返鄉創業試點政策的勞動生產率提升效應

摘 要 在中國農村由“打工經濟”逐步向“創業經濟”轉變的背景下，利用中國家庭追蹤調查（CFPS）2012-2020年的數據，從微觀農戶視角，考察了返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率的影響。研究發現，試點政策能夠顯著提高農戶勞動生產率，該結論在通過一系列穩健性檢驗后依然成立。細分勞動生產率類別發現，試點政策通過促進非農就業顯著提高了農戶非農勞動生產率；對農戶農業勞動生產率而言，試點政策的影響并不顯著。其原因在于，試點政策在通過促進土地流轉正向影響農業勞動生產率的同時，又通過降低務農人力資本對農業勞動生產率產生了負面影響，正反效應形成了抵消。異質性分析發現，相較于東部地區，試點政策對中西部地區農戶勞動生產率的促進作用更強；相較于高收入農戶，試點政策對低收入農戶非農勞動生產率的促進作用更強。據此，提出推廣完善返鄉創業試點政策，加大中西部地區返鄉創業的扶持力度，進一步推廣返鄉創業試點政策中的益貧性措施的建議。

關鍵詞 返鄉創業；農戶勞動生產率；非農就業

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

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

基金項目：國家自然科學基金項目“獨木不成林：現代農業中小農經營規模變動的區域性外部經濟研究”（72073066）。

提升勞動生產率是推動農民收入持續增長的重要動力。改革開放初期，農村改革走在前列，農民收入因為農業生產率的快速提高而飛速增長[1]。而后，隨著重工業優先發展戰略的不斷推進，工農勞動生產率差距不斷增大。消除勞動力流動障礙，促進農村剩余勞動力外出非農就業成為黨和政府提高農民勞動生產率，促進農民增收重要手段。然而，隨著經濟不斷發展、產業結構不斷調整，沿海發達城市對于農民工的容納能力逐漸降低。尤其是在2008年金融危機發生后，沿海地區逐步出現“騰籠換鳥”和“機器換人”的發展態勢，“勞動力回流”的現象日益顯現。此時，推動外出務工可能不再是促進農民勞動生產率提高、實現農民增收的最優政策路徑選擇。在此背景下，一些地方政府開始轉變思路，化被動為主動，從“打工經濟”逐步轉向“創業經濟”。2015年，國家發展改革委員會同有關部門印發了《關于結合新型城鎮化開展支持農民工等人員返鄉創業試點工作的通知》，正式拉開返鄉創業試點政策（下文簡稱為“試點政策”）①的序幕。

該試點政策先后于2016年2月、2016年12月和2017年10月分三批組織341個縣（市、區）開展支持農民工等人員返鄉創業試點工作②，旨在以返鄉促入鄉，以創業帶就業，通過推動農民工“回流潮”轉向“創業潮”來激發輸出地經濟發展的內生動力。就具體措施來看，試點政策主要針對返鄉創業場地短缺、基礎設施不完善、公共服務不配套以及融資難融資貴、證照辦理環節多等突出問題，通過簡化創業流程、降低返鄉創業成本以及提高創業農戶人力資本等方式來推動返鄉創業。相關數據顯示，截至2020年，試點地區已有280多萬人返鄉開展創業活動，增加市場主體約225萬個，帶動就業人數約為980萬①。那么，由此衍生出一個重要的問題是，從推動農民“外出打工”到吸引農民工“返鄉創業”，返鄉創業試點政策是否會對當地農戶勞動生產率產生積極影響？如果會，對于農業勞動生產率和非農勞動生產率產生的影響是否一致？其間的具體作用機制又是什么？回答上述問題，對于國家完善返鄉創業相關政策、優化勞動力資源配置具有重要意義。

