摘 要 在中國農(nóng)村由“打工經(jīng)濟(jì)”逐步向“創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)變的背景下，利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012-2020年的數(shù)據(jù)，從微觀農(nóng)戶視角，考察了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)政策能夠顯著提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率，該結(jié)論在通過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。細(xì)分勞動生產(chǎn)率類別發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)政策通過促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)顯著提高了農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率；對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率而言，試點(diǎn)政策的影響并不顯著。其原因在于，試點(diǎn)政策在通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)正向影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的同時，又通過降低務(wù)農(nóng)人力資本對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了負(fù)面影響，正反效應(yīng)形成了抵消。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，相較于東部地區(qū)，試點(diǎn)政策對中西部地區(qū)農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)；相較于高收入農(nóng)戶，試點(diǎn)政策對低收入農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)。據(jù)此，提出推廣完善返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策，加大中西部地區(qū)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的扶持力度，進(jìn)一步推廣返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策中的益貧性措施的建議。

關(guān)鍵詞 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)；農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率；非農(nóng)就業(yè)

中圖分類號：F323 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1008-3456（2025）02-0056-11

DOI編碼：10.13300/j.cnki.hnwkxb.2025.02.005

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“獨(dú)木不成林：現(xiàn)代農(nóng)業(yè)中小農(nóng)經(jīng)營規(guī)模變動的區(qū)域性外部經(jīng)濟(jì)研究”（72073066）。

提升勞動生產(chǎn)率是推動農(nóng)民收入持續(xù)增長的重要動力。改革開放初期，農(nóng)村改革走在前列，農(nóng)民收入因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的快速提高而飛速增長[1]。而后，隨著重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略的不斷推進(jìn)，工農(nóng)勞動生產(chǎn)率差距不斷增大。消除勞動力流動障礙，促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動力外出非農(nóng)就業(yè)成為黨和政府提高農(nóng)民勞動生產(chǎn)率，促進(jìn)農(nóng)民增收重要手段。然而，隨著經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整，沿海發(fā)達(dá)城市對于農(nóng)民工的容納能力逐漸降低。尤其是在2008年金融危機(jī)發(fā)生后，沿海地區(qū)逐步出現(xiàn)“騰籠換鳥”和“機(jī)器換人”的發(fā)展態(tài)勢，“勞動力回流”的現(xiàn)象日益顯現(xiàn)。此時，推動外出務(wù)工可能不再是促進(jìn)農(nóng)民勞動生產(chǎn)率提高、實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收的最優(yōu)政策路徑選擇。在此背景下，一些地方政府開始轉(zhuǎn)變思路，化被動為主動，從“打工經(jīng)濟(jì)”逐步轉(zhuǎn)向“創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)”。2015年，國家發(fā)展改革委員會同有關(guān)部門印發(fā)了《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》，正式拉開返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策（下文簡稱為“試點(diǎn)政策”）①的序幕。

該試點(diǎn)政策先后于2016年2月、2016年12月和2017年10月分三批組織341個縣（市、區(qū)）開展支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)工作②，旨在以返鄉(xiāng)促入鄉(xiāng)，以創(chuàng)業(yè)帶就業(yè)，通過推動農(nóng)民工“回流潮”轉(zhuǎn)向“創(chuàng)業(yè)潮”來激發(fā)輸出地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生動力。就具體措施來看，試點(diǎn)政策主要針對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)場地短缺、基礎(chǔ)設(shè)施不完善、公共服務(wù)不配套以及融資難融資貴、證照辦理環(huán)節(jié)多等突出問題，通過簡化創(chuàng)業(yè)流程、降低返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)成本以及提高創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶人力資本等方式來推動返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，截至2020年，試點(diǎn)地區(qū)已有280多萬人返鄉(xiāng)開展創(chuàng)業(yè)活動，增加市場主體約225萬個，帶動就業(yè)人數(shù)約為980萬①。那么，由此衍生出一個重要的問題是，從推動農(nóng)民“外出打工”到吸引農(nóng)民工“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)”，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策是否會對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響？如果會，對于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響是否一致？其間的具體作用機(jī)制又是什么？回答上述問題，對于國家完善返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)相關(guān)政策、優(yōu)化勞動力資源配置具有重要意義。

