作者简介：周力，同济大学经济与管理学院特聘教授、博士生导师；刘宗志，安徽财经大学中国合作社研究院助理研究员；沈坤荣，南京大学商学院教授、博士生导师
文献来源：《中国农村经济》2025年第2期
摘要：本文评估了“万企帮万村”政策实施对涉农企业下乡的影响及其增收效应。研究发现，“万企帮万村”政策实施能够促进社会资本下乡，进而促使农户收入增长和实现收入阶层跃迁。从引资效应来看，该政策实施不仅能够吸引帮扶企业下乡，还能带动其他非帮扶企业下乡。从农户增收效应来看，该政策实施能够有效增加农户收入。进一步分析表明，“万企帮万村”政策的实施，一方面可以促进新型经营主体发展、集体经济壮大和乡村公共投资增加，另一方面能够增强农户与企业联结、促进土地向企业流转、增加农户就业机会、优化农户要素配置。“万企帮万村”政策中产业帮扶和就业帮扶措施对农户的增收效应最为明显，且对低收入人群和劳动力较多的农户影响更大。在鼓励社会资本投资农业农村的过程中，需要推动有效市场和有为政府更好结合，将社会资本投资农业农村由政策驱动变为内生主动，有效助力农民实现共同富裕。
关键词：“万企帮万村”；社会资本；增收效应；共同富裕
在中国式现代化进程中，社会资本是推动农业农村转型发展的重要力量。以农业企业为代表的社会资本能够将人才、技术、品牌、企业家才能等现代要素与资本要素融合，将传统低效农业改造为现代高效农业。习近平强调，“要鼓励社会资本下乡成为农业经营主体，但必须守住经营农业、农民受益的基本要求”。2020年4月，农业农村部制定印发《社会资本投资农业农村指引》，支持社会资本发展规模化、标准化、品牌化和绿色化种养业，鼓励社会资本积极探索农业农村领域有稳定收益的公益性项目。这对于打破城乡分割、推进乡村振兴具有重要意义。
乡村发展的关键在于产业振兴，如何促进企业自发参与乡村产业振兴是关键。改革开放初期，农村土地相关权属模糊，阻碍了社会资本进入乡村。20世纪90年代，中国有条件地推进工商企业经营农业，但范围受限。同时，民营企业积极参与扶贫工作，这最早可追溯至“国家八七扶贫攻坚计划”时期。1995年，中国光彩事业促进会（下文简称“中国光彩会”）成立，作为非公有制经济人士配合扶贫计划的社会扶贫组织。从2013年起，国家政策逐步鼓励社会资本下乡，企业扶贫工作也迈向新阶段。2016年，《关于推进“万企帮万村”精准扶贫行动的实施意见》发布。该政策以民营企业为帮扶方，以签约结对、村企共建为主要形式，鼓励涉农企业针对欠发达地区与低收入群体开展结对帮扶，力求做到“三个一批”和“四个精准”。从政策的推动进程来看，“万企帮万村”政策的具体实施年份为2016年。截至2016年10月，22000多家民营企业通过投资项目、安置就业等多种形式，与21000多个贫困村建立结对帮扶关系。2021年8月，《关于开展“万企兴万村”行动的实施意见》正式发布，“万企帮万村”政策得以延续。
现有研究评估了多种扶贫政策的效果，但对民营企业等社会力量在反贫困中的作用关注较少。中国收入分配不平等既受微观因素（如家庭背景、人力资本）的影响（程名望等，2015；张衡和穆月英，2023），也与制度、政策及区域发展差异等宏观因素相关（孙顶强等，2024）。政府通过多种扶贫政策应对不平等问题，部分研究已分析其成效。徐舒等（2020）研究了国家级贫困县政策，王貂等（2021）探讨了消费保险在农村扶贫中的作用。少量研究从县域经济角度分析民营企业帮扶效果，如周欣雨等（2023）发现上市企业可提高县域外资利用水平，周梓洵等（2023）指出上市企业通过知识转移、金融发展和产业优化促进经济发展。但针对民营企业扶贫的引资效应和农户增收效应的村庄与农户层面实证研究尚显不足。民营企业扶贫通常伴随社会资本下乡，其对农户收入的影响仍存争议。有学者担心社会资本可能“挤出”小农户（仝志辉和温铁军，2009），因资源倾向涉农企业，农民可能被排挤出高附加值环节，导致“去小农化”（焦长权和周飞舟，2016）。但也有积极影响，如带来土地租金和就业机会（孙顶强等，2014）。总体来看，社会资本对农户收入的影响仍缺乏系统性实证研究，多停留在案例分析层面。
