤3/11時(shí)，處于多維相對貧困狀態(tài)的農(nóng)戶相對較多，其中，48.60%的農(nóng)戶存在3 個(gè)維度的剝奪；當(dāng)k≥6/11 時(shí)，表明農(nóng)戶處于極端多維剝奪狀態(tài)，但農(nóng)戶存在6個(gè)維度貧困發(fā)生率僅為6.00%。其次，通過表4給出的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶與返鄉(xiāng)未創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的橫向比較結(jié)果表明相對于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，返鄉(xiāng)未創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶遭受剝奪程度相對較高。處于3 個(gè)維度剝奪狀態(tài)的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)未農(nóng)戶貧困發(fā)生率高于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶20.80 個(gè)百分點(diǎn)，處于6 個(gè)維度的極端多維剝奪狀態(tài)的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)未農(nóng)戶貧困發(fā)生率也高于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶4.80個(gè)百分點(diǎn)。

表4 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶多維相對貧困

五、返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困的實(shí)證分析

（一）返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困的影響

表5給出返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。由模型1可知，核心解釋變量返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)顯著緩解農(nóng)戶多維相對貧困，考慮到可能存在遺漏變量等問題會(huì)影響回歸結(jié)果，模型2、3、4中逐次加入個(gè)人層面、家庭層面和村莊層面的控制變量，結(jié)果表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上均為顯著，且回歸系數(shù)為負(fù)，即返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)顯著緩解農(nóng)戶多維相對貧困，假設(shè)H1成立。可能的原因是共同富裕目標(biāo)下鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)推動(dòng)農(nóng)戶生計(jì)策略轉(zhuǎn)換，一方面通過挖掘農(nóng)村特色資源，打造差異化農(nóng)村市場環(huán)境，提升自主創(chuàng)業(yè)活動(dòng)市場競爭力和獲利空間；另一方面在創(chuàng)業(yè)過程中積累一定經(jīng)驗(yàn)，有助于提升農(nóng)戶人力資本水平，進(jìn)而緩解農(nóng)戶多維相對貧困程度。

表5 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困的估計(jì)結(jié)果

在控制變量方面，從戶主層面來看，一般來說，女性戶主一般是已婚婦女，由于已婚婦女，家庭結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，通過合理配置家庭已有資源，自主創(chuàng)業(yè)活動(dòng)績效就越好，家庭陷入多維相對貧困可能性越低（郭熙保、周強(qiáng)，2016）[21]7；受教育程度越高的農(nóng)戶越善于利用數(shù)字化工具獲取市場信息，善于抓住創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，家庭也就不易陷入相對貧困陷阱。從家庭層面來看，社會(huì)資本越多不僅體現(xiàn)著對其對于自己所擁有的資源的配置能力，而且有利于提升貧困人口內(nèi)生發(fā)展能力，可以顯著降低農(nóng)戶多維相對貧困概率。從村莊層面來看，村莊居住人數(shù)越多、村莊地勢越平坦與農(nóng)戶多維相對貧困呈負(fù)相關(guān)，可能的原因是村莊地勢越平坦，村莊居住人數(shù)越多，勞動(dòng)力資源較多、鄉(xiāng)村空心化和老齡化程度相對較低，將顯著緩解農(nóng)戶多維相對貧困程度（宇林軍，2016）[29]。

進(jìn)一步將相對貧困分為經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境三個(gè)維度，考察返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對不同維度相對貧困的影響。表6回歸結(jié)果顯示，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)維度、發(fā)展能力和生活水平三個(gè)維度相對貧困緩解均具有顯著作用，這一結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)具有多維減貧效應(yīng)。具體而言，對于農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)維度和社會(huì)發(fā)展維度而言，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能通過獲取可持續(xù)創(chuàng)業(yè)收入、提升市場參與程度、轉(zhuǎn)變認(rèn)知等方式，增強(qiáng)農(nóng)戶可持續(xù)的生計(jì)能力和社會(huì)發(fā)展能力（蘇嵐嵐、彭艷玲，2022）[30]；在生態(tài)環(huán)境方面，由于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶受到城市文明影響，不僅帶回現(xiàn)代化城市文明和生活方式，以綠色發(fā)展理念追求可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)，而且積累一定的資金，足以覆蓋家庭居住環(huán)境改善所需的資金。因此，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)緩解經(jīng)濟(jì)維度、社會(huì)發(fā)展維度和生態(tài)環(huán)境三個(gè)貧困維度具有顯著作用，H1a-H1c成立。

