鄉村創新創業推動縣域經濟增長：理論邏輯和實證分析

關鍵詞鄉村創新創業；經濟增長；高質量發展；縣域經濟

縣域經濟歷來是整個國家最有活力的經濟單元，構成了中國經濟的微觀基礎，在中國式現代化建設中占據重要地位。黨的二十屆三中全會指出，推動城鄉融合發展，縣域是主陣地和著力點，因勢利導培育縣域經濟新的增長點將是促進城鄉融合發展的重要舉措。然而，由于縣域多分布廣、稟賦差異大、單體經濟量小，在經濟增長中普遍面臨就業機會不足[1]、消費活力不強[2]、產業結構層級不高[3]等現實困境。再加上當前經濟下行壓力，工業化、城鎮化可持續增長動力不強，財政、民生保障不足，缺乏強勁的內生動能。

習近平總書記指出，“創新是引領發展的第一動力”。黨的十八大以來，中國政府積極推動創新與創業融合發展，對推動新舊動能轉換和經濟結構升級、擴大就業和改善民生、實現機會公平發揮了重要作用，為促進經濟增長提供了有力支撐①。鄉村作為縣域發展的重要支撐點，承載著百姓的煙火生活和千百年來發家致富的樸素愿望，天然是創新創業的熱土。農業農村部統計數據顯示，截至2022年底，中國已建成農村雙創示范園1096個，返鄉入鄉創業人員數量累計達1220萬人，帶動鄉村就業超過3400萬人②，鄉村創新創業勢頭正勁，已然成為穩定就業、保障民生、推動經濟增長的重要力量。在此背景下，深入探討鄉村創新創業“能否”“如何”“何種程度上”推動縣域經濟增長，對于推動鄉村振興和城鄉融合發展并進具有重要意義。

從改革開放初期的“個體戶”、20世紀90年代的鄉鎮企業、21世紀初金融危機下的農民工返鄉創業，到鄉村振興戰略以來國家設立的農村創新創業典型示范縣，鄉村創新創業活動與中國發展緊密相連。張茂林[4]、王玉西等[5]發現，在早期農民工返鄉創業能夠加速人才回流，帶來了經濟資本、先進技術和現代化思想觀念，有利于打破制約地方經濟增長的要素瓶頸。陳劍波研究發現以創辦鄉鎮企業為主體的鄉村創業活動能夠顯著帶動當地經濟增長、收入增加和社會福利改善[6]。進入新時代，新技術的涌現和國家重大戰略的部署，推動鄉村創新創業活動蓬勃發展，返鄉入鄉創新創業規模不斷擴大、主體類型多元、業態更為豐富。黃祖輝等[7]、魏濱輝等[8]和郭東等[9]利用雙重差分法，檢驗了政府支持下的農民工返鄉創業活動對于縣域經濟發展、產業結構轉型升級以及縮差共富的積極作用；王軼等則利用農業企業微觀數據，實證檢驗了返鄉創業對農民農村共同富裕的重要貢獻[10]。此外，還有研究從環境和資源利用角度出發，證實了鄉村創業活動有利于高效利用資源[11]、促進碳減排[12]，推動縣域經濟增長方式轉變，實現可持續發展。多數研究認為鄉村創新創業活動能夠推動縣域經濟增長，但也有部分學者持相左觀點。肖翔尹等通過訪談，發現了由于意識觀念、城鄉文化等存在顯著差異，農民工返鄉創業活動可能會受到外界環境阻礙，從而制約其推動經濟增長的效能發揮[13]；蒲曉軒等則認為由于本土農村創業主體的個體素質整體較低，難以利用電子商務等先進網絡化平臺展示自己的產品，在一定程度上制約農村創業主體的生產效率提升[14]。

上述文獻積極關注鄉村創業尤其是返鄉創業對于縣域經濟的影響，為本文的研究提供了堅實基礎，但仍存在以下研究空間：一是研究內容上，對鄉村創新以及鄉村創新創業融合發展作用的關注不足；二是理論框架上，鄉村創新創業如何推動縣域經濟增長的黑箱尚未明晰，作用機制有待進一步解析；三是研究方法上，主要根據某一政策實施節點，采用政策評估法揭示政策實施的節點效應，未能準確揭示鄉村創新創業推動縣域經濟增長的動態效應和全貌；四是研究數據上，缺乏一套系統反映中國鄉村創新創業發展實際的數據。

鑒于此，本文將嘗試從以下三個方面做出貢獻：一是拓展研究內容。從縣域經濟增長面臨的困境及鄉村創新創業蓬勃發展的事實出發，考察鄉村創新創業對縣域經濟增長的影響，并進一步分析對縣域經濟高質量發展的作用。二是拓展分析框架。從高質量充分就業、消費活力以及產業結構升級三個方面分析鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用機理，并考察政府介入力度如何影響鄉村創新創業的經濟增長效應，為推動縣域經濟增長提供新思路。三是充實數據支撐。采用浙大卡特－企研鄉村產業研究團隊2023年最新公布的鄉村創新創業指數，利用大容量樣本精確量化并系統性地實證檢驗鄉村創新創業對縣域經濟增長的影響，確保研究結論的科學性和可靠性。

