返乡创业如何促进县域产业结构升级——基于政策试点的准自然实验

李 波，赵骏宇，靳 取

（中南财经政法大学 财政税务学院，湖北 武汉 430070）

县域经济是城乡要素融合与产业协同发展的天然载体。构建符合县域自然禀赋的现代产业结构体系、推动县域产业结构升级，既是推进乡村振兴战略的关键环节，也是我国经济由高速增长转向高质量发展过程中实现共同富裕的重要条件。2022年中央一号文件《中共中央国务院关于做好2022年全面推进乡村振兴重点工作的意见》强调，要大力发展县域富民产业，持续推进农村一二三产业融合发展。但自改革开放以来，由于投资机会少、收益低，县域经济的生产要素持续不断地向大城市流出，导致市场机制的内在活力与产业结构升级的内生动力不足。县域经济产业水平偏低、配套设施不全和结构不够合理等问题不仅严重制约着自身进一步发展，也削弱了对农村经济的带动作用[1]。因此，如何促进县域产业结构调整与升级成为一个亟待解决的重要课题。近年来，乡村振兴战略的顺利实施助推了返乡创业的蓬勃发展。截至2022年3月，返乡创业人数已累计达到1120万人，回到家乡所在县域依托本地资源禀赋开办三产融合企业成为返乡创业的主要模式①央视网.http：//news.cctv.com/2022/04/27/ARTIpF0YDy1gC8GTcnUnraYL220427.shtml.。那么，返乡创业是否有效推动了县域产业结构升级？影响机制有哪些？研究这些问题，对于返乡创业政策的进一步优化与完善，推动县域产业结构升级，保障乡村振兴战略的顺利实现，具有重要意义。

作为一种颇具中国特色的经济现象，返乡创业是指曾在外地务工或经商的农村劳动力②包括农民或农村家庭出身的工人、学生或复原军人等群体。回到户籍所在村、乡镇或县城创办企业或从事个体工商经营[2]。外出劳动力是否返乡开展创业活动，主要受到一系列微观动因和宏观环境等多重因素的影响。由于国外没有户籍的概念，并且以人口向外单向流动模式为主，自然很少出现劳动力再返乡的现象，与返乡创业相关的文献主要来自于国内学者。随着乡村振兴战略的持续推进，返乡创业群体日益增多，学者们对返乡创业的决策因素[3-5]、经营模式[6-7]、企业经营绩效[8-10]以及影响效应[2,11-13]等问题展开系列研究，形成了丰富的研究成果。在返乡创业的影响方面，现有文献通过理论分析和实证研究探讨了返乡创业在促进县域经济增长[13]、带动劳动力就业[14-15]、提高农民收入[16]和促进农村地区脱贫[12]等方面的积极作用。对于返乡创业能否促进地区产业结构升级这一问题，现有研究同样持有肯定意见并针对影响机制形成了两类观点：一是返乡创业能够促进资源聚合。如王肖芳认为返乡创业形成的创业集群有利于深入挖掘地方资源，促进集群竞争优势，从而加快地方特色产业体系建设[17]。二是返乡创业能够提高农村的市场意识。如林亦平等指出返乡创业群体弥补了老一辈农业从业者在新时代面对农业产业结构调整与升级能力上的不足，使乡村振兴中产业发展主体得到“补位”[18]。赵联飞认为返乡创业通过人才回流有利于将城市的市场经济思维嵌入乡村经济[19]。

现有研究尚存在两点不足。一方面，研究多限于返乡创业影响效应的整体框架下的理论探讨，缺少对返乡创业影响产业结构升级作用机制的系统性分析。另一方面，缺乏大样本的实证检验，返乡创业对地区产业结构升级的推动作用证据不充分。自2016年始国家以县级行政区为单位开展的返乡创业试点工作，为识别返乡创业与县域产业结构升级之间是否存在因果关联提供了机会。因此，本文基于返乡创业试点政策这一准自然实验，使用全国性的县级面板数据对此进行实证检验。