與本文相關(guān)的研究主要有兩支。一是返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的影響效應(yīng)研究?，F(xiàn)有研究多從宏觀視角，探究返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長以及農(nóng)民增收等方面影響。例如，魏濱輝等運(yùn)用縣域?qū)用娴臄?shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)政策能夠顯著促進(jìn)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[2]。黃祖輝等研究發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)政策有效促進(jìn)了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，從而推動了縣域經(jīng)濟(jì)的增長[3]。此外，試點(diǎn)政策能夠吸引要素流入以及推動地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民收入水平產(chǎn)生積極影響[4]。二是農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響因素研究?；趥鹘y(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，勞動生產(chǎn)率的驅(qū)動因素大致可歸為三類，分別為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與轉(zhuǎn)型[5]，科技進(jìn)步與資本深化[6-7]，以及人口與勞動力結(jié)構(gòu)變動[8]。具體到中國農(nóng)戶層面，提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的有效路徑主要包括農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善、農(nóng)民人力資本積累和家庭剩余勞動力的有效轉(zhuǎn)移等[1，9-10]。一些學(xué)者基于劉易斯二元經(jīng)濟(jì)理論[11]，認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)能夠有效提高中國農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率[12]。但分勞動生產(chǎn)率類別來看，非農(nóng)就業(yè)對于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的影響并不相同。對于非農(nóng)勞動生產(chǎn)率而言，農(nóng)民從生產(chǎn)率較低的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)到生產(chǎn)率較高的其他非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，會使其非農(nóng)勞動生產(chǎn)率有效提高[13]。對于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率而言，有學(xué)者認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)會降低務(wù)農(nóng)勞動力的人力資本水平，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生負(fù)面影響[14]；也有學(xué)者認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)帶來的收入增長有助于加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生正面影響[15]。此外，土地流轉(zhuǎn)作為推動農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步以及非農(nóng)就業(yè)的必要前提，部分研究認(rèn)為有效的土地流轉(zhuǎn)會對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響[1，16]。

綜上來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)與農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的探究呈兩條平行線，尚未將二者納入統(tǒng)一的理論框架進(jìn)行分析。此外，已有研究發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策具有“集聚效應(yīng)”“就業(yè)效應(yīng)”和“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”等[3]，這些效應(yīng)均會作用于農(nóng)村家庭勞動力的非農(nóng)就業(yè)決策上，從而可能對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生難以忽視的影響?；谏鲜龇治?，本文首先從理論層面分析了試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率所產(chǎn)生的影響效應(yīng)。隨后，使用宏觀縣域與微觀中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012-2020年的匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

相較于現(xiàn)有研究，本文貢獻(xiàn)有以下三點(diǎn)：第一，豐富了農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響因素研究。現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為推動農(nóng)村家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)是提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的重要途徑[1]。本研究在此基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策能夠通過促進(jìn)農(nóng)戶家庭勞動力的非農(nóng)就業(yè)來提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率，這在一定程度上豐富了農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響因素研究。第二，拓展了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的影響效應(yīng)研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多從宏觀視角出發(fā)，探究試點(diǎn)政策對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展[3]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[2]等方面影響作用。本文從微觀層面，探明了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的作用機(jī)制，這是對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策影響效應(yīng)研究的有利補(bǔ)充。第三，為進(jìn)一步完善返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策提供了理論支撐。本文探討并檢驗(yàn)了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對于不同地區(qū)以及不同收入層級的農(nóng)戶具有顯著的異質(zhì)性特征，這為進(jìn)一步優(yōu)化返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)相關(guān)政策，加速實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村動能轉(zhuǎn)型提供了思路和借鑒。

一、理論分析

1.試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響效應(yīng)

現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善、人力資本積累以及剩余勞動力的有效轉(zhuǎn)移是提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的有效途徑[1]。結(jié)合中國人多地少的現(xiàn)實(shí)背景來看，當(dāng)下促進(jìn)農(nóng)民增收的根本出路仍然是在“農(nóng)外”，只有通過促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動力非農(nóng)就業(yè)，改善人地比例，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度，才可能通過提高勞動生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)農(nóng)民的長效增收[17-18]。在承接地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和勞動力“常態(tài)化回流”背景下，試點(diǎn)政策通過金融支持、產(chǎn)業(yè)支持、創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)、服務(wù)平臺建設(shè)等政策工具，有效推動了農(nóng)民工等外出人員返鄉(xiāng)、入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)[3]。進(jìn)一步，由返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)引起的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，會引發(fā)“庫茲涅茨過程”，推動農(nóng)村農(nóng)戶家庭的剩余勞動力從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向更高生產(chǎn)率的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)[19]，從而提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率。

具體來看，首先，試點(diǎn)政策通過“創(chuàng)業(yè)效應(yīng)”和“集聚效應(yīng)”增加了試點(diǎn)地的非農(nóng)就業(yè)崗位。一方面，試點(diǎn)政策通過推動農(nóng)民工、大學(xué)生和退役軍人等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)為試點(diǎn)地形成了大批量個體工商戶和中小企業(yè)[3]，市場主體的增加能夠?yàn)樵圏c(diǎn)地創(chuàng)造大批量的非農(nóng)就業(yè)崗位。另一方面，由于返鄉(xiāng)新創(chuàng)企業(yè)多聚集于人口較為集中、基礎(chǔ)設(shè)施較為便利的縣城。這種集聚會加快地方餐飲、娛樂、通訊等行業(yè)的發(fā)展[3]，進(jìn)一步為當(dāng)?shù)剞r(nóng)民提供了更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會。

