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政府支持农民工返乡创业对乡村振兴的效应研究

——基于返乡创业试点政策的双重差分检验

- ORCID：
李俊蓉 ¹
- ORCID：
林荣日 ²
✉

1. 武汉大学教育科学研究院，湖北武汉 430072； 2. 复旦大学高等教育研究所，上海 200433

中图分类号： F323； F279.2

最近更新：2024-03-11

DOI：10.7621/cjarrp.1005-9121.20240114

摘要

目的

通过分析政府支持农民工返乡创业是否影响乡村振兴，探究返乡创业试点政策在乡村振兴的5个层面产生何种效应。

方法

文章使用熵值法测度了乡村振兴指数，衡量乡村振兴的发展水平，并将返乡创业试点这一政策作为一项准自然实验，选取2011—2019年我国11省447个县域的面板数据，运用双重差分法展开了探讨。

结果

（1）返乡创业试点政策推动乡村振兴效应明显；相比于贫困县，返乡创业试点政策对非贫困县的影响系数更大；返乡创业试点政策促进产业兴旺发展效应最大，其次是生活富裕、乡风文明、生态宜居和治理有效。（2）县域经济发展水平、产业升级和地方政府财政能力等控制变量也对乡村振兴产生了作用。（3）从影响机制上看，返乡创业试点政策通过集聚效应、投资效应、人力资本效应对乡村振兴产生作用，其中投资效应的作用最大。

结论

返乡创业试点政策的实施对乡村振兴产生了促进作用，而且政策效果在时间上具有时滞性。

关键词

返乡创业; 乡村振兴; 产业兴旺; 双重差分检验; 县域

0 引言

党的二十大提出要全面推进乡村振兴，坚持城乡融合发展，走中国式现代化道路。人才是乡村振兴的关键要素，驻巢引凤，引入返乡能人，才能为乡村振兴注入新的人才“活水”。2015年国务院办公厅发布了《关于支持农民工返乡创业的意见》，提出引导一二三产业融合发展、支持新型农业经营主体等措施，鼓励和支持农民工返乡创业，促进农村经济发展。2017年“中央一号文件”指出：“支持进城农民工返乡创业，带动现代农业和农村新产业新业态发展”。2018年国务院办公厅又发布了《关于进一步支持农民工等人员返乡下乡创业的意见》，提出要加强对返乡创业人员的培训和指导，提供资金支持和税收优惠政策等，推动农民返乡创业，促进乡村振兴。2020年《关于推动返乡入乡创业高质量发展的意见》与《扩大返乡留乡农民工就地就近就业规模细化实施方案》提出了进一步推进简政放权，优化返乡入乡创业营商环境与因地制宜设立返乡入乡创业资金来降低返乡入乡创业生产经营成本等政策，2021年国务院发改委发布了关于推广支持农民工等人员返乡创业试点经验的通知，鼓励各试点地区积极探索适合自身的返乡创业发展路径，这些政策相继出台，进一步提高了农民工返乡创业的积极性。

一直以来，我国农村地区存在着劳动力过剩问题，政府通过鼓励农村劳动力外出务工来实现剩余劳动力的转移。据农民工监测报告数据，2021年全国农民工总数为2 925.1万人，较2020年增加了691万人，同比增长2.4%，当地农民工增速（4.1%）高于外出农民工（1.3%）2.8个百分点。自1990年代愈演愈烈的民工潮伊始，越来越多的农民工从地方性共同体、家族、家庭等亲密关系结构中脱离出来，参与到城镇化的进程中^[

1,2]。可以预见到，越来越多的创业能人将会出现在返乡创业的浪潮中，农民工将会成为乡村振兴战略的中流砥柱和推进主体。出台返乡创业试点政策支持农民工返乡创业是我国政府施策要点，也是推进乡村振兴战略的重要途径。2016年2月中央政府部门发布了《关于同意河北省威县等90个县（市、区）结合新型城镇化开展支持农民工等人员返乡创业试点的通知》，开启了返乡创业试点政策的先河。此后，试点的范围不断扩大，截止2017年底，国家批复设立的返乡创业试点地区已达341个，其中西部地区多达150个。近30年来我国的返乡创业进程不断加速^脚注，农民工返乡创业发掘了农村经济潜力，促进了新农村建设^{[参考文献 3

百度学术}3,4]。在乡村振兴时代背景下，农民工返乡创业进一步促进了城乡融合和乡村全面振兴，是中国特色社会主义道路上的一种制度创新，是实施乡村振兴战略、加快农业农村现代化进程的重要举措^{[参考文献 5-7}5-7]。

文章利用2011—2019年我国447个县域数据，采用双重差分法展开分析，主要研究问题有：返乡创业试点政策能对乡村振兴产生什么样的效应？返乡创业试点政策在乡村振兴5个层面产生的效应有何差异？这种效应是通过何种渠道产生的？

1 作用机理与研究假设

1.1　作用机理

农民工返乡创业有其自身逻辑与内在原因：首先，我国政府对农民工返乡创业予以政策支持，包括补贴、税收优惠、用地支持和银行信贷等扶持等政策，在政策加持下农民工参与返乡创业的积极性不断攀升^[

