何宜慶，熊子怡，張科，胡兵

政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能否促進農民收入增長？——基于雙重差分的經驗評估

何宜慶a，熊子怡a，張科a，胡兵b

（南昌大學 a.經濟管理學院，b.旅游學院，江西 南昌 330031）

基于農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點這一準自然實驗，利用2011—2019年間中國2495個縣域面板數據，采用多期雙重差分法實證評估政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農民收入的影響及其作用機制。研究發(fā)現：相較于非試點縣，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣農村居民人均可支配收入平均提升了約3個百分點，且不存在顯著的空間溢出效應，該結論在經過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立；返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點的農民增收作用主要體現在中東部地區(qū)，并且數字普惠金融發(fā)展和土地流轉能夠強化該增收效果。在作用機制上，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點主要通過促進農民創(chuàng)業(yè)、帶動非農就業(yè)和增進農民要素收入三種渠道推動農民收入增長。

返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)；農民增收；政府推動

一、問題的提出

打破城鄉(xiāng)間與地區(qū)間的“玻璃幕墻”，促進勞動力自由流動，對于優(yōu)化收入分配格局和推動農民收入增長具有關鍵性作用[1]。作為典型的城鄉(xiāng)二元經濟結構，非農部門的綜合收益遠大于第一產業(yè)是吸引我國農村剩余勞動力向城鎮(zhèn)地區(qū)轉移的重要原因。然而，近年來全球經濟格局的變化以及新一輪科技革命，使當前農村勞動力的就業(yè)形勢比以往任何時候都更為嚴峻。與此同時，突如其來的新冠肺炎疫情對我國社會經濟產生了巨大沖擊，嚴格的社會人員流動管控也給農民進城帶來了諸多限制，從而導致大量長期依靠外出務工謀生的農民工被迫失業(yè)，無法保有持續(xù)穩(wěn)定的收入。據國家統(tǒng)計局發(fā)布的《農民工監(jiān)測調查報告》顯示，2020年外出農民工總量比上年減少466萬，同比下降2.7%，農村勞動力的回流趨勢愈發(fā)明顯。此外，2022年全國多地陸續(xù)針對超齡農民工發(fā)布“清退令”，這一舉措也加大了農民工外出就業(yè)難度?；诖?，如何在“常態(tài)化回流”背景下保證農民收入穩(wěn)步增長成為各界關注重點。

勞動力流動的本質是個體比較成本收益并追求更高效用的結果。關于中國農村勞動力應該進城還是返鄉(xiāng)，學術界一直存在較大爭議。支持農民進城的觀點認為，農村剩余勞動力流動到具有較高生產率的發(fā)達地區(qū)就業(yè)，能夠獲得更高的工資報酬[2]。此外，農村剩余勞動力向外轉移也有助于緩解農村人地緊張的困境，優(yōu)化農業(yè)生產結構，提高農業(yè)生產率，增加留守農民的務農收入[3]。然而，現實中農村勞動力并非毫無成本地在城鄉(xiāng)間自由轉移。戶籍制度改革的滯后導致農民工在就業(yè)機會、工資待遇與社會保障等方面都受到不同程度的歧視[4]，高房價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]。雖然農民通過進城務工能夠基本擺脫現行標準下的收入貧困，但仍面臨著子女教育、社會融合和社會保障不足等難題[6]；大規(guī)模的農民進城也可能帶來農村地區(qū)青年勞動力流失、農村土地撂荒、村莊老人化等隱性社會問題[7]。因此，部分學者支持農民工返鄉(xiāng)發(fā)展，認為外出務工使農民工積累了資金、經驗和技能，在城市的生活和工作經歷也加深了他們對現代產業(yè)發(fā)展模式和當前市場規(guī)律的認識[8]，當他們選擇回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)或回鄉(xiāng)就業(yè)時，這些先進技術與理念的傳遞，將有利于改善農村地區(qū)的生產結構和收入水平[9]。