一、理論分析與研究假說

熊彼得和羅默均指出創新是推動經濟增長的根本動力。推動創新，企業家是主體。企業家的創業活動能夠檢驗創新的價值，創業活動的持續推進需要創新動力作為支撐。因此，創新與創業有機交融，推動經濟快速增長。當前，全面推進鄉村振興的戰略布局為鄉村創新創業提供了更廣闊的發展空間。鄉村創新創業的主體是人，回流的人才將他們的知識、技能和創新思維轉化為推動鄉村發展的實際動力，激活了鄉村發展的潛力。鄉村創新創業活動促進了城鄉要素的有機融合，吸引城市科技、資本等要素向縣域下沉，推動傳統產業向現代化轉型，同時也培育了文旅康養、生態體驗等新產業和新業態[15]，為當地提供更多更高質量的就近就業機會[16]、創設更多消費新場景[17]，為推動縣域經濟增長發揮重要作用。數據測算顯示，2014?2021年間中國鄉村創新創業水平增長91.8%，年均增長9.7%，鄉村創新創業的持續健康發展為區域經濟增長提供了不竭動力[18]。

1.鄉村創新創業推動縣域經濟增長：作用機理

（1）就業效應。即鄉村創新創業能夠促進高質量充分就業。凱恩斯指出，實現充分就業是推動經濟增長的重要動力。就業是民生之本，充分就業能夠提供穩定的收入來源，增加居民收入，從而推動經濟增長。當前，充分就業主要是指就業數量的合理增加和就業質量的持續提升，是高質量的充分就業①。第一，從就業數量看。鄉村創新創業以涉農為主，農業產業體系的創新培育了種養大戶、家庭農場等產業帶頭人，市場主體的增加能夠創造出大量就業崗位需求，為外出返鄉農民工和當地剩余勞動力提供就近就業機會[19]。此外，推進鄉村創新創業，政府投入了大量基礎設施建設項目，通過“以工代賑”“以工代補”等準公益性方式為低技能群體帶來了更多非農領域的就業機會。第二，從就業質量看。就業質量的提升主要體現在勞動者報酬增加和就業環境改善等方面[20]。鄉村創新創業帶動了生產設施、交通物流以及涉農型新型基礎設施的改善，將以往“面朝黃土背朝天”的生產環境改善為清潔化、智能化的新型生產環境，提高了勞動者的就業舒適度；同時，數字技術、農旅融合培育的新業態創造了農業數據分析師、電商直播員、民宿管家以及視頻剪輯師等專業化、職業化的就業崗位，提高了勞動者的報酬。進一步地，高質量的就業機會能夠吸引更多青年人才返鄉入鄉，形成人才回流與鄉村創新創業的良性循環。如四川省金堂縣，以鄉村創新創業為重要抓手，打造鄉村IP，創造了大量本土高質量的就業崗位，吸引了外出人才回流，顯著推動了當地經濟增長。截至2022年初，金堂縣創新創業產值達80億元，帶動26萬余人就業，拉動GDP增長1.3個百分點②。

（2）消費效應。即鄉村創新創業能夠激發消費活力。馬克思的消費理論闡述了消費在經濟增長過程中的重要地位。消費作為推動經濟增長的“三駕馬車”之一，在當前投資、出口相對疲軟的情況下，已成為暢通經濟循環的關鍵和推動經濟發展的重要引擎[21]。尤其在縣鄉地區，消費需求旺盛，提質擴容的潛力亟待挖掘。第一，從消費總量看。相比工薪群體，從事創新創業的主體具有更高的剛性社交需求。如經營洽談、餐飲接待、交通通信、家庭教育和醫療健康等[22]。能夠直接帶動當地消費總量增加，拉動經濟增長。第二，從消費質量看。消費質量的提升主要體現在消費品類更加多元、消費結構更加優化以及區域消費共享能力不斷提升等方面。鄉村創新創業主體多有非農領域的生活經驗，培育了敏銳的市場洞察力。這些主體瞄準消費者對綠色、文化、互動體驗的新需求，選擇在文旅康養、農耕體驗、生態農品等領域開展生產經營活動[23]，從而為消費者提供品質化、定制化的消費產品，促進消費選擇多樣化，增強消費體驗感。此外，數智技術驅動下的數字創新創業活動蓬勃發展，涌現出一批“電商村”“數字村”和“淘寶村”。這些地區依托當地特色產業，借助現代網絡技術，通過直播帶貨、電商直銷等新型營銷方式，有效對接了市場供需，暢通了區域間的消費渠道，促進優質產品“走出去”。既創造了大量的經濟效益，推動當地經濟增長，更加速了全國統一大市場的構建[24]。如浙江省安吉縣，立足縣域發展實際，積極探索農村電商發展新模式，成功將安吉白茶、安吉核桃等特色產品推向全國市場，顯著推動了當地經濟增長。截至2023年底，安吉縣電商網絡零售額達220億元，跨境電商出口額達68億元③。