8,9]。其次，农民工返乡创业行为促进了农村户籍人口从城市向农村回迁，由此带来消费需求不断从城市向农村延伸。同时，返乡创业农民工可以通过电子商务等方式来增强信息获取优势，将城市工作、生活中积累的经验运用到农村生产生活中，降低了创业成本^{[参考文献 10

百度学术}10,11]、扩展了市场性关系网络^{[参考文献 12

百度学术}12]，最终提升了返乡创业绩效。第三，创业榜样的存在也能显著提高农民工的返乡创业的动力，成功创业者对返乡创业农民工具有引领与示范作用，可以显著提高农民工的返乡创业绩效与驱动力^{[参考文献 13

百度学术}13]。

从理论分析的角度而言，首先返乡创业试点政策对乡村振兴具有直接作用:返乡创业试点政策释放了金融支持政策效应、产业支持政策和创业培训与管理服务政策效应可以为农民工返乡创业提供有效支撑，直接促进了乡村振兴纵深发展。第一，返乡创业试点政策带动了返乡创业群体的壮大。截止2020 年底，全国试点地区返乡入乡创业人员总量超过 280 万人，累计创办市场主体 225 万个左右，带动就业近 980 万人，形成要素聚乡、产业下乡、人才入乡和能人留乡的良性互动局面，成为当地经济增长的重要驱动力

。第二，返乡创业试点政策引致了返乡创业的新模式。回乡创业的劳动力通常从事与当地农业生产相关的经营活动，采用的模式主要有“公司＋农户”或“公司＋合作社＋农户”等。这些模式可以有效组织分散的农户，加强农户与市场的联系，促进农村劳动力发展生产和实现就业。同时，这些模式还可以集约利用土地、机械等生产要素，推动规模农业和现代农业的发展。第三，返乡创业试点政策促进了相关行业的发展。各试点地区积极探索适合自身的返乡创业发展路径，大力推进农业与旅游、教育、文化、健康养老等产业深度融合，根据的2019年的2 139家返乡创业企业调查数据，2019年返乡创业的主要行业依次为：批发业（19.22%）、住宿和餐饮业（15.34%）、制造业（14.64%）、零售业（10.52%）^脚注。另外，返乡试点政策引致了集聚效应、人力资本效应和投资效应，作为间接效应，最终推进了乡村振兴进展，间接效应的相关分析见后文。

1.1.1　返乡创业试点政策的直接效应

返乡创业试点政策是由金融支持政策、产业支持政策以及创业培训和管理服务等多种措施组成的。

（1）金融支持政策效应。依托创业投资基金，加大对农民工返乡创业资金支持，满足融资需求；落实完善抵押担保方式、成立担保基金等政策；按照农民工等人员返乡创业需求，加大微贷技术推广力度，设计开发新型返乡创业金融产品。这些政策有效地缓解了农村地区返乡创业融资难、创业群体对金融支持政策不明晰等问题，在一定程度上满足了返乡创业人员的金融需求。

（2）产业支持政策效应。利用东部发达地区产业升级机会，现阶段向中西部转移产业所需的先进技术、管理经验、组织形式等配套要素；重点依靠广大发达地区的消费市场，对接消化农民工等人员返乡创业地区的优势资源产品；这些政策有效地拓宽了农民工等人员返乡创业的领域，并形成了日渐浓厚的返乡创业氛围。

（3）创业培训与管理服务政策效应。促进培训主体多元化参与，开发推广创业培训模式，提供相关操作技能培训机会；实施降低返乡创业门槛的管理措施，如放宽返乡创业的经营许可范围，放松对返乡创业投资的行政管制，统筹安排住房、医疗、教育等公共服务等。这些政策有效地提高了返乡创业人员的创业信心、改善了返乡创业的基层管理效能。

1.1.2　返乡创业试点政策的间接效应

（1）返乡创业试点政策引致的集聚效应。返乡创业的农民工可以在返乡创业政策支持下形成密集的社会网络，在整合当地资源、生产要素后，企业加速构建集体合作关系，围绕地区需求的企业通过关联性生产活动形成了产业链，企业集聚效应不断放大。乡镇创业园区和示范区等能为企业集聚提供载体^[

14-15]，优质要素的有效集聚为乡村振兴“蓄势增能”。同时，农民工返乡创业促进了资本和技术等要素投入结构的优化，也推动了集体经济组织运营规范化，农业机械化的推广与运用为家庭农场等组织的发展提供了技术支撑，为村集体经济破冰突围提供了巨大的可能性。

返乡创业试点政策引发了农民工返乡创业活动，为企业集聚、集体经济发展提供了巨大契机，人口从城市回流到农村，充实了农村发展要素，为农村餐饮、建筑、物流、旅游等行业发展提供了政策支持，借助集聚所带来的规模经济、范围经济，形成产前产中产后有机衔接、上下游产业紧密联系的产业集群，助推了乡村振兴的纵深发展。