為了推動農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，國務院辦公廳和國家發(fā)展改革委等部委于2015年先后印發(fā)《關于支持農民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》（下文簡稱《意見》）以及《關于結合新型城鎮(zhèn)化開展支持農民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點工作的通知》（下文簡稱《通知》）。據農業(yè)農村部監(jiān)測，截至2020年底，全國各類返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新人員累計1010萬人，與上年相比增加了160萬人，同比增長19%①。一個值得探討的問題是，在政府的大力推動下，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能否促進農民增收？如果政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)促進了農民收入增長，其內在機理和作用邊界又是什么？由《通知》推動的農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點為本文研究上述問題提供了難得的“準自然實驗”。該試點政策分別在2016年和2017年分三批進行，共涉及341個縣（市、區(qū)），并且在東部、中部和西部地區(qū)均有試點分布，具有較好的代表性。鑒于此，本文擬以返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策的實施作為外生沖擊事件，基于2011—2019年縣域層面數據，利用多期雙重差分模型實證考察政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能否且如何影響農民增收。相較于已有文獻，本研究可能的貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，基于農民創(chuàng)業(yè)、非農就業(yè)和要素收入等多重視角科學解釋政府推動型農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農民增收的影響及其作用機制。已有研究關于返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)能否帶動其收入增長往往關注個人經歷特征、就業(yè)創(chuàng)業(yè)經歷以及社會網絡關系等微觀層面[10]，缺乏關于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)宏觀政策實施效果的經驗評估。本研究有助于精準識別政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的社會經濟價值，也為新時代如何解決“三農”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視角，評估返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策對農民增收的作用邊界。地理區(qū)位、地方金融發(fā)展水平和土地流轉程度的差異使得農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策對農民增收的促進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)政策對農村經濟發(fā)展的異質性特征，為后續(xù)因地制宜的政策制定提供實證經驗。第三，為進一步放大返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點的示范效應，2021年國家發(fā)展改革委辦公廳印發(fā)了《關于推廣支持農民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點經驗的通知》，研究評估政府推動型農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農民增收的積極作用，不僅可深化對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策所產生的農村經濟增長效應的認識，還能為后續(xù)如何進一步完善返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)政策提供新的經驗啟示。

二、政策背景與理論分析

（一）政策背景

新中國成立以來，我國出現了幾次較大規(guī)模的農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)現象：一是20世紀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基本制度范疇的思想束縛。隨著農村改革的不斷推進，大量農村剩余勞動力向城市大規(guī)模轉移，農村勞動力第一次獲得了思想上的解放和創(chuàng)業(yè)稟賦的積累，一部分較早外出務工且具備企業(yè)家精神的農民工開始選擇返回家鄉(xiāng)自主創(chuàng)業(yè)，開啟了我國返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的萌芽階段。二是2003年黨的十六屆三中全會首次提出要統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，各級政府開始關注新型城鎮(zhèn)化進程中縣域經濟發(fā)展壯大和新農村建設，并積極開展對農村勞動力的“回引工程”，農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)由此步入快速成長時期。三是2008年金融危機影響下，諸多以出口為導向的勞動密集型企業(yè)陷入運營困境甚至倒閉，導致農民非農就業(yè)減少，進而引發(fā)了大規(guī)模的農民工“返鄉(xiāng)潮”[11]。農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不僅為金融危機沖擊下農民就業(yè)提供了新的渠道，也成為順應我國經濟發(fā)展方式轉變的客觀需要。在此背景下，2015年國家發(fā)展改革委等十部門聯合下發(fā)《關于結合新型城鎮(zhèn)化開展支持農民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點工作的通知》，并于2016年2月、2016年12月和2017年10月分三批確定了共341個返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣（市、區(qū)），開展支持農民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的試點工作。在該試點政策的助力下，我國返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)呈現出蓬勃發(fā)展的態(tài)勢，穩(wěn)定和擴大農民工創(chuàng)業(yè)就業(yè)的效果逐步顯現。具體發(fā)展歷程如圖1所示。