表6 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對不同相對貧困維度的影響

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到基準(zhǔn)回歸模型中，由于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)可能存在互為因果和遺漏變量等內(nèi)生性問題，一方面，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)可以通過提升數(shù)字素養(yǎng)水平緩解農(nóng)戶多維相對貧困，但多維相對貧困農(nóng)戶也可以通過利用數(shù)字化工具獲取市場信息，從而促進(jìn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)；另一方面，多維相對貧困農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好態(tài)度、信息獲取能力等難以預(yù)測，會(huì)影響自主創(chuàng)業(yè)活動(dòng)績效，進(jìn)而影響農(nóng)戶多維相對貧困。為消除內(nèi)生性產(chǎn)生的估計(jì)偏誤問題，利用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。參考劉斌（2020）[31]，選用村莊平均的創(chuàng)業(yè)活躍率（剔除了個(gè)體自身的創(chuàng)業(yè)狀態(tài)）作為工具變量的原因如下：一方面，村莊平均創(chuàng)業(yè)率越高，不僅代表該村莊創(chuàng)業(yè)活力好，基礎(chǔ)設(shè)施完善，而且會(huì)存在“同群效應(yīng)”，這些都會(huì)對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生重要的影響。另一方面，農(nóng)戶多維相對貧困程度不會(huì)反過來村莊平均的創(chuàng)業(yè)率，因此，村莊平均的創(chuàng)業(yè)率是一個(gè)較為合適的工具變量。第一階段回歸的結(jié)果（見表7）顯示，村莊平均的創(chuàng)業(yè)率系數(shù)高度顯著，弱工具變量檢驗(yàn)值為181.196，說明村莊平均的創(chuàng)業(yè)率并非弱工具變量。使用工具變量法后返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，結(jié)果表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)會(huì)顯著緩解農(nóng)戶多維相對貧困，其結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7 內(nèi)生性處理：工具變量法

（三）異質(zhì)性分析

1.地區(qū)間異質(zhì)性。由于我國特殊二元結(jié)構(gòu)下，勞動(dòng)力由中西部流向東部地區(qū)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，同時(shí)基礎(chǔ)設(shè)施，市場環(huán)境以及創(chuàng)業(yè)政策等均存在一定差異化程度。由此在不同的條件約束下，不同地區(qū)農(nóng)戶做出返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)決策也會(huì)產(chǎn)生一定的差異，同時(shí)對農(nóng)戶相對多維相對貧困影響程度也可能不同。文章將樣本劃分為東、中和西部地區(qū)。由表8列（1）～（3）結(jié)果可以看出，不同地區(qū)之間返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困影響存在異質(zhì)性。對于東、中和西部返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)均可以緩解農(nóng)戶多維相對貧困程度，其中，東西部地區(qū)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)緩解農(nóng)戶多維相對貧困影響較為顯著?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展好，創(chuàng)業(yè)市場政策環(huán)境相對較好，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)優(yōu)勢較好發(fā)揮，因而強(qiáng)化返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困緩解作用；由于中部地區(qū)主要是為農(nóng)業(yè)大省，流動(dòng)人口規(guī)模較大，勞動(dòng)力主要以兼業(yè)為主，同時(shí)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)政策鋪展存在一些需要完善地方，抑制中部地區(qū)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)優(yōu)勢的發(fā)揮。而西部地區(qū)，雖然經(jīng)濟(jì)相對落后，但相對于其他地區(qū)，由于政策上的傾斜，西部地區(qū)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的邊際產(chǎn)出增加相對較多，為西部地區(qū)帶來寶貴的經(jīng)濟(jì)發(fā)展契機(jī)，進(jìn)而顯著緩解西部地區(qū)農(nóng)戶多維相對貧困。