（2）返乡创业试点政策引致的人力资本效应。舒尔茨认为在影响经济发展诸因素中，人的因素是最关键的，人力资本的积累是社会经济增长的源泉，经济发展主要取决于人的质量。返乡创业政策能够激励人才回归，驱动农村人力资本振兴。政府通过返乡创业试点政策吸引外出务工的农民工返乡创业，城市到农村的“城—乡”流动开始出现并逐步增加，他们运用在城市积累的经验、学到的技能和积攒的资金进行返乡创业，能够有效解决农村剩余劳动力就业问题。对农民进行业务培训，推动农民工向新型农民的角色转变，促进现代农业例如现代种植业、特色休闲业等新兴产业的蓬勃发展。

（3）返乡创业试点政策引致的投资效应。长期以来国家推行重工业优先发展战略，用“剪刀差”剥夺农业为工业积累资本，导致了农业农村融资难、农业投资增速下滑等问题。近年来我国政府陆续出台了农民工返乡政策措施及意见等，相关文件聚焦于吸引农民工返乡创业，鼓励培育多元投资主体，激发农村投资热情。总体来看，返乡创业政策引致的投资效应，主要包括民间投资与政府投资两方面。一方面，农民工返乡创业可以增强民间投资积极性，民间投资具有发展二三产业的经验和优势，可以盘活农村的资源变成资产，通过反哺投入到第一产业中，带动农村产业协调发展，缩窄了农业资金需求缺口。另一方面，在返乡创业政策的引导下，地方政府着力发挥财政资金撬动作用，持续加大农业财政支出力度，将资金引入到农业相关领域。另外，政府针对返乡创业项目的税费减免与补贴也能刺激农村投资。民间与政府对农业农村的多元化投资可以提升农村项目规模化和产业化，完善农业基础配套设施健全化，是实现农村产业兴旺、促进农民生活富裕的关键力量。

因此，农民工返乡创业试点政策推动乡村振兴的机理可以概括为：返乡创业试点政策引发了以乡镇创业园区和示范区等为载体、优质要素的有效集聚为动力的集聚效应，推动工业化、城镇化和乡村振兴所需要的人力资本效应与民间投资为主政府投资为辅的投资效应来促进乡村振兴。通过上述分析，该研究构建如下图1所示的返乡创业（试点政策）助推乡村振兴理论分析框架。

图1 返乡创业试点政策助推乡村振兴的理论分析框架

1.2　研究假设

以上理论分析表明返乡创业试点政策可以通过农民工返乡创业来助力乡村振兴。但是，我国学者的研究主要涉及两个角度：一是多侧重于从理论上分析返乡创业助推乡村振兴内在逻辑，较少对政策效应进行定量评估分析，且鲜有从县域的角度对命题展开探究；二是多关注返乡创业试点政策对农村产业发展以及农民收入的促进作用，对乡村振兴其他方面，例如生态宜居、乡风文明以及治理有效等方面的关注有所欠缺。农民工返乡创业对乡村振兴产生了重要影响，关于其影响机制，目前主要有以下几种观点：第一，农民工返乡创业通过以工补农、以城带乡，推动形成工农互促的新型工农城乡关系，推动农村产业结构升级，促进产业融合发展^[

16]。第二，在乡村振兴战略实施中，“城归”人口是乡村振兴战略的重要支点，农民工返乡创业加速了人才回流，有效提升了农村劳动力素质，激活农村实体经济的人力资本要素^{[参考文献 17

百度学术}17]。第三，返乡农民工在集镇开展创业活动可以带动促进当地农村劳动力就业，增加稳定收入，是推动乡村产业繁荣的动力源泉^{[参考文献 18

百度学术}18] 。同样，一些文献采用定量研究方法证实了农民工返乡创业政策对乡村振兴具有拉动作用，例如杨建海研究发现财政资金补贴政策、税费减免政策能显著拉动返乡创业企业的雇用员工人数，创业培训政策和产业扶贫政策能显著拉动贫困户和残疾人的就业率^{[参考文献 19

百度学术}19]。从外部角度来看，政府扩大农村公共品供给对农民工返乡创业决策具有一定的影响，多种类型的农村公共品供给能显著提高农民工返乡创业的概率，其中生活型公共品的影响效应更大^{[参考文献 20

百度学术}20]；从内部角度来看，激活文化资源、唤醒农民的主体意识以及提升返乡农民工人力资本的现代性和高质量性才是促进乡村振兴的根本举措^{[参考文献 21

百度学术}21]。

结合当前研究成果和该文的理论机理分析，提出以下基本研究假设。

假设一：返乡创业试点政策能对乡村振兴产生显著效应，且在不同维度上存在差异性。

假设二：返乡创业试点政策对乡村振兴产生的作用是通过集聚效应、人力资本效应和投资效应体现出来的。

2 数据来源与研究设计

2.1　数据来源

为了研究返乡创业试点政策对乡村振兴的影响，该研究收集整理了2011—2019年11

个省份447^脚注个县^脚注的县域面板数据，其中76个县为政府批准的返乡创业试点县^脚注。该研究所有数据来源如下：返乡创业试点地区名单来自国家发展和改革委员会网站，2011—2019年医院、卫生院床位数(床)数据来源于马克数据网，贫困县名单来自国家乡村振兴局官方网站，PM2.5年度均值来自加拿大达尔豪斯大学大气成分分析组，二氧化碳排放量来自国家地球物理数据中心，全国文明村由于每三年评比一次，所以该数据在下一届评比之前均按照上一届评比数据，其余指标数据都来源于《2012中国县（市）社会经济统计年鉴》、历年的《中国县域统计年鉴》和Wind数据库、国泰安县域经济数据库。