與本文相關的研究主要有兩支。一是返鄉創業試點政策的影響效應研究。現有研究多從宏觀視角，探究返鄉創業試點政策對地方產業發展、經濟增長以及農民增收等方面影響。例如，魏濱輝等運用縣域層面的數據研究發現，試點政策能夠顯著促進縣域產業結構升級[2]。黃祖輝等研究發現，試點政策有效促進了返鄉創業，從而推動了縣域經濟的增長[3]。此外，試點政策能夠吸引要素流入以及推動地區非農產業發展，從而對當地農民收入水平產生積極影響[4]。二是農戶勞動生產率的影響因素研究。基于傳統經濟學理論，勞動生產率的驅動因素大致可歸為三類，分別為產業結構升級與轉型[5]，科技進步與資本深化[6-7]，以及人口與勞動力結構變動[8]。具體到中國農戶層面，提高農戶勞動生產率的有效路徑主要包括農業技術進步、農業技術效率改善、農民人力資本積累和家庭剩余勞動力的有效轉移等[1，9-10]。一些學者基于劉易斯二元經濟理論[11]，認為非農就業能夠有效提高中國農戶勞動生產率[12]。但分勞動生產率類別來看，非農就業對于農業勞動生產率和非農勞動生產率的影響并不相同。對于非農勞動生產率而言，農民從生產率較低的農業轉到生產率較高的其他非農產業，會使其非農勞動生產率有效提高[13]。對于農業勞動生產率而言，有學者認為非農就業會降低務農勞動力的人力資本水平，從而對農業生產效率產生負面影響[14]；也有學者認為非農就業帶來的收入增長有助于加大農業生產投資，從而對農業生產效率產生正面影響[15]。此外，土地流轉作為推動農業技術進步以及非農就業的必要前提，部分研究認為有效的土地流轉會對農戶勞動生產率產生積極影響[1，16]。

綜上來看，現有文獻對返鄉創業試點與農戶勞動生產率的探究呈兩條平行線，尚未將二者納入統一的理論框架進行分析。此外，已有研究發現返鄉創業試點政策具有“集聚效應”“就業效應”和“結構效應”等[3]，這些效應均會作用于農村家庭勞動力的非農就業決策上，從而可能對農戶勞動生產率產生難以忽視的影響。基于上述分析，本文首先從理論層面分析了試點政策對農戶勞動生產率所產生的影響效應。隨后，使用宏觀縣域與微觀中國家庭追蹤調查（CFPS）2012-2020年的匹配數據進行實證檢驗。

相較于現有研究，本文貢獻有以下三點：第一，豐富了農戶勞動生產率的影響因素研究。現有研究普遍認為推動農村家庭勞動力非農就業是提高農戶勞動生產率的重要途徑[1]。本研究在此基礎上，發現返鄉創業試點政策能夠通過促進農戶家庭勞動力的非農就業來提高農戶勞動生產率，這在一定程度上豐富了農戶勞動生產率的影響因素研究。第二，拓展了返鄉創業試點政策的影響效應研究。現有文獻多從宏觀視角出發，探究試點政策對地方經濟發展[3]、產業結構[2]等方面影響作用。本文從微觀層面，探明了返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率的作用機制，這是對返鄉創業試點政策影響效應研究的有利補充。第三，為進一步完善返鄉創業試點政策提供了理論支撐。本文探討并檢驗了返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率的作用機理，發現返鄉創業試點政策對于不同地區以及不同收入層級的農戶具有顯著的異質性特征，這為進一步優化返鄉創業試點相關政策，加速實現鄉村動能轉型提供了思路和借鑒。

一、理論分析

1.試點政策對農戶勞動生產率的影響效應

現有研究普遍認為農業技術進步、農業技術效率改善、人力資本積累以及剩余勞動力的有效轉移是提高農戶勞動生產率的有效途徑[1]。結合中國人多地少的現實背景來看，當下促進農民增收的根本出路仍然是在“農外”，只有通過促進農村剩余勞動力非農就業，改善人地比例，提高農業機械化程度，才可能通過提高勞動生產率實現農民的長效增收[17-18]。在承接地區產業轉移和勞動力“常態化回流”背景下，試點政策通過金融支持、產業支持、創業培訓、服務平臺建設等政策工具，有效推動了農民工等外出人員返鄉、入鄉創業[3]。進一步，由返鄉創業引起的地區產業結構變化，會引發“庫茲涅茨過程”，推動農村農戶家庭的剩余勞動力從低生產率的農業轉向更高生產率的非農產業[19]，從而提高農戶勞動生產率。

具體來看，首先，試點政策通過“創業效應”和“集聚效應”增加了試點地的非農就業崗位。一方面，試點政策通過推動農民工、大學生和退役軍人等人員返鄉創業為試點地形成了大批量個體工商戶和中小企業[3]，市場主體的增加能夠為試點地創造大批量的非農就業崗位。另一方面，由于返鄉新創企業多聚集于人口較為集中、基礎設施較為便利的縣城。這種集聚會加快地方餐飲、娛樂、通訊等行業的發展[3]，進一步為當地農民提供了更多非農就業機會。

