單德朋，張永奇

（西南民族大學 經(jīng)濟學院，四川 成都610041）

一、引言及相關文獻

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施效果，決定著新時期“三農(nóng)”建設整體進程，同時也是實現(xiàn)農(nóng)民經(jīng)濟均衡發(fā)展的關鍵。現(xiàn)階段，中國農(nóng)戶適應生產(chǎn)力發(fā)展和市場競爭力存在不足，農(nóng)戶增收機制仍未完全建立。創(chuàng)業(yè)作為改善農(nóng)戶就業(yè)與增收的重要途徑，對于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)體系完善、農(nóng)民健康生活水平升級具有特殊意義［1］。十九大會議上，黨和國家領導人就農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)問題發(fā)表了專題講話，認為各級政府應將農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)作為新時期鄉(xiāng)村振興的推進器予以重點關注和扶持，并圍繞如何完善農(nóng)村創(chuàng)業(yè)激勵機制、提高創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)活力、拓寬農(nóng)戶參與渠道進行了重點規(guī)劃，為農(nóng)戶安心參與創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造了基本保障。由此，在鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的經(jīng)濟影響也引起了學界的關注。

現(xiàn)在文獻重點關注農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與經(jīng)濟增長的影響，從創(chuàng)業(yè)與收入均值的視角展開討論，普遍認為創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟增長和收入均值起到積極影響。Aghion［2］利用熊彼特創(chuàng)新框架對創(chuàng)業(yè)促進經(jīng)濟增長做出了理論解釋，與創(chuàng)業(yè)相關的R&D支出、培訓費用、資本投資能夠通過新增就業(yè)和生產(chǎn)率增長推動經(jīng)濟增長，但創(chuàng)業(yè)與經(jīng)濟增長的關系同時受到產(chǎn)權保護、金融市場等制度限制，制度缺失將會抑制創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟增長的正向影響。

需要注意的是，也有少部分學者關注了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入分配的關系。Kimhi［3］認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可以通過延長農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈，提高農(nóng)產(chǎn)品深加工水平，從而拓寬農(nóng)戶收入渠道，改善收入分配格局。但Yanya 等［4］則表示，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的主要成員是擁有高儲蓄率的企業(yè)家，這就導致財富積聚，從而擴大了收入不平等。總體而言，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入分配的關系研究較少，并且仍存分歧。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入分配存在多樣化關聯(lián)的原因體現(xiàn)在如下方面：①資本市場的完善程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入分配的關系。Banerjee等［5］認為資本市場的不完善將導致初始財富較多的農(nóng)戶資金約束更小，更容易創(chuàng)業(yè)，而“窮人”更傾向于務工。張龍耀等［6］則認為資本市場的完善，將會降低農(nóng)戶融資門檻，促使低收入階層選擇創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)企業(yè)的增加，將會增加勞動力需求，從而提高務工者的工資水平，進而緩解創(chuàng)業(yè)者與務工者之間的收入差距。②創(chuàng)業(yè)活動的要素投入份額不盡相同，其收入帶動作用因行為主體的要素稟賦而異。鄒欣［7］根據(jù)創(chuàng)業(yè)項目所屬門類，將農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)分為了“普通”和“創(chuàng)新”兩種類型，并對兩者間的差異進行了進一步研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)能夠兼顧收入分配、經(jīng)濟增長，而一般型創(chuàng)業(yè)對于收入分配的作用并不明顯。③職業(yè)選擇差異也是影響農(nóng)戶收入分配的重要因素［8］。不同創(chuàng)業(yè)者所掌握的基礎資源及所具備的融資能力差距明顯，導致了最終差別迥異的創(chuàng)業(yè)道路和創(chuàng)業(yè)結(jié)果。

結(jié)合已有研究能夠發(fā)現(xiàn)，學者們對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入不平等的研究結(jié)論并不一致，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響收入分配的傳導機制也未明確。為了厘清農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關系，進一步評估農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響效果，需要采用更新的數(shù)據(jù)和更加系統(tǒng)的方法展開研究。