（3）產業效應。即鄉村創新創業能夠推進產業結構升級。錢納里的工業化階段理論闡釋了產業結構升級是推動經濟持續增長的重要動力。尤其在縣鄉地區，產業結構升級紅利對縣域經濟增長的貢獻達到了24.35%[25]。產業結構升級主要表現為以第一產業為主逐漸轉向以第二產業和第三產業為主的演進過程，不僅要改造提升傳統產業，更要發展壯大新興產業。第一，從改造提升傳統產業看。鄉村創新創業培育了農民合作社、家庭農場、科技型龍頭企業等新型經營主體，這些主體引入現代信息技術、生物技術等先進科技手段開展生產經營活動，重塑了傳統農業生產經營模式，推動其產業體系、生產體系、經營體系改造升級[7]，也拉動了現代農機裝備產業和智能化的農業社會服務產業發展。第二，從發展壯大新興產業看。從事鄉村創新創業的主體往往更具有創新精神，會積極引入先進數智技術和新型經營理念，與傳統產業交織融合，培育了健康食品加工、有機質農業、農貨直播等新產業和新業態[26]，激發了縣域經濟增長活力。農業農村部統計數據顯示，超過85%的鄉村創新創業項目涉及一、二、三產業融合，充分融入了新興時尚元素和現代產業要素，推動了農業延鏈拓鏈、提質增效，培育了農村電商、農旅研學等新興業態①。同時，新產業和新業態的不斷發展還有利于形成產業集群，產生規模效應，夯實縣域經濟增長的持久動力。如重慶秀山縣的農產品電商和湖南安化縣的中藥材健康加工產業基地，都是以鄉村創新創業活動為重要抓手，立足資源稟賦，通過構建“多元一體、上下聯動”的發展模式，打造特色產業集群，顯著推動了當地經濟增長。

2.鄉村創新創業推動縣域經濟增長：政府介入力度的門檻效應

發揮鄉村創新創業對縣域經濟增長的推動作用需要一定的外部支撐，而政府介入是不可或缺的關鍵力量。然而，政府介入對于鄉村創新創業的影響并非單一的促進作用，而是呈現出復雜的非線性關系。已有研究也從理論和數理兩個層面驗證了政府介入對創新創業活動的雙重影響[27?28]。一方面，當政府介入力度處在合理區間時，政府作為創新創業活動的有效引導者和監管者，能夠通過科學規劃、財稅優惠、政務服務優化等措施，為鄉村創新創業營造良好的環境，激發市場主體的活力。有助于降低創新創業主體的初期成本，加速科技成果的轉化應用，推動傳統產業改造升級，培育壯大新興產業，從而創造新的經濟增長點。另一方面，當政府介入力度超過了一定限度時，其對鄉村創新創業的正效應會逐漸減弱，甚至可能產生負面效應。過度的政府干預可能使得部分創新創業主體依賴政策扶持和財政補貼，出現盲目復制、惡性競爭等情況，導致“僵尸企業”和“政策套利”等現象的出現。不僅會消耗大量公共資源，降低資源配置效率，不利于自主經營能力和核心競爭力的培育，還會抑制創新精神和市場活力。長此以往，縣域經濟增長將面臨結構性失衡和動力不足的問題，發展不平衡不充分的困境無法得到有效緩解[29]。

基于以上分析，提出本文的研究假說：

H1：鄉村創新創業能夠推動縣域經濟增長。

H2：鄉村創新創業能夠通過促進高質量充分就業、激發消費活力和推進產業結構升級推動縣域經濟增長。

H3：只有政府介入力度維持在合理區間時，鄉村創新創業的經濟增長效應才能得到充分發揮。

本文的理論分析框架見圖1。

二、研究設計

1.模型設計

為精準識別鄉村創新創業對縣域經濟增長的影響，本文使用2014?2021年中國28個省（自治區、直轄市）1836個縣的平衡面板數據進行分析②。由于鄉村創新創業對縣域經濟增長的影響存在個體和時間差異，構建了雙向固定效應模型作為基準回歸模型，見式（1）：

在式（1）中，i代表縣域個體，t代表年份，JJZZit代表縣域經濟增長，CXCYit代表鄉村創新創業，Cit是代表可能影響被解釋變量的控制變量的集合，vt和μi分別代表年固定效應和縣固定效應，εit代表隨機擾動項。

為探究鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用機理，本文借鑒了江艇[30]的研究構建如下模型進行檢驗，表達見式（2）、式（3）：

在式（2）、式（3）中，JLBLit代表高質量充分就業、消費活力以及產業結構升級的變量集合，其余變量與基準回歸模型一致。

進一步地，為識別政府介入力度的門檻效應，本文參考Hansen[31]的研究，首先構建單門檻模型，表達見式（4）：

在式（4）中，qit代表門檻變量，其余變量與基準回歸模型一致。識別出單個門檻值后，需要進一步構造雙門檻、三門檻模型以檢驗是否存在兩個及以上門檻值，雙門檻模型表達見式（5）：