其次，試點地增多的非農機會通過降低流動成本來促使農戶家庭勞動力非農就業，從而提高農戶的勞動生產率。在中國，農業生產的勞動生產效率長期低于其他產業，使得推動農民非農就業成為一條提高勞動生產率、促進農民增收的有效路徑。但在城鄉二元經濟結構、地區發展不平衡等因素[20]影響下，農民進城務工，從農業轉向非農生產存在較高的流動成本[21]。該流動成本主要包括兩部分，一是與務工距離等呈正相關的遷移成本，包括交通成本、信息成本以及思念所導致的心理成本等[20]；二是放棄原本務農收入所產生的機會成本。自改革開放以來，中國基礎設施建設[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。雖已有諸多農村剩余勞動力在城市高工資的吸引下外出務工，實現農村勞動力的有效轉移，但仍存在不少難以承受流動成本的農村剩余勞動力滯留農村，未能實現有效轉移[21]。據一些學者估計，到“十四五”末，中國仍有1.16～1.48億農村勞動力需要轉移就業[22-23]。試點政策促使地方非農就業機會增加能夠有效降低農民非農就業的流動成本。一方面，相較于到發達城市外出務工，就地、就近就業縮短了務工距離，極大程度上降低由交通成本、信息成本、心理成本等構成的遷移成本。另一方面，農民就地、就近非農就業有助于形成兼業模式[24]，這使得農民能夠在非農就業的同時兼顧到家中原本農業生產，從而有效降低非農就業所產生的機會成本。由此可見，試點政策在很大程度上降低了農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業流向回報率相對較高的產業[25]。換言之，試點政策通過增加地方非農就業崗位、降低勞動力轉移成本來促使農村家庭剩余勞動力實現非農轉移，從而對農戶勞動生產率產生積極影響。

綜上，本文提出以下研究假說：

H1：返鄉創業試點政策對于農戶勞動生產率有顯著的促進作用。

2.試點政策對農戶非農勞動生產率與農業勞動生產率的影響效應

對于非農勞動生產率而言，由前文分析可知，試點政策通過提供就地就近的非農崗位有效降低勞動力非農轉移的流動成本，進一步推動農戶家庭剩余勞動力非農就業，從而有效提高了農戶的非農勞動生產率[13]。而對于農戶農業勞動生產率而言，試點政策可能會對農戶農業勞動生產率產生正負兩方面的影響。從正面影響來看，試點政策的“非農就業”效應可能會通過促進土地流轉，擴大農地經營規模和加大農業投資來提高農戶農業勞動生產率。具體地，首先，家庭勞動力的非農轉移促使農戶進行土地流轉，從而降低土地分散化和細碎化帶來的勞動效率損失[14]。其次，家庭勞動力的非農轉移有助于改善人地比例，擴大農地經營規模。在農地經營面積不變的前提下，非農就業導致的務農人數減少會擴大農戶勞均農地經營規模。由于中國農業長期處于小農經營狀態，經營規模的擴大將有助于農業勞動生產率的提高[16，26]。再次，家庭勞動力非農就業帶來的收入水平提高，有助于緩解家庭務農成員的資金約束，使其有更多的資金購買資本密集型農業生產要素[15]以及應用新的農業生產技術[14，27]，從而通過增加農業投資來提高勞動生產率。從負面影響來看，試點政策降低了農戶務農勞動力的人力資本水平，從而對農戶農業勞動生產率產生不利影響。長期以來，中國農村勞動力轉移按“先男后女、壯年優先”的順序進行，如若按人力資本水平進行排序，農村家庭勞動力轉移按照由高到低的順序依次進行[28]。由此可見，試點政策的“非農就業”效應會推動農村家庭中人力資本較高的勞動力轉入非農生產，導致務農勞動力的人力資本水平降低，從而對農戶的農業勞動生產率產生負面影響。

綜上所述，本文認為試點政策對農戶非農勞動生產率會產生顯著的促進作用，而對農戶農業勞動生產率的影響既可能是正面，亦可能是負面的，綜合效應需進一步檢驗。

二、研究設計

1.樣本選取和數據來源

為考察返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率的影響效應，本文將收集整理的返鄉創業試點縣名單①與中國家庭追蹤調查數據（CFPS）在縣域層面進行匹配②。CFPS數據為兩年一次的追蹤調查數據，調查樣本具有廣泛代表性，數據指標涵蓋了個人及家庭豐富的經濟特征信息，能夠滿足本文的研究需要。在考慮返鄉創業試點政策實施時間以及數據完整性、連續性的基礎上，本文選取CF- PS2012-2020年的農村受訪農戶作為研究對象。文中區縣層面的相關數據，均來源于《中國縣域統計年鑒》以及各個省份和城市的統計年鑒。

根據研究需要，對匹配后的數據進行如下幾方面的清洗：①剔除相關指標缺失的樣本；②剔除不屬于農村和不是農業戶口的樣本；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，使用各地區居民消費價格指數對所有與價格有關的指標進行平減；⑤對所有連續變量進行對數化處理。⑥對所有連續變量進行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.模型設定