2.代際異質(zhì)性。將農(nóng)戶按照年齡劃分17～39為青年、40～65為壯年。由表8的列（4）、（5）結(jié)果可以看出，不同年齡段農(nóng)戶返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)均能緩解農(nóng)戶多維相對貧困狀況，但僅壯年的農(nóng)戶返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的減貧具有顯著作用?？赡茉蚴窍鄬τ趬涯甑膽糁?，青年的戶主在外出務(wù)工經(jīng)歷時(shí)間較短以及缺乏相應(yīng)的創(chuàng)業(yè)要素，創(chuàng)辦企業(yè)的經(jīng)營能力相對有限，會(huì)縮減家庭生活收入和開支，增加家庭陷入多維相對貧困狀況可能性；同時(shí)壯年的戶主在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、識(shí)別創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)等方面具有優(yōu)勢，這一優(yōu)勢使其在創(chuàng)業(yè)市場更好地釋放自身潛在動(dòng)能，顯著緩解多維相對貧困。因此，由于青年的農(nóng)戶對創(chuàng)業(yè)政策的依賴性更強(qiáng)，穩(wěn)定脫貧的能力較弱，所以其對多維相對貧困的減貧效應(yīng)并不顯著。

表8 異質(zhì)性分析結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，將多維相對貧困（多維相對貧困剝奪得分是否大于1/3，否=0，是=1）替換被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于多維相對貧困為二分類變量，因此選取Probit模型進(jìn)行回歸分析。如表9所示，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)系數(shù)均在1%水平下顯著，且為負(fù)。其中，模型11中，與返鄉(xiāng)未選擇創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶相比，選擇返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶降低多維相對貧困發(fā)生率16.5個(gè)百分比，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是降低農(nóng)戶多維相對貧困發(fā)生率的重要因素，且該回歸結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困影響具有穩(wěn)健性。

表9 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶多維相對貧困的Probit回歸分析

六、數(shù)字素養(yǎng)在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)緩解農(nóng)戶多維相對貧困中的中介作用

為進(jìn)一步探討返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困的作用機(jī)制，將采用數(shù)字素養(yǎng)作為中介變量進(jìn)行實(shí)證分析。參考溫忠麟、葉寶娟（2014）[32]構(gòu)建模型如下：

其中：MPIi為被解釋變量，指農(nóng)戶多維相對剝奪得分；EPi為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)；Xi為控制變量；Mi為中介變量，即數(shù)字素養(yǎng)。α、β、γ為參數(shù)，εi、δi、μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由表10可以看出模型的整體都在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。其中，列（1）表示返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)緩解農(nóng)戶多維相對貧困具有顯著作用，列（2）表示返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對數(shù)字素養(yǎng)同樣具有顯著正向影響，從列（3）的結(jié)果來看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)、數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶多維相對貧困剝奪得分的回歸結(jié)果仍然顯著。具體來說，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困剝奪得分的系數(shù)從0.062變?yōu)?.050，系數(shù)變小，但是在1%統(tǒng)計(jì)水平下依舊顯著，表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困減緩部分通過數(shù)字素養(yǎng)提升這一中介渠道傳導(dǎo)，即返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)一部分直接作用于減緩農(nóng)戶多維相對貧困，另一部分是通過數(shù)字素養(yǎng)提升間接作用于緩解農(nóng)戶多維相對貧困減緩，H2得到驗(yàn)證?？赡艿脑蚴牵皇欠掂l(xiāng)創(chuàng)業(yè)利用數(shù)字化工具帶動(dòng)周邊農(nóng)戶獲取創(chuàng)業(yè)資源政策、創(chuàng)業(yè)資金支持給農(nóng)村地區(qū)提供大批就業(yè)崗位，增加周邊農(nóng)戶工資性收入，增強(qiáng)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力。二是返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)利用數(shù)字化工具提升周邊農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)水平，帶動(dòng)周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)需求，形成創(chuàng)業(yè)聚集效應(yīng)，提升識(shí)別創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和農(nóng)村地區(qū)對接市場的能力，增強(qiáng)農(nóng)戶社會(huì)發(fā)展能力。三是返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)利用數(shù)字化工具帶動(dòng)周邊農(nóng)戶形成綠色發(fā)展觀念，有助于推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)精神文明建設(shè)的發(fā)展，增強(qiáng)農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境能力。因此，隨著數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)逐步推進(jìn)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)通過利用數(shù)字化工具，在增加收入的基礎(chǔ)上，并且通過數(shù)字信息化作用進(jìn)一步提升農(nóng)民市場參與能力和培育農(nóng)戶綠色生態(tài)觀念，提升農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展能力，為實(shí)現(xiàn)共同富裕提供路徑參考。