本文研究以CFPS 數(shù)據(jù)為基礎，對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可能具備的農(nóng)戶內(nèi)部收入差距促進功能進行了分析，相較以往研究而言，本文做出的貢獻如下：①基于中國家庭調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，使用RIF 等回歸模型、收入距等新指標，識別了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響效果，并明確了創(chuàng)業(yè)影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的途徑及關聯(lián)機制，更加全面評價了創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關系，豐富了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入不平等的文獻內(nèi)容；②采用工具變量法和傾向得分匹配法進行研究，有效避免了內(nèi)生性因素對研究的可能性影響，同時抑制了隨機因素對樣本選拔的負面作用；③使用聯(lián)立方程模型減少了遺漏變量導致的模型估計誤差，改善了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的估計精度。

二、數(shù)據(jù)來源、計量策略及變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文調(diào)查以中國社會科學院提供的家庭財富跟蹤調(diào)查結(jié)果為基準，采用分段抽樣法，抽取不同省份不同波段數(shù)據(jù)，有效匯聚了各基層差異性樣本，充分代表了不同波段的數(shù)據(jù)特征。為實時進行變量跟蹤，研究農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶收入差距間的最新影響關系，本次研究所選變量均來自2018 年樣本數(shù)據(jù)庫，同時為了避免年齡因素對勞動力所造成的不必要影響，特將變量選擇范圍定位在16～60 歲之間，在剔除不合格樣本后，最終獲得合格樣本4 105份。

（二）計量策略

1.因果推斷

本文設定的基準回歸模型如下：

其中：i代表個體；Xc代表影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的一系列變量；εc為隨機項；β代表了創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差異間的內(nèi)聯(lián)關系，作為本文關注的重點系數(shù)。β為正，代表農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠顯著提高農(nóng)戶內(nèi)部收入差距；β為負，代表農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠顯著降低農(nóng)戶內(nèi)部收入差距；β不顯著，則代表農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距并無影響。

2.分位數(shù)回歸

分位數(shù)回歸模型能夠彌補最小二乘法在回歸分析中的缺陷，轉(zhuǎn)移更加準確地反映變量之間的關系，對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所具有的農(nóng)戶內(nèi)部收入差距影響力是否存在群體差異進行預估，如果農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對低收入階層具有更大的正面影響，則代表農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠從增收角度縮小農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。本文建立的方程形式如下：

其中：lnincome 代表被解釋變量居民收入水平（對數(shù)），本文使用個體總收入進行表征；β0代表常數(shù)項；β1代表農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的待估計參數(shù)；β2代表剩余可控變量的待估計參數(shù)；π為誤差項。

3.進一步研究

基于之前對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)擴大農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的檢驗，將對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)和農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的內(nèi)在作用機制進行分析。本文參照Baron 與Kenny［9］的方法，應用如下三個估計模型分別對每一項渠道變量進行中介效應分析：

其中：self為研究對象的創(chuàng)業(yè)情況；inequality為農(nóng)戶內(nèi)部收入差距；Xk則是除所關注的中介變量以外的其他各項控制變量；μ是固定效應；ε是隨機誤差項；模型中新增的變量M，即為需要分析探討的中介變量，在本文中則是互聯(lián)網(wǎng)使用、社會資本、金融信貸；模型中的β1、β2、β3、β4和γk都是相應變量的估計系數(shù)，主要關注最后兩個β系數(shù)，并據(jù)此判斷目標變量是否發(fā)揮中介作用。

