農村交通設施改善、數字鄉村發展與農民工歸鄉創業

戴志強 郭如良 李夢潔

(1.江西農業大學 經濟管理學院，南昌 330045； 2.江西農業大學 江西省鄉村振興戰略研究院，南昌 330045)

改革開放以來，農村大量剩余勞動力進城務工，為城市經濟持續快速增長做出了巨大貢獻。受惠于“雙創”政策利好，部分農民工返鄉通過采納新技術、發展新業態、建立新組織(如家庭農場等)，在種、養、加等傳統領域尋求突破實現農業內創業，取得了顯著經濟效益和社會效益，加上近年受新冠疫情爆發和全球經濟下行影響，大量農民工面臨無法正常返工或外出就業難困境，“家門口創業”成為一種新潮流。據統計，2020年全國各類返鄉入鄉創業創新人員達到1 010萬人，幫助1 900多萬返鄉留鄉人員實現了就地就近就業(1)2021年3月《三部門聯合召開全國推動返鄉入鄉人員創業就業工作視頻會》，http:∥www.moa.gov.cn/xw/zwdt/202103/t20210315_6363729.htm。又據《2021年中國農民工監測調查報告》顯示，2021年我國仍然有17 172萬名外出務工農民工，且各類返鄉入鄉就業創業創新人員已經達到1 120萬人，同比增長約10.89%(2)2022年4月，國家統計局發布的《2021年農民工監測調查報告》，http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202204/t20220429_1830126.html。農民工返鄉創業既受到人力資本、社會資本、心理資本積累和外出務工經歷等個體因素[1-3]，也受到家庭人口規模、土地規模、經濟狀況等家庭因素[4-5]，以及互聯網、創業環境等外部因素[6-7]的影響，而農村社區公共品供給，尤其是完善的交通設施、教育設施、商業基礎等農村非生產性公共品，是吸引創業者在本地創業的重要條件[8-9]。

隨著脫貧攻堅取得全面勝利和鄉村振興持續深入推進，農村道路“村村通”工程全面推進，農村交通設施得到全面改善，推動了中國經濟發展，特別是農村地區經濟發展[10-11]。同時，由于交通設施具有強跨區域網絡性，不僅會促進當地經濟發展，還會產生空間溢出效應[12]，一方面會導致生產力外溢，產生正向溢出效應[13]；另一方面會促使本地經濟活動發生轉移，產生負向溢出效應[14]。如有學者從農村交通設施水平促進農民工非農就業[15]、農村產業結構調整升級[16]、農業勞動力轉移與結構轉型[17]等方面驗證了這一空間溢出效應，并關注到農村交通設施發展在提高農業生產效率[18]、農村減貧[19]、農民增收[20]等方面產生的經濟效應。2019年《數字鄉村發展戰略綱要》指出：“數字鄉村既是鄉村振興的戰略方向，也是建設數字中國的重要內容。”(3)2019年5月，中共中央辦公廳 國務院辦公廳印發《數字鄉村發展戰略綱要》，http:∥www.gov.cn/zhengce/2019-05/16/content_5392269.htm數字科技正在加速融入鄉村發展的各個場景，數字鄉村建設有利于農村市場發展[21]、農民增收[22]、農村消費升級[23]、鄉村振興高質量發展[24]，也促進了農民利用數字經濟和數字技術開展創業活動[25-26]。

綜上可知，目前學者已經對農民工返鄉創業的影響因素展開了大量有益研究，也探究了農村交通設施改善帶來的一系列影響，但較少關注到農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的影響機理，而針對數字鄉村發展對農村交通設施改善和農民工歸鄉創業的重要影響文獻也鮮少。因此，本研究將構建“農村交通設施改善、數字鄉村發展與農民工歸鄉創業”的理論分析框架，基于最新的中國勞動力動態調查2016和2018年的數據以及2018年中國縣域數字鄉村指數，利用Logit模型和調節效應檢驗模型，實證分析農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的影響效應及其作用機制，并揭示隨著數字鄉村的發展、農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的作用效果，以期為農民工返鄉創業的研究提供參考，助力鄉村振興。