2.2　变量说明

2.2.1 被解释变量

乡村振兴发展水平。该研究参考王蓉和赵雪雁^[

15]的研究，使用熵值法测度了乡村振兴指数，以乡村振兴指数来衡量乡村振兴的发展水平，乡村振兴指数通过乡村振兴指标体系测算得出。目前国内有关乡村振兴指数的测度多集中省域层面，以县域为单位的分析也大多以某一省份县域为研究对象。该研究在查阅相关参考文献的基础上，根据乡村振兴内涵并立足乡村振兴的实际情况，得出表1所示的关于乡村振兴的三级指标体系。

表1 乡村振兴评价指标体系

一级指标	二级指标	指标解释	单位	指标说明	权重
产业兴旺	粮食综合生产力	粮食总产量	万t	正向	0.069 0
	农业现代化水平	设施农业面积	hm²	正向	0.210 0
	农林牧渔业发展程度	农林牧渔业产值/地区生产总值	比值	正向	0.020 3
	乡村生产效益	第一产业增加值/乡村人口	亿元/万人	正向	0.147 2
生态宜居	化肥使用强度	每公顷化肥施用量	万t	负向	0.000 7
	空气质量指数	PM2.5年度均值	μg/m³	负向	0.004 2
	污染物排放量	二氧化碳排放量	万t	负向	0.001 2
	社会环境宜居	卫生院床位数	个	正向	0.048 5
乡风文明	教育资源水平	普通中学学生数	万人	正向	0.052 4
乡风文明	民风文明程度	全国文明村数量	个	正向	0.204 1
治理有效	经济繁荣水平	规模以上企业数量	个	正向	0.103 1
	政府财政能力	一般公共预算支出	万元	正向	0.026 3
	地方德治水平	社会福利单位床位数	个	正向	0.088 5
生活富裕	农村居民收入水平	农村居民人均可支配收入	万元	正向	0.023 6
生活富裕	城乡收入差距	城乡居民收入比	比值	负向	0.000 8

然后采用客观赋权法中的熵权法计算指标权重，最后计算乡村振兴发展水平。熵值法简单介绍如下。

首先，求出第 $i$ 个县的第 $j$ 项指标所占的比重 $P_{i j}$ ，公式为：

P_{i j} = \frac{Y_{i j}}{\sum_{i = 1}^{m} Y_{i j}}

（1）

式（1）中， $i$ 表示县域的个数， $i = 1 ， 2 ， \dots ， m$ ， $j$ 表示指标的个数， $j = 1 ， 2 ， \dots ， n$ 。

其次，求出指标 $j$ 的信息熵 $E_{i j}$ ，公式为：

E_{i j} = - k * \sum_{i = 1}^{m} P_{i j} * l n (P_{i j})

（2）

式（2）中， $k = 1 / l n m$ 。

最后，求出各项指标的权重为：

W_{j} = \frac{G_{j}}{\sum_{j = 1}^{n} G_{j}}

（3）

式（3）中， $G_{j}$ 表示指标的变异系数， $G_{j} = 1 - E_{j}$ 。根据上述熵权法即得到乡村振兴指数

。

2.2.2 核心解释变量

该文的核心解释变量为 $d i d_{i t}$ ，是返乡创业试点政策交互项，公式表示为：

d i d_{i t} = T r e a t_{i} \times p o s t_{t}

（4）

2.2.3 控制变量

刘灵辉等、蔡兴等认为县域的经济发展水平、政府财政能力等是影响农民工返乡创业政策对乡村振兴效应的重要因素，该研究并结合实际情况选取了经济发展水平、地方政府财政能力、产业升级水平以及是否贫困县若干影响乡村振兴的因素作为控制变量^[

23,24]。其中经济发展水平借鉴熊正德等、Boler等的研究方法以县域实际GDP来衡量^{[参考文献 25

百度学术}25,26]，政府财政能力借鉴张淑惠、李若飞的研究方法以县域公共财政预算收入来衡量^{[参考文献 27

百度学术}27]，产业升级水平借鉴徐丽鹤等的研究方法以县域第二产业增加值与第三产业占GDP的比值来衡量，是否贫困县以某县当年是否为国家级贫困县来衡量^{[参考文献 27

百度学术}27]。

2.2.4 中介变量

前文的理论分析表明，返乡创业试点政策对乡村振兴的影响效应可能通过集聚效应、人力资本效应和投资效应三方面发挥作用。据此，在作用机理检验中，该文引入了经济集聚水平、固定资产投资、劳动力数量和劳动力质量4个中介变量