（三）變量選取

（1）結(jié)果變量。結(jié)果變量為農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。對于農(nóng)村地區(qū)收入不平等測度，各領域?qū)W者所采用的方法各不相同，其中方差計量法和基尼系數(shù)計量法應用最為廣泛［10-11］。但是在跟蹤調(diào)查過程中發(fā)現(xiàn)，基尼系數(shù)計量法的差距展示范圍有限，且無法對不同群體的收入差異變化情況進行對比說明，更無法解釋收入不平等特征。因此，本文 借 鑒Foster 等［12］使 用Foster-Greer-Thorbecke（FGT）指數(shù)的做法，建立收入距，更進一步的縮小估計誤差。收入距的測度方法是個體收入與樣本收入線之差與樣本收入線的比值。具體測算公式如下：

其中：zˉ為樣本收入線；zi為個體收入值。如果P0離樣本收入線距離越近，代表收入差距越小。

2020 年后，相對貧困還將存在于農(nóng)村，農(nóng)戶收入內(nèi)在差距擴大也將成為引發(fā)相對貧困的誘導因素［13］。鑒于此，本文除了參照單德朋［14］的做法，使用高于樣本人均收入的70%確定主要收入線，參照孫久文等［15］、左孝凡等［16］的做法，使用高于樣本收入中位數(shù)的40%確定次要收入線。在此基礎上建立新的收入距指標作為核心變量進行穩(wěn)健性檢驗。此外，還遵循傳統(tǒng)文獻做法，在主要采用收入距測量法的同時，輔以基尼系數(shù)測量法，以便從整體和局部兩大維度展示農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所具有的農(nóng)戶內(nèi)部收入差距影響關系。

（2）處理變量。處理變量為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，變量以農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)調(diào)查問卷結(jié)果為數(shù)據(jù)來源，以調(diào)查對象有無參加創(chuàng)業(yè)活動及參與成效作為待處理對象，以戶為樣本計量單位，如樣本中有直接或間接參與創(chuàng)業(yè)活動的人員則計1 分，如無則計0 分?；顒右?guī)模則以被調(diào)查對象所填的實際數(shù)值為準。

（3）協(xié)變量。為保證模型構(gòu)建準確，參考程明望等［17］、謝家智等［18］的研究，選取了一系列可能影響農(nóng)戶收入差距的控制變量，盡量避免變量遺漏導致的估計誤差。協(xié)變量將被調(diào)查對象的基礎文化水平、年齡、職業(yè)狀態(tài)、健康水平等因素全部囊括在內(nèi)。另外，考慮家庭情況也對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距造成重要影響，特選取家庭規(guī)模、家庭存款作為家庭特征變量。鑒于家庭存款波動對異方差所造成的負面影響，需提前對該變量進行對數(shù)處理。此外，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距也會受到社會環(huán)境影響。本文還將可能引發(fā)農(nóng)戶收入差距波動的社會保險、政府補貼、政府評價等作為可控變量納入計量范圍，其中社會保險作為一項“兜底”措施，對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距具有顯著影響，政府補貼也會從一定程度上影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距?？紤]地區(qū)效應也會對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距造成擾動，故對縣級數(shù)據(jù)進行采集的同時進行了區(qū)域效應分析。

三、實證分析

（一）農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對收入不平等的影響分析

本文首先使用OLS 模型實證檢驗農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對收入不平等的影響程度。根據(jù)模型1 的回歸結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)，通過主要收入線確定的收入距系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)顯著提高了收入不平等。選擇自主創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶能夠增加收入距0.033 個百分點，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。該結(jié)論與政策預期相符，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可以改善就業(yè)、收入等渠道影響農(nóng)村整體收入分配。模型2 為使用平方收入距確定的收入分配指標，根據(jù)模型2的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)依然顯著擴大了農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。模型3 和模型4 為采用次要收入線確定的收入距指標，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對收入不平等依然呈現(xiàn)顯著的正向影響，證明了調(diào)查結(jié)果的客觀性。在回歸檢驗環(huán)節(jié)，采用RIF 法而非之前慣用的OLS 法，是因為RIF 回歸能夠有效解決遺漏變量所帶來的的內(nèi)生性問題，同時能夠顯示出自變量對因變量的多重統(tǒng)計分布，讓整體回歸結(jié)果更加穩(wěn)?。?9-21］。根據(jù)模型5 的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量的條件下，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)始終在正值區(qū)間，表明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)并未阻滯農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴大，反而提升了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。

