作者简介：林嵩，中央财经大学商学院商学院战略系教授、博士生导师；*谷承应，中央财经大学商学院企业管理专业硕士研究生；斯晓夫，浙江大学管理学院求是讲座教授、创业研究所所长、博士生导师；严雨姗，浙江大学管理学院博士研究生
文献来源：《经济研究》2023年第3期
摘要：共同富裕是中国特色社会主义的根本原则，是全体人民为之奋斗的目标和矢志不渝的追求。在我国，农村人口占低收入群体的比例较高，并且农民收入普遍偏低。在此背景下，提升农民收入是实现共同富裕的基础条件和物质保障。本文利用2000—2017年中国1749个县级行政区的数据，对县域创业活动与农村居民可支配收入的关系进行了实证分析。研究发现，首先，县域创业有利于农民增收，特别表现为小微型及公司制的创业活动。进一步研究发现，县域创业有利于缩小城乡收入差距。此外，政府规模对创业的减贫效果具有“倒U型”的调节作用，这一作用主要体现在中西部地区。本文通过进一步分析县域之间在基础设施建设和数字经济建设方面的特征差异，发现在未开通高铁的县域和非电子商务示范县域，县域创业与政府规模的共同作用更加明显。最后，本文结合案例分析，进一步探索了特定区域的特色化创业增收道路，为提升农民收入提供了可行路径。
关键词：县域创业；农民收入；共同富裕；政府规模；
一、 引 言
改革开放以来，我国在消除贫困方面取得了巨大进展，7.7亿农村贫困人口摆脱贫困，占同期世界减贫人口的70%，世界贫困版图显著缩小。贫困地区的脱贫过程中，创业活动的重要性已经得到了社会媒体的普遍关注。然而，在新一轮农村创业热潮中，“一窝蜂”跟风现象并不鲜见，创业对于当地的改变并不明显，特别是部分山区的地方政府大力帮扶农户养殖水产，但农户受技术、资金等多种因素限制，对市场走势把握不准确，最终农户的收入也受到严重负面影响。这些现象激发了本文对于创业、政府与农民增收和共同富裕之间关系的研究兴趣。
共同富裕是社会主义的本质要求。党的二十大报告特别指出要增加低收入者收入，完善分配制度，扎实推进共同富裕。在城乡中国的背景下，农村人口在低收入群体的占比高达90%，农民收入普遍偏低，提升低收入群体收入的关键是增加农民收入，这是实现共同富裕的基础条件和物质保障（李实和朱梦冰，2022；史新杰等，2022）。因此，针对如何减少农村贫困、实现增收这一主题进行研究对于中国实现共同富裕具有重要意义和价值（杨灿明，2021）。
近年来，随着创业活动在世界范围内的兴起，学者普遍认为创业是缓解贫困的重要手段（Sutter et al.，2019）。创业可以促进市场蓬勃发展（Sutter et al.，2019），为低收入人群创造和提供多种就业机会，从而增加他们的收入（Naminse et al.，2018）。然而，也有一些研究表明创业对扶贫作用甚微（Matos & Hall， 2020）。即使是面向社会问题而发生的社会创业，对于扶贫的作用也很小，不能从根本上消除贫困（Alvarez et al.，2015）。以上研究表明，创业与减贫增收之间的关系需要进一步的理论研究以及相应的实证证据（Sutter et al.，2019）。
已有研究指出，区域创业活动受制度的影响 （Bruton et al.，2018；Chowdhury et al.，2019；斯晓夫等，2020）。 政府建立社会制度，提供服务 （Chowdhury et al.，2019）， 政府联系为企业带来了大量商业机会和资源，并提高了其生存率（Bruton et al.，2018），但庞大的政府规模和过度监管将对创业活动产生负面影响 （Chowdhury et al.，2019）。 但是，学者们在研究创业与减贫增收关系时往往忽略了政府这一关键因素 （Bruton et al.，2018）， 对于创业活动与政府之间如何共同影响区域经济活动的研究更加稀缺。在中国，政府是社会各个方面的核心参与者，是孕育和维持创业精神的生态系统中不可或缺的一部分 （Bruton et al.，2018）。 过往文献已经指出了政府在提高法治水平、促进金融市场发展等方面的努力会促进经济增长（周方召和刘文革，2013）。但在创业活动与农民收入的关系中，政府产生了怎样的影响，这种影响在什么条件下会更明显，需要进一步的研究。
当前中国贫困人口主要集中于农村地区，国内外学者对中国农村贫困问题及如何减少贫困给予了高度关注，特别是关注了创业活动的影响。创业活动整体上有利于产业结构的优化，促进新产品、新市场的开拓，进而带来“创造性破坏”的创新性增长，推动经济高质量发展（谢绚丽等，2018；赵涛等，2020；万海远，2021），也能够作为衔接金融服务与农民收入的中介变量（张勋等，2019）。也有部分研究直接关注创业与中国贫困问题的关系，其中大多是定性研究 （Si et al.，2015；Wu & Si， 2018；郭咏琳和周延风，2021；王胜等，2021），少数研究使用跨省份数据分析中国创业活动与贫困之间的关系，发现创业活动有利于减轻地区贫困 （Naminse et al.，2018；Lin et al.，2020）。 除此之外，也有一些不同的观点，例如，贫困农户创业并不具有显著的长期减贫效应（单德朋和余港，2020）。因此，从关注创业与中国贫困问题的研究来看，创业与减贫增收的关系仍存在一定分歧，尤其是存在制约因素的情况下，创业减贫的方向和强度仍有待进一步研究与探索。