其次，試點(diǎn)地增多的非農(nóng)機(jī)會通過降低流動成本來促使農(nóng)戶家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)，從而提高農(nóng)戶的勞動生產(chǎn)率。在中國，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動生產(chǎn)效率長期低于其他產(chǎn)業(yè)，使得推動農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)成為一條提高勞動生產(chǎn)率、促進(jìn)農(nóng)民增收的有效路徑。但在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、地區(qū)發(fā)展不平衡等因素[20]影響下，農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工，從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)生產(chǎn)存在較高的流動成本[21]。該流動成本主要包括兩部分，一是與務(wù)工距離等呈正相關(guān)的遷移成本，包括交通成本、信息成本以及思念所導(dǎo)致的心理成本等[20]；二是放棄原本務(wù)農(nóng)收入所產(chǎn)生的機(jī)會成本。自改革開放以來，中國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[20]、社會保障體系等日益完善，勞動力流動成本隨之不斷下降。雖已有諸多農(nóng)村剩余勞動力在城市高工資的吸引下外出務(wù)工，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動力的有效轉(zhuǎn)移，但仍存在不少難以承受流動成本的農(nóng)村剩余勞動力滯留農(nóng)村，未能實(shí)現(xiàn)有效轉(zhuǎn)移[21]。據(jù)一些學(xué)者估計(jì)，到“十四五”末，中國仍有1.16～1.48億農(nóng)村勞動力需要轉(zhuǎn)移就業(yè)[22-23]。試點(diǎn)政策促使地方非農(nóng)就業(yè)機(jī)會增加能夠有效降低農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的流動成本。一方面，相較于到發(fā)達(dá)城市外出務(wù)工，就地、就近就業(yè)縮短了務(wù)工距離，極大程度上降低由交通成本、信息成本、心理成本等構(gòu)成的遷移成本。另一方面，農(nóng)民就地、就近非農(nóng)就業(yè)有助于形成兼業(yè)模式[24]，這使得農(nóng)民能夠在非農(nóng)就業(yè)的同時兼顧到家中原本農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而有效降低非農(nóng)就業(yè)所產(chǎn)生的機(jī)會成本。由此可見，試點(diǎn)政策在很大程度上降低了農(nóng)戶家庭勞動力的流動成本，而要素流動成本的降低會促使要素從回報率相對較低的產(chǎn)業(yè)流向回報率相對較高的產(chǎn)業(yè)[25]。換言之，試點(diǎn)政策通過增加地方非農(nóng)就業(yè)崗位、降低勞動力轉(zhuǎn)移成本來促使農(nóng)村家庭剩余勞動力實(shí)現(xiàn)非農(nóng)轉(zhuǎn)移，從而對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。

綜上，本文提出以下研究假說：

H1：返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對于農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用。

2.試點(diǎn)政策對農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響效應(yīng)

對于非農(nóng)勞動生產(chǎn)率而言，由前文分析可知，試點(diǎn)政策通過提供就地就近的非農(nóng)崗位有效降低勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的流動成本，進(jìn)一步推動農(nóng)戶家庭剩余勞動力非農(nóng)就業(yè)，從而有效提高了農(nóng)戶的非農(nóng)勞動生產(chǎn)率[13]。而對于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率而言，試點(diǎn)政策可能會對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生正負(fù)兩方面的影響。從正面影響來看，試點(diǎn)政策的“非農(nóng)就業(yè)”效應(yīng)可能會通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，擴(kuò)大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和加大農(nóng)業(yè)投資來提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。具體地，首先，家庭勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移促使農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，從而降低土地分散化和細(xì)碎化帶來的勞動效率損失[14]。其次，家庭勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移有助于改善人地比例，擴(kuò)大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。在農(nóng)地經(jīng)營面積不變的前提下，非農(nóng)就業(yè)導(dǎo)致的務(wù)農(nóng)人數(shù)減少會擴(kuò)大農(nóng)戶勞均農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。由于中國農(nóng)業(yè)長期處于小農(nóng)經(jīng)營狀態(tài)，經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大將有助于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高[16，26]。再次，家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)帶來的收入水平提高，有助于緩解家庭務(wù)農(nóng)成員的資金約束，使其有更多的資金購買資本密集型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素[15]以及應(yīng)用新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)[14，27]，從而通過增加農(nóng)業(yè)投資來提高勞動生產(chǎn)率。從負(fù)面影響來看，試點(diǎn)政策降低了農(nóng)戶務(wù)農(nóng)勞動力的人力資本水平，從而對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。長期以來，中國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移按“先男后女、壯年優(yōu)先”的順序進(jìn)行，如若按人力資本水平進(jìn)行排序，農(nóng)村家庭勞動力轉(zhuǎn)移按照由高到低的順序依次進(jìn)行[28]。由此可見，試點(diǎn)政策的“非農(nóng)就業(yè)”效應(yīng)會推動農(nóng)村家庭中人力資本較高的勞動力轉(zhuǎn)入非農(nóng)生產(chǎn)，導(dǎo)致務(wù)農(nóng)勞動力的人力資本水平降低，從而對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。