1 理論分析與研究假說

基礎設施投資有利推動貧困落后地區經濟長期向好發展。當市場的通達性由于交通基礎設施質量提升而得到改善時，低收入農村家庭將有更強烈的動機進行勞動力轉移[27]。“自由資本模型”認為，區域內交通設施改善可以提高本地工業集聚程度，區域間交通設施改善則會促進工業活動由落后地區向發達地區轉移[28]。借鑒Gilad等[29]關于創業動機的“推力理論”和“拉力理論”以及張軍等[17]相關研究模型，本研究構建一個理論分析框架(見圖1)，并從“拉力”和“推力”兩個角度闡釋農村交通設施改善促進農民工歸鄉創業機理。

圖1 理論分析邏輯框架圖Fig.1 Logical framework diagram of theoretical analysis

針對“拉力效應”方面，農村交通設施改善打通了資本、技術、人才、信息等資源在城鄉間雙向流動的通道，加速了各類要素向農村聚集[30]，有利于促進農村地區經濟發展和吸引外來投資[31]，使得農村營商環境不斷優化，家鄉投資回報預期更為明確[32]。同時，農村交通設施改善還會帶動農村醫療、衛生、教育、養老等社會福利水平顯著提升，緩解歸鄉創業人員相關顧慮。在“雙創”政策、鄉村振興戰略等政策有力支持下，有利于促進本地農民開展創業活動且強化其示范效應，進而更加吸引外出務工農民歸鄉就業創業。

針對“推力效應”方面，農村交通設施改善使農戶對外部信息獲取更加便捷[33]，信息交互成本下降[27]，城鄉互動交流加深，加快了信息傳播速度，可以在城鄉互動交流中識別創業機會，推動農民工歸鄉創業。一方面，農村交通設施改善使得農業生產端和市場消費端交流更加便捷，不僅可以滿足城市消費者對特色農產品的消費需求，還可以通過城鄉互動交流，獲取城市消費者對有機、綠色、無公害等高質量農產品的需求偏好信息，進而識別綠色農業、有機農業等高質量農業創業機會，推動農民工返鄉開展涉農創業活動；另一方面，城鄉互動交流深化會促進城鄉融合發展，帶動鄉村旅游業和非農經濟的發展，促進農村產業結構優化升級，創造大量的就業創業機會[34]，進而推動外出農民工歸鄉就業創業。

農村電商與物流一直是中央1號文件的重頭戲，數字鄉村已經成為農村形態的重要組成部分。數字鄉村建設開啟了農業農村現代化建設的新局面，促進了傳統鄉村基礎設施優化[24]，提升了農村網絡化、現代化、信息化、數字化程度，城鄉“數字鴻溝”進一步縮小，推動了互聯網、電商推廣平臺、數字普惠金融、數字經濟、數字技術等在農村地區廣泛應用，促進了農民開發鄉村經濟新產業、新業態、新模式各類創業活動[35-36]。以電商為例，如果交通不發達，僅物流配送就無法實現。數字鄉村離不開電商賦能，農村電商平臺與淘寶主播行業的崛起，帶動農村綠色農產品網上銷售強勢發展，更呼吁“工業品下鄉進村難”和“農產品進城出村難”物流問題有力有效破解。而基礎設施建設是物流發展的關鍵之所在，信息處理、包裝、配送、裝卸搬運、流通加工、倉儲、運輸等每一項物流功能的具體實現，都離不開物流基礎設施建設，更需農村交通基礎設施改善。目前農村地區高等級公路仍較少，過去很長一段時間仍以田間土路為主，難以形成順暢的交通網絡，只有進一步改善農村道路交通條件，提升鄉村道路通達率，才能為工業品進村和農產品出村提供最基本的道路交通條件，為電商創業、互聯網創業、數字創業等農村創業活動奠定交通物流基礎，進一步促進農民工歸鄉創業。