本文以“万企帮万村”政策为切入点，实证分析了民营企业参与扶贫的社会效果，对社会资本下乡的形成机理及其农户增收效应进行剖析。本文的贡献有以下三个方面：第一，从政策本身来看，本文系统性实证分析企业作为扶贫主体的功效究竟如何。第二，从影响机制来看，本文补充关于社会资本下乡正外部性的讨论。本文分析企业响应扶贫政策问题，并进一步评估社会资本下乡具体帮扶措施的效果，认为社会资本下乡主要通过产业帮扶和就业帮扶带动农户增收。第三，从社会效应来看，本文不仅关注农民增收问题，还聚焦农户收入阶层跃迁问题。
本文采用涉农企业注册资本来估算社会资本下乡的长期趋势（按2020年价格计算）。《中华人民共和国宪法修正案（1988）》通过，正式允许农村土地承包经营权流转。1989年，涉农企业注册资本迅猛增长，达到2.48万亿元（2020年价格），约为1988年的13倍。如图1所示，1989-1992年，涉农企业资本存量基本保持平稳；1993-2001年，涉农企业资本存量有所下降；2001年以来，涉农企业资本存量稳步上升，特别是2013-2020年，呈现快速增长趋势。分地区来看，涉农社会资本呈现从东部向中、西部转移的趋势。东部地区所占份额由1989年的94.1%下降至2021年的30.9%。与此同时，中、西部地区的涉农社会资本存量增长较快，2021年所占份额分别提升至25.0%和44.1%。
资料来源：浙大卡特-企研中国涉农研究数据库（CCAD），由笔者整理。
20世纪80年代末和90年代初，东部地区具有改革开放的先发优势，基础设施和经济发展状况相对于中西部地区更具优势，社会资本快速涌入。随着改革开放的进一步深入，中西部地区的基础设施条件和营商环境得到较大改善。从产业结构来看，东部地区的优势农业主要集中在种植业，而中西部地区则以养殖业、乳品业和酿酒业等为主。相比之下，中西部地区的这些优势农业产业更具企业化发展的潜力，因此吸引了大量社会资本涌入。2013年以来，社会资本下乡进入鼓励引导期，社会资本成为中国推进农业农村现代化的重要着力点。涂圣伟（2014）认为，中国已经进入建设现代农业的关键阶段，必须加快推进农业资本深化进程，切实扭转资本与土地、资本与劳动力的配置失衡状态。中国推进农业农村现代化存在较强的资金需求，而社会资本下乡被视为政府部门投资和农民自有资本投资的有益补充（仝志辉和温铁军，2009）。从农业产业链环节看，涉农企业有的进入生产环节（例如，大规模流转土地并从事农业种植养殖），有的进入产前、产后等供应链环节（例如，土地整理、农资销售、农产品加工、农产品仓储、农产品物流等）。从企业类型看，民营企业已成为资本下乡的主力军。如图2所示，2021年，民营企业注册资本占涉农企业注册资本总额的比例达到91.1%，“三资”企业占6.2%，国有企业仅占2.7%。
资料来源：浙大卡特-企研中国涉农研究数据库（CCAD），由笔者整理。
现阶段，用资本劳动比衡量的涉农企业资本深化程度逐步提升。但是，不平衡、不充分的资本下乡格局依然存在。例如，2013年，“老少边穷”地区的县域涉农企业平均资本存量仅为其他地区的一半，区域差距明显。另外，涉农企业资本产出比持续上升，即资本的单要素生产率呈现下降趋势。涉农企业的利润率基本稳定，东部地区的利润率相对较高。
政府、企业、社会组织、人民团体构成了“万企帮万村”的主要帮扶主体。不同帮扶主体在“万企帮万村”行动中具有不同的角色定位。政府作为公共事务的管理主体，在“万企帮万村”精准扶贫行动过程中发挥着主导者的作用，职责包括监督管理相关社会团体、收集贫困村信息、制定优惠性政策、协调各方参与等。民营企业是资源提供者，作为主要的帮扶力量，其功能和作用主要表现为：一是产业扶贫，通过“农业或制造业企业+基地+贫困户”“扶贫车间”等方式将产业渗透到乡村；二是直接为帮扶对象提供帮扶资源，如就业帮扶、技能帮扶和公益帮扶等。以中华全国工商业联合会（下文简称“全国工商联”）为代表的人民团体和以中国光彩会为代表的社会组织则在“万企帮万村”精准扶贫行动中发挥着协调者的作用，整合民营企业方的公益资源，协调组织各方力量，制定“一对一”的帮扶方案等。