本文考慮年齡、年齡平方、家庭存款、醫(yī)療保險等因素與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距具有密切關聯(lián)，故將上述控制變量作為檢測對象納入農(nóng)戶內(nèi)部收入差距影響因素檢測范圍。表1 中年齡對應的主要及次要收入距、平方收入距回歸結(jié)果均為負，年齡平方對應的主要及次要收入距、平方收入距回歸結(jié)果均為正，代表年齡與農(nóng)戶內(nèi)部收入不平等呈現(xiàn)“U 型”關系。性別系數(shù)為負，代表相比于女性，男性農(nóng)戶更容易縮小收入差距。此外，受教育程度、婚姻狀況、身體健康系數(shù)為負。如果農(nóng)戶可以在上述各方面加以努力，使上述因素的回歸結(jié)果發(fā)生改變，那么農(nóng)戶間的收入差距增長趨勢便會得到平抑。提高農(nóng)戶的政治覺悟、改善就業(yè)情況也同樣有利于縮小農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。在家庭層面，家庭存款有利于縮小農(nóng)戶內(nèi)部收入差距，而家庭規(guī)模則容易擴大農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。原因在于，隨著消費理念的更新，國民的消費能力顯著增強，如果農(nóng)戶缺乏其他的經(jīng)濟收入渠道，那么其發(fā)展將被有限的收入渠道所限制，在農(nóng)業(yè)收入渠道再難拓寬的前提下，農(nóng)村家庭規(guī)模增加將會導致整體支出增加，且沒有足夠的時間用以資金積累，從而無法跳出“貧困陷阱”。在社會層面，醫(yī)療保險為負，政府評價、政府補貼為正，意味著醫(yī)療保險可以有效緩解農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大。而農(nóng)戶對政府評價低，意味著農(nóng)戶對政府越不信任，從而更不容易與他人合作，進而擴大了內(nèi)部收入差距。政府補貼沒有縮小農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的原因在于，享有政府補貼的農(nóng)戶一般而言是處于“病、殘、災”狀況的農(nóng)戶，將政府補貼從流量轉(zhuǎn)變?yōu)榇媪枯^困難。整體而言，上述研究結(jié)論與大部分研究結(jié)論一致。

表1 農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的基準回歸結(jié)果

（二）農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對收入不平等的影響途徑

前文已經(jīng)證實了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)擴大了收入不平等的研究假設，但是并未查明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)是如何擴大收入不平等的。鑒于收入不平等源于個體收入增速不一致，因此重點對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)引發(fā)農(nóng)戶收入差距擴大的內(nèi)在機制進行探究。

根據(jù)表2 的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在10%～90%的分位點上，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)由負變正，表明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入的關系并非“水漲船高”的線性關系，而是存在一定的門檻效應。在10%～25%的分位點上，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)系數(shù)顯著為負，從50%的分位點開始，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)系數(shù)開始由負轉(zhuǎn)正，后隨著分位點數(shù)值的增高逐漸加大，說明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所具有的收入增益功能對于高、低組的農(nóng)戶存在顯著差異：低收入組的樣本由于標準抵押物不足、融資渠道有限，因此很難通過創(chuàng)業(yè)獲得大幅增收，而高收入組的樣本由于標準抵押物資源豐富，融資渠道廣，在市場信息占有量上占有優(yōu)勢，因此更易于從創(chuàng)業(yè)中獲得顯著收益。除此之外，隨著市場經(jīng)濟的數(shù)字化、系統(tǒng)化步伐的加快，低收入組的農(nóng)戶更難以把握市場走向，創(chuàng)業(yè)成功幾率變得更低。因此，在大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的大背景下，政府需要對于低收入群體實行政策傾斜，有效利用幫扶政策的引導效應、財政補貼的助力效應，進而改善因農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)導致的農(nóng)村內(nèi)部收入差距擴大的困境。綜合觀察表2和表3中的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠通過增加高收入群體的收入水平，降低低收入群體的收入水平，從而擴大農(nóng)戶內(nèi)部收入差距，此結(jié)論進一步支撐了本文基準模型的穩(wěn)健性。