，其中经济集聚水平借鉴郝寿义等、任晓松等的研究方法用第二三产业增加值与行政区域面积的比值来衡量^{[参考文献 29

百度学术}29]，固定资产投资借鉴吴兴敏的做法用社会固定资产投资额衡量^{[参考文献 31

百度学术}31]，劳动力数量用乡村就业人数表示，劳动力质量借鉴丁小浩等的做法用普通中学在校学生数与年末总人口的比值表示^{[参考文献 32

百度学术}32]。

该研究的主要变量描述性统计结果如表2。

表2 主要变量的描述性统计

变量	样本量	均值	标准差	最小值	最大值
乡村振兴指数	3 796	5.051	0.901	2.350	10.234
县域经济发展水平	3 796	13.345	0.839	9.910	16.399
地方政府财政能力	3 796	57 929.200	73 164.610	758	912 187
产业升级水平	3 796	0.391	0.171	0.037	0.906
是否贫困县	3 796	0.533	0.499	0.000	1.000
经济集聚水平	3 796	0.031	0.054	0.000	0.998
固定资产投资	3 796	13.400	0.881	10.151	15.914
劳动力数量	3 796	11.567	1.051	6.238	13.740
劳动力质量	3 796	0.051	0.017	0.000	0.123

样本总数为3 796，被解释变量是乡村振兴发展水平，最小值2.350，最大值是10.234，平均值为5.051，标准差是0.901，标准差数值较少，说明变量波动性不大，其他变量的描述性统计与被解释变量、解释变量类似，就不一一赘述。

2.3　研究设计

借鉴准自然实验方法，该文使用双重差分法估计返乡创业试点政策对乡村振兴的影响。

如果i县入选返乡创业试点地区，则将其作为实验组，否则作为对照组，基准回归模型设定为：

r u r a l_{i t} = α_{0} + α_{1} d i d_{i t} + β X_{i t} + λ_{i} + γ_{t} + ε_{i t}

（5）

式（5）中， $r u r a l_{i t}$ 为被解释变量，指的是第t年i县的乡村振兴指数。 $d i d_{i t}$ 为是返乡创业试点政策交互项，具体而言， $d i d_{i t} = T r e a t_{i} \times p o s t_{t}$ 。 $T r e a t_{i}$ 表示 $i$ 县是否入选返乡创业试点地区的虚拟变量，若 $i$ 县在入选当年及之后则 $T r e a t_{i}$ =1，否则 $T r e a t_{i}$ =0； $X_{i t}$ 表示影响乡村振兴的控制变量集合。 $λ_{i}$ 表示县固定效应，用来控制不随时间变化的个体因素； $γ_{t}$ 表示年份固定效应，用来控制不随个体变化的时间因素； $ε_{i t}$ 表示随机干扰项。变量 $d i d_{i t}$ 前面的估计系数 $α_{1}$ 反映返乡创业试点政策的乡村振兴增长效应。

3 实证分析

3.1　基准回归结果分析

首先对计量理论模型（1）进行实证检验，验证返乡创业试点政策对乡村振兴的综合效应，如表3所示。

表3 基准回归

变量	乡村振兴指数
变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
试点政策交互项	0.141^***	0.145^***	0.144^***	0.142^***	0.139^***
	(0.051)	(0.050)	(0.050)	(0.050)	(0.050)
是否贫困县		-0.113^***	-0.064^*	-0.062^*	-0.063^*
		(0.035)	(0.036)	(0.036)	(0.036)
县域经济发展水平			0.352^***	0.429^***	0.421^***
			(0.069)	(0.079)	(0.080)
产业升级水平				-0.369^*	-0.366^*
				(0.204)	(0.204)
地方政府财政能力					0.000
					(0.000)
常数项	4.766^***	4.837^***	0.265	-0.567	-0.477
	(0.017)	(0.031)	(0.896)	(0.988)	(0.999)
观测值	3 796	3 796	3 796	3 796	3 796
R²	0.220	0.225	0.253	0.255	0.255
县域效应	是	是	是	是	是
年份效应	是	是	是	是	是

注： ①^***、^**、^*分别表示 1%、5%、10%的显著性水平；②括号内的数值是以县为聚类变量的稳健标准误。下同

具体地，该实证将返乡试点政策交互项（ $t r e a t$ 和 $p o s t$ 的交互项）放进计量模型中，并且逐步纳入控制变量，即“是否贫困县”“县域经济发展水平”“产业升级水平”和“地方政府财政能力”，且考虑了县域效应和年份效应，进行回归，结果模型（1）至（5）中试点政策交互项的系数均显著，通过了1%显著性水平检验，因此，可以断定返乡试点政策对乡村振兴具有显著的正向影响。以变量最完整的模型（5）为例，从作用大小来看，返乡创业试点政策对试点县乡村振兴水平的提升作用为13.9%，且通过了1%的显著性检验。2011—2019年全部样本县的实乡村振兴指数为5.051，因此，该政策可以为县域乡村振兴贡献0.7单位