一、政策背景与理论分析

1.政策背景

改革开放之后，我国人口流动管制的制度约束逐步放开，数以亿计的农村劳动力源源不断地离开家乡进入城市务工。国家统计局发布的《农民工监测调查报告》显示，2021年全国农民工总量已达到2.93亿人，其中，外出农民工1.71亿人，占比接近6成①国家统计局.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb./202204/t20220429_1830126.html.。农村劳动力转移为我国经济高速增长和城市经济社会发展做出了巨大贡献[20]。但与此同时，自身较弱的综合能力和城乡分割的户籍制度使农民工背负着巨大的生存压力，他们在城市的生活习惯、工作环境和社会保障状况与本地居民存在很大差异。随着发展条件和创业环境的改善，越来越多农民工选择返回家乡发展，一些已经具备一定条件和能力的农民工开始回到家乡所在县域依托本地资源禀赋开展创业活动。截至2022年3月，全国返乡创业人数累计已达到1120多万人，并且平均每个创业主体可以带动6～7个本地农民就近就业②央视网.http：//sannong.cctv.com/2022/04/27/ARTIqPT30YujkZQmcu0YjVTg220427.shtml.。在此过程中，返乡创业对于地方经济社会发展方面的重要作用逐渐受到政府重视，各级政府相继发布了包括财税金融支持、产业扶持、培训支持、管理和公共服务能力建设等在内的返乡创业扶持政策，并且在实践过程中不断根据地方实际情况进行优化调整。政策的实施对农民工的返乡创业决策和企业经营绩效产生了重要影响。通过对相关文献的梳理，我国返乡创业与政策的发展历程大致可以分为以下四个阶段：

第一阶段：20世纪90年代初至2000年左右。在改革开放后农民大规模跨区向外流动的大背景下，由于农民工在外地就业受到阻碍，部分地区开始零星出现农民工返乡创业现象[21]。这一阶段是返乡创业的萌芽期，相应的优惠政策还未形成。第二阶段：2001-2008年金融危机前。沿海地区劳动密集型产业逐步向中西部地区转移带动了农民工返乡创业形势发展，一定比例的农民工从被动变为主动返乡开展创业活动。国家政策层面开始关注返乡创业问题，并于2007年中央一号文件首次提出 “采取各类支持政策，鼓励外出务工农民带技术、带资金回乡创业，成为建设现代农业的带头人”的要求。但此时地方政府还未充分认识到农民工返乡创业的作用，仅将招商引资相关政策照搬于返乡创业，政策针对性略显不足。第三阶段：2008年金融危机至2012年。2008年全球范围内爆发的金融危机对我国的就业环境产生了不利影响，规模性农民工返乡潮开始出现。为了解决返乡农民工的就业问题，国家和地方政府相继发布了以促创业带动就业为核心思想的系列政策。其中，支持返乡农民工创业被列为政策重点。第四阶段：2013年至今。自中央提出新型城镇化建设和乡村振兴战略后，返乡创业被视为重要的政策着力点，国家和地方政府开始从财税金融支持、营商环境和公共服务优化等方面构建全方位的返乡创业支持政策，相关政策更加全面、系统且兼具针对性。

2015年10月，国家发展与改革委员会会同其他九部委共同发布《关于结合新型城镇化开展支持农民工等人员返乡创业试点工作的通知》（简称《通知》），计划在县级行政区开展返乡创业试点工作，要求试点地区围绕场地短缺、基础设施不完善、公共服务不配套以及融资难融资贵、证照办理环节多等主要问题，从加强园区资源整合、服务平台建设和服务能力建设等方面开展工作。国家则根据试点申报情况，在整合资源、盘活存量的基础上予以相应的政策支持、项目支持和渠道支持。返乡创业试点地区名单分别于2016年2月，12月和2017年10月分三批次公布，共设立341个试点地区，各批次试点地区数量分别为90、116和135个①国家发改委.https：//www.ndrc.gov.cn/xxgk/zcfb/tz/201706/t20170628_963593.html？code=&state=123.。截至2020年10月，全国返乡创业试点地区共计有超过280万人开展返乡创业活动，创办市场主体约225万个，并带动了近980万人在当地就业②央视网.http：//gongyi.cctv.com/shuangchuang2020/fgw/fxcy/index.shtml.，为地方市场意识的形成和经济增长做出了重要贡献。