从全国层面看，“万企帮万村”政策的实施带动了村庄涉农社会资本的增加。本文对比了“万企帮万村”政策实施前后村庄社会资本分布的变化。结果表明，在“万企帮万村”政策实施前（2013-2015年），被帮扶村和非被帮扶村的平均社会资本分布几乎一致。但在“万企帮万村”政策实施后（2016-2019年），被帮扶村的平均社会资本（约4956万元）显著高于非被帮扶村的平均社会资本（约4343万元）。这表明，“万企帮万村”政策的实施增加了被帮扶村庄的社会资本。随着“万企帮万村”政策的实施，其政策效果逐渐显现，被帮扶村农户的平均收入有了明显增加。本文对比了“万企帮万村”政策实施前后村庄农户平均收入分布的变化，在“万企帮万村”政策实施前（2013-2015年），被帮扶村农户平均收入约17368元，非被帮扶村的农户平均收入约17437元，二者收入的分布几乎一致。在“万企帮万村”政策实施后（2016-2019年），被帮扶村的农户平均收入（约20753元）则高于非被帮扶村的农户平均收入（约19677元）。
“万企帮万村”行动的初衷在于促进低收入人口增收，这一行动涉及政府、相关企业、社会团体和脱贫户等多个主体。与现有研究所关注的开发性扶贫政策不同，“万企帮万村”行动并不以政府的财政支持为主，其资源提供者是民营企业。本文对这一以民营企业为帮扶主体的扶贫政策的影响机制进行分析，以探究“万企帮万村”政策的引资效应和农户增收效应。有关机制框架如图3所示。
“万企帮万村”行动能够吸引帮扶企业下乡投资。民营企业突破空间局限，拓展异地市场是增强其竞争力的重要举措。根据企业边界理论，企业空间规模的拓展受到交易成本与组织管理成本的影响。民营企业下乡通常面临着更多困难，如跨地区发展的信息劣势、获取农村资源存在约束、缺乏声誉难以取得乡村信任等。首先，参与“万企帮万村”行动后，民营企业不仅能够吸引媒体的关注和正面报道，还能通过产业扶贫等多种方式树立品牌形象、获得良好声誉，为企业后续发展提供良好环境。其次，参与“万企帮万村”行动有利于民营企业与当地政府维护好政企关系，以获取政府的多种优惠政策，包括补贴、税收优惠、信贷支持等。最后，参与“万企帮万村”行动有利于民营企业获取更多被帮扶地区的资源和信息，为民营企业下乡投资提供充分完备的信息，降低企业下乡投资的信息搜寻成本。
“万企帮万村”政策不仅促进帮扶企业下乡，还能进一步撬动其他非帮扶企业下乡投资。一方面，帮扶企业会带动其产业链上下游企业入驻村庄。“万企帮万村”政策引导下乡参与扶贫的社会资本创新投入方式，完善全产业链开发模式，鼓励农业产业化龙头企业和农垦企业联合家庭农场、农民合作社以及小农户，加快全产业链开发和一体化经营。另一方面，帮扶企业下乡能够起到示范带头作用。在政府提供优惠政策和补贴政策的支持下，帮扶企业的发展壮大给其他投资者带来良好预期，吸引其他社会资本下乡投资。在实践中，政府会创新和参与帮扶的社会资本的合作模式，联合开发一批有稳定收益的公益性项目，让其他社会资本投资可预期、有回报、能持续。帮扶企业除了直接下乡投资外，也会开展就业帮扶、技能帮扶和公益帮扶，改善农村的市场和人居环境，进而吸引其他企业下乡。就业帮扶和技能帮扶能够提升农村劳动力素质，这可以反过来吸引劳动密集型民营企业下乡投资；公益帮扶可以改善农村基础设施与生产条件，进而吸引其他社会资本下乡。因此，本文提出假说H1。
H1：“万企帮万村”政策实施会促进社会资本下乡投资。
“万企帮万村”行动吸引的下乡社会资本，会通过产业帮扶促进农户收入增加。与政府财政支持下的社会救济不同，“万企帮万村”政策并不依靠转移支付直接增加农村低收入人口收入，而是通过促进农村产业发展和经济增长的方式促进农民增收。社会资本下乡具有“涓滴效应”和“益贫式增长效应”。“涓滴效应”是指随着下乡社会资本的累积，被帮扶地区的农村产业得以发展，经济得以增长，社会福利也会自发地流向低收入人群。在“万企帮万村”行动中，社会资本下乡能够立足于乡村发展，在尊重农民意愿的前提下，开展高标准农田建设、国家级水产健康养殖和生态养殖示范区建设等整体化投资。这些投资若能够建立完善合理的利益分配机制，将促进农民收入持续提升，实现社会资本与农户互惠共赢。具体影响渠道包括：第一，社会资本下乡能够带动土地流转，使农户获得更多的土地流转收入（熊航等，2023）；第二，社会资本下乡能实现农业产业链的延伸，进而增加本地就业机会。“益贫式增长效应”是指社会资本下乡能够使得低收入群体收入增长幅度大于其他人群。