基于以上分析，我們認為農村交通設施改善會在“推力效應”和“拉力效應”雙重影響下促進農民工歸鄉創業。同時，隨著數字鄉村建設的持續推進，數字鄉村發展賦能農村交通設施改善，提升農村交通設施水平，進而促進農民工歸鄉創業。因此，本研究提出如下假說：

H1：農村交通設施改善會促進農民工進行歸鄉創業活動；

H2：數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間起到了調節作用，且強化了農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的促進作用。

2 研究設計

2.1 數據來源

本研究主要運用最新的中國勞動力動態調查(CLDS)2016和2018年的數據以及2018年數字鄉村指數的相關數據進行實證分析，其中中國勞動力動態調查(CLDS)數據是由中山大學社會調查中心進行的具有全國代表性的大規模數據，覆蓋了個體、家庭以及村居三部分的內容，包括了個體特征、家庭特征、社區特征以及工作狀況等內容。本研究使用的中國縣域數字鄉村指數來自于北京大學新農村發展研究院聯合阿里研究院發布的《縣域數字鄉村指數(2018)報告》。鑒于數據可得性，目前對中國勞動力動態以及中國縣域數字鄉村指數的宏觀統計中，中國勞動力動態調查(CLDS)2016和2018年的數據以及《縣域數字鄉村指數(2018)報告》具有較強的權威性和代表性，適合本研究研究需要。

本研究主要研究農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的影響，因此我們對樣本進行如下處理：1)根據研究所需的關鍵變量，對個體、家庭和村居樣本進行橫向合并；2)刪除戶口性質為城鎮戶口的樣本，保留農村戶口樣本；3)刪除沒有外出務工(跨縣)經歷的樣本，保留有外出務工經歷的樣本；4)由于中國縣域數字鄉村指數2018未采集到北京、天津、上海和重慶4個直轄市的數字鄉村指數，故刪除這4個直轄市的樣本；5)將進行以上4個處理步驟后的中國勞動力動態調查(CLDS)數據與整理后的數字鄉村指數進行合并；(6)刪除異常值和缺失值。經過以上處理后，得到有效樣本2 113個，且有效樣本覆蓋了全國154個地級市、212個村，具有較好的廣泛代表性。

2.2 變量設置

2.2.1被解釋變量

本研究的被解釋變量是“農民工歸鄉創業”，是指農民工從外出務工地回歸家鄉進行的創業活動。基于CLDS2018問卷中“您的工作狀態是雇主、雇員、自雇還是務農？”“請問您有外出務工(跨縣流動半年以上)經歷嗎？”“請問您是否還準備外出務工嗎？(外出指到其他縣區工作)”3個問題進行綜合判斷，如果工作狀態是雇主或者自雇(不含自雇狀態下工作內容為無固定工作者，含零散工、攤販、無派遣單位的保姆、自營運司機、手工工匠等)、有外出務工經歷且不準備外出務工的，則視為歸鄉創業，賦值為“1”，否則視為未進行歸鄉創業，賦值為“0”。

2.2.2解釋變量

本研究的解釋變量是“農村交通設施改善”，一般而言，交通基礎設施是對公路、鐵路、民航以及內河航道的總稱，但對于農村地區而言，仍然是以農村公路為主[18]。因此，本研究選用村莊道路硬化率作為農村交通設施改善水平的測度指標，道路硬化率越高，說明農村交通設施改善程度越大且水平越高。同時，考慮到農村交通設施改善對農民工歸鄉創業影響可能存在滯后性，為避免農村交通設施改善和農民工歸鄉創業之間由于互為因果關系造成的內生性問題，本研究用村莊道路硬化率前一期的數據對應2018年歸鄉創業數據進行分析，即采用中國勞動力動態調查(CLDS)2016年數據中村莊道路硬化率來表示農村交通設施改善水平。