3.變量選取及描述性統計

（1）被解釋變量。本文被解釋變量為農戶勞動生產率，考慮到農戶家庭可能既進行農業生產又進行非農生產，僅用農作物產出難以代表農戶家庭總產出水平，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）來度量農戶的勞動生產率。其中，家庭勞動力總數為農戶家中年齡大于16歲且小于65歲的人數總和。

（2）解釋變量。本文的解釋變量為返鄉創業試點政策。若農戶所屬區縣當年6月之前被選入或者已被選入返鄉創業試點地區，則賦值為1，否則賦值為0。

（3）控制變量。參照已有研究[1，16]，分別從農戶家庭和地區層面引入控制變量。具體地，農戶層面控制變量包括農戶勞均年齡、勞均年齡的平方、勞均受教育程度、勞均家庭存款、勞均生產性固定資產以及勞均土地資產；地區層面的控制變量主要包括產業結構和經濟水平。主要變量的描述性統計如表1所示。

三、實證分析

1.基準回歸結果

表2匯報了本文的基準回歸結果，其中，列（1）為在控制時間和個體固定效應情況下，返鄉創業試點政策與農戶勞動生產率的單變量回歸結果，返鄉創業試點政策的回歸系數在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層面控制變量的回歸結果，返鄉創業試點政策的回歸系數依舊在1%的水平上顯著為正，且回歸系數值波動較小。這說明，相較于非試點地區而言，返鄉創業試點政策對試點地農戶勞動生產率產生了顯著的促進作用。從作用大小來看，由列（3）的結果可知，返鄉創業試點政策的實施導致試點地農戶勞動生產率水平提高了約10.3%。據此，假說H1得到驗證。

2.穩健性檢驗

式（2）中，βs捕捉了“返鄉創業試點縣”和“非返鄉創業試點縣”在時間趨勢上的差異。當s=0時，表示政策實施當期，s取負數表示政策實施前s期，取正數表示政策實施后s期。β0為截距項，其余變量與模型（1）保持一致。

表3匯報了平行趨勢檢驗的回歸結果，在政策實施前，每一個時間窗口返鄉創業試點政策的回歸系數都為負，且均不顯著。政策實施后第一期的回歸系數為0.127，在5%的水平上顯著。上述結果表明，返鄉創業試點政策實施前，試點地區與非試點地區具有共同的變化趨勢，且試點政策對農戶勞動生產率產生了顯著的促進作用。

（2）安慰劑檢驗。盡管本文結論通過了平行趨勢檢驗，但仍有其他隨機因素可能會影響到農戶勞動生產率。為進一步檢驗基準回歸結果并非由隨機因素所導致，本文隨機生成一個與試點政策實際沖擊地區數量相同的“偽實驗組”，重新構建返鄉創業試點政策變量，并重復500次隨機過程，以此進行安慰劑檢驗。理論上而言，由于新的返鄉創業試點沖擊是隨機抽取的，那么，新的返鄉創業試點政策并不會對農戶勞動生產率產生影響。重復了500次隨機生產過程，并在圖1匯報了隨機生成處理組的估計系數的分布情況。可以看出，隨機生成返鄉創業試點政策的估計系數集中分布在0值附近，符合正態分布，且真實樣本中試點政策系數估計值（0.103）遠遠偏離其分布范圍，屬于異常值。上述結果表明本文基準回歸結果并非偶然因素導致的，即返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率的促進作用是比較穩健的。

（3）樣本選擇問題。雖然返鄉創業試點政策作為外生沖擊事件已經在很大程度上緩解了內生性問題，但考慮到返鄉創業試點縣的選擇并非完全隨機，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回歸結果的影響，本文使用傾向得分匹配倍差法（PSMDID）進行回歸分析。

具體地，參照已有研究[3，30]，首先，按照是否為返鄉創業試點縣進行分組，將位于返鄉創業試點縣內的樣本作為處理組。其次，將縣域內人均行政地域面積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，在此基礎上進行雙重差分。回歸結果匯報于表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行回歸的結果，其中返鄉創業試點政策的回歸系數均顯著為正，這說明通過PSM緩解可能存在的樣本選擇偏誤后，返鄉創業試點政策對于農戶勞動生產率的促進作用依舊顯著，這與基準回歸結果相一致。