2.理论分析与研究假说

产业结构升级通常被认为与一国（或地区）的消费需求、资源要素禀赋和技术进步密切相关[22]。已有文献将影响产业结构升级的因素大致归为要素流动、技术创新和政策干预三类。在实现产业结构升级的动态过程中，这些因素相互交织在一起产生作用，在不同时期和不同地区形成了不同的影响路径。改革开放之后的很长一段时期内，我国主要实行城市倾向的发展策略，城市经济的发展前景和收益回报远高于县域经济，在利益机制的驱动下，县域生产要素单向外流的现象比较严重[23]，县域经济自身推动产业结构升级的能力较弱，产业水平偏低、配套设施不全和结构不够合理等问题比较突出[1]。近年来，随着乡村振兴战略和新型城镇化战略的持续推进，新业态不断拓展，发展机会逐渐增多，越来越多外出务工人员返乡开展创业活动，带回了县域经济急需的市场意识、技术与资金，城乡之间要素不平等交换的情况大为改观[23]。因此，本文从技术创新和资本集聚两个方面分别探讨返乡创业政策影响县域产业结构升级的机制。

（1）技术创新效应。技术创新在产业结构升级过程中的重要性已毋庸多言。鲍墨效应指出，部门间技术进步导致的生产率差异将使产品的相对价格发生变化，从而从供给端推动产业结构升级[24]。在我国中西部欠发达地区，农业在县域经济总量中占据了较大比重，第二产业也以农、林、矿产品的初加工为主，产品的技术含量和附加值较低[25]。返乡创业能够从两个渠道提高县域经济的整体技术创新水平。一方面，人力资本是实现技术创新的重要基础，劳动力外出务工时增长了见识、提升了技术能力[4]，可以在创业过程中将积累的知识理念、技能与经验经过本土化改造后形成技术上的后发优势[26]。根据有关调查，农民工返乡创业的主要领域是开办第三产业融合本地农业、养殖业，现代科技融合传统经济发展方式的“双向融合”企业[27]，这些领域正是现阶段县域经济进行技术创新的主要方向。另一方面，加快培育具有区域特色的产业集群是试点政策的重要内容，《通知》要求试点地区整合园区资源加强产业集聚以吸引更多主体开展入园创业与集群创业。现有研究表明，农民工返乡创业的集群化特征正在不断加强，逐渐成为驱动产业振兴的重要路径[28-29]。产业集聚则能够通过知识溢出、熟练劳动力集聚、中间投入品与信息共享等多个渠道提高企业的技术研发能力与生产效率[30-32]，促进技术创新。由此，提出如下假说：

H1：返乡创业试点政策能够提高县域经济的技术创新水平，进而促进产业结构升级

（2）资本集聚效应。资本要素集聚是推动地区经济发展和产业结构升级的另一重要力量。许多研究从金融发展和财政支持的角度研究了资本要素集聚对产业结构升级的作用[33-34]。县域产业结构升级的主要形式是发展以农业现代化为目的三产融合以及以城镇化为目的现代服务业升级，二者都需要充足的资本支撑。在以往我国实行城市倾向的发展策略背景下，不仅优质的劳动力资源在源源不断地向城市流出，资本要素亦是如此。资本要素匮乏成为限制县域产业结构升级的重要原因[35]。在政策推动和返乡创业人员的带动下，资本加速向县域经济集聚，很大程度上解决了困扰县域发展的资本难题。返乡创业带动的资本流入主要来自三个方面：首先，返乡劳动力会在创业过程中将外出务工时积累的物质资本投入企业经营活动中；其次，劳动力外出务工过程中形成的社会网络和人力资本能够成为一种“隐性担保”使之更容易获得非正规信贷[36]；最后，返乡创业试点政策扩大了返乡创业的融资渠道，能够有效缓解新创企业与信贷机构之间因信息不对称导致的融资约束，使返乡创业企业更容易获得正规信贷。据此，本文提出以下研究假说：

H2：返乡创业试点政策能够提高县域经济的资本集聚水平，进而促进产业结构升级。

二、研究设计

1.样本选择与数据来源

本文使用的数据为2011-2019年的中国县级面板数据，包含27个省份1844个县级行政区，其中257个县被批准设立为返乡创业试点县①考虑到管理体制上特殊性，本文剔除了直辖市下辖县（区）和普通市辖区的样本。因此，本文中的县主要指县、县级市、自治县、旗和自治旗等县级行政区。最终总共收集到1844个县的数据。其中，返乡创业试点县共有257个，三个批次分别有67、84与106个，具有较好的代表性。。主要数据来自历年《中国区域经济统计年鉴》和《中国县域统计年鉴》。