表2 分位數(shù)回歸結(jié)果（Qreg）

表3 農(nóng)戶收入水平的無條件分位數(shù)回歸結(jié)果（UQR）

（三）農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對收入結(jié)構(gòu)差距的影響

基準回歸結(jié)果證實了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所具有的農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴增作用，但無法從中獲悉創(chuàng)業(yè)對不同渠道收入的差距擴增作用，可按照國家出臺的收入分類標準，對農(nóng)戶樣本的渠道收益進行分析，對農(nóng)戶不同創(chuàng)業(yè)渠道收益所具有的差距擴增力進行進一步研究。

觀察表4 數(shù)值發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量的情況下，模型1 的回歸結(jié)果為正，證明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠有效驅(qū)動農(nóng)戶間工資性收入差距增加。在控制其他變量的情況下，模型2 的回歸結(jié)果為負，說明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠有效平抑農(nóng)戶間的經(jīng)營性收入差距。在控制其他變量的情況下，模型3 的回歸結(jié)果為負，說明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠有效平抑農(nóng)戶間的財產(chǎn)性收入差異。在控制其他變量的情況下，模型4 的回歸結(jié)果雖然為負但不顯著，說明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對于農(nóng)戶轉(zhuǎn)移性收入差距并不具備顯著的擴增或平抑作用。概括而言，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)收益提升，能夠有效緩解農(nóng)戶經(jīng)營收入及財產(chǎn)性收入不均衡的現(xiàn)狀，同時能夠引發(fā)農(nóng)戶間工資性收益不均衡狀況加劇。

之所以出現(xiàn)上述收入差距的差異，利用過往研究，本文對差異的解釋如下：農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)是多種因素共同作用的結(jié)果，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)是農(nóng)村優(yōu)質(zhì)創(chuàng)業(yè)資源組合的結(jié)果，這也足以說明為什么農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠通過擴張工資性收入差距來實現(xiàn)農(nóng)戶收入的整體改觀；除此之外，部分農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)成功所引發(fā)的收入差距激增，會在其所處范圍內(nèi)產(chǎn)生獨特向心力，吸引周邊農(nóng)戶改觀經(jīng)營模式，創(chuàng)新管理思路，進而提高產(chǎn)業(yè)生成過程中的科技投入，經(jīng)營性收入因此增加，在經(jīng)營性收入差距縮小的同時意味著農(nóng)戶可能會更新傳統(tǒng)的投資觀念，增加財產(chǎn)性投資的比重，從而縮小農(nóng)戶間的收入差距，但農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的收入增速不足以完全填補農(nóng)戶整體收入差距增幅，因此無法扭轉(zhuǎn)農(nóng)戶間收入差距增大的趨勢。

表4 農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)差距的回歸結(jié)果（RIF）

（四）異質(zhì)性分析

不同年齡段、擁有不同基礎學歷、不同性別的農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)空間差異巨大，為了對性別、年齡、學歷等異質(zhì)性因素可能引發(fā)的農(nóng)戶內(nèi)部收入差距變化進行進一步觀測，本文將全樣本劃分為男性和女性、18～39 歲、40～60 歲、初中及以下、高中及以上6 個子樣本，分別展開回歸分析。

在表5中，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)在10%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響男性和女性農(nóng)戶內(nèi)部收入不平等。在相同條件下，女性農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)每提高一個單位，收入不平等的可能性增加4.6%，男性農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)每提高一個單位，收入不平等的可能性增加2.3%，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對女性農(nóng)戶內(nèi)部收入不平等的邊際效應更大。可能解釋的原因在于，與男性相比，女性創(chuàng)業(yè)成功后，更注重“守業(yè)”。