2.2.3調節變量

本研究選用的調節變量是“數字鄉村發展”，根據北京大學新農村發展研究院聯合阿里研究院發布的《縣域數字鄉村指數(2018)報告》可知，“數字鄉村是以物聯網、云計算、大數據和移動互聯等新興信息技術為依托，促進數字化與農業農村農民的生產和生活各領域全面深度融合，以鄉村經濟社會數字化轉型助推鄉村振興的創新發展新形態”，該報告從鄉村數字基礎設施、經濟數字化、治理數字化、生活數字化4個方面構建了具體可行的數字鄉村評價指標體系，具有較強的代表性和權威性。因此，本研究直接采用該報告中2018年各省縣域數字鄉村指數作為數字鄉村發展的代理變量，即根據阿里研究院中國縣域鄉村指數地圖獲取省級指數均值來表示數字鄉村發展情況(4)參照阿里研究院官網，《中國縣域數字鄉村指數》：http:∥www.aliresearch.com/indices/idrcc。

2.2.4控制變量

為保證模型結果的可靠性，本研究參考賈鵬等[8]、李海波等[37]、張劍等[38]的做法，結合中國勞動力動態調查(CLDS)2018問卷數據的可獲得性，從歸鄉創業者個體特征、家庭特征以及村居特征3個方面構建控制變量組，其中歸鄉創業者個體特征包括性別、年齡、年齡平方、婚姻狀況、受教育程度、政治面貌；家庭特征包括兄弟姐妹數量、人情禮送支出；村居特征包括鄰里互助情況、村居安全狀況、鄰里信任情況。具體變量定義及描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計Table 1 Descriptive statistics of variables

表1(續)

2.2.5變量描述性統計

樣本歸鄉創業以及個體和家庭情況。樣本進行歸鄉創業的比例為11.2%，年齡均值約為44歲，受教育程度集中分布在初中及以下水平，平均健康狀況為健康，兄弟姐妹數量均值約為3人，人情禮送支出對數的均值為6.139。在2 113個樣本中，男性的比例為61.6%，在婚姻狀態的比例為83.3%，政治面貌為中共黨員的僅為3.1%。由此可知，樣本男性略多于女性，受教育程度普遍偏低，健康狀況和婚姻狀況比較好。

農村交通設施改善以及數字鄉村發展和村居情況。村莊道路硬化比例的均值為66.159%，但最小值僅為10%，最大值為99%；數字鄉村指數的均值為52.394，最小值為40.56，最大值72.44；鄰里互助、鄰里信任以及村莊安全都處于較好水平。由此可知，目前村莊道路硬化的區域差異顯著，數字鄉村發展水平也存在一定的地區差異。

2.3 模型構建

由于被解釋變量農民工歸鄉創業是一個典型的二分類變量，即“歸鄉創業=1，未進行歸鄉創業=0”。因此，本研究參考已有文獻做法，選擇二元Logit模型進行回歸分析，構建決策模型如下：

Yi=α0+β1xi+γiCi+εi

(1)

式中：Yi表示個體i是否進行歸鄉創業活動；xi表示個體i對應的農村交通設施改善；Ci表示控制變量情況；α0表示常數項；β1、γi分別表示農村交通設施改善和控制變量的待估參數；εi表示隨機擾動項。

根據上述分析，本研究通過引入數字鄉村發展這個關鍵變量，分析數字鄉村發展在農村交通設施改善與歸鄉創業之間的調節作用，故參考溫忠麟等[39]的做法，構建調節效應檢驗模型：

Yi=α0+β1xi+β2Mi+β3xi*Mi+εi

(2)

將式(2)進一步改寫為：

Yi=α0+β2Mi+(β1+β3Mi)*xi+εi

(3)

式中：Yi表示個體i是否進行歸鄉創業活動；xi表示個體i對應的農村交通設施改善狀況；Mi表示對應的數字鄉村指數；εi表示隨機擾動項；β1、β2、β3為待估參數。通過式(3)可知，Yi與xi的關系由回歸系數β1+β3Mi決定，并且該系數是Mi的線性函數，即xi對Yi的影響會根據Mi的變化而變化，其中β3決定了調節效應的方向和大小。