首先，在“万企帮万村”政策的推动下，社会资本具有较强的责任意识，会有意识地让农民分享更多产业增值收益。例如，鼓励农民以土地经营权、水域滩涂、劳动、技术等入股，支持农村集体经济组织通过股份合作、租赁等形式，参与到村庄产业融合发展中。作为外部力量的社会资本进入农村后并不会排斥原有的产业结构，而是能有机嵌入当地的产业基础，采用“农民+合作社+龙头企业”“土地流转+优先雇用+社会保障”“农民入股+保底收益+按股分红”等利益联结方式，与农民建立稳定合作关系，形成稳定利益共同体。其次，社会资本下乡能够健全农业社会化服务体系，提升小农户生产经营能力和组织化程度，与农民共享发展成果。最后，社会资本下乡能够通过人力资本的嵌入有效组织和带动农户，促进新技术采用，优化农户的要素配置效率，提高农户劳动生产率（高晶晶和史清华，2021）。因此，本文提出假说H2。
H2：“万企帮万村”政策实施通过促进社会资本下乡投资进而促进农户增收。
除了社会资本下乡的带动作用，“万企帮万村”政策实施对农户收入也有直接的提升效应。“万企帮万村”政策实施以来，帮扶企业突破了传统的捐资捐物模式，不仅立足本地开展产业帮扶并加大投资力度，还积极推进就业、技能和公益等多元化帮扶。其中：就业帮扶指帮扶企业在被帮扶地区提供适宜的就业岗位，促进农村劳动力实现就业。技能帮扶着眼于不断提高农户的人力资本水平，通过设立技工院校和职业培训机构对帮扶家庭子女、劳动者等开展免费职业技能培训，给予职业培训补贴，鼓励农户参与技能培训。公益帮扶一方面通过资金捐助直接增加农户的转移性收入，另一方面通过改善村庄的基础设施，增加农村内部的公共投资（如基本农田建设、电网的建设和改造、农村道路修建、小水利投资等），促进集体经济发展，进而促进农户增收。由此，本文提出假说H3。
H3：除了社会资本下乡的产业帮扶机制之外，“万企帮万村”政策实施还会通过就业帮扶、技能帮扶和公益帮扶促进农户增收。
本文关注的核心被解释变量包括社会资本、农户收入、农户收入阶层三个变量。首先，本文采用村层面的涉农企业注册资本总额衡量社会资本。本文使用的涉农企业数据来自浙大卡特-企研中国涉农研究数据库（CCAD）。数据库囊括了1949年以来在各级市场监管部门登记在册的农业及相关产业企业的注册信息，覆盖范围广，能较好反映出社会资本下乡规模。2019年，该数据库共有1616967家在营涉农企业。本文根据涉农企业与行政村的经纬度数据，筛选出村委会2千米半径范围内的企业。本文对每个样本村的涉农企业数据进行加总统计，统计变量包括注册资本总额、企业数量、平均资本劳动比、平均利润率、新增专利数量、新增品牌数量等。其次，本文采用以不变价格计算的家庭人均纯收入衡量农户收入。农户收入数据来源于农业农村部全国农村固定观察点调查数据，该数据详细记录了抽样农户收入来源和各项收入情况。数据调查从1986年开始实施，每年从各省份抽取相同数量的不同收入水平的县（市、区），在县（市、区）内部以相同的规则选取样本村，并从村内部选取具有代表性的农户进行跟踪。截至2019年，该数据库共包括32期面板数据。样本分布在全国除港澳台外的31个省（区、市），共355个样本村，平均每年有2万余户调查户。本文试图将研究视角聚焦于精准扶贫时期，因此样本期间限制在2013-2019年。本文并未使用2020年数据，原因在于受新冠疫情影响，2020年统计样本变化较大，追踪率明显下降，关键变量缺失值较多。最后，本文对比了农户人均收入与全国人均收入中位数，参考李实和杨修娜（2021）的研究，采用每年全国人均收入中位数的67%来确定中等收入群体的下限，即若农户人均收入在当年高于全国人均收入中位数的67%，即将农户认定为中等及以上收入群体。
本文采用村庄是否为“万企帮万村”政策实施中的被帮扶村作为解释变量。本文利用全国工商联“万企帮万村”帮扶台账系统获取了被帮扶村的村名单。“万企帮万村”帮扶台账系统详细记录了各个县（市、区）被帮扶村的数量、名称、贫困情况（包括被帮扶村的贫困人数、贫困户数、是否为贫困村）和被帮扶村的帮扶企业信息。通过对被帮扶村信息的逐条抓取并删除重复数据，本文最终得到119350个被帮扶村数据。其中，东部地区有23690个被帮扶村，中部地区有48266个被帮扶村，西部地区有47394个被帮扶村。与全国农村固定观察点的村庄进行匹配后发现，全国农村固定观察点的355个样本村中有51个被纳入“万企帮万村”政策实施中的被帮扶村。“万企帮万村”政策的具体实施年份为2016年，本文将2016年及之后设定为帮扶政策期。本文的核心解释变量为村庄是否为“万企帮万村”政策实施中的被帮扶村与帮扶政策期的交互项，交互项的系数代表“万企帮万村”政策实施的净效应。