在表5中，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)顯著擴大了青壯年農(nóng)戶的內(nèi)部收入差距，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著?？赡芙忉尩脑蚴牵啾扔谥心贽r(nóng)戶，青壯年農(nóng)戶更有勇氣和信心創(chuàng)業(yè)，相信自己能夠在家鄉(xiāng)做出一番事業(yè)，成為新農(nóng)人。

在表5 中，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響初中和高中學歷農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。其中，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)每提高一個單位，初中、高中學歷農(nóng)戶內(nèi)部收入差距提高的概率分別達到4.53%、2.48%，說明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對低學歷農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的邊際效應更大。由于低學歷群體資源、資金等方面限制，導致創(chuàng)業(yè)比率較低，進而創(chuàng)業(yè)對該群體內(nèi)部收入差距影響更大。

表5 農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性分析

（五）農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對收入不平等的影響機制

前文實證分析表明，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)擴大了收入不平等，下文將進一步解釋農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響收入不平等的機制。已有研究證實，農(nóng)村電商等新型創(chuàng)業(yè)項目會從一定程度上影響農(nóng)村收入分配［22］。而農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的過程中，能夠積累社會資本、獲得金融信貸等資源已被部分學者所認可。因此，本文認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可以通過互聯(lián)網(wǎng)使用、社會資本、金融信貸三種機制效應影響農(nóng)戶之間的收入差距。

1.互聯(lián)網(wǎng)使用

互聯(lián)網(wǎng)具有使用便捷、資源更新快的特點，有效彌補了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者的信息劣勢。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的過程中，使用互聯(lián)網(wǎng)能夠提高創(chuàng)業(yè)科學決策性和成功率［23］。基于此，本文將CFPS2018 問卷中的“您/你是否使用網(wǎng)絡或手機”作為衡量互聯(lián)網(wǎng)使用的代理變量，運用此指標進一步衡量農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與收入不平等的關系。根據(jù)表6模型（2）的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提高了互聯(lián)網(wǎng)使用頻率。根據(jù)模型（3）的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，引入互聯(lián)網(wǎng)使用指標后，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關系依然呈現(xiàn)顯著的正向影響，而互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的系數(shù)為負，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)使用可以降低農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。因此，積極推進信息進村入戶，加強農(nóng)村基礎設施建設將能為緩解農(nóng)戶內(nèi)部收入差距提供助力。

2.社會資本

在中國農(nóng)村的“人情社會”中，社會資本具有兩方面功能：一方面，社會資本能夠充當“非正式制度”，發(fā)揮著非正規(guī)保障功能；另一方面，能夠促進個體間信任，提高合作概率［24］。由于社會資本難以直接觀測，人情支出是中國農(nóng)村非常普遍的維持和擴充社會資本的方式，本文按照既往習慣，將“人情支出”作為社會資本的說明性指征［25-26］。根據(jù)模型（4）的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)系數(shù)為正，說明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有益于社會資本聚攏。根據(jù)模型（5）的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)社會資本能夠有效抑制農(nóng)戶間收入差距增加，證明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠通過改善創(chuàng)業(yè)者的社會資本聚攏情況來改變農(nóng)戶收入差距。

3.金融信貸

融資約束一直是農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)面臨的重要障礙。理論層面上，農(nóng)戶通過信貸渠道可以獲得更多的融資，更容易實現(xiàn)資本積累，從而提升收入水平。基于此，本文認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠能夠通過信貸渠道影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距?；贑FPS 問卷中的“待償民間信貸”“待償銀行信貸”創(chuàng)建了“民間信貸”“銀行信貸”代理變量。運用OLS模型進一步檢驗農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關系。根據(jù)模型（6）和模型（8）的結(jié)果能夠發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)更偏向于民間借貸。這也意味著對于創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶而言，銀行信貸仍然存在一定門檻。因此，需要銀行等正規(guī)金融機構(gòu)及時根據(jù)國家出臺的信貸方針進行業(yè)務項目創(chuàng)新和辦理程序改良，為拓寬農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)融資渠道打開方便之門，當然也需要對農(nóng)戶主要經(jīng)營業(yè)務予以關注，避免因銀行信貸規(guī)模提高，信貸資源大部分流向農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者，從而導致農(nóng)戶內(nèi)部收入差距進一步擴大。