。

3.2　稳健性检验

为了保证该研究结果的稳健性，接下来将进行平行趋势检验、安慰剂检验以及其他稳健性检验。

3.2.1　平行趋势检验

在实证过程中该研究通过控制变量和个体、年份固定效应进行逐步回归，在此基础上初步证实了返乡创业试点政策具有助推乡村振兴的效应，但是依然需要采用平行趋势检验来排除其他因素干扰，验证上述实证结果并非偶然获得。采用定量分析，可将DID模型中的时间固定效应（ $T r e a t$ ）改为年度虚拟变量。实施干预前有多少期，就要有多少年度虚拟变量。将这些年度虚拟变量与 $T r e a t$ 相乘，即可得到相应的返乡试点政策交互项（ $T r e a t \times p o s t$ ）。这时，交互项反映的是实施干预前，处理组和对照组之间的差异。检验平行趋势假设是否符合模型就可以转化为观察分析结果中实施干预前交互项的估计系数是否显著。如果在实施干预前，交互项的估计系数在统计意义上没有显著差异，那么说明处理组和对照组具有相同的趋势，符合平行趋势假设。该研究借鉴

Boler 等（2015）的做法，使用事件分析法分析返乡创业试点政策的平行趋势。平行趋势检验结果如图2所示，在政策实施前均不显著，在政策实施当期及之后2年内显著。每一个时间窗口的估计系数均不显著。估计结果表明：一方面，在政策实施前处理组和对照组变化趋势大致一致；另一方面，返乡创业试点政策的实施对乡村振兴产生了促进作用，而且政策效果在时间上具有时滞性。

图2 返乡创业试点政策助推乡村振兴的平行趋势检验

图2中竖线所对应的横轴数值为0.139，表示基准回归的返乡创业试点政策回归系数

3.2.2　安慰剂检验

通过安慰剂试验，可以研究政策实施对受影响对象所产生变化的影响是否仅源于政策本身，还是存在其他未被观测到的因素对实验组产生了额外的正面或负面效应。DID方法通常包括两种安慰剂试验方法：一种是改变政策实施时机，包括前置处理组的政策实施时机。这种情况下，安慰剂试验的作用与平行趋势检验相同，都是测试政策实施前的基础回归中时间虚拟变量与处理组交互项系数（F(-1)、F(-2)、F(-3)、…）的显著性，如果不显著则检验通过。第二种方法是通过对处理组变量进行随机抽样，并观察随机化后的DID项系数或观测值的核密度图，来判断它们是否集中分布于0附近，并且是否显著偏离真实值，这种方法可以重复进行多次，以增加结果的可靠性。该研究参考第二种方法，在借鉴相关研究的基础上，进行了个体安慰剂检验。首先从447组数据中随机抽取76组作为新实验组，剩余数据作为新对照组进行安慰剂检验，重复抽取500次，图3显示了回归结果的系数分布，从模型中可以看出回归系数集中分布在0附近，而且从图3中可以看出500次随机结果中的回归系数均小于基准回归系数，仅0.5%的随机政策会对乡村振兴产生显著的正向影响，因此，该文犯“取伪错误”的概率非常低。

图3 返乡创业试点政策助推乡村振兴的安慰剂检验

3.2.3　其他稳健性检验

该研究还进行了其他方面的稳健性检验，主要包括：一是将447个县域分为贫困县与非贫困县，并分别进行回归分析；二是剔除离返乡创业试点政策政策实施较远的年份，用政策实施前后3年的数据做回归分析。

（1）该研究的447个县域中包含280个国家级贫困县，这些贫困县分布于实验组和非实验组数据中，由于贫困县与非贫困县在经济发展、国家各项促进发展的政策都不同，因此该研究进一步对贫困县和非贫困县样本进行区分后分别进行回归分析，回归结果如表4所示，由表4中模型（1）和（2）的结果可以看出，返乡创业试点政策交互项系数为正且显著，表明了结论的稳健性。

表4 稳健性检验

	乡村振兴指数
	非贫困县	贫困县	更改样本时期
	(1)	(2)	(3)
试点政策交互项	0.161^**	0.145^**	0.130^***
试点政策交互项	（0.076）	(0.070)	(0.046)
控制变量	是	是	是
县域效应	是	是	是
年份效应	是	是	是
观测值	1 390	2 406	2 926
R-squared	0.111	0.353	0.154

（2）该研究样本数据年份选取的是2011—2019年，返乡创业试点政策最早于2016年2月份实施，政策发生前的时间相比政策发生后的时间相对较长，因此该研究进一步剔除掉样本中2011年和2012年的数据，即政策实施前后时间均为3年，具体的检验结果见表4中的模型（3），可以看出结果系数虽有所下降但是仍然为正且通过显著性检验，再次验证了返乡创业试点政策的确助推乡村振兴发展，这进一步加强了该研究的可靠性。表4的第一列与第二列中试点政策交互项的系数分别0.161、0.145，比较这两个系数为可以看出返乡创业试点政策对非贫困县的影响更大，原因可能在于非贫困县具有较好的接纳农民工返乡创业试点政策的软环境。