綜上所述，本文認(rèn)為試點(diǎn)政策對農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率會產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響既可能是正面，亦可能是負(fù)面的，綜合效應(yīng)需進(jìn)一步檢驗(yàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

1.樣本選取和數(shù)據(jù)來源

為考察返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，本文將收集整理的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣名單①與中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）在縣域?qū)用孢M(jìn)行匹配②。CFPS數(shù)據(jù)為兩年一次的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查樣本具有廣泛代表性，數(shù)據(jù)指標(biāo)涵蓋了個人及家庭豐富的經(jīng)濟(jì)特征信息，能夠滿足本文的研究需要。在考慮返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策實(shí)施時間以及數(shù)據(jù)完整性、連續(xù)性的基礎(chǔ)上，本文選取CF- PS2012-2020年的農(nóng)村受訪農(nóng)戶作為研究對象。文中區(qū)縣層面的相關(guān)數(shù)據(jù)，均來源于《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各個省份和城市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

根據(jù)研究需要，對匹配后的數(shù)據(jù)進(jìn)行如下幾方面的清洗：①剔除相關(guān)指標(biāo)缺失的樣本；②剔除不屬于農(nóng)村和不是農(nóng)業(yè)戶口的樣本；③考慮到北京、上海、天津和重慶4個直轄市的政策偏向性，剔除屬于直轄市的樣本；④以2012年為基期，使用各地區(qū)居民消費(fèi)價格指數(shù)對所有與價格有關(guān)的指標(biāo)進(jìn)行平減；⑤對所有連續(xù)變量進(jìn)行對數(shù)化處理。⑥對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的縮尾處理以消除極端值干擾。最終獲得20383個樣本。

2.模型設(shè)定

3.變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

（1）被解釋變量。本文被解釋變量為農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率，考慮到農(nóng)戶家庭可能既進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又進(jìn)行非農(nóng)生產(chǎn)，僅用農(nóng)作物產(chǎn)出難以代表農(nóng)戶家庭總產(chǎn)出水平，由此，參照冒佩華等[1]的做法，使用勞均收入（家庭總收入/家庭勞動力總數(shù)）來度量農(nóng)戶的勞動生產(chǎn)率。其中，家庭勞動力總數(shù)為農(nóng)戶家中年齡大于16歲且小于65歲的人數(shù)總和。

（2）解釋變量。本文的解釋變量為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策。若農(nóng)戶所屬區(qū)縣當(dāng)年6月之前被選入或者已被選入返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)地區(qū)，則賦值為1，否則賦值為0。

（3）控制變量。參照已有研究[1，16]，分別從農(nóng)戶家庭和地區(qū)層面引入控制變量。具體地，農(nóng)戶層面控制變量包括農(nóng)戶勞均年齡、勞均年齡的平方、勞均受教育程度、勞均家庭存款、勞均生產(chǎn)性固定資產(chǎn)以及勞均土地資產(chǎn)；地區(qū)層面的控制變量主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)水平。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

三、實(shí)證分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2匯報了本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中，列（1）為在控制時間和個體固定效應(yīng)情況下，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策與農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的單變量回歸結(jié)果，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。列（2）和列（3）依次為加入家庭層面和地區(qū)層面控制變量的回歸結(jié)果，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)依舊在1%的水平上顯著為正，且回歸系數(shù)值波動較小。這說明，相較于非試點(diǎn)地區(qū)而言，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對試點(diǎn)地農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。從作用大小來看，由列（3）的結(jié)果可知，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的實(shí)施導(dǎo)致試點(diǎn)地農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率水平提高了約10.3%。據(jù)此，假說H1得到驗(yàn)證。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

式（2）中，βs捕捉了“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣”和“非返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣”在時間趨勢上的差異。當(dāng)s=0時，表示政策實(shí)施當(dāng)期，s取負(fù)數(shù)表示政策實(shí)施前s期，取正數(shù)表示政策實(shí)施后s期。β0為截距項(xiàng)，其余變量與模型（1）保持一致。

表3匯報了平行趨勢檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，在政策實(shí)施前，每一個時間窗口返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)都為負(fù)，且均不顯著。政策實(shí)施后第一期的回歸系數(shù)為0.127，在5%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策實(shí)施前，試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)具有共同的變化趨勢，且試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。