（4）DID雙重穩健估計量。考慮到在多期DID使用雙向固定效應模型進行因果推斷時，需要滿足嚴格外生性、無預期效應、單位處理變量值穩定以及處理效應同質性四個重要假設[31]。當不滿足處理效應同質性假設時，使用雙向固定效應模型進行估計會產生嚴重的估計偏誤[32]。一方面，由于返鄉創業試點縣公布了3次，樣本農戶受返鄉創業試點政策沖擊在時間維度上存在異質性；另一方面，由于每個農戶樣本特征各不相同，返鄉創業試點政策對農戶的影響可能存在個體維度的異質性。這意味著使用雙向固定效應估計多期DID基準模型可能違背了處理效應同質性假設，進而可能導致基準回歸結果不穩健。為檢驗樣本農戶處理效應異質性程度和檢驗雙向固定效應估計量的穩健性。參照崔小勇等[33]的做法，使用古德曼-培根分解檢驗處理效應異質性程度后，運用Callaway等[34]的方法估計“異質-穩健估計量”。

古德曼-培根分解法將雙向固定效應估計量拆分為多個2×2-DID估計量，并分別計算每一個估計量的權重及其平均處理效應。表5匯報了進行平衡面板處理后的古德曼—培根分解結果。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平均處理效應符號相反。上述結果表明基準回歸結果存在程度輕微的處理效應異質性問題。

進一步，考慮到樣本農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“異質-穩健估計量”。表4第（4）列為所有處理組的平均處理效應，其估計值依舊在5%的水平上顯著為正，與基準回歸結果的估計值相近。上述結果表明，基準回歸結果是穩健的。

（5）其他穩健性檢驗。第一，為降低省份層面隨時間變化的不可觀測因素對基準回歸結果的影響，進一步控制了省份與時間的交互效應。表6第（1）列表面顯示試點政策的回歸系數在10%的水平上顯著為正。上述結果表明，在減小省份特征及其發展的潛在時間趨勢對返鄉創業試點政策效果的影響后，主要結論依然穩健。

第二，考慮到2020年疫情的發生對中國的經濟環境造成了巨大沖擊，外部經濟環境的較大變動可能會對農民的創業與擇業決策產生較大影響。為有效剝離這一外生沖擊對基準回歸的干擾，將2020年的樣本予以剔除后再進行回歸分析。回歸結果匯報于表6第（2）列，其中，返鄉創業試點政策的回歸系數為0.08，在5%的水平上顯著為正。上述結果表明，在有效剝離新冠疫情帶來的干擾后，基準回歸結果依舊穩健可靠。

四、進一步分析

1.勞動生產率分類檢驗

按照前文理論分析，試點政策會對農戶非農勞動生產率產生正面的促進作用，而對農戶農業勞動生產率而言，試點政策既可能產生正面影響，又可能產生負面影響。為檢驗理論分析的合理性，參照Djido等[35]的思路，使用勞均工資性收入表示非農勞動生產率①，使用務農勞均農業生產凈值表示農戶農業勞動生產率②，并將其作為新的被解釋變量進行回歸分析，回歸結果如表7所示，列（1）為非農勞動生產率作為被解釋變量的回歸結果，返鄉創業試點政策的回歸系數在1%的水平上顯著為正。這表明，返鄉創業試點政策對農戶非農勞動生產率產生了顯著的促進作用。列（2）為農業勞動生產率作為被解釋變量的回歸結果，返鄉創業試點政策的回歸系數為0.026，但不具有統計意義上的顯著性。可能的原因是，試點政策對農戶農業勞動生產率產生的正面效應與負面效應相互抵消了。為進一步驗證這一想法，接下來對相關作用路徑進行實證檢驗。

根據前文理論分析可知，認為返鄉創業試點政策通過促進家庭勞動力非農就業來提高農戶非農勞動生產率，而非農就業進一步會通過土地流轉、農地經營規模和務農人力資本降低等途徑對農戶農業勞動生產率產生或正或負的影響。基于此，從以下三方面進行實證檢驗：

（1）非農就業。由于CFPS問卷中未統計家庭非農就業人數，但在家庭總勞動力人數不變的情況下，非農就業人數的增加會導致務農人數的減少。基于這一思路，使用家庭務農人數占比（家庭務農人數/家庭勞動力人數）①作為被解釋變量進行實證分析。回歸結果見表8第（1）列，返鄉創業試點政策顯著降低了家庭務農人數，換言之，返鄉創業試點政策有助于家庭勞動力非農就業。上述結果在一定程度上證明了返鄉創業試點政策通過促進非農就業來提高農戶非農勞動生產率的理論邏輯。