2.模型设定

本文将返乡创业试点政策视为一项准自然实验，因试点地区批准设立的时间不同，主要使用交错双重差分法估计返乡创业试点政策对县域产业结构升级的影响。其中，返乡创业试点县为处置组，其他未入选的县为对照组。基准回归模型设定如下：

式（1）中，ISit为被解释变量，代表样本县i在时期t的产业结构升级指数。DIDit表示返乡创业政策冲击，Xit表示影响县域产业升级的其他控制变量集合，λi和γt分别表示县级地区固定效应和年份固定效应，εit表示随机干扰项。

3.变量选取与说明

（1）被解释变量。既有文献一般从产业高级化和产业合理化两个维度来度量产业结构升级[37]，限于县域数据的可得性，本文仅度量了产业高级化这一维度。借鉴汪伟等和孙伟增等的做法[22,38]，按照式（2）计算县域产业结构升级指数：

其中，IS表示产业结构升级指数，yi表示第i产业产值占地区生产总值的比重，这一指数主要用来反映第一、二、三产业之间的升级情况。

（2）核心解释变量。本文的核心解释变量为返乡创业政策冲击DIDit，具体衡量方式是：当i县在t年获批入选返乡创业试点政策，则第t年及之后的年份DIDit赋值为1，否则为0。

（3）控制变量。为了控制其他因素对县域产业结构升级的影响以降低估计偏误，参考已有文献[39-42]，本文分别从经济、政府、劳动和资本等几个因素方面设置相应的控制变量，具体包括县级层面的经济发展水平、财政失衡度、人力资本水平、居民储蓄水平等。

（4）中介变量。前文的理论分析表明返乡创业试点政策可能通过技术创新效应与资本集聚效应影响县域产业结构升级。因此，本文引入技术创新水平与资本集聚水平作为中介变量。其中，技术创新水平使用了发明专利申请量、实用新型专利申请量和外观设计专利申请量等三个指标表示②专利授权需要的时间较长，相比之下，专利申请量更能够反映县域经济技术创新活跃度。，资产集聚水平用县域固定资产投资余额表示。

主要变量的描述性统计结果如表1所示：

表1 主要变量的描述性统计

三、实证结果分析

1.基准回归结果

表2报告了返乡创业试点政策对县域产业结构升级影响的基准回归结果。其中，第（1）列仅将政策冲击作为解释变量，结果表明，政策冲击的系数显著为正，说明返乡创业试点政策对县域产业结构升级具有正向影响。为了控制遗漏变量可能造成的偏误，在第（2）列中进一步加入了控制变量，结果显示，返乡创业试点政策对县域产业结构升级的正向影响仍显著存在。从系数值大小来看，与非试点地区相比，返乡创业试点政策将试点县的产业结构升级指数显著提高了0.006个单位。为了更直观地反映返乡创业试点的政策效果，本文还进一步计算了政策冲击系数值与2011年至2019年间各县产业结构升级指数年均变化量的比值。以各县产业结构升级指数变化最大的县来计算，返乡创业试点政策对县域产业结构升级影响效应大概相当于产业结构升级指数年均变化量的9.6%。表2的结果表明，返乡创业试点政策能够有效推动县域产业结构升级。此外，经济发展水平、人力资本水平和居民储蓄水平对于县域产业结构升级也有显著的促进作用。

表2 返乡创业对县域产业结构升级的影响：基准回归结果

2.稳健性检验

（1）平行趋势检验。使用交错双重差分法研究发现，返乡创业能够有效推动县域产业结构升级。但使用双重差分法必须满足处置组和对照组原本的发展趋势应当相似的前置条件。因此，本文使用事件分析法对处置组与对照组的平行趋势以及试点政策的动态效应进行检验，参考Thorsten等的方法[43]设定如下回归方程：

