農村信用互助、農戶創業活躍度與共同富裕
——基于我國省際面板數據的經驗研究

王剛貞 楊夢琦

安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030

引言

共同富裕是社會主義的本質要求，是人民群眾的共同期盼。實現全體人民共同富裕具有長期性、復雜性和艱巨性[1]。習近平總書記強調共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征。自十八大以來，共同富裕逐步被提升至更重要的位置。打贏脫貧攻堅戰、全面建成小康社會，為共同富裕的實現奠定了良好基礎。但城鄉發展不均衡使農村貧困地區成為共同富裕的短板。共同富裕目標的實現離不開農村經濟的發展，關鍵是鼓勵創業和擴大就業，盡可能減少農村閑置和城鎮失業人口。農戶創業是實施大眾創業、萬眾創新戰略的重要舉措，是實現共同富裕的有效措施。

在實現全面建成小康社會和邁入新時代的背景下，“三農”工作步入新階段，其中，鼓勵農戶創業是關鍵一環。推動農村人口創業是促進農村產業興旺的重要途徑，對于加快農村經濟發展、增加農民收入帶動區域就業和實現共同富裕至關重要[2]。但我國正規金融體系難以滿足農民創業龐大的資金需求，資金短缺、融資困難成為制約農戶創業的瓶頸[3]。農村信用互助區別于農村傳統金融組織，以誠信為基礎，發揮血緣、地緣和業緣優勢，其中心不再局限于為農戶提供生活貸款、服務于農戶生產，而是通過提供新型農村金融服務和創業服務來解決農戶創業的資金不足等問題。一方面，農村信用互助依靠鄉土地緣性，充分利用鄉村農戶之間的人情優勢，解決農戶創業貸款信息不對稱的問題，提高其對金融環境的滿意度，增強金融安全感[4]。另一方面，農村信用互助使農戶擁有交易成本較低的融資渠道，增強農戶融資能力，健全農村信用互助的擔保和抵押制度，使更多農戶自主創業[3]。

基于上述現狀和文獻的思考，本文試圖探討兩個問題：一是農村信用互助影響共同富裕的作用機制是怎樣的，二是農村信用互助是否有效促進了共同富裕。為探究上述問題，首先梳理農村信用互助影響共同富裕的作用機制，選取我國30個省份①我國西藏自治區、香港和澳門特別行政區及臺灣地區有關數據缺失嚴重，故在樣本中進行剔除處理。面板數據構建省際共同富裕指數實證研究，并對提出的理論假說進行驗證。

一、相關問題研究

（一）關于共同富裕的內涵與測度研究

改革開放以來，隨著中國社會生產力的快速發展和社會財富的大規模積累，共同富裕成為中國式現代化的重要目標[5]。共同富裕是指隨著生產力的不斷發展，人民的物質和精神財富極大豐富，且創造的財富由全體成員共享[6]。其蘊含國強民共富的社會主義社會契約、日益豐富的物質與精神成果由人民共創共享及中等收入群體占主體的社會結構三部分內容[7]。新發展階段，共同富裕被賦予了新內涵。共同富裕是全體中國人民的富裕，不是一部分人和一部分地區的富裕，是各個方面的富裕，包括物質富裕和精神富裕；共同富裕是漸步發展的富裕，不是一蹴而就的富裕[8]。共同富裕作為社會主義的本質要求，是社會主義本質理論在新時代的賡續和拓新，是對新發展階段社會主要矛盾發展趨勢的深刻把握，是對人類文明新形態的深湛論證[9]。

目前眾多學者已對我國現階段共同富裕的測度進行研究，學者普遍認為共同富裕是多層次多維度的，主要以財富分配指標和收入分配指標來衡量共同富裕發展狀況[6]。并將共同富裕的實現分為不同層次，其中包括目標層、核心層、保障層，為實現農村農業共同富裕綜合性、平衡性、協調性奠定基礎[10]。共同富裕的不同維度方面，多數學者將共同富裕分為富裕程度和發展成果共享兩大維度[7]，但共同富裕包括經濟維度和社會發展維度，故也可從收入、健康、教育、保障和就業五個維度來衡量[11]。