在式（5）中，γ1代表了第一個門檻，γ2代表了第二個門檻值，其余變量與基準回歸模型一致。

2.變量界定與數據來源

（1）變量界定。被解釋變量。被解釋變量是縣域經濟增長，本文參考張國建等[32]的研究，選取各縣當年GDP作為縣域經濟增長的表征變量。同時，借鑒韋欣等[33]的做法，選取區域面積生產總值作為參照變量。具體而言，利用各縣當年GDP比上區域面積來衡量。

核心解釋變量。核心解釋變量為鄉村創新創業，本文參考阮建青等[34]的研究，利用浙大卡特－企研鄉村產業研究團隊2023年公布的“中國鄉村創新創業指數”來衡量。該指標體系結合鄉村創新創業實際，從“鄉村創新”和“鄉村創業”兩個維度進行衡量，其中“鄉村創新”包含了技術創新、品牌創新、綠色創新、數字創新4個二級指標；“鄉村創業”包含了農業及相關產業創業、農民合作社創業、家庭農場創業3個二級指標，最終形成了涵蓋21個指標的鄉村創新創業測量體系，具有良好的可信性和代表性。

機理變量。根據理論分析，鄉村創新創業能夠通過就業效應、消費效應和產業效應三條路徑推動縣域經濟增長。據此，本文引入高質量充分就業、消費活力和產業結構升級3個機理變量進行分析。其中，高質量充分就業從就業數量和就業質量兩個維度利用熵值法構建指標：就業數量利用各縣當年年末第二產業和第三產業從業人員數量的總和來衡量；就業質量分別利用各縣當年年末第二、三產業從業人員數量與年末總人口之比、城鎮新增就業人數與鄉村新增就業人數之比、城鎮居民人均可支配收入以及農村居民人均可支配收入來衡量。消費活力從消費總量和消費質量兩個維度利用熵值法構建指標：消費總量參考羅明忠等[8]的研究，利用各縣當年社會消費品零售總額來衡量；消費質量利用各縣當年社會消費品零售總額與全國當年消費品零售總額之比來衡量。產業結構升級則參考袁航等[35]的研究，利用各縣當年的產業結構升級系數來衡量。計算方法見式（6）：

在式（6）中，qf代表各縣第f產業的增加值占地區生產總值的比重，系數值越大，意味著產業的發展越高級，表明該地區的產業結構升級水平越高，其余變量與基準回歸模型一致。

門檻變量。本文選取政府介入力度作為門檻變量，參考呂冰洋等[36]的做法，利用各縣當年財政一般預算支出與GDP的比值來衡量。

控制變量。考慮到縣域經濟增長還會受到宏觀層面的制度調控、社會發展等因素影響。本文對一系列可能存在的潛在影響因素進行了控制，控制變量包括：區域面積，利用各縣當年的區域面積數值來衡量；人口數量，利用各縣當年年末人口總數來衡量；通信設施普及程度，利用各縣當年固定電話用戶數與年末總戶數之比來衡量；對外開放程度，利用各縣當年實際利用的外資數額來衡量；工業發展程度，利用各縣當年所擁有的工業企業數量來衡量；經濟集聚程度，利用各縣當年第二、三產業增加值與區域面積之比來衡量。

考慮到數據之間的差異過大可能導致樣本離散程度存在偏誤，為了降低其對回歸結果的影響，本文對標準差偏大的連續變量進行標準化處理。

（2）數據來源。本文使用了2015—2022年各地區《縣域統計年鑒》的公開數據、浙江大學企研—卡特團隊發布的“中國鄉村創新創業指數”以及北京大學發布的“數字普惠金融指數”①。經過整理，最終得到14688個觀察值。對于一些缺失的變量，使用線性插值和回歸填補的方法進行補充。本文使用的變量名稱、說明與描述性統計見表1。

三、基準回歸結果及分析

1.基準回歸分析

鄉村創新創業對縣域經濟增長影響的基準回歸結果詳見表2。表2（1）列、（3）列未考慮控制變量，回歸結果表明，鄉村創新創業變量在1%的顯著性水平下為正，系數分別為0.050、0.043。表2（2）列、（4）列匯報了添加控制變量的估計結果，鄉村創新創業變量在1%的顯著性水平下為正，系數為0.040、0.035，這意味著在控制了可能影響因素后，鄉村創新創業水平每提高1.0個百分點，對縣域經濟增長的推動作用分別為4.0、3.5個百分點。總體而言，鄉村創新創業能夠顯著推動縣域經濟增長。假說H1得到充分驗證。