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

（二）理論分析

二元經濟理論認為，農民的城市就業(yè)主要受兩方面因素影響：其一，城市工業(yè)勞動生產率遠高于農業(yè)，農民能夠通過務工活動獲取更高回報；其二，農村基礎設施的改善能夠促進農業(yè)生產，從而釋放更多勞動力[12,13]。然而，以2010年勞動年齡人口到達峰值、人口撫養(yǎng)比下降趨勢觸底為標志，我國勞動力從農村向城市轉移的速度正在逐漸放緩[14]。2015年以來，我國政府陸續(xù)出臺的一系列返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策為激發(fā)農村經濟發(fā)展內生動力、加快鄉(xiāng)村振興進度作出了積極嘗試?；诖?，本文擬從農民創(chuàng)業(yè)、非農就業(yè)和要素收入三個視角出發(fā)，進一步分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策影響農民增收的作用機制。

第一，政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠促進農民自主創(chuàng)業(yè)，增加經營性收入。長期以來，我國農村勞動生產率不高、經濟發(fā)展滯后、基本公共服務的可及性較低[15]，嚴重制約了創(chuàng)業(yè)活動的開展。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策為農民創(chuàng)業(yè)提供了金融服務、資源要素和基礎公共品等多方面支持。首先，當前我國金融發(fā)展體系尚未健全，農村地區(qū)金融機構較少、農民收入不穩(wěn)定以及信用等級較低，導致農民創(chuàng)業(yè)活動往往面臨較高的融資約束[16]。外出務工使農民工獲得了更高的勞動報酬，為農民創(chuàng)業(yè)帶來了更多的原始資金積累。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策將農民工等返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員納入政府創(chuàng)業(yè)擔保貸款范圍，并鼓勵有條件的地方發(fā)行專項中小微企業(yè)集合債券和公司債券股權眾籌，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，勞動力、資金等資源要素大量向城鎮(zhèn)和工業(yè)部門傾斜[17]，農村地區(qū)產業(yè)結構單一且發(fā)展?jié)摿Σ蛔悖踔撩媾R無“級”可升的局面，使得農民創(chuàng)業(yè)發(fā)展受限。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策推動了先進技術、管理經驗、產業(yè)組織形式等向農村地區(qū)流動，充分發(fā)揮了農村產業(yè)的多功能性，為農民工等返鄉(xiāng)人員提供了更多創(chuàng)業(yè)選擇機會。最后，由于農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，基本公共服務單位成本過高，農村公共服務的覆蓋程度往往較低[18]。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策通過加快實施寬帶鄉(xiāng)村工程、開展電子商務進農村綜合示范、加強城鄉(xiāng)交通建設等，有效改善了農民創(chuàng)業(yè)環(huán)境，進而激發(fā)農民創(chuàng)業(yè)的積極性。

第二，政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠創(chuàng)造大量非農就業(yè)崗位，增加農民工資性收入。受國際貿易形勢變化和勞動密集型制造業(yè)轉型升級的影響，我國農村勞動力外出轉移就業(yè)壓力增大[19]。同時，從我國縣域層面來看，農業(yè)產業(yè)發(fā)展不足、農村工業(yè)空間聚集進程緩慢等問題突出，極大限制了農村就業(yè)空間[20]。在當前嚴峻的就業(yè)形勢下，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)作為創(chuàng)新經濟的特殊形式，有效拓寬了農村就業(yè)渠道。首先，農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)會形成大量小微企業(yè)和個體經營戶，市場主體的增加必將創(chuàng)造出大批就業(yè)崗位，從而吸納農村剩余勞動力就地就近轉移就業(yè)[21]。其次，農村新創(chuàng)企業(yè)帶來的規(guī)模擴張效應推動了當地餐飲、服務、娛樂、通信等行業(yè)的有效發(fā)展，這些經濟活動的空間集聚在加快當地經濟發(fā)展的同時，也為農村剩余勞動力提供了更多非農就業(yè)機會[22]。更重要的是，近年來在國家的有力支持下，鄉(xiāng)村旅游、農產品加工、銷售業(yè)等勞動密集型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)項目得到長足發(fā)展，為農村留守婦女、高齡老人等農村弱勢群體也創(chuàng)造了難得的就業(yè)空間，有助于擴大農村非農就業(yè)規(guī)模，共享返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的增收成效[23]。