本文使用中国县域面板数据检验创业活动与政府规模如何共同影响农村居民人均可支配收入。之所以采用县域数据，一方面是因为县域作为我国的基本行政区域，是经济发展的重要支撑力量，县域的发展和经济增长是我国脱贫攻坚和乡村振兴的强有力助推引擎（李永友，2021）。另一方面，使用县域数据既可以克服省际间难以观测的异质性和城市创业距离农村较为遥远的问题，又能增加大量的样本，从而保障结果的稳健性和可信度（毛捷等，2018）。此外，在县域中农村地区占比相对较高（温涛等，2016），并且农民进入县城购置房产、向县城聚集的现象十分普遍，县域创业对农村有较强的辐射作用。因此，使用县域总体的创业活动来探讨其对农民减贫增收的影响是合理的。同时，近年来国家将大量的县域纳入交通铁路网络，大力推进高铁等基础设施的建设（张俊，2017；文雁兵等，2022），利用电子商务等数字化技术的扩散赋能县域发展，这对于推动经济高质量发展、实现乡村振兴具有重要意义（王奇等，2021；汪阳洁等，2022）。结合上述时代背景，在异质性更丰富的县域层面，创业增收的效应以及政府力量的影响是否存在不同？这成为本文的研究主题。
本文探讨了县域创业活动对农村居民可支配收入的影响，并探索了政府在这一影响中的作用，具有三方面的贡献。首先，使用县域宏观数据证实了创业活动的减贫增收作用，并识别了具体创业活动的规模、类型及行业分布等特质对农民增收的不同作用。本文发现县域创业活动有助于缩小城乡收入差距。此外，本文进一步探索了县域创业活动发挥增收作用的重要机制。这些结果进一步丰富了区域创业的文献，为中国农村减贫增收、实现共同富裕提供了理论上的启示。其次，本文确定了创业与政府在推进农村居民收入增长方面的共同作用。针对不同类型的县域进行异质性检验的结果表明，在欠发达地区（中西部县域、未开通高铁县域和非电子商务示范县域），创业和政府的共同作用更为明显。这表明，县域创业活动的增收模式在一定程度上是“普惠性”的致富之路，越是在不够发达的地区，越要重视政府的作用。这进一步拓展了创业领域政府作用的相关研究，为理解创业和政府的作用提供了积极的启示。第三，结合案例分析，进一步探索了特定区域的特色化创业增收道路，为深入理解创业与共同富裕的关系提供了更具体的研究情境，对探索政府与市场的关系提供了参考。
二、 理论分析与研究假设
（一）县域创业活动与农民收入
在作为解决“三农”问题和实现乡村振兴关键的中国县域，创业活动对当地经济活动的发展，特别是农村人口存在重要影响。首先，农村地区仍存在大量贫困人口的一个重要原因是，当地工作机会很少（Mohabir et al.，2017），低收入人群只能通过农业活动、社会救济来维持生活，或前往城市务工来获取一定收入（Mohabir et al.，2017；Lin et al.，2020）。县域当地的创业活动能够形成大量的中小微型企业，更好地利用农村剩余劳动力（黄祖辉等，2022），从而促进农民增收。同时创业活动也能将农村劳动者更多地吸纳到社会保障体系中，惠及低收入人群，从而在一定程度上改善城乡社会保障制度二元化的局面，逐步缩小城乡差距（李政和杨思莹，2017）。
其次，县域农村地区发展水平滞后，产业动能欠缺、结构单一（熊小林和李拓，2018），当地创业活动会带动餐饮、通信、建筑等行业的蓬勃发展，打破农村以农业为主的经济结构，带来更激烈的竞争（Michael & Pearce， 2009；黄祖辉等，2022）。竞争会将部分产品质量较低的企业淘汰，从而使现有企业专注于细分行业，提高整体的生产效率，带动非农产业发展。这种产业的调整会促进社会经济增长和社会财富的积累（Michael & Pearce， 2009）。低收入人群可能间接受益于社会福利的增加，从而减少当地贫困，实现增收致富。
基于已有关于经济活动的常微分方程设定（范定祥等，2012；赵林梦和胡支军，2020），在前文假设的基础上，设每一年特定区域创业企业的数量N为连续变量，创业所带来的总体减贫效果为E（N），其中创业本身所带来的就业增加、产业结构调整的收益为r（N），创业企业增加可能造成的企业利润降低以及创业不成功带来的沉没成本等负面成果为c（N）。
r（N）和c（N）满足下列条件：当r（N）增大时E（N）增加；当c（N）增大时E（N）减少。假设E（N）的变化率与r（N）成正线性相关，而与c（N）成负线性相关，得到如下微分方程：
E′=δr(N)−σc(N) (1)
其中，δ>0，σ>0是比例系数，并且考虑现实情况，r′（N）>0，c′（N）>0。
由于创业的负面后果，c（N）也会与创业的积极效果有正面的相关性，创业带来的产业越聚集，可能竞争会越严重。因此可以有c（N）=g（r（N））。其中g（r）是单调增加的函数，g′（r）>0。此时，（1）式可以转换为：
E′=δr(N)−σg(r(N)) (2)
从（2）式可知，创业减贫具有稳定效果的充分必要条件是：
此时，（3）式存在正根N0。很显然，创业不会无限制地提升居民收入。进一步根据函数极值判别法，当E″=[δr(N)-σg(r(N))]′<0，也就是
时，创业的减贫效果存在一个最大值。此时，r0是极值处r（N）的取值。基于上述考虑，本文提出如下假设：
假设1：县域创业活动有利于增加农民收入并进一步缩小城乡收入差距。
（二）政府规模与创业
在中国，政府是社会各方面的核心参与者，是孕育和维持创业精神的生态系统中不可或缺的一部分（Bruton et al.，2018）。在农村地区，基层政府的指导和推动是乡村振兴的基石，是县域经济得到发展的主导力量（熊小林和李拓，2018）。本文将政府作为影响创业增收这一关系的调节变量。