表10 數(shù)字素養(yǎng)中介效應(yīng)

七、研究結(jié)論與對策建議

基于中國勞動(dòng)力追蹤調(diào)查（CLDS2016）數(shù)據(jù)，采用A-F 模型測度農(nóng)戶多維相對貧困現(xiàn)狀，分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困的影響，進(jìn)一步檢驗(yàn)數(shù)字素養(yǎng)的中介作用。分析結(jié)果表明，一是農(nóng)戶在信息獲取維度遭受剝奪程度最多，48.60%的農(nóng)戶存在3個(gè)維度的剝奪，處于6個(gè)維度的極端多維剝奪狀態(tài)貧困發(fā)生率為6.00%，返鄉(xiāng)未創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶多維貧困發(fā)生率高于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶。二是返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維相對貧困減緩具有顯著影響。分維度來看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)維度、社會(huì)發(fā)展維度和生態(tài)環(huán)境等維度貧困緩解均產(chǎn)生顯著作用，具有多維減貧效應(yīng)。三是從異質(zhì)性角度看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)減緩農(nóng)戶多維相對貧困存在明顯的區(qū)域差異性，減貧效應(yīng)隨著中、東、西部地區(qū)逐漸增加，且僅對東西部地區(qū)農(nóng)戶多維相對貧困具有顯著影響；代際異質(zhì)性分析表明，不同年齡段的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)均可以緩解農(nóng)戶多維相對貧困，但僅為壯年農(nóng)戶返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶多維絕對貧困緩解具有顯著影響。四是中介機(jī)制結(jié)果顯示，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)顯著提升農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)水平，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)通過數(shù)字素養(yǎng)的中介效應(yīng)間接緩解農(nóng)戶多維相對貧困。

基于以上結(jié)論，得到啟示體現(xiàn)在如下三個(gè)方面。一是研究結(jié)論表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)顯著緩解農(nóng)戶多維相對貧困。這有助于啟發(fā)政府要進(jìn)一步關(guān)注和引導(dǎo)農(nóng)村地區(qū)的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)行為，大力鼓勵(lì)農(nóng)戶返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，政府通過普惠金融創(chuàng)業(yè)貸款政策，降低農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)門檻，著力引導(dǎo)返鄉(xiāng)創(chuàng)辦高質(zhì)量、高層次企業(yè)，盤活農(nóng)村經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)活力，從源頭上為農(nóng)村地區(qū)減貧注入新動(dòng)能。二是政府綜合考慮當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)及創(chuàng)業(yè)市場環(huán)境，完善創(chuàng)業(yè)支持政策吸引農(nóng)戶返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，同時(shí)也不能忽視返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶代際與區(qū)域的異質(zhì)性特征，以免其步入返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)群體規(guī)模擴(kuò)大但收入無法增加的惡性循環(huán)中進(jìn)而增加農(nóng)戶陷入貧困“陷阱”可能性。三是政府定期舉辦手機(jī)或互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字化工具使用、創(chuàng)業(yè)技能培訓(xùn)活動(dòng)，開發(fā)與農(nóng)戶需求相匹配數(shù)字化工具，豐富農(nóng)戶信息獲取渠道。研究結(jié)果表明，提升農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)水平是實(shí)現(xiàn)共同富裕和數(shù)字鄉(xiāng)村的必由之路，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)通過提高農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)對其多維相對貧困產(chǎn)生積極影響。事實(shí)上，這條渠道的作用可以理解為鄉(xiāng)村地區(qū)數(shù)字化水平提高會(huì)彌合城鄉(xiāng)“信息鴻溝”，有助于加速市場交易信息及資源在城鄉(xiāng)之間自由流動(dòng)，從而促進(jìn)自主創(chuàng)業(yè)。為此，政府部門應(yīng)著力完善提升貧困群體數(shù)字能力建設(shè)配套政策，例如，完善農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施，暢通城鄉(xiāng)市場信息交易活動(dòng)，降低農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的信息獲取成本，減輕農(nóng)村地區(qū)居民的數(shù)字排斥程度，從而扎實(shí)推進(jìn)共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)。?