第三，政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)有助于盤活農民閑置土地、山林等資源，增加農民要素收入。早期的經濟學思想認為，土地是農村最重要的生產要素，更是農民收入的基本保障。然而，農村勞動力轉移受阻、非農就業(yè)機會不足使得大量農村勞動力配置在傳統(tǒng)農業(yè)產業(yè)，從而導致農村生產效率較低。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策打破了過去以傳統(tǒng)農業(yè)為主的農村經濟結構，鼓勵發(fā)展規(guī)模種養(yǎng)、農產品加工、農村服務業(yè)以及農技推廣、林下經濟為代表的新型農業(yè)產業(yè)，改變了農業(yè)產業(yè)結構和農民就業(yè)方式。一方面，新型農業(yè)產業(yè)通常需要直接租入大量土地以滿足其專業(yè)化和規(guī)模化的生產經營需求[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，使農民得以通過轉出其使用權獲得更多的要素收入。另一方面，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點為農戶創(chuàng)造了大量非農就業(yè)機會，農戶會更愿意將自有場地、山林、農場等要素資產出租并轉而從事非農業(yè)勞動，進而間接增加其財產性要素收入。

基于以上分析，本文提出假設H1：政府推動型農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠促進農民收入增長。

三、研究設計

（一）模型設定

本文利用返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策作為“準自然實驗”構建雙重差分模型，以評估政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是否有效提高了農民收入。具體而言，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點采用分批次穩(wěn)步推進的評定方式，于2016年和2017年分三批審定批準設立返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣共341個，這為本文構建時間和地區(qū)兩個層面的“雙重差分”提供了準自然實驗基礎。具體計量模型如下：

式（1）中，下標和分別表示第個縣和第年。被解釋變量lnincome,為農村人均可支配收入的自然對數值；核心解釋變量did,t為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點的虛擬變量，定義為某縣被評選為試點地區(qū)則當年及之后年份取值1，否則均為0。Controls,t代表影響農民收入且隨縣域和年份變動的控制變量集合。γ表示年份固定效應，用來控制不隨個體變化的時間因素；μ表示縣域固定效應，用來控制不隨時間變化的個體因素；ε,t為隨機擾動項。本文著重關注核心變量did,t的系數1，其反映了政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農民收入影響的凈效應。

此外，為進一步探究返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策是否具有空間溢出效應，本文構建如下計量模型：

其中，neighbor,t為溢出效應交互項。若某縣被評選為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣，其周邊鄰近縣則賦值為1，否則為0。需要強調的是，此處的樣本剔除了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣。

最后，為考察返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點對農民增收的影響機制，本文分別加入農民創(chuàng)業(yè)、非農就業(yè)和農民要素收入變量，構建如下模型：

式（3）檢驗了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點對農民創(chuàng)業(yè)的影響，被解釋變量為農民創(chuàng)業(yè)變量，包括農村新注冊企業(yè)數（）和縣域新注冊企業(yè)數（）；式（4）檢驗了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點對農村居民非農就業(yè)的影響，被解釋變量worker為非農就業(yè)水平，包括農村非農從業(yè)人員的對數值（）和農村非農從業(yè)人員占比（）；式（5）檢驗了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點對農民要素收入的影響。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)試點縣則為1，否則為0，ν表示城市固定效應，其余控制變量設定與上式相同。

（二）變量定義與測度方法

1．核心被解釋變量

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

2．核心解釋變量

本文的核心解釋變量為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點虛擬變量（did）。根據返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點的實際設立情況，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)試點地區(qū)，若入選則treat=1，否則treat=0；post為時間虛擬變量，在試點地區(qū)入選之前post=0，而在入選之后post=1。

3．作用機制分析涉及的被解釋變量

（1）農民創(chuàng)業(yè)。已有研究主要通過觀測時間段內新創(chuàng)企業(yè)數來衡量區(qū)域創(chuàng)業(yè)效果[27]?？紤]到企業(yè)注冊數據包含了所有注冊企業(yè)的注冊日期、地點、行業(yè)、注冊資本等信息，本研究利用Python爬取了2011—2019年國家市場監(jiān)督管理總局（原國家工商總局）的企業(yè)工商注冊信息，根據新創(chuàng)企業(yè)的注冊地址將其整合到縣域層面，匯總得到各年度各縣域和農村的新注冊企業(yè)數（、），以此作為農民創(chuàng)業(yè)的驗證變量。