政府规模对经济增长存在非线性的双刃剑影响。这种非线性关系被称为Armey曲线，在近年来的多项研究中被证实（Armey， 1995；Nguyen&Su，2022；文雁兵，2014）。
当政府规模较小时，创业对于农民收入的积极作用会更明显。第一，低收入人群囿于其受限的文化水平而不能获得更好的就业机会（Mohabir et al.，2017），随着政府力量增加，其对教育的关注度提高，将更多的经费用于教育投入，农村的人力资本会得到提升，农村居民能够在创业创造的工作岗位中获得更多的收入，从而实现减贫增收（Naminse et al.，2018）。第二，农村地区的基础设施较差，不利于创业活动的开展（Naminse et al.，2018）。政府力量的增强有利于完善农村的基础设施架构，有助于创业活动进一步提升生产效率（Audretsch et al.，2021；万海远，2021），促进经济增长和社会财富积累，有利于增加农民收入。
当政府规模较大时，创业对于农民收入的积极作用会被削弱，因为：第一，政府规模的扩大在降低创业门槛（Audretsch et al.，2021）的同时也催生了“养懒人”的情况，会出现一些为获取政策红利而创业的低成本企业。例如，失去生存能力、僵而不死的“僵尸企业”（Chang et al.，2021）、发展过程中缺乏核心竞争力的创业企业，它们在激烈的市场竞争中容易走机械模仿、恶性竞争的发展老路（田松青，2010）。它们的存在削弱了资源配置效率，减弱了不同行业“新陈代谢”的动力（Michael&Pearce，2009）。第二，政府规模的过度扩张还会加强地方保护主义（Chang et al.，2021），体现为当地政府干预银行的信贷资源配置，促使其向国有企业倾斜（黎凯和叶建芳，2007）。考虑现实困境，农村地区经济社会基础薄弱，企业质量发展参差不齐（熊小林和李拓，2018），创业企业在这样的情况下难以获得有效的金融服务，开展有效市场竞争，从而不利于整体生产效率的提高及农民收入的增加。
为了支撑上述理论分析，本文进行了模型推导。考虑政府角色的两面性：在创业的积极效果中，政府为创业活动提供更多的便利条件，帮助更多人解决就业的同时促进产业转型，所以将δ记为δ（H），其中H为政府的投入；政府的积极投入促使创业的同时，也加大了创业的成本，记为σ（H）。因此，政府的总体作用效果K为如下的微分方程：
K′（H）=δ′（H）−σ′（H） （4）
现实中，政府的投入在最初阶段的积极效果往往高于负面效果，同时因为政府的力量通常也符合边际效用递减，可以假定δ（H）>σ（H）>0，δ′（H）>0，σ′（H）>0，δ″（H）<0，σ″（H）<0。
（4）式的稳定解存在的条件是δ′（H0）=σ′（H0），同时，当δ′（H）-σ′（H）<0，δ″（H）-σ″（H）>0，稳定解有最小值。此时，可知
，因此
随着H的增加而变小，
就容易实现，创业减贫的效果存在最大值，符合实际情况。
可知，当政府投入较小时，创业减贫呈现向上趋势；当政府投入增大时，创业减贫的效果出现曲线的特点。
为简化分析和表述，在（2）式中设r（N）=a+bN，a>0，b>0，g（r）=g0r+d，g0>0，得到如下模型：
E′=（δ−σg0）（a+bN）−σg0d （5）
可见，保持创业减贫效果的均衡条件是δ-σg0=0，同时积分可得：
因此，当δ-σg0<0时，（6）式存在最大值。
考虑政府的微分方程，假设δ(H)=Hp,σ(H)=Hq。其中0<p<1，0<q<1，p>q。此时，可以得到：
假设2：政府规模在县域创业与农民收入的关系中具有“倒U型”的调节作用，即在政府规模较小时，随着政府规模增大，县域创业与农民收入的正向关系会增加；当政府规模达到一定水平之后，继续扩大政府规模会削弱县域创业与农民收入的正向关系。
三、 研究设计
（一）样本与数据
本文基于中经网数据库中的县级年度库、CSMAR经济金融研究数据库，以及以国家企业信用信息公示系统等权威官方系统和网站为数据来源的天眼查、启信宝等数据库构建了2000—2017年全国29个省、自治区、直辖市的1749个县级行政区非平衡面板数据。其中，上海、西藏及港澳台地区不在本文样本之中，因为上述数据库中不包含这些地区相应年份的农村居民人均可支配收入数据。
（二）变量测度
1.因变量：农村居民可支配收入（LnRuralDI）
与孙久文等（2019）、Zhang et al.（2020）的测度方法一致，本文将农村居民人均可支配收入取自然对数作为因变量的测度指标。该数据来源于中经网统计数据库中的县级年度库和CSMAR经济金融研究数据库。
2.自变量：县域创业活动（LnEntre）
本文主要聚焦于初创企业的注册，它能够反映企业从无到有的初创性，有效衡量地区创业活动。借鉴Moore et al.（2020）、谢绚丽等（2018）、莫怡青和李力行（2022）的研究，从天眼查、启信宝等数据库中查询2000—2017年间每个县域新注册企业的信息，包括名称、地址、成立日期、注册资本等信息。本文将其整合到县域层面并对每个县域的新注册企业的数量取自然对数，记为LnEntre。
3.调节变量：政府规模（Govern）