3 實證分析

3.1 農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的回歸分析

本研究運用stata16.0軟件，采用二元Logit模型對數據進行回歸分析，其中模型1僅納入解釋變量農村交通設施改善和被解釋變量農民工歸鄉創業，模型2加入控制變量個體特征進行回歸，模型3在前者的基礎上加入控制變量家庭特征進行回歸，模型4在前者的基礎上加入村居特征進行回歸，模型5進一步計算農村交通設施改善水平對農民工歸鄉創業的邊際效應，結果如表2所示。

由表2中模型1可知，農村交通設施改善在1%統計水平上顯著促進了農民工歸鄉創業，在模型2～4依次加入控制變量個體特征、家庭特征以及村居特征進行Logit回歸后，促進作用仍然顯著存在，研究假說1得到驗證。模型5進一步計算了農村交通設施改善水平對農民工歸鄉創業影響的邊際效應，結果表明，農村交通設施改善水平(即村莊道路硬化率)每提高1個百分點，會使農民工歸鄉創業概率提高0.3個百分點。在控制變量方面，個體特征中性別、婚姻狀況、健康狀況均在不同統計水平上顯著促進歸鄉創業，這表明，相比較于女性農民工，男性農民工歸鄉創業的概率更大，婚姻狀況和身體狀況更好的農民工更有可能開展歸鄉創業活動；年齡與農民工歸鄉創業之間存在不顯著的正向關系，而年齡的平方與農民工歸鄉創業之間則存在不顯著的負向關系，這表明，年齡與農民工歸鄉創業之間可能存在“倒U”型關系；受教育程度在1%統計水平上顯著抑制了農民工歸鄉創業，這是因為受教育程度高的農民工接受新技術的能力較強，相對而言更容易找到相對穩定的工作，在城市中更能發揮自身優勢，在外務工收益可能更高，更傾向于留城[40]；政治面貌與歸鄉創業之間有著不顯著的正相關關系，說明政治面貌并不是影響農民進行歸鄉創業活動的關鍵因素。家庭特征中人情禮送支出在1%統計水平顯著促進農民進行歸鄉創業，而家庭兄弟姐妹數量對農民進行歸鄉創業活動有著不顯著的抑制作用，這可能與農民對創業風險認知有關，創業失敗將對家庭產生巨大的影響，所以家庭規模越大對創業就越謹慎。村居特征中，只有鄰里互助在5%統計水平上顯著促進農民進行歸鄉創業活動，其他變量均無顯著影響。

3.2 數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間的調節效應分析

數字鄉村建設是鄉村振興和農業農村現代化發展的戰略重點和優先發展方向。為檢驗數字鄉村發展是否在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間存在調節效應，本研究根據上文構建的調節效應模型進行檢驗，在模型6中加入調節變量進行回歸分析；在模型7中，為避免共線性影響，將農村交通設施改善水平和數字鄉村發展水平進行去中心化處理，構建去中心化后的農村交通設施改善與數字鄉村發展的交互項，放入模型進行分析，結果如表3所示。

通過表3模型7可知，經過去中心化處理后農村交通設施改善與數字鄉村發展的交互項在1%統計水平上顯著促進農民工歸鄉創業，說明數字鄉村發展在農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的正向促進作用中發揮了調節作用，且強化了農村交通設施改善對歸鄉創業的促進的作用，研究假說2得到驗證。這表明，相對于數字鄉村發展落后的地區，數字鄉村發展程度高的地區會加大基礎設施建設，特別是交通設施建設，以滿足數字鄉村發展需要，而隨著農村交通設施的改善，又會進一步促進農民工歸鄉創業。

3.3 穩健性檢驗

考慮到模型選擇可能會對回歸結果產生影響，為進一步驗證模型結構的穩健性，再次用OLS和二元Probit回歸分析對模型結果進行穩健性檢驗，結果如表4所示。由表4可知，在更換模型為OLS或者Probit后，農村交通設施改善水平仍然均在1%統計水平上顯著促進農民工歸鄉創業，說明本研究的分析結果具有可靠的穩健性。