（2）非農就業(yè)水平。本文參考黃祖輝等[21]的做法，采用農村非農從業(yè)人員數的自然對數值和農村非農從業(yè)人員占比（）衡量縣域非農就業(yè)水平。

（3）農民要素收入。本文參考謝莉娟等[28]的做法，采用農村居民家庭人均財產性收入的自然對數值（）衡量農民要素收入。

4．控制變量

為控制除返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)外的其他因素對農民收入的影響，本文借鑒唐躍桓、邱子迅等[29,30]的研究，設置了一系列控制變量：經濟發(fā)展程度，即人均地區(qū)生產總值的對數值（）；農業(yè)發(fā)展水平，即人均農業(yè)產值（）；產業(yè)結構，即第一產業(yè)增加值占比（）；人口規(guī)模，即年末總人口數的對數值（）；農業(yè)勞動力水平，即農林牧漁業(yè)從業(yè)人員數的對數值（）；地區(qū)教育水平，即中等職業(yè)教育學校在校學生數的對數值（）；縣域基礎設施水平，包含了農業(yè)機械總動力、醫(yī)院衛(wèi)生院床位數和移動電話用戶數的對數值（）。

（三）數據來源和描述性統(tǒng)計

本文采用2011—2019年中國2495個縣級行政區(qū)的縣域面板數據為研究樣本，其中318個縣獲批設立為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點。本文數據主要分為三部分：（1）返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點地區(qū)的名單和對應實施年份來自國家發(fā)展和改革委員會網站；（2）2011—2019年新增農村企業(yè)注冊數來自國家市場監(jiān)督管理總局（原國家工商總局）；2014—2019年數字普惠金融的相關指標來自郭峰等[31]測算的北京大學數字普惠金融數據庫；2011—2019年農民要素收入數據來自國研網數據庫、國家統(tǒng)計局和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。（3）本文其余變量均來自《中國縣域經濟統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國農村經營管理統(tǒng)計年報》《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒。此外，考慮到可能存在極端值，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位處分別進行了縮尾處理，同時還對部分連續(xù)變量取自然對數。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1　主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文首先使用Stata17.0軟件對模型（1）進行回歸分析。為控制OLS回歸分析中可能存在的異方差與自相關影響，本文還將標準誤聚類到縣域層面。表2列（1）結果顯示，在控制縣域固定效應和年份固定效應的情況下，的估計系數為0.036，并且在1%的水平上顯著為正，這初步支持了本文假設，即政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)顯著提高了試點縣域農民的收入水平。為進一步驗證該效應，我們通過逐步回歸法來進一步控制其他影響因素，在列（2）—列（5）依次加入了經濟發(fā)展程度、農業(yè)發(fā)展水平、產業(yè)結構、人口規(guī)模、農業(yè)勞動力水平、地區(qū)教育水平、縣域基礎設施水平等縣域特征變量，核心解釋變量系數估計值依然在1%水平上顯著為正。與此同時，在逐步加入控制變量的過程中，核心解釋變量的系數變動逐漸縮小，這意味著實證回歸中遺漏變量的內生性問題得到了部分緩解。從作用大小來看，相較于非試點縣域，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點使該縣的農民人均收入提升了3.0%，由于2011—2019年樣本縣域的農民人均可支配收入的均值為10249元，這一估計系數表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策能夠為當地農民人均收入貢獻約307元，進一步支持了本文假設。

表2　基準回歸結果

表2（續(xù)）

注:*、**、***分別表示回歸系數在10%、5%、1%的水平上顯著,括號內為縣域聚類穩(wěn)健標準誤,下同。

（二）穩(wěn)健性檢驗

考慮到實證估計中可能存在一系列內生性問題，為保證計量結果的可靠性，本文分別進行了如下穩(wěn)健性檢驗：

（1）平行趨勢檢驗。運用雙重差分方法進行分析的一個重要前提是需要滿足平行趨勢假定，即如果不存在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策的沖擊，實驗組和對照組之間的變化趨勢應該保持一致，以確保外生事件是造成兩者差異的唯一動因。為此，本文借鑒劉瑞明等[32]的做法，以返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策實施及其前后3年共7年的年份虛擬變量作為解釋變量進行回歸，結果如圖2所示?？梢钥闯觯谠圏c政策實施前，事前年份虛擬變量的系數在95%置信區(qū)間均不顯著異于0，且系數值變動較平緩，這表明在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點工作開展前實驗組和對照組不存在系統(tǒng)性差異，即滿足平行趨勢假設。同時也可以看出，在試點政策實施后，事后年份虛擬變量的系數均在5%水平上顯著，這說明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點促進農民增收存在一定的動態(tài)效應。