2.內生性討論

為了解決可能存在的反向因果、選擇性偏差、遺漏變量內生性問題，本文采取四種方法進行處理。

（1）工具變量法。鄉村創新創業對于縣域經濟增長的推動作用已得到驗證，同時縣域經濟增長也為鄉村創新創業拓展了空間，二者之間可能存在互為因果的內生性問題，本文利用工具變量法進行處理。參照陳斌開等[37]的研究，利用“宗族文化”構建鄉村創新創業的工具變量。已有研究多利用族譜數量來衡量宗族文化，考慮到縣域族譜數量不可獲取，參考張川川等[38]的做法，利用“該縣所在地區在宋朝經歷戰爭的次數”①來衡量。當代宗族文化的發展格局與歷史上世家大族的遷徙有著密切聯系，中國古代歷史的最近一次大規模世家大族遷移主要發生在宋代，源于頻繁的戰爭。因此，選取該變量作為“宗族文化”的代理變量具有合理性。宗族文化對于創新創業精神的促進作用已得到學界的充分論證，同時其作為一種無形的精神力量不會對縣域經濟增長產生直接影響，滿足相關性和排他性要求。因此，選取宗族文化作為處理內生性問題的工具變量有其合理性。考慮到在宋朝經歷戰爭的次數是非時變的歷史變量，將其與歷年的全國鄉村創新創業總指數交乘構造工具變量，并采用2SLS法進行回歸。結果如表3（1）列、（2）列所示。在第一階段，工具變量與鄉村創新創業呈高度正相關；F值=25.83gt;10，證明不存在弱工具變量的問題；P值=0.000lt;0.1，證明不存在工具變量識別不足。在第二階段，鄉村創新創業仍然在1%的水平上顯著推動縣域經濟增長。說明在控制了可能存在的內生性問題后。本文的基準回歸結論仍然成立。

（2）準自然實驗。為進一步緩解內生性問題，本文利用2016年以來中國分三批開展的返鄉創業試點政策作為外生沖擊，構建多時點雙重差分模型進行檢驗，模型見式（7）：

在式（7）中，Policyit表示i縣在t年是否為返鄉創業試點縣，其余變量與基準回歸模型一致。

表3（3）列的回歸結果表明，返鄉創業試點政策十分顯著地推動了縣域經濟增長，并且通過了平行趨勢檢驗見圖2，證實了本文基準回歸結果是真實可靠的。

（3）PSM法。PSM方法能夠有效緩解樣本的選擇偏差問題。首先，將鄉村創新創業指數按照平均值劃分，當指數高于平均值賦值為1，反之賦值為0。接著，計算地區參與鄉村創新創業的傾向得分值，并參考Rosenbaum等[39]的做法，采用主流的最近鄰半徑匹配、核匹配兩種匹配策略，檢驗鄉村創新創業帶來的縣域經濟增長效應。表3（4）列、（5）列的回歸結果表明，無論采用哪種匹配方法，鄉村創新創業對于縣域經濟增長的影響都是顯著為正的，進一步證實了基準回歸結果的穩健性。

（4）Oster邊界檢驗法。遺漏變量是模型設定的常見問題，參考Hailemariam等[40]的研究方法，以評估是否由于遺漏變量而引起的內生性問題顯著存在。具體步驟如下：第一步，根據基準回歸模型分別確定在不加控制變量和加入控制變量的系數，以及與之對應的R21、R22；第二步，根據公式確定R2MAX；第三步，求得δ=1.385gt;1，可以判斷出遺漏變量對回歸結論的影響是微弱的。

3.穩健性檢驗

（1）替換被解釋變量。經濟發展水平最直接的衡量指標是地區生產總值。除此之外，財政收入也是衡量經濟發展的重要標識[41]。為了多元刻畫縣域經濟增長，本文選取各縣當年財政一般預算收入來替換各縣當年GDP作為被解釋變量。表4（1）列的回歸結果表明，在對被解釋變量進行替換后，鄉村創新創業仍然對縣域經濟增長產生了顯著的推動作用，這表明本文的結論是穩健的。

（2）剔除貧困縣樣本。本文的樣本中涵蓋了原國家級貧困縣，考慮到貧困縣的經濟發展狀況與非貧困縣相比差異顯著，且貧困縣地區的鄉村創新創業水平會受到國家相關政策的傾斜，這部分樣本可能會影響回歸結果的有效性。因此，將樣本中的貧困縣剔除后再次進行回歸。表4（2）列的回歸結果表明，鄉村創新創業對于縣域經濟增長的影響系數仍然顯著為正，進一步說明研究結果的穩健性。

（3）降低外部沖擊干擾。考慮到新冠疫情對中國經濟造成了嚴重沖擊。為了降低這一外部沖擊干擾，本文剔除疫情發生的2020、2021兩年數據后進行回歸。表4（3）列的回歸結果表明，回歸結果顯著為正，證實了鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用是持久的，不受短期重大公共事件的影響。

（4）縮尾處理。為了避免極端值對回歸結果的影響，本文對被解釋變量分別進行了1%和5%水平的縮尾處理。表4（4）列、（5）列的回歸結果表明，鄉村創新創業仍然對縣域經濟增長具有顯著的推動效應，再次證明了實證結果具有良好的穩健性。