（2）安慰劑檢驗(yàn)。盡管本文結(jié)論通過了平行趨勢檢驗(yàn)，但仍有其他隨機(jī)因素可能會影響到農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率。為進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果并非由隨機(jī)因素所導(dǎo)致，本文隨機(jī)生成一個與試點(diǎn)政策實(shí)際沖擊地區(qū)數(shù)量相同的“偽實(shí)驗(yàn)組”，重新構(gòu)建返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策變量，并重復(fù)500次隨機(jī)過程，以此進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。理論上而言，由于新的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)沖擊是隨機(jī)抽取的，那么，新的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策并不會對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。重復(fù)了500次隨機(jī)生產(chǎn)過程，并在圖1匯報了隨機(jī)生成處理組的估計(jì)系數(shù)的分布情況?？梢钥闯?，隨機(jī)生成返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的估計(jì)系數(shù)集中分布在0值附近，符合正態(tài)分布，且真實(shí)樣本中試點(diǎn)政策系數(shù)估計(jì)值（0.103）遠(yuǎn)遠(yuǎn)偏離其分布范圍，屬于異常值。上述結(jié)果表明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果并非偶然因素導(dǎo)致的，即返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用是比較穩(wěn)健的。

（3）樣本選擇問題。雖然返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策作為外生沖擊事件已經(jīng)在很大程度上緩解了內(nèi)生性問題，但考慮到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣的選擇并非完全隨機(jī)，而是通過縣政府自主申報，上級政府部門篩選確定的方式來進(jìn)行的，這在一定程度上增加了政策評估的噪音。為緩解樣本選擇偏差對基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響，本文使用傾向得分匹配倍差法（PSMDID）進(jìn)行回歸分析。

具體地，參照已有研究[3，30]，首先，按照是否為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣進(jìn)行分組，將位于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣內(nèi)的樣本作為處理組。其次，將縣域內(nèi)人均行政地域面積①和前文所述的控制變量集作為匹配變量，用1對1最近鄰匹配、Kernel核匹配和半徑匹配的方法，為處理組找尋特征相似的對照組。最后，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行雙重差分?；貧w結(jié)果匯報于表4，列（1）（2）和（3）分別為1對1最近鄰匹配、Kernel核匹配和半徑匹配后進(jìn)行回歸的結(jié)果，其中返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明通過PSM緩解可能存在的樣本選擇偏誤后，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對于農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用依舊顯著，這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。

（4）DID雙重穩(wěn)健估計(jì)量?？紤]到在多期DID使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行因果推斷時，需要滿足嚴(yán)格外生性、無預(yù)期效應(yīng)、單位處理變量值穩(wěn)定以及處理效應(yīng)同質(zhì)性四個重要假設(shè)[31]。當(dāng)不滿足處理效應(yīng)同質(zhì)性假設(shè)時，使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)會產(chǎn)生嚴(yán)重的估計(jì)偏誤[32]。一方面，由于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)縣公布了3次，樣本農(nóng)戶受返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策沖擊在時間維度上存在異質(zhì)性；另一方面，由于每個農(nóng)戶樣本特征各不相同，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶的影響可能存在個體維度的異質(zhì)性。這意味著使用雙向固定效應(yīng)估計(jì)多期DID基準(zhǔn)模型可能違背了處理效應(yīng)同質(zhì)性假設(shè)，進(jìn)而可能導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果不穩(wěn)健。為檢驗(yàn)樣本農(nóng)戶處理效應(yīng)異質(zhì)性程度和檢驗(yàn)雙向固定效應(yīng)估計(jì)量的穩(wěn)健性。參照崔小勇等[33]的做法，使用古德曼-培根分解檢驗(yàn)處理效應(yīng)異質(zhì)性程度后，運(yùn)用Callaway等[34]的方法估計(jì)“異質(zhì)-穩(wěn)健估計(jì)量”。

古德曼-培根分解法將雙向固定效應(yīng)估計(jì)量拆分為多個2×2-DID估計(jì)量，并分別計(jì)算每一個估計(jì)量的權(quán)重及其平均處理效應(yīng)。表5匯報了進(jìn)行平衡面板處理后的古德曼—培根分解結(jié)果。其中，99%的2×2-DID以“從未接受處理的組”作為控制組，以“較早接受處理的組”作為控制組的2×2-DID所占權(quán)重較小，僅占0.5%。以“較早接受處理的組”作為控制組的2×2-DID平均處理效應(yīng)符號與“從未接受處理的組”作為控制組的2×2-DID平均處理效應(yīng)符號相反。上述結(jié)果表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在程度輕微的處理效應(yīng)異質(zhì)性問題。

進(jìn)一步，考慮到樣本農(nóng)戶受到政策沖擊的時期不同，且為非平衡面板，使用Callaway等[34]的方法估計(jì)“異質(zhì)-穩(wěn)健估計(jì)量”。表4第（4）列為所有處理組的平均處理效應(yīng)，其估計(jì)值依舊在5%的水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的估計(jì)值相近。上述結(jié)果表明，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（5）其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，為降低省份層面隨時間變化的不可觀測因素對基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響，進(jìn)一步控制了省份與時間的交互效應(yīng)。表6第（1）列表面顯示試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正。上述結(jié)果表明，在減小省份特征及其發(fā)展的潛在時間趨勢對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策效果的影響后，主要結(jié)論依然穩(wěn)健。