4 作用机理分析

4.1　返乡创业试点政策的直接效应分析

上述实证结果已经验证了返乡创业试点政策的政策效应，但返乡创业试点政策对乡村振兴五方面的促进机制具体又是怎么样的呢？鉴于此，该研究在阅读相关文献和前文的分析的基础上，运用熵权法计算出产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕指标值，分别进行实证分析，回归结果如表5所示。由表5的模型（1）至（5）可以看出，返乡创业试点政策促进产业兴旺发展效应最大，其次是生活富裕、乡风文明和生态宜居，返乡创业促进治理有效的结果不显著。其中产业兴旺和生活富裕系数大于基准回归中乡村振兴系数，由此可以得出返乡创业试点政策主要促进乡村产业兴旺和生活富裕两方面。

表5 作用机理检验结果I

变量	模型(1)	模型(2)	模型(3)	模型(4)	模型(5)
变量	产业兴旺	生态宜居	乡风文明	生活富裕	治理有效
试点政策交互项	0.238^*	0.047^*	0.120^*	0.154^**	0.111
试点政策交互项	（0.127）	（0.027）	（0.063）	(0.072)	（0.075）
控制变量	是	是	是	是	是
县域效应	是	是	是	是	是
年份效应	是	是	是	是	是
观测值	3 796	3 796	3 796	3 796	3 796
R-squared	0.062	0.559	0.235	0.214	0.265

（1）返乡创业试点政策与产业兴旺。从表5的模型（1）可以发现，返乡创业试点政策对农村产业兴旺的影响为正，返乡创业试点政策每提高一个百分点，将带动产业兴旺提高0.238个百分点，且通过了10%的显著性水平检验，农民工返乡创业试点政策对产业兴旺有显著促进作用的原因在于：农民工更熟悉本地的资源、文化等特色，以此为基础，将自身掌握的社会网络资源与之糅合，加之国家返乡创业试点政策以及当地政府招商引资等政策支持，创业项目得以加速落实实施，尤其是特色农业，在机械化的普及之下，将实现产业集群化和规模化。另外，在互联网+的助推下，返乡农民工将为数字乡村建设的潜在贡献者，也将会为农业现代化以及其他产业升级换代提供智力支持。

（2）返乡创业试点政策与生活富裕。表5的模型（4）显示，返乡创业试点政策对农村生活富裕的影响为正，农民工返乡创业试点政策每提高一个百分点，将带动生活富裕提高0.154个百分点，且通过了5%的显著性水平检验，农民工返乡创业试点政策对生活富裕有显著促进作用的原因在于返乡创业是是农民实现增收的最直接的途径。农民工返乡创业试点政策为农民工返乡创业提供了契机，是农民生活富裕的关键，通过将农村劳动力引导到健康农业、现代旅游业等领域，使之成为农民增收的重要渠道。

（3）返乡创业试点政策对与生态宜居、乡风文明和治理有效同样有一定的作用，农民工返乡创业试点政策对它们的效应分别为0.047、0.120、0.111。首先，乡村振兴战略要求实现生态宜居，在绿色发展理念引领下，农民工对原有乡村自然生态景观的保护意识加强，绿色产业、绿色生态产品和服务得到大力发展，农村传统生态资源损耗、农业污染得以减少。其次，乡村振兴战略要求实现乡风文明，文明的思想观念和生活方式，能为新农村建设注入崭新内涵。最后，乡村振兴战略要求实现治理有效。该研究中返乡创业试点政策促进乡村治理的回归结果不显著的原因可能与选取的治理有效评估指标有关，且政策实施最长时间也只有3年，而乡村治理显现效果较慢。

4.2　返乡创业试点政策的间接效应分析

该文结合前文的理论分析，通过引入经济集聚水平、固定资产投资、劳动力数量和劳动力质量4个中介变量来构建中介效应模型，以探究农民工返乡创业试点政策影响乡村振兴的作用机理。借鉴Baron and Kenny（1986）的方法进行检验，具体模型设定为：

M_{i t} = ϕ_{0} + ϕ_{1} d i d_{i t} + X_{i t} β + λ_{i} + γ_{t} + ε_{i t}

（6）

Y_{i t} = μ_{0} + μ_{1} d i d_{i t} + μ_{2} M_{i t} + X_{i t} β + λ_{i} + γ_{t} + ε_{i t}

（7）

式（6）（7）中，M_it是中介变量，其余变量与式（5）保持一致，此处不再赘述。前文（1）中 $α_{1}$ 反映了返乡创业试点政策对乡村振兴影响的总效应，式（7）中 $μ_{1}$ 表示直接效应。中介效应的衡量方法为： $ϕ_{1} μ_{2} = α_{1} - μ_{1}$ 。根据中介效应检验程序，如果系数 $α_{1}$ 、 $ϕ_{1}$ 、 $μ_{1}$ 、 $μ_{2}$ 均显著为正，且 $μ_{1} < α_{1}$ ，则表明存在中介效应。注意，式（6）（7）中的变量，已在文章的第三部分阐明。