结合已有文献和可得数据，本文从以下三个层面选取控制变量。一是地区层面控制变量，包括农业劳动价格、企业实际税率、涉农支出占比、公路密度、铁路密度、外资占比、贸易占比、土地出让价格、县人均地区生产总值、人口密度、村生产投资和村交通情况。二是加入其他政策控制变量，包括是否贫困县、是否协作帮扶、是否产业承接、是否为贫困村、农户是否获得扶贫补贴。三是农户控制变量，包括劳动禀赋、资产禀赋、土地禀赋、户主性别、户主年龄、户主健康状况、户主文化程度、户主技能情况。
全部变量的定义或赋值以及描述性统计结果如表1所示。
注：为了避免内生性问题，本文所使用的村庄层面控制变量均进行滞后一期处理。
本文以“万企帮万村”政策实施为准自然实验，采用双重差分法（Difference in Difference，简称DID），分析“万企帮万村”政策实施对社会资本下乡和农民收入的影响。其中，引资效应方程如下：
(1）式中：lnkvt为v村在第t年的涉农企业注册资本的对数值；treatv为村庄v是否为“万企帮万村”政策的被帮扶村，若村庄为被帮扶村取值为1，否则取值为0;postt表示是否为2016年及之后，年份大于等于2016取值为1，否则取值为0;Z为控制变量，包括地区层面控制变量、其他政策控制变量、农户控制变量；α0代表常数项；α1、α2、α3分别代表“万企帮万村”政策实施、实验组虚拟变量和时间虚拟变量估计参数；θ为控制变量待估计参数矩阵；μv为村庄固定效应；δt为时间固定效应；εvt为残差项。
农户增收效应方程如下：
(2）式中：lnincit为农户i第t年人均纯收入的对数；β0代表常数项；1β、β2、β3分别代表“万企帮万村”政策实施、实验组虚拟变量和时间虚拟变量估计参数；λ村为各控制变量待估计参数矩阵；其他变量与（1）式一致。为验证“万企帮万村”政策实施对农户收入阶层的影响，本文还将（2）式的被解释变量替换为农户收入阶层变量，即农户是否为中等及以上收入群体，以分析“万企帮万村”政策实施对农户收入阶层跃迁的影响。
表2汇报了引资效应的基准回归结果。表2(1）列不添加任何控制变量，（2）列增加了村庄社会资本的滞后一期作为控制变量，（3）列在（2）列的基础上增加了地区层面控制变量和其他政策控制变量。表2(1）列显示“万企帮万村”政策实施的系数显著为正，表明相较于非帮扶村，“万企帮万村”政策实施能够使被帮扶村有效吸引社会资本下乡投资，村庄社会资本存量提升约3.74%。表2(2）列回归结果表明，在控制滞后一期的社会资本存量后，“万企帮万村”政策实施的引资效果依然显著，但作用程度有所下降，村庄社会资本存量提升约1.41%。表2(3）列的回归结果显示，在纳入滞后一期的社会资本存量和其他一系列控制变量后，“万企帮万村”政策实施对村庄社会资本的吸引作用依然显著，研究结果具有稳健性。
注：(1)***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；(2)标准误为聚类稳健标准误；(3)本文使用的数据不包含跨村迁移样本，村庄是否为被帮扶村和帮扶政策期变量被双向固定效应完全共线，因此在实证结果中不再汇报这两项。
本文针对基准回归中可能存在的偏误逐项讨论并补充证据，展开一系列稳健性检验。
使用双重差分法的条件是：在政策实施前，实验组和对照组的被解释变量有相同的趋势。本文将表示“万企帮万村”政策实施后的时间虚拟变量替换为各年份时间虚拟变量，并和表示村庄是否为被帮扶村的虚拟变量交乘后加入回归模型，进行平行趋势检验。结果表明，在政策实施之前，被帮扶村社会资本规模在实验组和对照组之间并没有显著差异，满足平行趋势假设。