表6 農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響機制

四、穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理

（一）穩(wěn)健性檢驗：變量替代法

為了進一步檢驗農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關系，本文選擇替換農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)指標與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距指標，對兩者關系再度分析。表7中模型1 至模型3 是將農(nóng)戶內(nèi)部收入差距指標換成剝奪指數(shù)、泰爾指數(shù)、Mehran 指數(shù)三個指標，模型4、模型5將農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)指標換為“非農(nóng)就業(yè)人數(shù)占家庭勞動人口之比”“創(chuàng)業(yè)規(guī)?！眱蓚€指標。根據(jù)表7的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量的情況下，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)顯著提升農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表7 農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的穩(wěn)健性檢驗

（二）內(nèi)生性處理

1.反向因果導致的內(nèi)生性問題

前文實證分析結(jié)果表明，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠顯著提升農(nóng)戶內(nèi)部收入差距，但并未考慮分析過程中的反向因果導致的內(nèi)生性問題。因此，本文參考徐超等［27］、殷俊等［28］、單德朋等［29］的做法，選用“省市創(chuàng)業(yè)率”“農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)人數(shù)”指標作為農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)的工具變量。從相關性角度出發(fā)，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與省市創(chuàng)業(yè)率、農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)人數(shù)存在密切關系；從外生性角度出發(fā)，省市創(chuàng)業(yè)率、農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)人數(shù)并不直接影響農(nóng)戶收入水平，也不會影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。因此，從邏輯上推斷，“省市創(chuàng)業(yè)率”“農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)人數(shù)”滿足作為工具變量所需的相關性和外生性條件。

利用檢驗工具對表8 中變量是否存在弱工具問題進行檢驗，檢驗結(jié)果合格，表明變量中不存在其他的內(nèi)生性干擾因素。然后以2SLS 模型為工具，對變量進行測量，結(jié)果表明估計系數(shù)相比OLS回歸結(jié)果大體一致，進一步佐證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 內(nèi)生性處理：2SLS模型

2.樣本自選擇偏差導致的內(nèi)生性問題

為了進一步檢驗農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響以及避免模型因樣本自選擇問題導致的估計誤差，本文采用傾向得分匹配法重新估計農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關系。通過解釋變量間的平衡性檢驗結(jié)果得知，所選控制變量的標準偏差均值均小于10%，匹配效果十分顯著。

傾向得分匹配法的基本思路如下：首先，在農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與其他可控變量不變的前提下，對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的傾向得分進行測量；其次，利用匹配平衡理論對測量結(jié)果進行驗證，對處理組與對照組之間的誤差可能性進行分析；再次，結(jié)合本次課題研究需要，選擇了k近鄰匹配、半徑匹配、核匹配三種方法，匹配處理組與對照組；最后，測算出農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的平均處理效應（ATT）。按照這種基于反事實推斷的思路對模型的樣本自選擇問題進行處理，表9集中展示了本研究所選三大匹配方法下的PSM 分析結(jié)果。通過觀察表中數(shù)據(jù)可知，對于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)擴大農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的效果而言，ATT 在0.033 2～0.039 3之間，即無論采用何種方法，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)均會使農(nóng)戶收入差距擴大的概率提高3.3%～3.9%。整體而言，使用PSM 估計方法的回歸結(jié)果小幅度超過了前文運用普通OLS模型的回歸系數(shù)值，說明運用傾向得分匹配法規(guī)避樣本自選擇偏差后，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠促進農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表9 不同匹配方法下的PSM分析結(jié)果