其中，DIDit是一系列虚拟变量，若i县是返乡创业试点政策地区，该变量取值为1，否则为0；s表示政策实施的相对时间。式中用δs来捕捉处置组与控制组时间趋势上的差异。为了避免多重共线性，在估计前将政策前第5期删除。

本文在图1中汇报了估计结果。可以发现，返乡创业试点政策实施前各个时期的估计系数均不显著异于0，说明不能拒绝处置组与对照组满足事前平行趋势的前置条件。而政策实施当年及后一年的估计系数显著为正，表明返乡创业试点政策对县域产业结构升级的确具有促进作用。但政策效果在实施后第二年不再显著异于0，说明返乡创业试点的政策效果主要集中在试点设立当年与后一年，需要进一步探索支持返乡创业促进县域产业结构升级的长效机制。

图1 平行趋势检验

（2）处理效应异质性问题。有学者指出，交错双重差分法的估计结果可能会因处理效应异质性与负权重问题而存在偏误[44-45]。对此，首先观察个体接受处理时点分布图，定性判断负权重问题的严重程度。一般认为，负权重问题在部分个体处理时点位于前期或所有个体都将接受处理的情况下才会比较严重，而本文样本县的处理时点均位于样本期的中后期，且大部分样本县一直没有接受过处理，可以初步判断模型的负权重问题应该不会太严重。进一步，使用Goodman-bacon提出的Bacon分解方法计算负权重[45]，发现虽然存在负权重，但占比仅为0.1%，可以基本判定模型的负权重问题对估计结果的影响较小。但为了得到更稳健的估计结果，本文采用De Chaisemartin等提出的多期多个体倍分法重新估计异质性稳健DID估计量[44]，结果显示返乡创业政策冲击的系数达到0.005，与基准回归结果0.006的差异为11.6%，表明异质性处理效应虽然影响了估计系数，但影响较小。

（3）样本选择问题。为了处理处置组可能存在样本自选择而使估计结果产生偏误的问题，本文使用逐年PSM-DID方法进一步验证返乡创业试点政策对县域产业结构升级的影响。逐年PSMDID方法首先使用Logit模型分年份计算每个县级行政单位的倾向值得分。模型中使用的协变量包括地区人口、地理面积、地区消费额以及经济发展水平、财政失衡度、人力资本水平和居民储蓄水平等控制变量。其次，根据倾向得分为处置组匹配相应的对照组，从而使得两组样本在政策冲击前不存在显著差异。本文分别使用了核匹配法、近邻匹配法与半径匹配法进行倾向性得分匹配。查看平衡性检验结果明显发现，经过匹配后处置组和对照组相关变量的标准化偏差已经缩小至小于5%的水平。说明匹配后处置组和对照组之间已经不再存在显著的系统性偏差，能够满足随机试验的要求。

使用PSM-DID方法后的估计结果如表3所示，第（1）和第（2）列显示了使用核匹配法的估计结果，第（3）和第（4）列显示了使用近邻匹配法的估计结果，第（5）和第（6）列显示了使用半径匹配法的估计结果。可以看到，核心解释变量的系数估计值均显著为正，且数值大小与基准回归差异较小。据此，可以认为返乡创业试点政策对县域产业结构升级的促进效应具有稳健性。

表3 稳健性检验：PSM-DID结果

（4）安慰剂检验。为了检验处置组与对照组之间的差异仅是由返乡创业试点政策而非其他一些不可观测的随机性因素导致的，本文还进行了安慰剂检验。参考黄祖辉等的方法[13]，从所有样本县中随机抽取了257个县作为“伪处置组”①为了使各年份入选试点分布与实际情况一致，2016年进入“伪处理组”的县为151个，2017年进入“伪处理组”的县为106个。，其余未被选取的样本县则作为对照组进行估计，并在此基础上重复500次。检验结果显示，随机过程系数估计值和t值都主要分布在0附近。表明返乡创业试点政策对县域产业结构升级的影响没有受到其他不可观测因素的影响。

（5）更换产业结构升级指标。配第—克拉克定律指出随着经济发展非农产业的国民收入和劳动力相对比重将会逐步上升。因此，选用第二产业与第三产业产值之和占当年GDP的比重，以及第二产业与第二产业从业人口之和占总人口比重作为产业结构升级变量新度量指标：