（5）考慮時間趨勢差異。考慮到宏觀經濟的波動，鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用因時而異，本文參考龔斌磊等[42]的研究方法，在基準回歸模型設定上進一步考慮了時間差異影響。表4（6）列的回歸結果表明，在加入了時間趨勢差異項后，鄉村創新創業仍然較為顯著地推動縣域經濟增長。

（6）滯后兩期解釋變量。考慮到鄉村創新創業成效顯現的滯后性，本文將鄉村創新創業滯后兩期重新回歸。表4（7）列的回歸結果表明，鄉村創新創業仍然在1%的水平上顯著推動縣域經濟增長。進一步證實了本文研究結論是穩健可靠的。

4.異質性分析

（1）勞動力流動異質性。勞動力流動是影響區域經濟發展的重要因素，為了檢驗鄉村創新創業推動縣域經濟增長是否存在勞動力流動上的分異性，本文首先利用公式“（各縣當年年末人口?各縣戶籍人口）/各縣戶籍人口”計算出每個縣的勞動力流動率，并將鄉村創新創業與勞動力流動率進行交乘后納入基準回歸模型。其次，根據勞動力流動情況劃分樣本，若大于等于0，視為勞動力流入；反之，視為勞動力流出。考慮到勞動力流動情況可能不是固定的，若該地勞動力流入情況持續時間大于4年（樣本期為8年），均賦值為1，視為勞動力流入縣；反之，均賦值為0，視為勞動力流出縣。表5（1）列、（2）列、（3）列的回歸結果表明，一是勞動力流動會對鄉村創新創業推動縣域經濟增長的效能產生影響。二是在勞動力流出縣，推動作用更為顯著。可能原因是，勞動力流出縣的居民主要前往經濟更為發達的地區尋求就業機會，在中國支持返鄉入鄉創業政策的引導下，這類群體返鄉入鄉從事創新創業活動，利用在發達地區積累的先進技術和管理經驗撬動本土資源資產，由此培育的新產業、新業態成為當地縣域經濟增長的新動能。進一步利用Chow檢驗組間是否存在差異，并在分組回歸表中報告系數差異P值。可以看出組間P值=0.080，在10%的顯著性水平上具有統計學意義，表明組間差異明顯。

（2）鄉村振興戰略異質性。在中國，政策支持是經濟增長的重要支撐。2017年，黨的十九大提出了鄉村振興戰略，為推動鄉村創新創業發展提供了強大的政策動力。基于此，將整體樣本劃分為提出鄉村振興戰略前和提出鄉村振興戰略后兩個時間子樣本，以探究鄉村振興戰略能否提升鄉村創新創業推動縣域經濟增長的效能。表6的回歸結果表明，在鄉村振興戰略提出后，鄉村創新創業推動縣域經濟增長的效能更強。這是因為，中國在“三農”領域的重大戰略布局，為鄉村乃至縣域的發展提供了充足政策紅利，調動了各類主體參與鄉村創新創業的激情。進一步利用Chow檢驗組間是否存在差異，并在分組回歸表中報告系數差異P值。可以看出戰略提出前和戰略提出后組間P值=0.029，在5%的顯著性水平上具有統計學意義，表明組間差異明顯。

（3）金融服務水平異質性。金融是國民經濟發展的命脈，同時也是創新創業活動順利開展的堅實物質基礎。基于此，本文引入實體金融和數字普惠金融兩個變量，以檢驗鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用是否存在金融服務水平上的分異性。具體而言，實體金融利用各縣當年年末金融機構貸款數額來衡量，數字普惠金融利用北大“數字普惠金融”指數來衡量。考慮到實體金融和數字普惠金融與上文的異質性不同，可能不完全遵循線性變化的原則。因而參照Yan等[43]的做法，采用帶有固定效應估計的偏線性函數系數模型（PLFC）進行分析。圖3結果表明，一是鄉村創新創業推動縣域經濟增長的效應受實體金融的影響，實體金融服務水平越高，鄉村創新創業越能夠推動縣域經濟增長；二是數字普惠金融與實體金融相比，仍需要一個較長的積累過程，才能充分發揮其助力鄉村創新創業的效能。因此，要繼續探索金融服務“數實結合”的路徑，推進“線上+線下”服務模式融合，針對鄉村創新創業群體提供專業化、精準化的金融服務。

四、作用機理與門檻效應檢驗

1.促進高質量充分就業

表7（1）列的回歸結果表明，鄉村創新創業能夠顯著促進縣域高質量充分就業。這是因為，鄉村創新創業活動的開展能夠直接為當地勞動力創造更多更高質量的就業崗位，實現“離土不離鄉式”就業。此外，創新創業活動的持續發展和高質量就業機會的不斷增加還能夠吸引人才返鄉入鄉，為地區注入高質量勞動力要素，顯著提升當地的人力資本，從根本上改善就業結構和就業質量。