参照文献的常用做法，使用“地方政府财政支出/地区GDP”计算得出政府规模（吕冰洋等，2022；朱奕蒙等，2022）。相较于政府消费支出/GDP、政府雇员数量等测度方式，使用地方政府财政支出占地区GDP比重度量政府规模更能克服概念界定或统计数据上的模糊性，真实反映出政府在预算范围内行使职权的客观影响（文雁兵，2014）。相关数据来源于中经网数据库。
4.控制变量
区域经济发展水平（LnperGDP）。当地经济发展程度对增加居民收入有关键作用（孙久文等，2019），考虑到各县域人口的差异，本文使用当地人均GDP的对数度量区域经济发展水平（赵涛等，2020）。
区域金融发展水平（Finance）。地区的金融发展对促进收入增加和合理分配有着积极作用，使用“金融机构贷款余额/地区GDP”对其进行控制（赵涛等，2020）。
第二产业占比（SecInd）和第三产业占比（TerInd）。第二、三产业的发展有利于提供充足的就业岗位，从而有助于农户增收（汪德华等，2019），本文分别使用“第二产业增加值/地区GDP”和“第三产业增加值/地区GDP”控制了县域二、三产业发展的影响。
教育水平（Edu）。教育水平对减贫增收至关重要（孙久文等，2019），因为教育水平有着提升当地人力资本、阻断贫困的代际传递的作用（汪德华等，2019）。本文使用普通中学在校学生数量占总人口的比重控制教育水平。
社会福利水平（Welfare）。当地的社会福利对于贫困有重要影响（郭熙保和周强，2016），本文使用各种社会福利收养性单位床位数的对数对其进行控制。
非农就业规模（NFP）。将县域第二、三产业就业人数加总并取对数，控制工具变量可能对被解释变量产生影响的潜在渠道。
消费水平（Consume）。消费能带动地区发展，促进减贫增收（郭熙保和罗知，2008）。本文借鉴文献常用做法，使用“社会消费品零售总额/地区GDP”测度居民消费水平。
储蓄水平（Deposit）。有计划的储蓄行为能减弱贫困程度（郭熙保和周强，2016）。我们使用居民储蓄存款余额的对数对储蓄水平进行控制。
（三）模型构建与数据说明
首先分析县域创业活动对农民收入的影响，基准回归模型如（8）式所示：
其中，LnRuralDIi，t表示县域i在t时期的农村居民人均可支配收入的对数，LnEntrei，t-1和Governi，t-1分别为县域i在t-1时期新注册企业数的对数和地方政府财政支出与地区GDP的比值，Zi，t-1包括前文提及的所有控制变量，均滞后一期，μi表示县域固定效应，δt表示时间固定效应，εi，t表示随机扰动项。
在此基础上，本文进一步检验政府规模在县域创业活动对农民收入影响关系中的“倒U型”调节作用。回归方程如（9）式：
本文采用两阶段最小二乘法（2SLS）缓解内生性问题。首先，在回归方程中将所有解释变量滞后一期，这样能够在一定程度上减少内生性问题的影响（谢绚丽等，2018；吕冰洋等，2021）。其次，参考近年来权威期刊研究中对工具变量的选择（Zhang et al.，2016；张璇等，2017；李青原和肖泽华，2020；包群和但佳丽，2021），使用“该省、自治区、直辖市当年的新注册企业数/该省、自治区、直辖市当年地级行政区划数”并取自然对数计算地级行政区平均创业活动（LnCityEntre）作为县域创业活动的工具变量。在相关性方面，反映地级行政区层面当年整体的商业环境、创新环境及创业机会等因素的地级行政区平均创业活动与县域创业活动具有紧密联系。在排他性方面，虽然县域农民收入与地级行政区平均创业活动之间的关联较小，但地级行政区平均创业活动仍存在通过劳动力流动影响县域农民收入的可能，因为地级创业活动越频繁，农民越有可能流动出来进行非农就业，获得的收入也越高。考虑到这一问题，本文控制了各县域第二产业和第三产业就业人数，以吸收各县域非农就业规模的影响。此外，本文还控制了各县域特征变量，例如，县域人均GDP、第二三产业占比、金融发展水平、教育水平等，以减轻各县域经济发展差异的影响。在控制上述变量后，本文认为地级平均创业活动与农民收入不存在直接关系，满足工具变量的外生性假定。对于遗漏变量问题，除上述操作外，本文还采用双向固定效应模型，控制县域固定效应及时间固定效应。
实证检验部分，首先将县域创业活动与地级平均创业活动及其他控制变量进行一阶段回归，并对是否存在弱工具变量进行Anderson-Rubin（AR）检验和Stock-Wright LM检验（康传坤等，2020；葛顺奇等，2021）。在此基础上，为避免异常值导致错误的结论，对连续变量在1%的水平上进行前后缩尾处理。
表1显示了主要变量的描述性统计结果。为了避免变量之间多重共线性对回归结果的干扰，本文进行了各变量之间的VIF检验。结果表明，解释变量和控制变量的VIF值最大为5.71，不超过10，平均值为2.69，根据已有研究的常用判断标准（李青原和肖泽华，2020），可以认为解释变量之间不太可能存在严重的多重共线性。
四、 实证结果与分析
（一）基准回归
表2报告了县域创业活动影响农民收入的线性估计结果。表2第（1）列显示，工具变量与县域创业活动具有高度显著的相关性。Cragg-Donald Wald F统计值均大于10，拒绝了地级平均创业活动为弱工具变量，AR检验和Stock-Wright LM检验的p值均小于1%，说明了地级平均创业活动作为工具变量的有效性。