3.遺漏變量導致的內(nèi)生性

前文雖然已經(jīng)考慮了反向因果、樣本自選擇導致的內(nèi)生性偏誤，但是農(nóng)戶內(nèi)部收入差距是反復均衡的結(jié)果，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)也面臨著家庭潛在風險偏好等不可觀測的影響，所以分析農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的關系時，還需要進一步考慮因遺漏變量導致的內(nèi)生性問題。

為了克服這種潛在內(nèi)生性問題可能導致的模型估計誤差，本文使用聯(lián)立方程OLS 作為參照系、三階段最小二乘法及迭代式三階段最小二乘法作為最終結(jié)果展開進一步分析。值得注意的是，設立聯(lián)立方程前需要對可能影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)、農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的遺漏變量進行處理，在處理后，被納入農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的變量有生意資金來源、提供生活水平機會很大、是否養(yǎng)殖牲畜或水產(chǎn)品、是否外出打工；被納入農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的變量為現(xiàn)金福利、月度公積金繳納、貧富差距嚴重程度、是否存在捐款意愿。如表10 所列，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)擴大農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表10 內(nèi)生性處理（應對遺漏變量）

五、結(jié)論與改進建議

本文使用中國家庭追蹤調(diào)查2018 年數(shù)據(jù)，依托鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景，實證分析了創(chuàng)業(yè)對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響與機制。分析結(jié)果顯示：①農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)能夠有效促進農(nóng)戶內(nèi)部收入差距增加；②在采用交替變量、工具變量等多種回歸分析方法進行檢測后，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所具有的農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴增效用依然顯著；③異質(zhì)性分析顯示，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對于女性、青壯年、初中及以下農(nóng)戶內(nèi)部收入差距具有更加明顯的作用。

本文認為，產(chǎn)生這種正面影響的原因有兩個。一方面，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有明顯的增收效應，相對于農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)業(yè)投入要素常年保持穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)農(nóng)戶增收速度遠低于創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶；另一方面，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可能通過互聯(lián)網(wǎng)使用、社會資本、民間信貸渠道影響農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。其中互聯(lián)網(wǎng)使用、社會資本能夠起到緩解作用，而民間信貸卻顯著提升了收入差距，原因在于農(nóng)村地區(qū)借貸仍然以民間借貸為主，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的起步需要資金支持，而農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的收益與風險并存，這就導致整個農(nóng)村地區(qū)的收入差距將會出現(xiàn)大的波動。

根據(jù)上述研究所得，總結(jié)出以下改進建議：

（1）繼續(xù)推動互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設，堅持“提速降費”改革，提高農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率和農(nóng)戶使用效用性，打破居民溝通之間的“隱性障礙”，減少信息不對稱，從而有效緩解農(nóng)戶內(nèi)部的收入差距。

（2）擴充社會資本通道。政府需要更加有針對性地拓展社會資本存量積累通道，可以對貧困農(nóng)戶給予更多照顧，廣泛吸引社會資本參與，制定長效社會資本脫貧增收政策，激發(fā)個體減貧增收的內(nèi)生動力。

（3）需要銀行等正規(guī)金融機構(gòu)繼續(xù)優(yōu)化農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)環(huán)境，在釋放農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)潛力的同時，也應積極對接特色農(nóng)業(yè)，滿足農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化需求，從而加速鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標的實現(xiàn)。

需要指出的是，本文僅是使用截面數(shù)據(jù)，并未使用面板數(shù)據(jù)，無法精準測算農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的動態(tài)變化對農(nóng)戶收入差距的影響。同時由于農(nóng)戶收入差距是一個復雜多變的問題，這就需要采用更加全面和科學的數(shù)據(jù)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)與農(nóng)戶收入差距的關系進行評估和檢驗。