2.激發消費活力

表7（2）列的回歸結果表明，鄉村創新創業可以顯著激發縣域消費活力。這是因為，一是從事鄉村創新創業的群體在生產經營活動中會產生較大的消費需求，直接帶動當地消費總量增加；二是鄉村創新創業多采用農文旅融合、電商直播等新型商業模式，不僅能提供優質多樣的產品和服務，還能引導消費者追求更高品質的生活方式，從而帶動消費結構優化升級。

3.推進產業結構升級

表7（3）列的回歸結果表明，鄉村創新創業能夠顯著推進縣域產業結構升級。這是因為，從事鄉村創新創業的主體引入現代數字化、智能化、網絡化技術賦能其生產經營活動，既帶動傳統產業改造升級，更培育了如生命農業、智慧農業、文旅康養等新產業和新業態，從而加速了縣域產業結構的更新與迭代。

進一步檢驗高質量充分就業、消費活力以及產業結構升級對于縣域經濟增長績效的影響。表8（1）列、（2）列、（3）列的回歸結果表明，高質量充分就業的實現、消費活力的迸發和產業結構的持續升級均十分顯著地推動縣域經濟增長。這說明：首先，高質量充分就業的實現為縣域經濟增長提供了大量優質勞動力要素；其次，作為推動經濟增長的三大動力之一，消費活力的迸發能夠直接拉動縣域經濟增長；最后，產業結構的持續升級為縣域經濟增長提供了充足動能。因此，假說H2得到充分驗證，即鄉村創新創業通過促進高質量充分就業、激發消費活力以及推進產業結構升級三條間接機理路徑提升了縣域經濟績效。

4.政府介入力度的門檻效應

（1）效應檢驗。本文引入政府介入力度這一門檻變量進行檢驗。表9中的檢驗結果表明，政府干預力度的雙重門檻效應在1%的水平下高度顯著，三重門檻效應不顯著。這表明存在雙重門檻效應。相應的第一門檻值是0.070，第二門檻值是0.158。門檻值結果見表10。

（2）估計值結果。表11的回歸結果表明，政府的最佳介入力度應不超過0.070，只有當介入力度保持在該水平上，鄉村創新創業才能夠最大限度地發揮推動縣域經濟增長的效應。當政府介入的力度超過0.070時，隨著政府介入力度的不斷加大，鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用減弱。由此，假說H3得到充分驗證。

五、進一步分析：縣域經濟高質量發展

鄉村創新創業對縣域經濟增長的推動作用及其機理已得到充分檢驗。當前，中國已經步入高質量發展階段。黨的二十屆三中全會進一步強調，“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”。推動經濟高質量發展，縣域經濟是基礎，也是短板。經濟增長與經濟高質量發展是兩個不同的概念，經濟增長主要集中在經濟規模的擴大上，而經濟高質量發展是一個更全面的概念。它不僅包括經濟規模的擴大、總量的增加，還強調要素優化配置的高效、產業發展的均衡、區域協調共享的提升以及環境的可持續發展[44]。因此，在對鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用進行全面分析之后，有必要進一步探究其對縣域經濟高質量發展的影響。已有研究多通過熵值法構建指標測度縣域經濟高質量發展[45]，但這種方法難以避免賦權的偏誤性。基于此，本文結合經濟高質量發展的內涵要求，從資源配置高效、產業發展均衡、區域協調共享以及區域綠色低碳四個維度出發，檢驗鄉村創新創業能否推動縣域經濟高質量發展。

1.資源配置高效性

提高資源配置效率是實現經濟高質量發展的應有之義。本文參考戴魁早等[46]的研究，引入資本效率、勞動效率兩個變量來衡量資源配置高效性。其中，資本效率利用各縣當年GDP與社會投資額的比值來衡量，勞動效率利用各縣當年GDP與各縣當年年末第二、三產從業人員數量之和的比值來衡量。表12（1）列、（2）列的回歸結果表明，鄉村創新創業能夠促進資本效率和勞動效率的提升，但效果并不顯著。可能原因是，一是鄉村資本市場的不完善導致資金獲取成本高、渠道狹窄，限制了創新創業活動的規模化發展，進而制約資本效率的大幅提升。二是長期以來中國二元結構帶來的農村人口從鄉到城的流動慣性造成勞動力外流嚴重，鄉村創新創業雖然能夠吸引勞動力回流，但實現大幅度提升勞動效率仍需要長期的積累過程。

2.產業發展均衡性

機理檢驗結果表明，鄉村創新創業能夠顯著推進縣域產業結構升級。在此基礎上，本文進一步將三次產業進行細分，以檢驗鄉村創新創業能否推動三次產業全面發展。表13（1）列、（2）列、（3）列的回歸結果表明，鄉村創新創業顯著推動了一、二、三產業的發展，且三者系數相近。這證明了鄉村創新創業有助于推動縣域產業全面發展，為實現經濟高質量發展奠定產業基石。