使用双重差分法需要满足预期效应假定，即政策在实施前不能被提前预知。本文对预期效应假定进行检验。“万企帮万村”政策于2016年开始实施，本文在基准回归模型中加入“万企帮万村”政策实施与政策实施前第一年的交互项。在“万企帮万村”政策实施前一年（即2015年）时，取值为1，否则取值为0。类似地，本文控制了“万企帮万村”政策实施与政策实施前第二年的交互项。“万企帮万村”政策实施前两年（即2014年）时，取值为1，否则取值为0。回归结果如表3中（1）列和（2）列所示。表3(1）列的结果显示，在政策开始的前一年，被帮扶村的社会资本规模没有明显变化，不存在提前形成的政策预期；类似地，表3(2）列回归结果显示，在政策开始的前一年和前两年，社会资本规模没有明显变化，政策预期效应不存在。
注：(1)***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；(2)括号中为聚类标准误。
本文采用倾向匹配得分法（PSM）来降低DID过程中的选择性偏差。本文将村庄是否会成为被帮扶村看成一个外生决定过程，使用滞后一期的社会资本和地区层面控制变量作为解释变量，利用Logit模型估计出村庄成为被帮扶村的概率。在此基础上，本文基于倾向得分，将实验组与对照组进行匹配，选择实验组与对照组落在共同支持区域内的样本再进行回归。基于倾向得分筛选后的回归结果如表3(3）列所示，“万企帮万村”政策实施显著提升了村庄社会资本规模，与基准回归结果一致，这表明选择性偏误问题在基准回归中并不严重，基准回归结果稳健。
在引资效应模型中，影响社会资本规模的“万企帮万村”政策也会对有空间关联村庄的社会资本产生影响。因此，本文将被解释变量村庄社会资本的空间滞后项、“万企帮万村”政策实施的空间滞后项加入模型中，将其拓展为空间杜宾模型。回归结果如表3(4）列所示，在考虑空间溢出效应后，“万企帮万村”政策实施显著提升了村庄社会资本规模，与基准回归结果一致。
本文按照企业是否参与帮扶将村庄涉农企业分为两类：帮扶企业和非帮扶企业。企业是否参与帮扶数据来自“万企帮万村”帮扶台账系统。本文使用帮扶企业的注册资本总额、资产规模、营业利润和营业收入作为被解释变量进行回归，以考察“万企帮万村”政策实施吸引社会资本的直接效应；使用非帮扶企业的注册资本总额等变量进行回归，考察“万企帮万村”政策实施吸引社会资本的间接效应。表4的回归结果表明，“万企帮万村”政策实施既能促进帮扶企业下乡，也能够促进非帮扶企业下乡。从直接效应来看，“万企帮万村”政策实施能够促进被帮扶村的帮扶企业注册资本总额增加1.42%、资产规模增加4.01%、营业利润增加1.99%、营业收入增加1.49%。从间接效应来看，“万企帮万村”政策实施也能增加村庄非帮扶企业的注册资本总额、资产规模、营业利润和营业收入。但与吸引帮扶企业的直接效应相比，“万企帮万村”政策实施吸引非帮扶企业的间接效应相对小。
注：(1)***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；(2)括号中为聚类标准误。
表5汇报了农户增收效应的基准回归结果。表5(1）列和（2）列的被解释变量为农户收入（农户家庭人均收入的对数），（3）列和（4）列的被解释变量为农户收入阶层。表5(1）列和（3）列的解释变量为“万企帮万村”政策实施，控制变量包括地区层面控制变量、其他政策控制变量和农户控制变量。表5(2）列和（4）列分别在（1）列和（3）列的基础上增加了社会资本作为解释变量，以考察社会资本下乡的农户增收效应。
注：(1)***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；(2)标准误为聚类标准误。
表5(1）列回归结果显示，“万企帮万村”政策实施对农户收入的影响系数显著为正，农户收入能显著增加约5.20%。表5(2）列回归结果表明，在控制村庄社会资本后，“万企帮万村”政策实施仍然能显著增加农户收入。表5(3）列回归结果显示，“万企帮万村”政策实施促使农户成为中等及以上收入群体的概率增加2.89%。类似地，表5(4）列回归结果表明，在控制社会资本下乡的作用效果之后，“万企帮万村”政策实施对农户收入阶层跃迁构成显著影响。