（二）關于農村信用互助的研究

新中國成立初期，全國范圍內鼓勵發展合作經濟，為信用互助的發展奠定了基礎。1951年中國人民銀行頒布《農村信用互助小組公約（草案）》后，全國信用互助組織數量日益劇增。工業化迅速發展時期，農村信用互助最核心的任務是為新中國實現工業化籌集資金，農村信用互助體系也隨時代變遷而調整和完善。直至2015年，農村信用互助體系已完成基本改制。近十年來，合作社內部的信用互助作為新型農村合作經濟發展迅速[12]，對破解農村“金融抑制”、促進鄉村振興、實現共同富裕具有重要戰略意義。農村信用互助內生于農村地區，可減少對正規金融監管的依賴，最大限度地降低信息不對稱與交易成本，是促進農村金融發展最直接有效的方式。運用農村信用互助業務，可實現農民專業合作社社員之間資金互相融通[13]。農村金融發展存在資金受限和短缺等問題，農戶借貸資金需求難以滿足，傳統金融機構金融排斥現象嚴重，農戶自發加入專業合作社，通過合作社內部信用互助，有效解決了農民小額分散的資金需求[14]。農村信用互助在緩解“三農”融資困境中發揮了重要作用，填補了縣域金融服務空白[15]。

（三）關于農村信用互助與共同富裕關系的研究

農村信用互助能否直接促進共同富裕，學界對此已有豐富研究。農村信用互助業務通過直接向農戶發放貸款、促進農戶生產等方式增加農民收入，進而推動共同富裕。農村信用互助體系更符合農業生產和農民資金需求，使農民可在更短時間內得到貸款，進而在趕農時提高收入水平[16]。也有學者通過實地調研，發現農村信用互助依托產業直接發揮資金互助的助推作用，以農業產業為紐帶，借助生產合作的基礎，促進農戶增收[17]。不少農戶將信用互助融資用于專業化生產，有效提高第三產業附加值，進一步提高收入[18]。農村信用互助共生于農民專業合作社，內生于農村社區，最接近農戶需求，滿足農戶金融需求的績效極高[19]。農村信用互助的獨特優勢使農戶的資金需求得到較大滿足，收入水平也得到提高，推動共同富裕在農村的發展。

在大眾創新、萬眾創業背景下，農村信用互助助力農戶創業，盤活農村資金，激發農民創業熱情，使農戶創業日益成為減貧脫貧的動力和促進共同富裕的新力量。學者針對農村信用互助與共同富裕的間接關系展開研究，陳東平和周振認為農村信用互助降低農戶創業成本，激發農民創業積極性，提高農民收益，有利于促進農村經濟發展，推動共同富裕[20]。彭澎和張龍耀認為農村信用互助與農戶創業具有密切聯系，二者緊密聯系能夠有效提升農戶融資能力，增加農民收入的同時促進農村經濟繁榮發展[21]。并且農村信用互助會為農民創業、就業提供舞臺，通過延長農產品產業鏈，進一步增加農民收入，推動先富農民帶動后富農民[22]。農村信用互助不僅可以為創業者和創業意愿者提供資金互助，還能使二者信息共享，激發農戶創業潛能，以創業帶動就業，以就業帶動農民增收[23]。村民依托農村信用互助體系進行有組織、有目的的創業活動，降低創業的盲目性、滯后性、無序性，激活創業動力，為共同富裕的發展奠定基礎[24]。

總之，現有文獻研究主要集中在共同富裕的概念解讀及實現機制等方面，且學者們對共同富裕的概念理解基本一致。對于共同富裕的測度則見解不同，但普遍認為實現共同富裕是一個循序漸進而非一蹴而就的過程。學者們對農村信用互助與共同富裕的關系進行深入研究，普遍得出農村信用互助能直接促進共同富裕，但對作用機制研究有不同結論。眾多學者認為農村信用互助為農戶創業提供平臺，農戶創業積極性是實現共同富裕之源，因此農村信用互助能通過提高農戶創業活躍度間接促進共同富裕。以上文獻為本文研究提供了思路。