（2）土地流轉。前文理論分析認為返鄉創業試點政策會促進農戶農地流轉，從而對農戶農業勞動生產率產生積極影響。為此，將土地流轉作為被解釋變量進行回歸。回歸結果匯報于表8第（2）列，返鄉創業試點政策的回歸系數為0.029，在10%的水平上顯著。該結果表明，試點政策顯著促進了農戶土地流轉行為。在中國農地細碎化的背景下，通過土地流轉，農戶能夠擴大經營規模，從而有效提高農業勞動生產率。上述結果在一定程度上證明了試點政策通過影響土地流轉來促進農戶農業勞動生產率提高的理論邏輯。

（3）務農人力資本。前文理論分析認為返鄉創業試點會導致家庭務農人口人力資本降低，從而對農戶農業勞動生產率產生不利影響。基于此，使用農戶家庭務農人口的平均年齡來表示務農人口的人力資本，年齡越大表示務農人口的人力資本越低，反之越高。將務農平均年齡作為被解釋變量進行回歸分析，結果如表8第（3）列所示，試點政策導致農戶務農人口的平均年齡顯著提高，換言之，試點政策導致家庭務農的人力資本水平降低，從而可能會對農業勞動生產率產生負面影響。上述結果表明，試點政策既可以通過促進土地流轉對農戶農業勞動生產率產生正面影響，又可以通過降低務農人力資本對農戶農業勞動生產率產生負面影響，兩種效應可能正好相互抵消，從而導致試點政策對農戶農業勞動生產率的影響并不顯著。

2.異質性分析

（1）區域發展差異。我國幅員遼闊，地區間經濟資源稟賦、發展水平存在較大差異且農村勞動力大致以自西向東方向流動，可能導致在不同地區試點政策會對農戶勞動生產率產生不同的影響效應。為此，將樣本劃分為東中部地區和西部地區兩組進行回歸分析。回歸結果見表9，其中，第（1）列為中西部地區樣本的回歸結果，其中，返鄉創業試點政策的回歸系數為0.134，在1%的水平上顯著為正。第（2）列為東部地區樣本的回歸結果，返鄉創業試點政策的回歸系數為0.032，遠小于中西部地區組中的回歸系數，且不具統計上的顯著性。上述結果表明，相較于東部地區，在中西部地區，返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率的促進效應更為顯著。其原因可能是，相較于東部地區，中西部地區縣域產業發展比較落后，人力資本流失也較為嚴重，這使得吸引人才返鄉創業能夠帶來更為明顯“創業效應”和“集聚效應”，從而導致返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率的促進作用更強。

（2）收入水平差異。雖然各地區返鄉創業試點政策具體措施各不相同，但多數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于印發《三臺縣促進返鄉創業三十條措施》的通知中明確指出“創辦企業吸納貧困家庭勞動力就業，簽訂1年以上勞動合同并參加社會保險的，從就業創業補助資金中按1000元/人給予一次性獎補。”①古田縣人民政府制定的《古田縣支持農民工等人員返鄉創業就業七十條扶持政策》中也指出對吸納貧困家庭勞動力的企業進行獎補②。由此可見，返鄉創業試點政策對當地農戶產生的“非農就業”影響可能具有益貧效應。為驗證上述分析，按照CFPS問卷中家庭人均收入分位數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。考慮到具體措施主要影響的是農戶非農就業，因此，此處將農戶非農勞動生產率作為被解釋變量進行分組回歸。結果匯報于表9，列（3）為低收入組的回歸結果，試點政策的回歸系數為0.334，在10%的水平上顯著為正。列（4）為高收入組的回歸結果，試點政策的回歸系數為-0.022，但不具統計意義上的顯著性。上述結果表明，返鄉創業試點政策顯著提高了低收入農戶非農勞動生產率，但對于高收入農戶非農勞動生產率的影響并不顯著。這在一定程度上表明返鄉創業試點政策具有較好的益貧特征。

五、結論與政策

本文使用宏觀縣域層面統計數據與微觀中國家庭追蹤調查（CFPS）2012-2020年的數據進行匹配，利用雙重差分法實證考察了返鄉創業試點政策與農戶勞動生產率之間的關系。研究發現，返鄉創業試點政策對農戶勞動生產率具有顯著的促進作用，在進行平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗以及使用PSM-DID、DID雙重穩健估計量等方法進行穩健性測試后，該結論依然成立。進一步分類考察試點政策對農戶非農勞動生產率和農業勞動生產率的影響發現，試點政策通過促進家庭勞動力非農就業來提高農戶非農勞動生產率；而對農戶農業勞動生產率的影響并不顯著，其原因可能是，試點政策通過促進土地流轉對農戶農業勞動生產率產生的正面效應與試點政策通過降低務農人力資本對農戶農業勞動生產率產生的負面效應相互抵消了。異質性分析發現，相較于東部地區，在中西部地區實施試點政策對農戶勞動生產率促進作用更強；相較于高收入農戶而言，試點政策能夠顯著提高低收入農戶的非農勞動生產率。