3.4 異質性分析

我國區域間資源稟賦、基礎設施、經濟發展水平差異顯著，可能會造成農村交通基礎設施改善對農民工歸鄉創業影響的區域差異性。同時，村居地形的不同也會影響農村交通設施發展和農民工歸鄉創業。因此，本研究分別通過分地區、分地形分析農村交通設施改善對農民工歸鄉創業影響是否存在異質性，結果如表5所示。

通過表5分地區異質性檢驗結果可知，雖然農村交通設施改善在東中西部地區均在1%統計水平上顯著促進農民工歸鄉創業，但是根據邊際效應可知，農村交通設施改善水平(即村莊道路硬化率)每提高1個百分點，東部地區農民工歸鄉創業會提高0.26個百分點、中部地區農民工歸鄉創業會提高0.44個百分點、西部地區農民工歸鄉創業行為會提高0.37個百分點。由此可知，雖然農村交通設施改善在東中西地區均會顯著促進農民工歸鄉創業，但影響效應存在“中部地區>西部地區>東部地區”的異質性。這是因為，中西部地區原有交通設施基礎比較薄弱，農村發展相對滯后，交通設施水平提高帶來的紅利效應會更大；而東部地區經濟發展程度相對較高，農村交通設施發展水平較高，由農村交通設施改善帶來的紅利效應較小。因此，伴隨著農村交通設施水平的提高，其對農民工歸鄉創業的促進作用在中西部地區更加顯著。而中部地區更優于西部地區的原因在于，伴隨著農村交通設施的改善，中部地區可以更快更高效地承接東部地區產業結構轉型升級和空間溢出效應帶來的創業機會。

表2 農村交通設施改善水平對農民工歸鄉創業的基準回歸結果Table 2 The benchmark regression results of rural transportation facilities improvement on migrant workers return home to start businesses

表3 數字鄉村發展的調節效應檢驗分析結果Table 3 Test and analysis results of the moderating effect of digital countryside development

表4 更換模型穩健性檢驗結果Table 4 Robustness test results of the replacement model

通過表5分地形異質性分析可知，農村交通設施改善在不同地形條件下也均在1%統計水平上顯著促進農民工歸鄉創業，但根據邊際效應可知，農村交通設施改善水平(即村莊道路硬化率)每提高1個百分點，山區農民工歸鄉創業的概率會提高0.43個百分點、丘陵地區和平原地區農民工歸鄉創業的概率則會提高0.32個百分點，即農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的促進作用在不同地形條件下存在“山地>丘陵≈平原”的異質性。這是因為，農村交通設施原有發展基礎呈現“平原>丘陵>山區”的特點，且從農村交通設施發展難易程度上看，山區最難、丘陵其次、平原最易，故山區農村交通設施水平提高會帶來更大的發展紅利。而丘陵地區和平原地區，自2005年開始新農村建設以來，農村交通設施已經得到了較大程度發展，由此帶來的發展紅利已經被充分利用，在農村交通設施再次完善時帶來的發展紅利較小。因此，在交通設施同等發展水平下，即都在逐步改善的背景下，其對農民工歸鄉創業的影響在山區最大、丘陵和平原地區相當。

表5 分地區、分地形異質性檢驗結果Table 5 Test results of heterogeneity by region and terrain

3.5 進一步分析

3.5.1農村交通設施改善對農民工歸鄉創業績效的影響

前述已經論證農村交通設施改善水平對農民工歸鄉創業有著顯著的促進作用，那么，農村交通設施改善對農民工歸鄉創業績效又存在何種影響呢？為進一步探究農村交通設施改善對農民工歸鄉創業績效的影響，本研究參考孫武軍等[41]的做法，采用客觀經營績效，即年營業收入來衡量農民工歸鄉創業績效，利用OLS線性回歸進行分析，結果如表6所示。結果表明，農村交通設施改善在5%統計水平上顯著提升了農民工歸鄉創業績效，且農村交通設施改善水平(即村莊道路硬化率)每提高1個百分點，農民工歸鄉創業績效會提高424.08元。這表明，農村交通設施改善水平不僅會顯著促進農民工開展創業活動，還對其創業績效也有著顯著的促進作用。這是因為，農村交通設施改善水平越高，其生產貿易成本就會更低，對外貿易更加便利，進而會提升其創業績效。