表2第（2）列显示县域创业活动的系数估计值显著为正。就系数的经济显著性而言，参照辛宇等（2022）的方法，县域创业活动（LnEntre）增加1个标准差，农村居民可支配收入（LnRuralDI）增加1.537%，（3）为假设1提供了明确支持。这与Naminse et al.（2018）、Lin et al.（2020）的研究结论是一致的。作为解决“三农”问题和实现乡村振兴关键区域的中国县域，当地的创业活动能够帮助农户增加收入。进一步的问题是，哪种规模、哪种类型以及哪种行业的创业活动对于农民增收有更大作用？
首先，关注创业企业规模对农民收入的影响。借鉴谢绚丽等（2018）的划分方式，使用工商注册信息中的注册资本将县域创业企业分为三类：小微型企业（LnSMEntre，注册资本在0—100万元）、中型企业（LnMSEntre，注册资本在100—500万元）及大型企业（LnLSEntre，注册资本在500万元以上），随后将不同规模县域新注册企业数量取对数后分别进行回归，结果如表2第（3）—（5）列所示。可以看出，县域创业中的小微企业是助农增收的主力军，这与现实情况一致，小微企业贡献了大量就业岗位，在国民经济发展中起着十分重要的作用。
其次，考察创业企业类型对农民收入的影响。借鉴已有研究（张光利等，2022），本文根据工商注册信息中企业类型将县域创业企业划分为公司制企业（LnCorporEntre，包含股份有限公司和有限责任公司）和非公司制企业（LnNCorporEntre，包含个体工商户、独资企业及合伙制企业）。表2第（6）—（7）列报告了不同的创业企业类型对农民收入的回归结果。结果显示，新注册公司制企业数量增加对农民收入有显著的提升效果，新注册非公司制企业数量的增加对农民收入没有显著影响。这可能是因为公司制企业一般规模较大，具有良好的吸纳就业的能力，能够实现以创业带动就业。而非公司制企业一般规模较小，生产经营多以夫妻或家庭的形式，易于满足“小富即安”的现状（汪海粟和姜玉勇，2014），吸纳劳动力的水平较差，因此对于农民增收的作用较弱。
第三，考虑不同创业产业及行业对农民收入的影响。一是按照《2017年国民经济行业分类》（GB/T 4754—2017）将县域创业企业进行了划分，并依据统计局发布的《三次产业划分规定》将不同行业分别汇总至第一产业（LnPriEntre）、第二产业（LnSecEntre）及第三产业（LnTerEntre）。二是将不同行业的新注册企业占比进行排序，选择排名前四位行业（分别是批发和零售业（LnWRTEntre），制造业（LnManuEntre），农、林、牧、渔业（LnAgriEntre），租赁和商务服务业（LnLBSEntre），总占比超过70%）的县域创业企业数量取对数后分别进行回归。县域不同创业产业及行业对农民收入的影响如表3所示。研究发现，县域一二三产业创业活动均有利于农民收入的提高，细分到不同行业，得到了相似结论。
最后，本文进一步分析了县域创业活动对城乡收入差距的影响。参考宋科等（2022），本文使用城乡居民人均可支配收入比值度量城乡收入差距并采用两阶段最小二乘法进行回归，以尽可能减少模型中存在的内生性干扰。研究结果表明，县域创业活动显著缩小了城乡收入差距。除此之外，本文还将县域城乡居民人均可支配收入的差值取自然对数，以此作为城乡收入差距的代理变量，在控制了潜在的内生性后，我们得到了一致的结论，即县域创业活动对于缩小城乡收入差距有着显著的效果。假设1得到了验证。
（二）机制分析
根据理论推断，县域创业活动可能通过促进农户就业、推动产业发展两个作用渠道影响农户收入。本文参考陈东等（2022）的做法，使用内生中介效应检验来验证创业活动作用于农民收入的渠道，以缓解模型中可能存在的内生性问题。本文选取非农就业规模和非农产业发展作为上述两个机制的代理变量。其中，非农就业规模以第二产业就业人数和第三产业就业人数加总取自然对数来衡量，非农产业发展以第二产业增加值和第三产业增加值之和占GDP的比重来表示（王奇等，2021；黄祖辉等，2022）。
实证结果显示，县域创业活动对非农就业规模的回归系数显著为正；将非农就业规模纳入回归中，县域创业活动和非农就业规模的回归系数均显著为正。上述结果表明，县域创业活动有利于创造大量就业岗位，帮助提升当地的非农就业水平，从而更好地利用当地农村剩余劳动力，实现农民收入增长。
研究结果还表明，县域创业活动提高了二三产业增加值的占比，通过促进当地非农产业的发展从而带动当地农民增收致富。这一结果与黄祖辉等（2022）的研究结论相符，县域创业领域主要集中于非农产业，县域新注册企业的增加带动了餐饮、通信、建筑等行业的蓬勃发展，从而惠及当地农民，实现增收致富。
（三）政府规模的双刃剑作用与异质性分析
由于回归模型中的内生变量包括县域创业活动、县域创业活动与政府规模的一次交互项和二次交互项，借鉴张睿等（2018）的做法，将(LnCityEntrei,t-1,LnCityEntrei,t-1*Governi,t-1,LnCityEntrei,t-1*Govern
首先，表4第（1）列显示县域创业活动的系数显著为正，说明县域创业活动有利于农民收入的增长，为假设1提供了明确支持。其次，政府规模的二阶调节项显著为负，验证了政府规模在县域创业活动对农民可支配收入的影响具有“倒U型”调节作用，假设2得到了支持。