本研究具有以下幾點政策啟示。第一，推廣完善返鄉創業試點政策。一方面，本研究發現返鄉創業試點政策能夠有效推動農村家庭剩余勞動力非農就業，從而提高農戶勞動生產率。因此，相關政府部門應進一步推廣返鄉創業試點政策，通過簡化審批流程，提高服務效率等方式優化創業環境，同時要鼓勵產業鏈延伸，通過支持本地特色產業鏈上下游企業集聚，以創業帶動就業，充分發揮返鄉創業在轉換農村內生發展動能和促進農戶持續增收中的重要作用。另一方面，目前試點政策尚未對農戶農業勞動生產率產生積極影響。因此，政府部門需進一步完善試點政策，可通過設立農業創業專項基金、提供專項稅收減免、技術設備補貼等政策來加強對農業生產類返鄉創業的支持力度，從而在推動農業現代化發展的同時提高農民勞動生產率。第二，加大中西部地區返鄉創業的扶持力度。試點政策在不同地區對農戶勞動生產率的提升效應具有顯著的異質性特征，對中西部地區農戶勞動生產率的促進作用十分明顯。因此，政府部門需因地施策，建立區域差異化支持體系，針對中西部地區農村人口規模大、資源稟賦多樣的特點，實施更加偏向性的扶持政策。例如，通過專項財政轉移支付，加大基礎設施建設投入，完善交通、物流和數字通信網絡，降低創業成本，提升創業環境競爭力。同時，政策實施應注重與區域特色產業的深度融合，例如支持發展特色農業、綠色能源或加工制造業，構建本地特色產業集群，利用區域優勢，增強發展內生動力。第三，進一步推廣返鄉創業試點政策中的益貧性措施。返鄉創業試點政策對低收入農戶的非農勞動生產率提升效應十分明顯，具有明顯的益貧特征。因此，地方政府需完善企業吸納低收入勞動力的激勵政策，通過直接獎補、稅收優惠等方式鼓勵返鄉創業企業吸納貧困家庭勞動力，同時為低收入群體提供免費技能培訓與專項補貼，增強其創業和就業能力，在推動返鄉創業的同時，提高低收入群體的勞動生產率，降低返貧風險。

參 考 文 獻

[1]冒佩華，徐驥，賀小丹，等.農地經營權流轉與農民勞動生產率提高：理論與實證[J].經濟研究，2015，50（11）：161-176.

[2]魏濱輝，羅明忠，曾春影.勞動力返鄉創業與縣域產業結構升級：理論線索與經驗證據[J].中國農村經濟，2023（10）：26-48.

[3]黃祖輝，宋文豪，葉春輝，等.政府支持農民工返鄉創業的縣域經濟增長效應——基于返鄉創業試點政策的考察[J].中國農村經濟，2022（1）：24-43.

[4]湯龍，陳享光，趙妍妍.返鄉創業能提高農村居民收入嗎——基于返鄉創業試點政策的考察[J].農業技術經濟，2024（7）：111-128.

[5]惠煒，韓先鋒.生產性服務業集聚促進了地區勞動生產率嗎？[J].數量經濟技術經濟研究，2016，33（10）：37-56.

[6]王昊，王昱，夏君諾，等.中國勞動生產率增長的再分解及國際經驗比較[J]. 科學學研究，2017，35（8）：1188-1197.

[7]王家庭，李艷旭，馬洪福，等.中國制造業勞動生產率增長動能轉換：資本驅動還是技術驅動[J].中國工業經濟，2019（5）：99-117.

[8]蔡昉.中國經濟增長如何轉向全要素生產率驅動型[J].中國社會科學，2013（1）：56-71.

[9]ITO J.Inter-regional difference of agricultural productivity in China：eistinction between biochemical and machinery technology[J]. China economic review，2010，21（3）：394-410.

[10]匡遠鳳.技術效率、技術進步、要素積累與中國農業經濟增長——基于SFA的經驗分析[J]. 數量經濟技術經濟研究，2012，29（1）：3-18.

[11] LEWIS A.Economic development with unlimited supplies of labour[J].The manchester school of economic and social studies，1954，22（2）：139-191.

[12] ZHANG L，DONG Y，LIU C，et al.Off-farm employment over the past four decades in rural China[J].China agricultural economic review，2018，10（2）：190-214.

[13] CUI B，TANG L，LIU J，et al.How does land transfer impact the household labor productivity in China？Empirical evidence from survey data in Shandong[J].Land，2023，12（4）：881.