第二，考慮到2020年疫情的發(fā)生對中國的經(jīng)濟(jì)環(huán)境造成了巨大沖擊，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的較大變動可能會對農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)與擇業(yè)決策產(chǎn)生較大影響。為有效剝離這一外生沖擊對基準(zhǔn)回歸的干擾，將2020年的樣本予以剔除后再進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果匯報于表6第（2）列，其中，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)為0.08，在5%的水平上顯著為正。上述結(jié)果表明，在有效剝離新冠疫情帶來的干擾后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健可靠。

四、進(jìn)一步分析

1.勞動生產(chǎn)率分類檢驗(yàn)

按照前文理論分析，試點(diǎn)政策會對農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生正面的促進(jìn)作用，而對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率而言，試點(diǎn)政策既可能產(chǎn)生正面影響，又可能產(chǎn)生負(fù)面影響。為檢驗(yàn)理論分析的合理性，參照Djido等[35]的思路，使用勞均工資性收入表示非農(nóng)勞動生產(chǎn)率①，使用務(wù)農(nóng)勞均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)凈值表示農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率②，并將其作為新的被解釋變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表7所示，列（1）為非農(nóng)勞動生產(chǎn)率作為被解釋變量的回歸結(jié)果，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。列（2）為農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率作為被解釋變量的回歸結(jié)果，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)為0.026，但不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。可能的原因是，試點(diǎn)政策對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生的正面效應(yīng)與負(fù)面效應(yīng)相互抵消了。為進(jìn)一步驗(yàn)證這一想法，接下來對相關(guān)作用路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

根據(jù)前文理論分析可知，認(rèn)為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策通過促進(jìn)家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)來提高農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率，而非農(nóng)就業(yè)進(jìn)一步會通過土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和務(wù)農(nóng)人力資本降低等途徑對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生或正或負(fù)的影響?；诖?，從以下三方面進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

（1）非農(nóng)就業(yè)。由于CFPS問卷中未統(tǒng)計(jì)家庭非農(nóng)就業(yè)人數(shù)，但在家庭總勞動力人數(shù)不變的情況下，非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的增加會導(dǎo)致務(wù)農(nóng)人數(shù)的減少?；谶@一思路，使用家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)占比（家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)/家庭勞動力人數(shù)）①作為被解釋變量進(jìn)行實(shí)證分析?；貧w結(jié)果見表8第（1）列，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策顯著降低了家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)，換言之，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策有助于家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)。上述結(jié)果在一定程度上證明了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策通過促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)來提高農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的理論邏輯。

（2）土地流轉(zhuǎn)。前文理論分析認(rèn)為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策會促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)，從而對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。為此，將土地流轉(zhuǎn)作為被解釋變量進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果匯報于表8第（2）列，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)為0.029，在10%的水平上顯著。該結(jié)果表明，試點(diǎn)政策顯著促進(jìn)了農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為。在中國農(nóng)地細(xì)碎化的背景下，通過土地流轉(zhuǎn)，農(nóng)戶能夠擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模，從而有效提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。上述結(jié)果在一定程度上證明了試點(diǎn)政策通過影響土地流轉(zhuǎn)來促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高的理論邏輯。

（3）務(wù)農(nóng)人力資本。前文理論分析認(rèn)為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)會導(dǎo)致家庭務(wù)農(nóng)人口人力資本降低，從而對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響?；诖耍褂棉r(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)人口的平均年齡來表示務(wù)農(nóng)人口的人力資本，年齡越大表示務(wù)農(nóng)人口的人力資本越低，反之越高。將務(wù)農(nóng)平均年齡作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8第（3）列所示，試點(diǎn)政策導(dǎo)致農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人口的平均年齡顯著提高，換言之，試點(diǎn)政策導(dǎo)致家庭務(wù)農(nóng)的人力資本水平降低，從而可能會對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。上述結(jié)果表明，試點(diǎn)政策既可以通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響，又可以通過降低務(wù)農(nóng)人力資本對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響，兩種效應(yīng)可能正好相互抵消，從而導(dǎo)致試點(diǎn)政策對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響并不顯著。