为了进一步解释政府的作用，本部分关注政府的影响在不同区域是否存在差异。首先是发展水平差异的影响。中国有着较明显的地区二元经济结构，因此地理区域分布会影响经济活动（Lin et al.，2020；余壮雄和杨扬，2014；万广华等，2022）。同时，区域创业环境的影响也不可忽视（赵涛等，2020），这里主要关注两方面的环境差异，一个是以高铁为代表的交通基础设施建设等营商“硬环境”差异，一个是以电子商务为代表的数字经济“软环境”差异（汪琼等，2020；王奇等，2021）。同时，高铁和电子商务已经成为中国经济社会发展中的两个重要影响因素（张俊，2017；文雁兵等，2022；王奇等，2021）。
1.政府作用的发达/欠发达地区差异
先从东部和中西部地区进行异质性分析。回归结果见表4。结果显示，在消除内生性后，东部和中西部地区县域创业活动对于农民可支配收入的影响都显著为正。表4第（2）—（3）列的结果表明，政府规模在中西部地区对县域创业活动与农民收入的关系起到“倒U型”调节作用，但这一作用在东部地区并不明显。可能因为我国不同地区的发展水平梯度特征明显（余壮雄和杨扬，2014；万广华等，2022），发达地区市场化程度较高，对政府的依赖较弱，所以东部地区政府规模的“倒U型”调节作用并不显著。
2.政府作用与高铁
交通设施通常被认为是促进经济增长与高质量发展的重要因素之一（张俊，2017；文雁兵等，2022）。高铁作为提升市场可达性及各地区互联互通水平的基础设施，凭借其较强的时间和空间压缩性、区域连通性等特点，近来成为研究基础设施建设与地区经济发展的重要议题（张俊，2017；文雁兵等，2022）。本文将样本划分为开通高铁的县域和未开通高铁的县域。由于各县域开通高铁是渐进的，时间并不统一，因此借鉴已有的研究（王奇等，2021），将开通高铁县变量定义为：某县域开通高铁的当年和以后各年取值为1，否则为0。结果如表5第（1）—（2）列所示。由结果可知，在未开通高铁的县域，当地创业活动有利于提高农民收入，政府规模在这一过程中也发挥“倒U型”的调节作用，但在高铁开通的县域，当地创业活动没有呈现明显的增收效应，政府规模的“倒U型”调节作用也并不显著。除此之外，本文还对高铁开通后的不同时间段进行划分，以检验县域开通高铁后的短期影响和长期影响。我们将县域开通高铁后的1—3年取值为1，4—6年取值为2，7年以上取值为3。结果显示，在县域开通高铁后的不同时间段，创业增收的效果和政府规模的“倒U型”调节作用均不明显，与开通高铁县的结果一致。
这可能是因为，在未开通高铁的县域，创业活动创造的大量就业岗位能够更好地利用农村人力资本，助力当地居民收入水平提高。高铁开通改善了当地的基础设施条件，提高了市场可达性，但县域经济的发展和工资水平低于大城市，影响了企业和农民的区位选择，加快了当地资本和劳动力的外流（张俊，2017）。创业活动没有充分的劳动力作为支持，与创新有关的资金、服务要素也不足，因而使得创业活动对农村居民收入的影响难以奏效。随着要素不断外流，政府提供的教育、商业制度环境、基础设施等要素也缺乏创业活动将其转化为居民有效收入。因此，政府的调节作用在高铁开通的县域未得到体现。
3.政府作用与数字经济
数字经济助力中国经济的高质量发展，“三农”领域利用电子商务等数字化技术的扩散推动农村发展对于落实数字化乡村战略、实现乡村振兴与共同富裕具有重要意义（王奇等，2021；汪阳洁等，2022）。电子商务的发展可以看作是区域支持商业活动的营商“软环境”。本文使用商务部2014—2017年电子商务进农村综合示范县名单，参考王奇等（2021），将研究中的面板数据划分为电子商务示范县和非电子商务示范县。实证结果如表5第（3）—（4）列所示。该结果显示，创业活动有助于提高农民收入水平，这一作用在非电子商务示范县体现更明显，同时政府起到了积极的互补作用，但是政府的互斥作用并不明显。
这可能是因为，非电子商务示范县一般营商“软环境”较差。在这样的区域，政府的力量是当地商业环境的有力补充。而在电子商务较发达的地区，由于营商“软环境”相对较好，农民收入的提升有更多选择，很多农民可以通过电子商务推进当地特色农村产业及农产品的销售（汪阳洁等，2022）。这样的特色产业对农民收入的影响会超过实际注册的实体创业以及政府力量对减贫增收的影响。
除上述检验外，本文还划分了各县域试点电子商务示范县的不同时间段，以检验电子商务示范县的短期效应和长期效应。具体来说，我们将县域试点电子商务示范县后的1-2年取值为1，3-4年取值为2。可以看出，在试点电子商务示范县的县域中，创业活动和政府规模的短期影响和长期影响均不显著。
（四）稳健性检验
本文进行了多种稳健性检验。第一，为了进一步检验政府规模在县域创业活动与农村居民可支配收入“倒U型”关系中的调节作用，使用utest命令进行检验（吴伟伟和张天一，2021）。结果表明，政府规模调节作用的斜率呈现先正后负的特点，极值点为0.502，恰好处于95%Fieller区间[0.292，11.651]，“倒U型”整体检验的p值为0.094，小于10%。因此，政府规模的“倒U型”调节作用得到了进一步的验证。
第二，为了避免因动荡（某些特殊事件导致新注册企业数大量增加）产生偏误，同时考虑到县域人口规模的影响（赵涛等，2020），本文使用县域每万人创业数，即每万人新注册企业数作为县域创业活动的替代性指标。结果表明，县域创业活动对于农民收入的影响仍然显著为正。此外，政府规模平方项与创业活动的交互项显著为负，进一步证明了研究结论的稳健性。
第三，为了排除县域农村地区之外创业活动的干扰，我们将自变量替换为县域农村创业活动，即整合到县域农村层面的新注册企业数的自然对数。从回归结果看，与前文一致。