圖2　平行趨勢檢驗

（2）安慰劑檢驗。不可否認的是，盡管本文結論通過了平行趨勢檢驗，但該結果仍可能具有隨機性，或存在其他因素的干擾。借鑒Li等[33]的研究方法，我們隨機選擇返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣進行安慰劑檢驗，根據返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點的實際評選數量，逐年隨機抽取與該數量相同的縣域生成“偽實驗組”并重復執(zhí)行500次回歸。圖3展示了進行500次重新分組的估計系數的分布以及相應的值，其中軸表示核心解釋變量系數的大小，軸表示值大小，灰色圓點代表值分布。從圖3可以看出，“偽實驗組”中大多數估計值的值都大于0.1，即在統(tǒng)計上不顯著。這表明我們隨機生成的虛擬政策并未使農民收入產生顯著的變化，進一步增強了本文結論的可靠性。

圖3　安慰劑檢驗

（3）傾向得分匹配的雙重差分模型（PSM- DID）。在本文樣本中，實驗組縣域數量遠低于對照組縣域數量，為了緩解由樣本選擇偏差導致的內生性問題，本文進一步采用傾向得分匹配（PSM），選擇與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣域特征盡可能相似的縣作為對照組，對模型（1）進行重新估計。具體地，我們分別使用1∶2和1∶3的最近鄰匹配法進行匹配，匹配后再次回歸的結果如表3所示。結果顯示，無論使用何種匹配方法，核心解釋變量的估計系數均顯著為正，進一步驗證了本文結論的可靠性。

（4）消除通貨膨脹影響。在上文基礎回歸中一個待解決的問題是，本文實證結果可能受通貨膨脹影響。不可否認，通貨膨脹對家庭持有存款具有顯著負向影響，通貨膨脹引起商品價格的持續(xù)上漲也會導致實際收入減少。為排除通貨膨脹對實證結果產生的估計偏差，我們將本文涉及縣域經濟特征的相關變量值都轉換成以2011年為基期的實際值，平減處理后的回歸結果如表4列（1）、列（2）所示?？梢钥闯?，在控制通貨膨脹的影響后，估計結果并沒有發(fā)生較大的變化，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策對農民收入的正向影響依然顯著，證明了上文基準回歸結果的可靠性。

表3　穩(wěn)健性檢驗：PSM檢驗

表4　穩(wěn)健性檢驗：消除通貨膨脹和重新選取對照組

表4（續(xù)）

（5）重新選取對照組。考慮到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點首先由各?。ㄊ小^(qū)）相關部門研究推薦符合條件的縣級地區(qū)，再由國家發(fā)展改革委統(tǒng)籌批準，所以試點縣的設立很可能不是隨機的，試點縣和非試點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)試點的縣域樣本剔除后進行重新回歸，結果如表4列（3）、列（4）所示。不難發(fā)現，核心解釋變量的系數依然在1%的水平上顯著為正，與主回歸結果基本保持一致，支持前文研究結論。

五、機制識別、異質性分析與進一步檢驗

（一）機制識別

上文基本得出了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策能夠促進農民增收的結論，但其具體作用機理仍需進一步討論。根據理論闡述，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點對農民增收的影響主要在于促進農民創(chuàng)業(yè)、帶動非農就業(yè)和增進農民要素收入三方面，本文將對此進行驗證。