[14]錢龍，洪名勇.非農就業、土地流轉與農業生產效率變化——基于CFPS的實證分析[J].中國農村經濟，2016（12）：2-16.

[15] MOCHEBELELE M T，WINTER-NELSON A.Migrant labor and farm technical efficiency in lesotho[J].World development，2000，28（1）：143-153.

[16] ZHANG J，MISHRA A K，ZHU P.Land rental markets and labor productivity：evidence from rural China[J].Canadian journal of agricultural economics-Revue canadienne d’agroeconomie，2021，69（1）：93-115.

[17]李谷成，李燁陽，周曉時.農業機械化、勞動力轉移與農民收入增長——孰因孰果？[J].中國農村經濟，2018（11）：112-127.

[18]韓廣富，辛遠.鄉村振興背景下農民農村實現共同富裕路徑研究[J].貴州師范大學學報（社會科學版），2023（4）：47-57.

[19]蔡昉.農業勞動力轉移潛力耗盡了嗎？[J].中國農村經濟，2018（9）：2-13.

[20]劉曉光，張勛，方文全.基礎設施的城鄉收入分配效應：基于勞動力轉移的視角[J].世界經濟，2015，38（3）：145-170.

[21]張衡，穆月英.村集體經營性資產價值實現的農戶增收和追趕效應：外生推動與內生發展[J].中國農村經濟，2023（8）：37-59.

[22]謝玲紅.“十四五”時期農村勞動力就業：形勢展望、結構預測和對策思路[J].農業經濟問題，2021（3）：28-39.

[23]高鳴.促進農村勞動力高質量充分就業：目標、困境與政策構想[J].華中農業大學學報（社會科學版），2023（3）：1-10.

[24]郭慶海.小農戶：屬性、類型、經營狀態及其與現代農業銜接[J].農業經濟問題，2018（6）：25-37.

[25]吳涵，郭凱明.雙循環視角下要素市場化配置、產業結構轉型與勞動生產率增長[J].經濟研究，2023，58（9）：61-78.

[26]羅必良.農地經營規模的效率決定[J].中國農村觀察，2000（5）：18-24.

[27] GOODWIN B K，MISHRA A K.Farming efficiency and the determinants of multiple job holding by farm operators[J].American journal of agricultural economics，2004，86（3）：722-729.

[28]蔡昉，王美艷.農村勞動力剩余及其相關事實的重新考察——一個反設事實法的應用[J].中國農村經濟，2007（10）：4-12.

[29] BOLER E A，MOXNES A，ULLTVEIT-MOE K H.RD，International sourcing，and the joint impact on firm performance[J]. American economic review，2015，105（12）：3704-3739.

[30]曹壹帆，肖亞成.從軍經歷對農戶創業的影響——基于中國家庭追蹤調查（CFPS）的實證考察[J].中國農村觀察，2024（2）：69-93.

[31]劉沖，沙學康，張妍.交錯雙重差分：處理效應異質性與估計方法選擇[J].數量經濟技術經濟研究，2022，39（9）：177-204.

[32] GOODMAN-BACON A.Difference-in-differences with variation in treatment timing[J].Journal of econometrics，2021，225（2）：254-277.

[33]崔小勇，蔡昀珊，盧國軍.增值稅留抵退稅能否促進企業吸納就業？——來自2019年試行留抵退稅制度的證據[J].管理世界，2023，39（9）：15-38.

[34] CALLAWAY B，SANT ANNA P H C. Difference-in-differences with multiple time periods[J].Journal of econometrics，2021，225（2）：200-230.

[35] DJIDO A I，SHIFERAW B A.Patterns of labor productivity and income diversification——Empirical evidence from Uganda and Nigeria[J].World development，2018，105：416-427.

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

（責任編輯：王 薇）

① 需要指出的是，本文后續談及的“試點政策”均指代“返鄉創業試點政策”。

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

① 數據來源于央視網，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展和改革委員會，https：//www.ndrc.gov.cn.

② 因CFPS未公開縣域層面信息，本文限制類城市/區縣數據的分析工作在北京大學中國社會科學調查中心機房進行。

① 數據來源于各省市歷年的《統計年鑒》。

① 非農勞動生產率=家庭工資性收入/家庭勞動力人數。

② 農業勞動生產率=（農副產品生產總值-農林牧漁生產總費用）/家庭務農總人數。

① 家庭務農人數通過統計CFPS問卷中“從事自家農業名單”人數所得。

① 數據來源于三臺縣人民政府，http：//www.santai.gov.cn/xxgk/zfwj/17623471.html.

② 數據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%”。