2.異質(zhì)性分析

（1）區(qū)域發(fā)展差異。我國幅員遼闊，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)資源稟賦、發(fā)展水平存在較大差異且農(nóng)村勞動力大致以自西向東方向流動，可能導(dǎo)致在不同地區(qū)試點(diǎn)政策會對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生不同的影響效應(yīng)。為此，將樣本劃分為東中部地區(qū)和西部地區(qū)兩組進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果見表9，其中，第（1）列為中西部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果，其中，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)為0.134，在1%的水平上顯著為正。第（2）列為東部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)為0.032，遠(yuǎn)小于中西部地區(qū)組中的回歸系數(shù)，且不具統(tǒng)計(jì)上的顯著性。上述結(jié)果表明，相較于東部地區(qū)，在中西部地區(qū)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)更為顯著。其原因可能是，相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)縣域產(chǎn)業(yè)發(fā)展比較落后，人力資本流失也較為嚴(yán)重，這使得吸引人才返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠帶來更為明顯“創(chuàng)業(yè)效應(yīng)”和“集聚效應(yīng)”，從而導(dǎo)致返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

（2）收入水平差異。雖然各地區(qū)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策具體措施各不相同，但多數(shù)地方的具體措施都具有明顯的益貧特征。例如，四川省綿陽市三臺縣人民政府辦公室關(guān)于印發(fā)《三臺縣促進(jìn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)三十條措施》的通知中明確指出“創(chuàng)辦企業(yè)吸納貧困家庭勞動力就業(yè)，簽訂1年以上勞動合同并參加社會保險的，從就業(yè)創(chuàng)業(yè)補(bǔ)助資金中按1000元/人給予一次性獎補(bǔ)?！雹俟盘锟h人民政府制定的《古田縣支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)就業(yè)七十條扶持政策》中也指出對吸納貧困家庭勞動力的企業(yè)進(jìn)行獎補(bǔ)②。由此可見，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶產(chǎn)生的“非農(nóng)就業(yè)”影響可能具有益貧效應(yīng)。為驗(yàn)證上述分析，按照CFPS問卷中家庭人均收入分位數(shù)③的高低分組，將位于“最低25%”和“中下25%”的樣本納入低收入組，將位于“中上25%”和“最高25%”的樣本納入高收入組?？紤]到具體措施主要影響的是農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)，因此，此處將農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率作為被解釋變量進(jìn)行分組回歸。結(jié)果匯報于表9，列（3）為低收入組的回歸結(jié)果，試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)為0.334，在10%的水平上顯著為正。列（4）為高收入組的回歸結(jié)果，試點(diǎn)政策的回歸系數(shù)為-0.022，但不具統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。上述結(jié)果表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策顯著提高了低收入農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率，但對于高收入農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的影響并不顯著。這在一定程度上表明返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策具有較好的益貧特征。

五、結(jié)論與政策

本文使用宏觀縣域?qū)用娼y(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)與微觀中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012-2020年的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，利用雙重差分法實(shí)證考察了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策與農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用，在進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)以及使用PSM-DID、DID雙重穩(wěn)健估計(jì)量等方法進(jìn)行穩(wěn)健性測試后，該結(jié)論依然成立。進(jìn)一步分類考察試點(diǎn)政策對農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)政策通過促進(jìn)家庭勞動力非農(nóng)就業(yè)來提高農(nóng)戶非農(nóng)勞動生產(chǎn)率；而對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響并不顯著，其原因可能是，試點(diǎn)政策通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生的正面效應(yīng)與試點(diǎn)政策通過降低務(wù)農(nóng)人力資本對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)相互抵消了。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，相較于東部地區(qū)，在中西部地區(qū)實(shí)施試點(diǎn)政策對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率促進(jìn)作用更強(qiáng)；相較于高收入農(nóng)戶而言，試點(diǎn)政策能夠顯著提高低收入農(nóng)戶的非農(nóng)勞動生產(chǎn)率。