二、農村信用互助促進共同富裕的作用機制分析

（一）農村信用互助對共同富裕的直接影響

參照解安等對共同富裕內涵的界定[25-28]，可歸納出共同富裕的兩個特征：共同性和富裕性。從共同性來看，農村居民作為共同富裕的重點目標群體[29]，其是否實現共同富裕，是檢驗農業農村現代化和鄉村振興實現程度的重要標尺[30]。為保證不同群體具有獲得公共服務和財產的公平權益，農村信用互助充分發揮資源高效化、生產專業化、成本低廉化[31]等優勢，顯著緩解了農戶、農村小微企業、農村低收入人群等群體借貸、融資性約束，促進農戶收入增加。與傳統農村金融相比，農村信用互助作內生于農村信用合作社，一定程度上可解決傳統從城市到鄉村“輸血式”商業金融所存在的低效率、高風險、高成本等問題，以及有效解決農戶創業、就業、生產過程中的資金短缺和供給短缺問題。同時，農村信用互助建立在自助、平等和公平價值基礎上，為農戶搭建了平等交流與協作的平臺[4]。這也是農村信用互助與一般公司制金融的區別，體現了合作經濟的“平等”原則、非市場經濟的“效率”原則[32]。農戶有平等參與信用互助的機會和權力，可以吸引更多人群參加共同富裕的建設隊伍，有利于促進形成“共創共建共享”的共同富裕氣氛。

從共同富裕的富裕性來看，當前實現共同富裕的痛點、難點與關鍵點在于農民和農村富裕。一方面，農村信用互助為低收入群體提供信貸服務，讓“草根金融”能夠真正服務“草根”[33]，使農村農民邁向富裕之路。另一方面，農村信用互助具有減貧效應，農民專業合作社憑借監督、互助、信用優勢，幫助農戶增加家庭收入，激發農戶內生動力[34]。專業合作社內部信用互助自身也具有輻射帶動作用，發揮規模效應的同時，搭建“先富帶后富”平臺，拓寬農民致富之路。另外，專業合作社內部信用互助可為農戶提供專業化指導，不僅能通過促進農業生產提高收入還可通過信用互助獲得利息收入，擴大收入渠道。

在新時代背景下，農村信用互助對共同富裕共同性和富裕性兩個方面具有直接促進作用，為此本文提出以下假設：

假設1：農村信用互助的發展促進共同富裕。

（二）農村信用互助對共同富裕的間接影響：農戶創業活躍度的作用

眾多學者研究了農戶創業的增收效應，相比農戶增收速度，農戶創業具有明顯的增收效應[35]，拓寬增收渠道的同時，帶動其他方面的生產與消費，對促進農村經濟增長具有重要作用。農戶開展創業活動對擴大就業、縮小收入差距和增加減貧幾率具有重要意義，有助于促進共同富裕。農戶創業離不開農村信用互助的支持。關于農村信用互助對農戶創業活動的影響研究發現，農村信用互助主要通過搭建創業平臺[36]、降低信貸約束[37]、提高信用水平[38]等機制促進農戶創業。具體而言，從金融機構角度，農村信用互助是新型農村合作金融，相比農村傳統金融，農村信用互助憑借“血緣、親緣、人緣、地緣”“熟人社會”信息優勢，以純信用貸款為主，內生資金使用過程中社員間相互監督和民主管理的風險防范機制[39]，降低了貸款成本和交易成本，滿足農戶活動生產資金需求；從創業者角度，農村信用互助為農戶創業提供創業平臺，成立由當地實業家、創業培訓機構等牽頭的農民創業組織，不僅保證了創業者和創業意愿者的資金互助和信息共享[40]，還有效解決了資金短缺問題；從投資者角度，農村信用互助加強對投資者保護力度，激勵廣大農戶積極加入資金互助社并參與經營管理，建立風險防范與分散機制，降低農業生產風險，確保資金互助的資金安全，提高投資者入社積極性[41]，激發投資者創業熱情和創業動力。因此，農村信用互助的發展促進農戶創業活動的開展。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設2：農村信用互助通過提升農戶創業活躍度促進共同富裕。

三、農村信用互助影響共同富裕的模型構建

（一）模型構建

為檢驗假設1，構建如下基本模型：

式（1）中，Cmwi,t為省份i在t年份的共同富裕指數；Rmci,t為省份i在t年份的農村信用互助指數；向量Xi,t代表一系列可能對共同富裕產生影響的控制變量；μi表示省份固定效應；δt表示時間固定效應；εi,t表示隨機擾動項；α1為待估參數，預期系數顯著為正。

為檢驗假設2，基于基本模型構建如下模型：

具體檢驗步驟如下：首先，農村信用互助Rmc對共同富裕Cmw進行回歸，如式（1）；其次，如式（2）農村信用互助Rmc對中介變量農戶創業活躍度Ent進行回歸；最后如式（3），農村信用互助Rmc及中介變量農戶創業活躍度Ent對共同富裕Cmw進行回歸。若γ1不顯著，α1、β1、γ2顯著，則表示中介變量在農村信用互助對共同富裕的影響中存在完全中介效應；若γ1顯著且γ1＜α1，α1、β1、γ2顯著，則表示存在部分中介效應。