其中，yi表示第i产业产值（从业人口），Y表示该县当年GDP（总人口），IS表示产业结构升级指数，取值范围为[0,1]。表4汇报了使用新的产业结构升级指标作为被解释变量的估计结果。结果显示，使用两种新的产业结构升级指标后，返乡创业试点政策冲击的系数仍显著为正，进一步表明前文的结论是稳健的。

表4 稳健性检验：替换产业结构升级指标结果

四、进一步分析

1.机制检验

通过前文的理论分析发现，技术创新效应和资本集聚效应可能是返乡创业影响县域产业结构升级的主要渠道。因此，进一步引入技术创新与资本集聚变量对研究假设H1和H2进行检验。表5的第（1）～（3）列分别是将技术创新三个衡量指标发明专利申请量、实用新型专利申请量和外观设计专利申请作为被解释变量的回归结果。可以看到，无论用哪个指标衡量技术创新，政策冲击的系数均在1%的水平上显著为正，表明返乡创业显著提高了县域经济的技术创新水平。第（4）列则是将资本集聚的衡量指标固定资产投资余额作为被解释变量的回归结果，政策冲击的系数同样在1%的水平上显著为正，表明返乡创业能够显著提高县域经济的资本集聚水平。在后续的政策调整优化中，可以从如何提高返乡创业企业的技术创新能力与缓解返乡创业企业的融资约束方面着力，以便更好地促进返乡创业企业的良性发展。

表5 机制检验结果

2.异质性:经济发展水平

要素资源的积累与吸引能力受到地区经济发展水平的影响，主要表现为发达地区吸引了大量的要素流入，欠发达地区则相反，并进一步造成了两者在经济发展水平和产业发展上的差异，形成强者愈强、弱者愈弱的马太效应。因此，为了研究返乡创业试点政策效果可能存在的异质性，本文将所有样本县根据人均GDP水平分为低、中、高三个组别分别进行估计。表6的估计结果显示，返乡创业试点政策显著促进了经济发展水平较低和中等地区产业结构升级。从影响效果和显著性水平来看，试点政策效果在经济发展水平较低的地区最大，中等地区次之，而在经济发展水平较高的地区则没有表现出显著影响。可能的原因是，试点政策能够有效缓解欠发达地区的要素资源流入难题。而发达地区的地理区位在要素流动方面更具优势，如交通便捷、思想开放、周边大城市的辐射与带动效应等。上述结果对推动实现区域协调发展和共同富裕具有重要的政策意义。

表6 异质性分析：人均GDP分组结果

五、结论及启示

本文利用返乡创业试点政策这一准自然实验对返乡创业与县域产业结构升级之间的关系进行了实证考察。使用2011-2019年全国1844个县的面板数据，利用交错双重差分法研究发现：返乡创业试点政策显著促进了县域产业结构升级。在返乡创业者的带动下，县域经济的技术创新水平和资本集聚水平得到有效提升，并推动了县域产业结构高级化。政策效果的异质性检验发现，返乡创业试点政策对经济发展水平较低的地区影响更强、中等地区次之，对经济发展水平较高地区则没有显著影响。

因此，应当继续实施返乡创业优惠政策，科学探索支持返乡创业的长效机制，让返乡创业人员与企业回得来、留得下和发展好。结合研究结果，本文提出以下几点政策建议：第一，建立县乡引才育才工作机制。搭建人才服务平台，开辟引才绿色通道，加强对地方紧需人才的税收优惠力度和公共服务保障能力。发展政府、企业与地方各类院校三方合作搭建“产业+人才”基地、“乡村振兴学院”和“农民讲习所”模式，培育能够适应乡村振兴要求的各类型人才，使之成为地方产业结构升级的核心力量。第二，优化金融扶持政策。制定差异化的优惠与激励政策以满足不同规模、不同类别企业的多元化需求，吸引更多的成熟企业资本下乡和外出劳动力返乡创业。并通过搭建投融资服务平台和创新投融资担保模式，帮助企业拓展投融资渠道，缓解返乡创业新创企业的融资约束。第三，全力保障发展地方特色优势产业集群。重点关注与第一产业发展相关联的二、三产业企业的扶持政策。并针对欠发达地区的要素资源禀赋，提供涵盖面更广、定位更精准的优惠政策。