本研究具有以下幾點(diǎn)政策啟示。第一，推廣完善返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策。一方面，本研究發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策能夠有效推動農(nóng)村家庭剩余勞動力非農(nóng)就業(yè)，從而提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率。因此，相關(guān)政府部門應(yīng)進(jìn)一步推廣返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策，通過簡化審批流程，提高服務(wù)效率等方式優(yōu)化創(chuàng)業(yè)環(huán)境，同時要鼓勵產(chǎn)業(yè)鏈延伸，通過支持本地特色產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)集聚，以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，充分發(fā)揮返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)在轉(zhuǎn)換農(nóng)村內(nèi)生發(fā)展動能和促進(jìn)農(nóng)戶持續(xù)增收中的重要作用。另一方面，目前試點(diǎn)政策尚未對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。因此，政府部門需進(jìn)一步完善試點(diǎn)政策，可通過設(shè)立農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)專項(xiàng)基金、提供專項(xiàng)稅收減免、技術(shù)設(shè)備補(bǔ)貼等政策來加強(qiáng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)類返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的支持力度，從而在推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的同時提高農(nóng)民勞動生產(chǎn)率。第二，加大中西部地區(qū)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的扶持力度。試點(diǎn)政策在不同地區(qū)對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提升效應(yīng)具有顯著的異質(zhì)性特征，對中西部地區(qū)農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用十分明顯。因此，政府部門需因地施策，建立區(qū)域差異化支持體系，針對中西部地區(qū)農(nóng)村人口規(guī)模大、資源稟賦多樣的特點(diǎn)，實(shí)施更加偏向性的扶持政策。例如，通過專項(xiàng)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付，加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，完善交通、物流和數(shù)字通信網(wǎng)絡(luò)，降低創(chuàng)業(yè)成本，提升創(chuàng)業(yè)環(huán)境競爭力。同時，政策實(shí)施應(yīng)注重與區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)的深度融合，例如支持發(fā)展特色農(nóng)業(yè)、綠色能源或加工制造業(yè)，構(gòu)建本地特色產(chǎn)業(yè)集群，利用區(qū)域優(yōu)勢，增強(qiáng)發(fā)展內(nèi)生動力。第三，進(jìn)一步推廣返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策中的益貧性措施。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對低收入農(nóng)戶的非農(nóng)勞動生產(chǎn)率提升效應(yīng)十分明顯，具有明顯的益貧特征。因此，地方政府需完善企業(yè)吸納低收入勞動力的激勵政策，通過直接獎補(bǔ)、稅收優(yōu)惠等方式鼓勵返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)吸納貧困家庭勞動力，同時為低收入群體提供免費(fèi)技能培訓(xùn)與專項(xiàng)補(bǔ)貼，增強(qiáng)其創(chuàng)業(yè)和就業(yè)能力，在推動返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的同時，提高低收入群體的勞動生產(chǎn)率，降低返貧風(fēng)險。

參 考 文 獻(xiàn)

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The Effect of the Pilot Policy of Returnee Entrepreneurship on La- bor Productivity： An Empirical Study Based on CFPS Micro-data

CAO Yifan，CHEN Huijie，LI Xueying

Abstract In the context of China’s rural transition from a “migrant worker economy” to an “entre- preneurial economy” in rural areas，this study utilizes data from the Chinese Family Panel Studies（CFPS） spanning from 2012 to 2020 to examine the impact of the returnee entrepreneurship pilot policy on the labor productivity of rural households from a micro-household perspective.The results reveal that the pilot policy significantly enhances farmers’ labor productivity，a conclusion that still holds after a se- ries of robustness tests.Disaggregated analysis reveals that the pilot policy significantly improves farmers’non-agricultural labor productivity by promoting non-agricultural employment，while their effect on agri- cultural labor productivity remains statistically insignificant.This is attributed to the pilot policy simulta- neously having a positive effect on agricultural labor productivity through promoting land transfers and a negative effect by reducing human capital invested in farming，resulting in a net offset of effects.Heteroge- neity analysis indicates that the policy has a stronger positive effect on labor productivity in central and western regions than in eastern regions.Moreover， the policy’s promotion of non-agricultural labor pro- ductivity is more significant for low-income farmers than for high-income farmers.Based on these find- ings，the study recommends expanding and refining the pilot policy，increasing support for entrepreneurial activities in central and western regions，and expanding the poverty-reducing measures within the pilot policy.

Key words returning home for entrepreneurship； labor productivity of farmers；non-farm employ- ment

（責(zé)任編輯：王 薇）

① 需要指出的是，本文后續(xù)談及的“試點(diǎn)政策”均指代“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策”。

② 資料來源于中華人民共和國國家發(fā)展和改革委員會，https：//www.ndrc.gov.cn/xxgk/zcfb/tz/201711/t20171102_962582.html.

① 數(shù)據(jù)來源于央視網(wǎng)，http：//gongyi.cctv.com/shuangchuang2020/fgw/fxcy/index.shtml.

① 資料來源于中華人民共和國國家發(fā)展和改革委員會，https：//www.ndrc.gov.cn.

② 因CFPS未公開縣域?qū)用嫘畔ⅲ疚南拗祁惓鞘?區(qū)縣數(shù)據(jù)的分析工作在北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心機(jī)房進(jìn)行。

① 數(shù)據(jù)來源于各省市歷年的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

① 非農(nóng)勞動生產(chǎn)率=家庭工資性收入/家庭勞動力人數(shù)。

② 農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率=（農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)總值-農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總費(fèi)用）/家庭務(wù)農(nóng)總?cè)藬?shù)。

① 家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)通過統(tǒng)計(jì)CFPS問卷中“從事自家農(nóng)業(yè)名單”人數(shù)所得。

① 數(shù)據(jù)來源于三臺縣人民政府，http：//www.santai.gov.cn/xxgk/zfwj/17623471.html.

② 數(shù)據(jù)來源于古田縣人民政府，http：//www.gutian.gov.cn/zwgk/zcjd/wz/201903/t20190305_944464.htm.

③ CFPS問卷中，將家庭樣本按人均收入水平高低分為四類，由高到低分別為“最高25%”“中上25%”“中下25%”和“最低25%”。