（1）農民創(chuàng)業(yè)。從政策刺激來看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策開展的相關政策扶持能夠吸引具有一定資金、經驗和技術積累的農民工返鄉(xiāng)，增加農民創(chuàng)業(yè)概率[35]。因此，本文在模型（3）中引入“農民創(chuàng)業(yè)”這一變量進行分析，回歸結果如表5列（1）、列（2）所示。結果表明，核心解釋變量和的系數分別為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)試點有助于促進農民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，進而提升其經營收入。

（2）非農就業(yè)。所謂“回鄉(xiāng)一人，帶動一片，致富一方”，從理論上來講，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點不僅可以形成大量的中小企業(yè)和個體經營戶，還有可能直接創(chuàng)造就業(yè)崗位，有利于農民實現“離土不離鄉(xiāng)”就業(yè)。為驗證這一效應，本文構建“非農就業(yè)”這一變量并加入模型（4）進行回歸，結果見表5列（3）和列（4）。結果顯示，核心解釋變量和的系數均為正，且至少在5%的水平上顯著，即返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策促進了農村勞動力向非農部門轉移。這說明，設立返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點能夠為農村剩余勞動力提供大量就地就近就業(yè)崗位，從而進一步提高農民的收入水平。

（3）農民要素收入。考慮到數據的可獲得性，本部分機制識別所使用的數據為2011—2019年274個地級市所組成的面板數據，并使用模型（5）進行回歸，結果如表5列（5）所示。結果顯示：在加入時間固定效應、城市固定效應以及城市層面控制變量后，的估計系數在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，這意味著返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策顯著提高了農民要素收入。

表5　機制識別

表5（續(xù)）

（二）異質性分析

我國幅員遼闊，不同地區(qū)之間不僅存在物質資本、人力資本、社會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)農民工創(chuàng)業(yè)的重要因素[36]。本部分將從區(qū)位差別、數字金融發(fā)展以及土地流轉視角分析返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策對農民收入的異質性影響。

（1）區(qū)域差異。勞動力流動的方向總體遵循著自西向東的大規(guī)律，導致我國經濟發(fā)展和要素稟賦存在較明顯的區(qū)域不平衡現象[37]。事實上，創(chuàng)業(yè)活動不僅受到政策制度的導向性影響，還根植于當地經濟環(huán)境中[38]。因此，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策在促進農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)，分別對模型（1）進行回歸。表6結果顯示：列（1）西部地區(qū)樣本中返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點變量的系數為正但不顯著，但在列（2）中東部地區(qū)樣本中，該系數在1%的水平上顯著為正。這表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點對農民的增收作用主要體現在中東部地區(qū)。可能的原因在于，區(qū)域經濟發(fā)展水平對農民創(chuàng)業(yè)具有決定性作用，經濟越發(fā)達的地區(qū)，農民越容易創(chuàng)業(yè)成功。相較于經濟較發(fā)達的中東部地區(qū)，西部地區(qū)的經濟發(fā)展水平和開放程度較低，基礎設施建設欠完善，市場機制尚未健全，這些因素都可能對農民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)決策以及創(chuàng)業(yè)績效產生影響。

（2）數字普惠金融發(fā)展差異。近年來，數字普惠金融的興起使得金融服務的覆蓋范圍逐漸拓展至弱勢群體與農村落后地區(qū)，極大地緩解了農村地區(qū)金融交易成本高、信息不對稱等問題，在促進農民增收和農村居民福祉等方面發(fā)揮著重要作用[39]。為探討數字普惠金融發(fā)展水平對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點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進行分組，將上四分位數以上的地區(qū)視為數字普惠金融發(fā)展較好組，下四分位數以下的地區(qū)則視為數字普惠金融發(fā)展較差組，分組檢驗結果如表7列（1）、列（2）所示。在列（1）數字普惠金融發(fā)展較好地區(qū)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點變量的影響系數在1%的水平上顯著為正，而在列（2）數字普惠金融發(fā)展較差地區(qū)，該變量的影響系數并不顯著且小于列（1）結果?；?00次Fisher法組間系數抽樣檢驗后，列（1）、列（2）組間系數差異性檢驗的結果在5%的水平上顯著。這意味著，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策對農民增收效應的發(fā)揮還有賴于當地數字普惠金融發(fā)展，即數字普惠金融發(fā)展水平越高，該效應越明顯。