（二）變量測度與說明

1.被解釋變量。共同富裕發展指數（Cmw）。習近平總書記在《扎實推動共同富裕》一文中強調，“共同富裕是社會主義的本質要求，是人民群眾物質生活和精神生活都富裕”。實現全體人民共同富裕是為人民謀幸福的著力點，共同富?？刹鸱譃椤肮餐迸c“富?！眱蓚€層面?！肮餐睆娬{的是公平性，即實現共同富裕不是一部分人的富裕，而是全體人民的富裕，是縮小區域、城鄉與個體之間的差異。共同富裕指標范疇應兼顧效率與公平，“富?！眲t強調“效率性”，其中既要包括物質生活的富裕，還要包含精神文化的富足[42]。共同富裕的實現是一個長期的動態發展過程，在不同發展階段，存在差異和不同的發展層次，具有不同的時代內涵。實現共同富裕需要解決生產力發展不充分的問題，逐步縮小差距。

本文在厘清共同富裕含義和特征的基礎上，參照已有文獻構建共同富裕指標。對于共同富裕發展水平的測度，鄒克和倪青山[26]主要分為收入和平等兩個子系統，本文在此基礎上分為共同性和富裕性兩個方面。借鑒已有文獻[25-28]，根據數據的可衡量性和可獲得性，結合省際層面數據，從共同富裕的共同性和富裕性兩個方面構建2個一級指標，4個二級指標，12個三級標題的共同富裕評價指標體系見表1。為避免人為主觀因素帶來偏差，對指標采用具有客觀賦權的熵值法[43]，首先對指標進行標準化處理，再計算第i年變量j的權重，然后計算指標的信息熵和冗余度，最后計算指標權重并計算綜合指標。則為各個省份共同富裕發展指數，記為Cmw。

表1 共同富裕發展指數指標體系

共同富裕的共同性，要求盡可能縮小差距即縮小人群差距和城鄉差距。借鑒張金林等的做法，將共同富裕共同性方面分為人群差距和城鄉差距[28]。同時參照向云等的做法，將人群差距分為初次分配勞動者報酬比、居民社區養老保險參保率、參加失業保險率；將城鄉差距分為城鄉人均可支配收入比、城鄉人均消費比、城鎮化率[44]。

共同富裕的富裕性，要求滿足人民衣食住行的同時也滿足人民精神上的富裕。物質富裕方面，多數學者以收入進行衡量，本文參照李實等的研究[45]，將物質富裕分為基尼系數、人均生產總值、人均私家汽車擁有量。精神富裕方面，申云等用身體健康、社會認同兩方面衡量[46]，李金昌等將其分為文化產業和綜合素質提升[47]，本文借鑒雍和明對精神富裕的理解，納入醫療方面，故本文精神富裕指標囊括醫療、文化和教育三個維度[48]。

2.核心解釋變量。農村信用互助發展指數（Rmc）。黨的十八大以來，習近平總書記高度重視深化金融改革，完善金融從業人員、金融機構、金融運行，積極探索建立農村新型合作體系。農村信用互助主要在農民專業合作社內部展開業務，以服務農戶生產流通為目的，緩解農戶融資難等問題。農民專業合作社內部信用互助是置于普惠金融總體框架下，具有普惠金融特質[49]。本文借鑒普惠金融指標體系，將農村信用互助指標體系分為滲透性、可得性和使用性三個方面。陳清華等描述農戶參與農村信用互助生產投資活動，采用農村金融機構借款和農村勞動人口數作為變量[50]。本文選用開展內部信用合作的合作社數和參與信用合作的成員數來衡量農村信用互助的滲透性。鄒新陽和溫濤認為普惠金融的可得性主要通過農村普惠金融業務中信貸和保險來體現[51]，借鑒于此，選用承擔國家涉農項目的合作社和成員獲得保險賠償總額兩個方面衡量農村信用互助的可得性。李竹薇等將中國農村普惠金融使用情況用農民專業合作社貸款余額來衡量[52]，借鑒于此并加入成員使用互助資金總額作為農村信用互助使用性指標。為有效避免權重確定的主觀性，借鑒杜林豐、周玲的研究構建農村信用互助發展指數指標體系[53]，見表2。