3.5.2數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業績效之間發揮的作用

上述已經驗證，數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間發揮了正向的調節作用，且農村交通設施改善有利于提升農民工歸鄉創業績效。那么，數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業績效之間是否也存在正向的調節作用呢？因此，本研究根據全樣本數字鄉村指數的均值將數字鄉村發展水平分為低水平數字鄉村發展和高水平數字鄉村發展兩組，通過分群組回歸的方式檢驗數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業績效之間是否存在調節作用，結果如表7所示。結果表明，在低水平數字鄉村發展群組，農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間存在不顯著的負向關系；而在高水平數字鄉村發展群組中，農村交通設施改善則在5%統計水平上顯著提升農民工歸鄉創業績效，且農村交通設施改善水平(即村莊道路硬化率)每提高1個百分點，農民工歸鄉創業績效會提升578.58元。由此可知，在不同數字鄉村發展水平下，農村交通設施改善對農民工歸鄉創業存在顯著的異質性，即農村交通設施改善對農民工歸鄉創業績效的顯著促進作用僅在高水平數字鄉村發展下顯著。根據分組調節效應檢驗步驟可知，可以認為數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間存在調節作用。

表6 農村交通設施改善水平對農民工歸鄉創業績效的影響回歸分析結果Table 6 Regression analysis results of the impact of the improvement of rural transportation facilities on the entrepreneurial performance of migrant workers return home to start businesses

表7 數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業績效之間的作用關系分析Table 7 Analysis of the effect of digital countryside development on the improvement of rural transportation facilities and the entrepreneurial performance of migrant workers returning home

4 結論與政策建議

本研究基于最新的中國勞動力動態調查(CLDS)2016、2018年的數據以及2018中國縣域數字鄉村指數數據，利用Logit模型和調節效應檢驗模型實證分析了農村交通設施改善、數字鄉村發展與農民工歸鄉創業之間的關系。主要得到以下結論：第一，農村交通設施改善對農民工歸鄉創業有著顯著的促進作用；第二，農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的促進作用存在“中部>西部>東部”的地區異質性和“山區>丘陵≈平原”的地形異質性；第三，數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間存在調節作用，且強化了農村交通設施改善對農民工歸鄉創業的促進作用；第四，農村交通設施改善不僅會促進歸鄉農民開展創業活動，還會顯著提升農民工歸鄉創業績效，且數字鄉村發展在農村交通設施改善與農民工歸鄉創業之間也同樣發揮了調節作用。

基于以上結論，本研究提出如下政策建議：第一，進一步強化農村交通設施建設，提升交通設施質量。在農村交通設施實現數量發展基礎之上，強化質量提升，提升農村基礎設施水平，加強農村交通設施管護，筑牢農村發展的硬件基礎。第二，進一步強化數字基礎設施建設，提升數字運用水平。隨著互聯網的普及運用，數字技術迅速發展，數字經濟正在引領時代發展。因此，要進一步強化農村地區數字基礎設施建設，縮小城鄉之間的數字鴻溝，充分利用數字技術和數字經濟對農村創業的促進作用，推動農業農村實現高質量發展。第三，強化鄉村治理，打造團結互助、和諧和睦的鄰里關系。通過基準回歸分析可知，鄰里互助會顯著促進農民工歸鄉創業。因此要加強基層社會治理，強化新時代鄉風文明建設，打造團結互助、和諧和睦的新時代文明鄉風，吸引農民工進行歸鄉創業，為農民工歸鄉創業創造良好的社會環境。