表6的回归结果展示了“万企帮万村”政策实施和社会资本对农户收入结构的影响。结果显示，“万企帮万村”政策实施使得家庭经营性收入、工资性收入、财产性收入和转移性收入分别增加13.12%、15.31%、11.29%和13.32%。村庄社会资本每增加1%，农户家庭经营性收入、工资性收入和财产性收入分别增加0.028%、0.052%和0.025%，但社会资本对家庭转移性收入没有显著影响。进一步来看，“万企帮万村”政策实施主要促进了农业经营性收入的增加。此外，“万企帮万村”政策实施主要增加农户本县工资性收入，而非县外工资性收入，原因在于帮扶企业在本地提供就业岗位。
注：①***表示1%的显著性水平；②标准误为聚类标准误。
本文针对农户增收效应开展一系列稳健性检验。首先，对农户增收效应模型进行平行趋势分析。模型设定和变量处理同引资效应模型的平行趋势检验一致，但将被解释变量更换为农户收入的对数。平行趋势分析结果表明，在政策实施之前，农户的人均收入在实验组和对照组之间并没有显著差异，满足平行趋势假设。在政策实施后，被帮扶村农户（实验组）的人均收入显著高于非被帮扶村农户（对照组）的人均收入。其次，同样检验了政策的预期效应以及DID过程中可能存在的自选择问题，结果见表7(1)～(3）列，表明预期效应不存在，选择性偏误问题不严重，基准回归结果稳健。再次，利用样本村的空间距离权重矩阵进行空间计量分析。“万企帮万村”政策实施和村庄社会资本可能对村庄周边具有空间关联的其他村庄的农户收入产生影响。因此，将“万企帮万村”政策实施和村庄社会资本的空间滞后项加入回归模型，拓展为空间误差模型。具体回归结果见表7(4）列。最后，本文对“万企帮万村”政策实施影响农户收入阶层的结果进行稳健性检验，本文检验了政策的预期效应、DID过程中可能存在的自选择问题和空间溢出效应问题。结果同样表明，预期效应不存在，选择性偏误问题不严重，考虑空间溢出效应后“万企帮万村”政策实施和村庄社会资本显著增加了农户成为中等及以上收入群体的概率。因此，一系列的稳健性检验结果表明，“万企帮万村”政策实施和村庄社会资本能够有效促进农户收入增加，并对农户收入阶层跃迁构成显著影响，与基准回归结果一致。
注：(1)***表示1%的显著性水平；(2)括号中为聚类标准误。
本文继续考察“万企帮万村”政策实施和社会资本对农户收入的作用机制。从农户层面，本文重点考察了四个渠道。为便于解释，本文对四个渠道的被解释变量取对数值进行实证分析，结果如表8所示。一是加强农户组织协作。“万企帮万村”政策实施使农户以“公司+农户”这一订单农业模式的农产品销售额增加约9.28%；此外，社会资本每增加1%，农户在该模式下的销售额将增长约0.019%。二是促进土地流转。“万企帮万村”政策实施会使农户土地流转给企业的土地面积增加1.12%；社会资本每增加1%，农户流转给企业的面积会增加约0.92%。三是增加就业机会。“万企帮万村”政策实施和村庄社会资本能够显著增加农户的劳动时间。四是提升生产率。“万企帮万村”政策实施提升了农户农业全要素生产率和非农劳动生产率，但社会资本仅对非农劳动生产率有显著的提升作用。整体看来，“万企帮万村”政策实施能够促使农户在农业与非农部门优化要素配置。
注：①***和**分别表示1%和5%的显著性水平；②括号中为聚类标准误。
从村庄层面看，本文考察了“万企帮万村”政策实施和社会资本对农民专业合作社、村庄集体经济和村庄公共投资的影响。本文用村庄农民专业合作社数量（个）、村庄集体经济收入（万元）、村集体的生产性投资（万元）作为被解释变量（均取对数值）展开机制分析。研究发现，“万企帮万村”政策实施会促使村庄的合作社数量增加、村庄集体经济收入增长、村庄公共投资增加。社会资本下乡同样可以促进村庄集体经济收入和村庄公共投资的增加，但对农民专业合作社数量的影响不显著。
注：①***表示1%的显著性水平；②标准误为聚类标准误。
本文继续考察“万企帮万村”政策实施过程中四种具体帮扶措施对农户收入的影响。四类帮扶措施包括产业帮扶、就业帮扶、公益帮扶和技能帮扶，数据来自全国工商联“万企帮万村”帮扶台账系统，该系统详细记载了帮扶企业对被帮扶村采取的帮扶措施类型。具体回归结果如表10所示，从表10中可以看出，“万企帮万村”精准帮扶行动中的产业帮扶和就业帮扶对农户收入的增长作用最为明显，能使农户收入分别增加3.21%和8.22%，能使农户收入阶层跃迁的概率分别增加1.92%和3.39%。通过对具体帮扶措施的分析，本文发现产业帮扶和就业帮扶的影响最为明显，“万企帮万村”政策主要通过壮大农村产业、带动农户就业促进农户增收。