表2 農村信用互助發展指數指標體系

3.控制變量。借鑒相關研究，引入政府支出規模、教育發展水平、對外開放水平、產業結構等作為控制變量。政府支出規模采用地方財政社會保障和就業支出與地方財政一般預算支出的比值來衡量，記為Gov；教育發展水平采用受教育年限來衡量，記為Edu；對外開放水平采用外商投資總額取對數來衡量，記為Open；產業結構用農業總產值占第一產業總產值比例來衡量，記為Tis。

4.中介變量。本文以農戶創業活躍度作為中介變量。創業是共同富裕的關鍵，農戶是創業致富的重要群體。古家軍[54]、溫濤[55]等眾多學者都認為農戶創業可以顯著提高農民收入，促進共同富裕的實現。農民專業合作社內部信用互助可以對農戶進行就業幫扶，農戶依托合作社參與就業培訓，為農戶自主創業奠定基礎。基于以上參考文獻以及數據可得性，參考李曉園等的研究，選取鄉村個體就業人數與私營企業就業人數之和與年末常住人口之比來衡量區域農戶創業活躍度，該比值越大，創業活躍度越高[56]。

5.數據說明。本文選用2015—2020年全國30個省份的平衡面板數據，數據均來源于各省市統計年鑒、國家統計局網站《保險年鑒》《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國農村經營管理統計年報》等，部分缺失值采用插值法補齊。數據分析采用Stata16軟件，相關變量的描述性統計結果見表3。其中，共同富裕發展指數均值為0.410，最大值為0.686，最小值為0.188，表明我國省域間共同富裕發展水平存在顯著差異。同時，農村信用互助發展指數及其三個指標也存在顯著差異，表明省域間農村信用互助發展存在非均衡性。

表3 主要變量的描述性統計結果

四、實證分析

（一）相關性分析

表4表示各變量之間的相關性系數，Spearman相關性檢驗結果如下：共同富裕指數與農村信用互助發展指數及其子維度滲透性、可得性、使用性顯著正相關，初步驗證了假設1。由表4可以看出，解釋變量和控制變量之間相關系數均較小，且方差膨脹因子（VIF）值小于4，可以得出不存在嚴重的多重共線。

表4 變量相關性檢驗

（二）基本模型回歸結果

Hausman檢驗結果得出固定效應模型優于隨機效應，因此本文選擇固定效應模型估計。在列（1）和列（2）中，核心解釋變量農村信用互助發展指數的估計系數顯著為正，這表明農村信用互助促進了共同富裕發展，農村信用互助影響共同富裕的基準回歸結果（見表5）。從農村信用互助的子維度看，滲透性、可得性、使用性均顯著為正。黨的十九大報告提出鄉村振興戰略以來，國家和各級政府把促進農村經濟發展作為重點工作，國家鼓勵各類實用性人才參與農村信用互助體系的建立，農村信用互助機構也日益增多，均促進了共同富裕；可得性體現了農戶對于資金的需求，農村信用互助滿足了農戶對金融服務的需求，顯著促進共同富裕；使用性體現了農戶的風險意識和金融知識水平，農戶風險意識日益增強，金融素養和信息收集能力不斷提高，有助于促進共同富裕。對于控制變量，政府干預對共同富裕的系數值顯著為正，說明地方財政社會保障和就業支出對于促進共同富裕具有重要作用。教育發展水平系數顯著為正，說明人均受教育年限提高可有效促進共同富裕。對外開放水平系數顯著為正，說明對外開放可能會給該地區引進技術和資源，促進共同富裕。農業產業結構系數為負，表明農業結構不合理成為制約共同富裕發展的重要因素，在邁入共同富裕的道路上，需要調整農業結構，加快農業轉型。

表5 農村信用互助影響共同富裕的基準回歸結果

考慮到面板數據可能出現序列相關問題，本文對數據進行序列相關檢驗，結果顯示模型存在序列相關問題。為修正序列相關問題，采用XTSCC模型進行處理。表6為XTSCC固定效應模型回歸結果，結果表明：解決了序列相關等問題之后，農村信用互助仍顯著促進共同富裕的發展，這與上述結論基本保持一致，且R2較高，表示該模型具有較高的解釋力度。