第四，考虑到县域创业活动和政府规模对农民收入影响的时滞性和可能的内生性，本文将所有解释变量滞后两年，即评估前两年的创业活动、政府规模、经济发展水平等如何影响地区当年的农民收入。结果显示，本文主效应及调节效应在控制了内生性后仍然稳健。
五、 典型案例研究
本文采用纵向单案例研究方法探讨县域创业活动与农民收入之间的关系，以概括和扩展前文的发现。探索性案例研究适合于研究“如何做”的问题，相对于多案例研究，单案例研究更能解释纵向演进过程（Yin， 2018）。
（一）案例选取
本文选择义乌作为研究对象。义乌隶属浙江省金华市，面积1105平方公里，距上海260公里，距浙江省省会杭州市120公里。义乌曾经是贫困县级市，现已发展成为中国十个最富有的县级市之一。2020年义乌常住人口为185万人，外商为1.5万人，每年到义乌市场采购的外商超过50万人次。2021年义乌农民人均可支配收入为46121元，全国排名第二。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》中指出，推动县域经济发展，丰富乡村经济业态并扶持边远地区，巩固脱贫攻坚成果，扎实推动共同富裕。在促进共同富裕的过程中，义乌开展了优化营商环境、培育创业活动等工作，并且取得了积极成效。尽管义乌受制于薄弱的交通条件和匮乏的地方资源，但随着契合当地实际发展情况的创业活动的发展，义乌当地的农民收入大幅提高。因此，本文所选择的义乌案例具有较典型的代表性，为深入理解创业与共同富裕的关系提供更具体的研究情境。
本文的案例数据主要来源于以下两个方面：一方面是政府档案统计和记录等相关的二手数据资料。这一部分数据包括《义乌县志》、《义乌国民经济和社会发展统计公报》、历年《浙江省统计年鉴》等。另一方面是笔者所在研究团队2012年在义乌开展调研活动时所收集整理的一手数据资料。调研活动的参与者包括73名农民企业家和88名政府官员、地方国有企业经理和商学教授，参与者的平均年龄为42岁。
（二）案例描述
1.20世纪50—70年代
义乌传统上是一个农业为主的区域，主要由山地组成，不适合大规模的种植。从20世纪50年代到70年代初，义乌农民没有多少资源（大多数人每天的生活费不到0.5元）。1963年初，全县拥有经营许可的个体商贩仅为246人。在“文革”期间，工商业登记停止，正式的个体商业趋于消失。为了养家糊口，义乌农民偷偷进行“鸡毛换糖”的易货贸易。农民用红糖从外地换来鸡毛、鸭毛，当作农田的肥料，以提高农业产量。这些从事“鸡毛换糖”的小贩可以看成义乌最初的企业家，他们发现了市场机会并促进了当地居民间的商品交换。总体来看，这一阶段义乌的创业活动是零散的，当地农民的收入也非常低。
2.20世纪80年代到90年代中期
义乌的集贸贸易最初是从农民自发的地摊开始的。1978年底，稠城镇和廿三里镇的农民自发摆地摊，逐渐发展成为时间和地点相对固定的“路市”。1982年，义乌县政府提出了一系列开拓市场的政策，将小商品经营者视为合法的市场主体。1984年，义乌县进一步明确了“四个许可”，即“允许农民经商、允许长途通行、开放城乡市场、允许多渠道竞争”。1984年12月，义乌县投资60万元，在稠城镇新马路北端建成占地1.35万平方米的专业性小商品市场。经过几个扩张阶段，1988年，义乌第三产业比重（39.2%）首次超过第一产业和第二产业，产业结构发生了根本性变化。到1990年底，义乌小商品市场已成为中国最大的小商品批发专业市场。在整个20世纪90年代，义乌的小商品市场呈现规模化发展的态势，1992年投入使用的小商品市场共有摊位7100个。1995年，小商品城成交额达到152亿元。
3.20世纪90年代中期至今
从1993年开始，义乌小商品城走上了股份制的发展路子，创立中国小商品股份有限公司（后改名为“商城集团”）。与此同时，市场内的一些摊主为了做大生意，自发横向联合，成立了有限责任公司。在互联网兴起的1998年，商城集团与义乌邮政局联合组建了中国小商品城互联网信息公司。20世纪90年代末，义乌已经成为辐射全国的小商品流通中心。在零售业的带动下，义乌发展了服装、林业、珠宝、毛纺、印刷、玩具等典型产业。1999年，义乌开始国际化扩张。2005年，成为全球最大的现代商品批发市场。义乌与几十个国家和地区建立了贸易渠道，义乌的影响力不断扩大。以2019年为例，全年共举办各类会展活动163个，实现进出口总额2967.8亿元，出口2867.9亿元。其中，一般贸易实现出口额509.4亿元，市场采购贸易出口额2343.5亿元。
（三）案例研究发现
1.创业与农村减贫
20世纪50年代到70年代末，中国处于计划经济时期，义乌当地农民的收入比较低。到1980年的时候，义乌当地的农民家庭人纯收入达到199元。随着小商品城的建设，农民收入有了明显改观。1984年底，全县离土经商的农民约3万人，全县社会商品零售总额达到1.77亿元。1985年农民家庭平均纯收入达502元。20世纪90年代中期，随着越来越多的人参与到小商品销售，极大提升了当地人均收入。1996年，全市个体工商户发展到52966户，注册资金达65908万元；私营企业发展到1273家，注册资金达70321万元，农村居民人均纯收入达到了4196元。进入新世纪后，随着义乌成为国际化的商品零售中心，更多的创业者汇聚这里，当地农民的收入得到进一步提升。2012年，义乌各类市场主体超过17万户，带动社会就业超90万人。2019年，全年小商品市场实现交易额4583.1亿元，市场经营户数7.89万户，农村居民人均纯收入达到了42158元。