表6　基于區(qū)域差異的異質性檢驗

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

表7　基于數字普惠金融與土地流轉的異質性檢驗

表7（續(xù)）

（三）進一步檢驗

（1）溢出效應分析。為了進一步探究返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策是否會對周邊鄰近縣（與試點縣有共同邊界的非試點縣）產生空間溢出效應，我們利用模型（2）進行估計，結果如表8所示。結果表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策并未產生顯著的空間溢出效應。主要原因可能在于，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點依賴農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周邊縣城產生溢出效應。

（2）進一步檢驗：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策與城鄉(xiāng)收入差距。支持農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是近年來國家推動農村貧困地區(qū)脫貧致富、促進農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。受數據所限，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村居民人均可支配收入的比值測度縣域內城鄉(xiāng)收入差距（），表9匯報了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策對城鄉(xiāng)收入差距影響的回歸結果。結果顯示，在控制了城市固定效應和年份固定效應并加入全部控制變量的情況下，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點變量的系數為-0.221，且在5%的水平上顯著。這意味著，相較于非試點縣域，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資水平與農村居民人均可支配收入比降低約0.221，即政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不僅能夠整體提高農村居民收入，也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，是解決農村脫貧問題和推進共同富裕的重要渠道。

表8　進一步檢驗：溢出效應分析

表8（續(xù)）

表9　進一步檢驗：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策與城鄉(xiāng)收入差距

六、結論與政策建議

本文采用2011—2019年中國2495個縣域的面板數據，以返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策為切入點，使用雙重差分方法實證檢驗了政府推動型返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)對農民收入增長的作用機制。研究發(fā)現，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策顯著提高了農村人均可支配收入，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且該增收效應存在顯著的地區(qū)異質性。機制檢驗表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點主要通過促進農民創(chuàng)業(yè)、帶動非農就業(yè)和增進農民要素收入三種渠道推動農民收入增長。此外，本文還發(fā)現返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點政策不存在顯著的空間溢出效應。

基于以上研究結論，我們可以得到以下政策啟示：第一，應進一步清除農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的制度障礙，持續(xù)加強政府部門的扶持力度。與早期返鄉(xiāng)農民工相比，新時期返鄉(xiāng)人員具有一定的物質、技術與人力資本，這也是他們能夠在返鄉(xiāng)后“站穩(wěn)腳跟”，最終成為鄉(xiāng)村振興中堅力量的基礎。因此，各級政府應加大對返鄉(xiāng)人員的創(chuàng)業(yè)培訓和金融支持力度，最大限度地降低返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)門檻。同時，在經濟全球化的背景下，政府部門還應該持續(xù)開展各類培訓，使返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員能夠適應市場的變化，提高駕馭市場的能力，增強返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)項目的市場競爭力和抵御風險能力。此外，地方政府還應充分考慮對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)的優(yōu)惠政策，如通過減免稅費等方式減少企業(yè)的成本負擔，提升農村企業(yè)的就業(yè)吸納能力，讓更多的農村家庭能夠有機會參與到非農就業(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，鼓勵有針對性地發(fā)展農村產業(yè)。如開發(fā)鄉(xiāng)村旅游、休閑農業(yè)、健康養(yǎng)老等現代服務業(yè)，利用新產業(yè)、新業(yè)態(tài)推動本地農民創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)造更多就近就業(yè)機會。尤其是針對西部欠發(fā)達地區(qū)，應重點實施產業(yè)扶貧政策，借助得天獨厚的自然條件和地理優(yōu)勢發(fā)展特色產業(yè)，擴大農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的就業(yè)拉動效應。同時，充分利用已有園區(qū)、項目、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)服務新方法、新路徑，促進農村產業(yè)新發(fā)展。

① 資料來源：http://www.gov.cn/xinwen/2021-03/16/ content_5593210.htm

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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

國家自然科學基金項目（72163021）；江西省社會科學“十四五”重點項目（21YJ01）；國家社會科學基金項目（19BJL025）

何宜慶（1961—），男，江西進賢人，教授、博士生導師，主要研究方向為金融系統(tǒng)工程、公司理財與金融企業(yè)經營管理。

責任編輯：李東輝