表6 XTSCC固定效應模型回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.內生性問題。本文采取對解釋變量滯后一期作為工具變量的方法來緩解可能存在的內生性問題，將農村信用互助發展指數滯后一期，結果見表7，如列（1）所示，農村信用互助發展系數仍顯著為正，與前文基準回歸結果一致，表明本文選取的工具變量可以控制內生性問題。

2.其他穩健性檢驗。本文采用主成分分析法和縮尾處理方法進行穩健性檢驗。表7列（2）表示運用主成分分析法重新測算農村信用互助發展指數并進行回歸，表7列（3）表示為消除非隨機性對結果帶來的影響，采取對主要解釋變量前后進行1%的縮尾處理。結果顯示，農村信用互助回歸系數均在1%的水平下顯著為正。這與表5基準回歸結果一致，回歸結構穩健性得以檢驗。這表明我國農村信用互助的發展顯著促進了共同富裕，則假設1得以證實。

表7 農村信用互助影響共同富裕的穩健性檢驗

（四）中介效應分析

表8表示的是農戶創業活躍度在農村信用互助與共同富裕之間的中介效應檢驗。表8列（1）證實農村信用互助對共同富裕具有顯著正向積極影響，列（2）顯示農村信用互助對農戶創業活躍度的回歸系數顯著為正，表明農村信用互助能夠促進農戶創業活躍度，加入中介變量農戶創業活躍度后，農戶創業活躍度對共同富裕的回歸系數顯著為正，如列（3）所示，模型（1）中農村信用互助對共同富裕的影響系數相比模型（3）系數有所上升，表明農村信用互助可通過提高農戶創業活躍度間接促進共同富裕的提升，證實了假設2。另外，在其他因素不變的條件下，農村信用互助指數每增加1個單位，共同富裕直接增加0.33個單位，同時會使農戶創業活躍度提高0.35個單位，從而使共同富裕間接提升0.20個單位（0.35×0.57≈0.20），總效應提高0.54個單位，農戶創業活躍度帶來的間接效應在總效應占比約為37%。

表8 農村信用互助影響共同富裕作用機制的檢驗結果

五、結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于中國2015—2020年省級面板數據，圍繞共同富裕主要內涵和實現機理，構建省級共同富裕指數的基礎上，采用面板固定效應模型和中介效應模型實證分析農村信用互助對共同富裕的影響機制，主要結論如下：第一，農村信用互助及滲透性、使用性、可得性程度對共同富裕具有顯著的正向促進作用，經過內生性檢驗、縮尾效應、更換變量等多種穩健性驗證后，以上結論仍然成立；第二，農村信用互助提高農戶創業活躍度間接推動共同富裕，這與當前國家鼓勵“大眾創業、萬眾創新”的背景相符合，農戶創業有利于提高農戶收益水平，促進農業產業轉化升級，增加農民收入，對實現共同富裕具有重要意義。

（二）政策建議

第一，加強農村信用互助體系建設。首先，進一步完善農村信用互助基礎設施建設，重點推動技術創新和提高規模效應，深化農村金融服務，為農村信用互助的發展奠定基礎。其次，加強政府鼓勵和支持作用。目前農村依然是現代化建設中最薄弱的環節，各級政府要加大對農村信用互助業務的引導扶持、分類評級和規劃促進力度。最后，依托農村信用互助幫助農民專業合作社提高社會性資本，運用農村文化資源，開展宣傳和培訓等活動，塑造合作社內部合作共贏的意愿，實現組織內部資源優化。

第二，鼓勵農戶創業，推動農戶就業，先富帶動后富，充分發揮農戶創業活躍度在農村信用互助促進共同富裕中的積極作用。首先，積極引導返鄉務農人員根據所學長處積極從事鄉村創業活動，以創業帶動農戶就業，輻射當地農戶致富。另外，農戶創業參與度和創業意識仍有提高空間，需加大對農戶金融知識、創業意識的培養與普及，多渠道、多方面、多樣化開展金融教育與創業教育培訓，開展線上線下創業培訓活動，促使農戶消化吸收創業知識，以認識自身不足和糾正自身偏差。

第三，創新農村信用互助模式。目前，農民信用互助資金仍較短缺，不能滿足農業持續性發展、農業規模發展、農戶資金需求。需結合當地實際情況，借助銀行資源優勢，發揮合作社“鄉土優勢”，實現規模化、創新化運作，注重與當地金融辦對接，采用有效精準的策略。