不过，创业对于农民收入的作用在一定程度上有所降低。由于无法直接获得小商品零售的数据，我们将农民收入除以当地社会零售总额来观察社会零售对于农民收入的促进作用。图1显示，20世纪80年代以来，在农民收入大幅提升的同时，农村居民人均纯收入与社会消费品零售总额的比值在不断下降。这表明，如果以社会消费品零售总额反映当地的创业活动，创业对于农民收入的提升作用有所削弱。
图1 创业对农民收入的提升作用及其变化趋势
资料来源：义乌国民经济和社会发展统计公报、浙江历年统计年鉴。左轴代表农村居民人均纯收入/社会消费品零售总额，右轴代表农村居民人均纯收入。
2.政府的作用
当地政府为商业活动的发展提供了大量的支持。1984年12月，义乌投资60万元，在稠城镇新马路北端建成占地1.35万平方米的专业性小商品市场。考虑到1984年义乌整个县经济建设支出仅447.5万元，可以看出当地政府对于商业活动的大力支持。随着当地小商品产业的不断发展，当地政府进一步推进专业园区建设，形成了一批实力强劲的工业企业，形成了明显的产业集聚。同时，义乌通过国有投资、股票期权等多种融资渠道，积极建设当地基础设施。
在承认政府对于改善当地商业环境作用的同时，也发现上述措施使得创业的减贫作用在削弱。主要因为当地创业环境的改善，进一步降低了创业门槛，同时也提升了创业的竞争强度，特别是同质化企业之间的恶性竞争，削弱了创业的积极效果。
关于政府的作用，本文也进行了调研。首先，研究团队通过访谈罗列了一系列影响义乌扶贫的因素，政府和政策的作用也体现其中。随后，将采访中收集到的因素整理成清单，要求受调查者独立评估清单上各因素的重要性（1—8，由不重要到非常重要）。评估完成后，本文采取因子分析对各个因素的载荷进行计算。表6保留了因子载荷高于0.5的项目，其中， 与政府有关的指标在评估中被排到了最后。这一结果表明，就参与调研的人群来看，他们认为义乌的发展，特别是在减贫方面，最重要的影响因素还是个体企业家的作用，相对来看，政府的直接影响并不明显。
六、 结论与启示
本文基于企业工商注册信息和县域宏观数据，构建了1749个县级行政区的非平衡面板数据，通过分析得到了如下结论。第一，县域创业活动有利于增加农民收入，尤其表现为小微型企业和公司制企业的创业活动。不同产业及行业创业活动的积极效果都得到了证明。进一步研究发现，县域创业活动有助于缩小城乡收入差距。机制研究的结果表明，提升当地非农就业水平与推动非农产业发展是县域创业减贫增收的重要机制。第二，政府规模对创业的减贫效果具有“倒U型”的调节作用，即小规模政府有助于创业活动发挥减贫增收的功能，而政府规模的过度扩张会阻碍这一进程。进一步的分析表明，在欠发达地区（尤其是中西部县域、未开通高铁的县域和非电子商务示范县域），创业增收的效果及创业与政府的交互作用更加明显。基于上述研究结论，可以得到如下政策启示：
首先，县域创业活动不仅能够帮助农民增收，还能逐步缩小城乡收入差距，充分显示出县域创业对共同富裕的积极影响。展望2035年的远景目标，期望全体人民共同富裕取得更实质性的进展，不能忽视城乡中国背景下低收入群体收入的提升，其中的关键仍是提高农民收入（李实和朱梦冰，2022；史新杰等，2022）。在针对整体样本、东部及中西部县域的研究中，创业活动的增收作用都得到了证实。因此，以农村为主体的县域应大力鼓舞和支持创业活动，以实现积极的减贫作用。这也响应了习近平总书记提出的促进共同富裕的原则之一：“提高就业创业能力，增强致富本领。”
其次，创业活动的减贫作用存在地区差异。因此，创业活动的积极倡导要基于区域异质性的特征予以有针对性的设计。相对于发达地区，欠发达地区（中西部县域、未开通高铁县域及非电子商务示范县域）创业活动的增收模式更显著，这说明县域创业活动在一定程度上是“普惠性”的致富之路。在未开通高铁地区及电子商务不发达的地区，县域创业活动仍发挥着助农增收的积极作用。因此，应注重上述地区营商环境的建设，营造创业的良好氛围，持续提供有针对性的帮助和指导，疏解企业创业过程中的难点、痛点，更好地发挥县域创业活动提高就业水平和推动产业发展的作用，实现真正的普惠价值。在高铁开通地区和电子商务发达地区，当地创业活动没有呈现出明显的增收效应，并不代表当地营商软硬环境的建设是无效的。上述地区更应利用好县域优势，积极培育特色产业，与当地有利的营商环境紧密结合，挖掘县域创业企业吸纳就业的能力，保障低收入群体能够切实有效地从当地的创业活动中获益，进而促进共同富裕。
最后，基层政府的指导和帮助仍是欠发达县域经济发展的主导力量，是乡村振兴的基石。在电子商务不发达的地区，政府力量与当地创业活动更多地是互补关系。因此，为了促进县域创业活动的发展，政府需要更重视营造良好的县域环境，积极建设和完善有利于创业活动的各项软硬件设施，开展多种技能培训项目，帮助农民创造更多的创业就业机会。在中西部及未开通高铁地区，政府的双刃剑效应仍然十分明显。因此，政府在积极发挥正面作用的同时，也要避免政府力量的过度膨胀，响应国务院办公厅做好“放管服”改革工作的号召，坚持放管结合，将资源配置职能更多地交予市场，简政放权，在偏远的县域农村地区发挥出创业活动普惠性的特点和巨大潜力，促进增收和共同富裕，为全球减贫事业贡献中国力量。