3.區域協調共享性

實現區域協調共享是經濟高質量發展的根本目的。從縣域發展實際來看，不平衡不充分問題依然嚴峻，主要體現在城鄉內部和區域之間。基于此，本文引入區域收入共享和城鄉收入協調這兩個變量，以檢驗鄉村創新創業能否推動區域協調共享。其中，區域收入共享利用各縣當年人均GDP與全國人均GDP的比值來衡量，城鄉收入協調利用各縣當年城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入的比值來衡量。表14（1）列、（2）列的回歸結果表明，在當前階段鄉村創新創業未能推動區域協調共享。相反，鄉村創新創業加劇了城鄉之間的收入不平等。可能原因是，雖然鄉村創新創業也為縣域經濟增長帶來了新的發展機會，但創新要素在城鄉之間的配置依然不合理，短期內縣域城鎮地區的創新要素尚未能產生溢出效應，因此如何通過鄉村創新創業推動城鄉之間的創新要素均衡、實現區域協調共享依然任重道遠。

4.區域綠色低碳性

推動綠色低碳環保是經濟高質量發展的底色。2024年政府工作報告提出“要大力發展綠色低碳經濟”，已有研究也證實了創新創業對于區域綠色低碳的促進作用[12]。基于此，本文進一步檢驗鄉村創新創業能否促進縣域綠色低碳。空氣質量是綠色低碳的重要衡量標準。因此，本文選取各縣當年PM2.5的平均濃度值衡量區域綠色低碳。表15的回歸結果表明，鄉村創新創業能夠顯著降低PM2.5的平均濃度、改善當地空氣質量，促進區域綠色低碳。可能原因是，PM2.5主要來源于重工業排放，而鄉村創新創業發展模式多為三產融合，污染排放少，從根源上減少了PM2.5。有效帶動當地環境質量的提升，為縣域經濟高質量發展凝聚綠色動能。

六、結論與啟示

1.結論

黨的二十屆三中全會指出，要“促進城鄉共同繁榮發展”。縣域作為連接城市與鄉村的關鍵環節，是推進城鄉融合發展的重要切入點。在此背景下，本文將鄉村創新與鄉村創業視為有機交融的整體，實證檢驗鄉村創新創業對縣域經濟增長的推動效應及作用機理。結論如下：第一，鄉村創新創業顯著推動縣域經濟增長。鄉村創新創業水平每提高一個百分點，推動縣域經濟增長四個百分點。多種方法均證實研究結論十分穩健；第二，從制約縣域經濟發展的現實困境出發，發現鄉村創新創業能夠通過促進高質量充分就業、激發消費活力、推進產業結構升級，破解“縣域不經濟”。此外，政府對鄉村創新創業的介入力度并不是越大越好，只有保持在合理的范圍，才能充分激發鄉村創新創業推動縣域經濟增長的效能；第三，在勞動力流出地區、實體金融和數字普惠金融發展好的地區，外界條件的完備更能發揮鄉村創新創業推動縣域經濟增長的作用。在鄉村振興戰略提出后，長效政策紅利充分激發鄉村創新創業對縣域經濟增長的推動效應；第四，進一步分析發現鄉村創新創業雖然能夠通過促進產業均衡發展、區域綠色低碳助力縣域經濟高質量發展，但對資源配置高效和區域協調共享的推動能力仍待提升。

2.啟示

根據以上結論，本文得到的政策啟示如下：第一，大力推動鄉村創新創業高質量發展。鼓勵富含創新的鄉村創業活動，不斷提升鄉村創新創業帶來的產出附加值。涉農產業是縣域經濟發展的根基，要引導新型農業經營主體、涉農企業等樹立大農業、大食物觀念，瞄準市場消費新動向，挖掘鄉村特色資源和多功能性。利用先進生物技術、數字技術、智能技術賦能傳統產業轉型升級，打造特色種養、農產品精深加工、生命農業等“一村一品”“一縣一品”富民產業。第二，以就業、消費和產業結構升級為重點，推動縣域經濟可持續增長。加強縣域產業規劃的頂層設計，培育更高質量的創新創業主體，進而創造出電商直播員、旅游引導員、研學講師和農業數據分析師等更多樣化、高質量的就業崗位；還要通過干中學、傳幫帶、定制式等途徑提高勞動力的職業技能以勝任新型就業崗位；立足數、農、文、旅融合的新業態培育，創造現代感和鄉土色相融合的鄉村展演、研學體驗，完善旅游導視、衛生服務、寄遞物流等現代性的服務支撐，不斷拓展鄉村消費新場景。第三，提升政務服務效率，推進有為政府建設。以要素支撐服務為重點，為各類主體提供土地使用、金融支持、產品宣傳等便捷化、數字化的創業政策包。讓政策主動找人，實現創業政策一鍵查、創業政務一碼辦；同時還要探索建立鄉村創新基金，補充包容創業失敗的社會保障、創業保險等政策，支持鄉村創新創業者通過連續創業走向成功。