（1）经济集聚。前文已经对式（5）进行了计量分析，接下来该文对式（6）进行检验，表6中模型（1）的回归结果显示农民工返乡创业试点政策会促进当地的经济集聚，总体上的原因是政府通过提供一系列返乡创业优惠政策，创业带动了资金、人才、技术向乡村集聚。提高乡村振兴水平，除了需要本土资源环境生产要素外还需要创新创业资源、资金、技术、人才等现代生产要素的投入，而这些现代生产要素又是乡村短缺且难以通过内部动员和要素替代方式解决的。农民工返乡创业试点政策推动了生产、加工、科技、营销等现代生产要素向农村聚集，有力推动了农业全环节升级、全链条增值，提高了资源配置效率，为乡镇产业高质量发展集聚力量。表6中模型（2）至（4）的回归结果也证实了返乡创业试点政策通过返乡创业提高了社会固定资产投资额，而且提高了农村劳动力的数量和质量。

表6 作用机理检验结果 II

变量	模型(1)	模型(2)	模型(3)	模型(4)
变量	经济集聚水平	固定资产投资	劳动力数量	劳动力质量
试点政策交互项	0.006^*	0.139^**	0.030^***	0.005^***
试点政策交互项	(0.003)	(0.055)	(0.010)	(0.002)
控制变量	是	是	是	是
县域效应	是	是	是	是
年份效应	是	是	是	是
观测值	3 796	3 796	3 796	3 796
R-squared	0.301	0.588	0.037	0.139

（2）固定资产投资。表6中模型（2）的估计结果表明，返乡创业试点政策促进了固定资产投资水平的提高，这是因为随着返乡创业试点政策的推广与实施，农产品进城与工业品下乡的双渠道的循环过程得以畅通，由此可以拉动返乡创业园创建、基地建设、拉动固定资产投资，城乡基础设施与农村宽带网络基础设施和服务体系也会得到完善。

（3）劳动力数量和劳动力质量。表6中的模型（3）与（4）呈现了返乡创业试点政策对返乡人员的数量与质量的双重影响，结果显示返乡创业试点政策显著提升当地的劳动力数量与质量。其主要原因是：一方面在返乡创业试点政策的支持下，走出去的“进城民工潮”变成了引回来的“返乡创业潮”。在乡村振兴的背景下，沿海经济发达地区劳动力向内地转移，返乡的劳动力数量得到明显提升；返乡后的农民工返回“故土”配置创业资源，有利于农村剩余劳动力实现当地就业。另一方面，返乡农民工积累了大量的知识、技能和经验是农村发展的重要人力资本，为乡村振兴战略注入强劲动力。外出农民工通常是在城市和发达地区就业经历了产业化、现代化培训，积累了大量知识和技能，加上工作经验和职业素养，返乡创业后使得其当地的人力资本水平大大提高。

5 结论与建议

5.1　结论

为了验证返乡创业试点政策是否促进乡村振兴，同时比较准确的评估返乡创业试点政策的可量化的实际效果，该研究梳理了返乡创业试点政策影响乡村振兴的理论逻辑，并采用2011—2019年11省447个县的面板数据，运用双重差分法进行了实证分析。理论研究发现，返乡创业试点政策可以直接促进乡村振兴，提高返乡创业农民工规模，也能通过促进集聚效应、人力资本效应、投资效应来推动乡村振兴战略。结论如下。

（1）农民工返乡创业试点政策推动乡村振兴效应明显。

（2）相比于贫困县，农民工返乡创业试点政策对非贫困县的影响更大。

（3）农民工返乡创业试点政策促进产业兴旺发展效应最大，其次是生活富裕、乡风文明和生态宜居。

（4）农民工返乡创业试点政策通过集聚效应、投资效应、人力资本效应对乡村振兴产生作用，其中投资效应的作用最大。该文的研究结果为政府实行的返乡创业试点政策提供了一定的理论与实践支撑。

5.2　建议

为完善农民工返乡创业政策体系，进一步推动我国乡村振兴纵深发展，该文提出以下政策建议。

（1）发挥集聚效应，推动农村经济产业结构升级。强化返乡创业园建设，完善相关设施，并鼓励返乡人员积极参与农民合作社、家庭农场等创业项目的合作发展，推进劳动力、土地、资本、技术、数据等创新创业资源向创业载体集聚，完善农村物流配送、贸易营销、农产品加工等产业链，建立良好的区域创业创新生态。

（2）发挥人力资本效应，完善返乡创业人员培训政策。依托真实项目与地域经济特色设计培训内容，重点开展创业意识教育、创业项目指导等针对性、内容丰富的创业培训；采用大数据把握返乡农民工创业总体情况，利用好当地的生态优势和人文资源；依托专业的电子商务人才培训基地和师资队伍积极开展互联网创业培训，鼓励借力“互联网+”信息技术开办和发展企业。

（3）发挥投资效应，加大对返乡创业项目的支持。抓紧完善金融支持相关配套政策，通过提高产品适应性、返乡创业金融服务“绿色通道”拓宽农业产业融资渠道等方式，结合当地特色开发创业项目，研究出促进项目落实和推进的政策措施，完善补贴、融资、用工用地等措施。

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政府支持农民工返乡创业对乡村振兴的效应研究

——基于返乡创业试点政策的双重差分检验

摘要

目的

方法

结果

结论

关键词

0 引言

1 作用机理与研究假设

1.1 作用机理

1.2 研究假设

2 数据来源与研究设计

2.1 数据来源

2.2 变量说明

2.3 研究设计