注：(1)***和**分别表示1%和5%的显著性水平；(2)标准误为聚类标准误。
本文进一步分析了“万企帮万村”政策实施对农户就业行为的影响，回归结果如表11所示。“万企帮万村”政策实施能够显著增加农户劳动时间尤其是非农劳动时间。其中，农业劳动时间增加约4.31%，非农劳动时间增加约11.36%。进一步来看，“万企帮万村”政策实施能够显著增加农户打零工时间，对稳定就业时间的影响并不显著。从对非农就业距离的影响来看，“万企帮万村”政策实施不仅能够增加农户本地就业时间，还能增加农户外地就业时间。从对非农劳动工资率的影响来看，“万企帮万村”政策实施会使得被帮扶村所在县的非农劳动工资率增加8.16%，但对外县非农工资率没有显著影响。表11的结果还显示，村庄社会资本显著增加了农户的农业劳动时间，但对农户的非农劳动时间没有显著影响。这一现象的主要原因在于，下乡的涉农企业通常以土地和资本密集型为主，而非劳动密集型。土地和资本密集型企业的生产活动依赖于机械化、规模化的运作方式，对劳动力需求较低，导致农村劳动力的就业机会未能显著增加。同时，由于这些企业更多地将资源投到农业产业链的上游或中游环节，如农资供应、种植管理、初级加工等，而未能有效吸纳农户进入非农产业链条。由此可见，社会资本虽然在一定程度上优化了农村的资源配置和生产效率，但在促进农村劳动力非农转移方面仍存在局限。
注：①***和**分别表示1%和5%的显著性水平；②括号中为聚类标准误。
本文考察了“万企帮万村”政策实施对不同劳动力数量和不同收入水平农户的异质性影响。结果如表12所示，“万企帮万村”政策实施对劳动力数量越多的家庭的收入提升效应越大，对低收入家庭的收入提升效应也就越大。进一步将“万企帮万村”精准帮扶行动区分为具体帮扶措施后的分析发现，产业帮扶和就业帮扶对劳动力数量较多、低收入水平家庭的收入有显著的正向影响，并能够增加这些家庭收入阶层跃迁的概率。
注：①***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②标准误为聚类标准误。
本文基于浙大卡特-企研中国涉农研究数据库（CCAD）、全国农村固定观察点数据和全国工商联“万企帮万村”帮扶台账数据，实证研究了“万企帮万村”政策实施的引资效应以及农户增收效应。研究发现：第一，“万企帮万村”政策下，帮扶企业会下乡投资，并产生了良好的示范带动效应，撬动其他涉农企业下乡投资。第二，“万企帮万村”政策实施通过吸引社会资本下乡，在村庄层面促进农民专业合作社发展、集体经济壮大、公共投资增加，在农户层面增强农户与企业联结、促进土地向企业流转、增加农户就业机会、优化农户的要素配置，进而促进农户收入增长与收入阶层跃迁。第三，从具体帮扶措施来看，“万企帮万村”政策具体举措中，产业帮扶和就业帮扶的农户增收效果最为显著。异质性分析结果进一步表明，该政策的实施对拥有较多劳动力的农户和低收入人群具有更为显著的促进作用。本文证明，政府推动帮扶企业下乡，以及村庄社会资本积累，都能在一定程度上促进农户收入增长。
社会资本下乡是助力农民实现共同富裕的有效路径之一。然而，为确保这一过程既高效又惠及农户，政府应出台更加完善的政策措施。一方面，应通过税收优惠、财政补贴等方式，吸引更多社会资本流向农业农村领域，特别是支持具有较高劳动吸纳能力的劳动密集型产业和能够延长产业链条的新型农业经营主体。应当继续优化社会资本下乡的政策环境，通过完善土地流转制度、健全农村产权交易市场等方式，降低社会资本进入农业农村领域的制度性成本。同时，鼓励社会资本投资现代农业基础设施建设，如高标准农田、智能灌溉系统和农产品冷链物流体系，提升农业生产效率和农村产业竞争力。另一方面，政府应加强对社会资本的规范和引导，推动其与农户形成紧密的利益联结机制。例如通过订单农业、合作社模式或利益分红机制，确保农户能够共享产业发展成果。同时，应强化监管，防止社会资本在下乡过程中侵占农民利益或导致土地过度集中，以实现农业增效、农民增收和农村发展的多重目标。