返乡创业试点政策对县域经济增长的影响研究——基于双重差分法的实证分析

沈慧翠, 王 琴, 黄大勇,2

(1. 重庆工商大学 长江上游经济研究中心, 重庆 400067;2. 长江师范学院 管理学院, 重庆 408100)

改革开放以来,越来越多的农民进城务工,“打工潮”的兴起促进了劳动力资源在各个行业的优化配置,成为推动我国经济增长的关键因素。与此同时,我国的城镇化率由2000年的35.39%上升到2021年的64.72%,平均每年增加上千万城镇人口。然而在农村劳动力向城市转移的过程中,农业相对收入持续下降,城乡居民收入差距虽由2000年的2.74∶1缩小到2021年的2.50∶1,但数值仍然较大。为了解决城乡间发展不平衡、不协调等问题,近年来国家高度重视乡村振兴工作,将扩大农民就业规模作为重要突破口。国家发展改革委等部门从2015年开始先后印发《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》《关于推动返乡入乡创业高质量发展的意见》等一系列返乡创业政策来吸引和支持农民工返乡创业,为缓解城乡发展矛盾、实现农民减贫以及培育农村经济新增长点提供了有力的制度保障。此外,人社部、财政部、农业农村部于2020年印发的《关于进一步做好返乡入乡创业工作的意见》明确提出,各地要落实创业补贴、税费减免等政策,优化创业服务,营造鼓励创业创新的良好氛围。2022年和2023年中央一号文件也都强调要加强返乡入乡创业园建设,在促进农民就近创业就业的同时,带动当地农村电商、农产品加工等富民产业发展,扎实推进乡村振兴。

一、文献综述

相关研究表明,农民工在城市工作期间增长了见识,掌握了相关的先进技术,并积累了一定资金,是潜在的创业者,而创业有利于调整农村生产结构,促进农村经济增长[1]。目前,学者们主要从两个方面对农民工返乡创业进行研究。

一是政府颁布的相关政策对农民工返乡创业意愿的影响。农民工创业意愿与其家庭经济条件、出生年代、受教育程度、冒险倾向、社会网络关系以及当地创业环境等主客观因素息息相关,但政府颁布的返乡创业政策是影响新生代农民工回乡创业的关键因素[2]。方鸣等[3]结合实地调研情况提出,政府颁布实施的有关扶持农民工创业的政策可以提高农民工的创业意愿,激励符合条件的农民工回乡创业。王轶和陆晨云[4]通过发放问卷的方式收集了2019年我国返乡创业企业的创新绩效数据,经过分析发现税收优惠政策对激励农民工返乡创业具有积极影响。融资问题是中小企业创立和发展过程中面临的重要问题,会直接影响农民工的创业活动,而政策性担保能够为返乡创业企业解决资金短缺问题,可以在很大程度上提升农民工返乡创业的意愿[5]。

二是返乡创业对经济增长的影响。相关研究表明,创业可以通过调整产业结构、创造就业机会、加速市场竞争来拉动经济增长[6]。返乡创业者不仅拥有一定的资金和丰富的工作经验,而且能为家乡带来先进的技术,有利于推动乡村特色产业发展,进而帮助家乡经济突破发展瓶颈[7]。杨立生和龚家[8]借助双重差分模型探讨创业试点地区的设立对当地经济增长的影响,研究发现劳动力的回流有利于促进资源要素合理配置,推动产业融合发展,对缩小城乡发展差距具有关键性作用。在作用机制上,黄祖辉等[9]认为返乡创业试点主要通过促进经济集聚、增加就业岗位、研发高新技术等渠道推动经济增长,而何宜庆等[10]则认为返乡创业试点主要通过促进农民创业、带动非农就业、增加农民要素收入等渠道促进农民收入增长。此外,农民工返乡创业对县域经济增长的影响程度还与当地的人口集聚水平、地理位置、金融发展水平等因素有关[9]。

综上所述,学者们已对农民工返乡创业进行了广泛研究,但鲜有学者从准自然实验的角度考察创业试点政策对所在地区经济增长的影响。2015年以来,国家发展改革委会同有关部门分三批设立了341个返乡创业试点县(市、区)。那么,在政府大力支持农民工返乡创业、加快推进乡村振兴的背景下,试点政策能否有效推动县域经济增长?政策实施效果在不同地区是否具有异质性?政策实施效果又是否受其他因素的影响?针对上述问题,本文在现有研究基础之上,利用全国县域面板数据,实证探究返乡创业试点政策对经济增长的影响,并据此提出一些政策建议,为更好地推广典型经验、放大示范效应提供参考。

二、理论机制与研究假设

县级行政单位既是为农民服务的阵地,又是新型城镇化的重要载体,促进其经济可持续增长对于推进乡村振兴、实现城乡融合具有关键性作用[11]。创业环境是影响农民工返乡创业的最重要因素[12-13]。长期以来,金融服务可得性低、基础设施不完善、资源要素不充足、人才匮乏等问题制约着农民的创业活动,返乡创业试点政策的实施为突破这些瓶颈提供了多方面支持。一方面,试点政策为返乡创业人员提供政府担保和税收优惠,可以在一定程度上缓解初创企业的融资难、融资贵问题,减少创业失败的风险以及无序化市场竞争。同时,创业手续的简化也有助于提升农民工回乡创业的意愿[14-15]。市场主体增加势必会产生大量就业岗位,使农村剩余劳动力的就业面更加宽泛,增加农民的非农收入,从而提升农村家庭的消费支出,这对于繁荣农村市场、促进经济增长意义重大。另一方面,试点政策不仅有利于提升基本公共服务水平,优化创业环境,而且有利于对返乡农民工开展创业技能培训,提高回乡创业者捕捉市场机会的能力,引导农民工将创业视角聚焦在加工制造、通信、旅游、餐饮娱乐等二三产业,打破农村原有的以农业为主的单一经济结构,推动所在县域产业结构转型升级,从而促进县域经济持续增长。基于此,本文提出如下假设:

假设1:返乡创业试点政策的实施能够促进县域经济增长。

我国幅员辽阔,各地在地理位置、资源禀赋、金融环境、产业结构、发展战略等方面具有一定的异质性,致使东、中、西部的县域经济发展仍然不平衡[16]。我国东部地区地理位置优越,生态资源丰富,金融开放度高,产业结构合理,拥有大量高素质人才,经济发展水平最高;东北地区目前正处于重工业城市转型的关键时期,经济高质量发展水平有待提升;近年来,国家对中部地区实施了一些扶持政策,在良好的市场条件下,中部地区逐渐向高质量发展转型,经济发展水平目前仅次于东部地区;西部地区自然条件复杂,资源较少,金融市场化程度低,农民通过当地金融机构成功获得创业初始资金的概率较低,人才流失严重,县域经济发展缺乏活力,整体经济水平低于东部和中部地区。而经济发展水平、产业结构、市场开放度以及资源禀赋都会影响到试点政策的具体实施效果。基于此,本文提出如下假设:

假设2:返乡创业试点政策的实施效果具有一定的区域异质性。

返乡创业试点政策对县域经济增长的影响与当地的人口集聚水平密切相关。人口密度是返乡创业试点地区入选的依据之一,试点地区的设立是为了带动更多农民工就业,人口集聚水平高的地区能够为初创企业提供良好的市场环境。在同时入选为返乡创业试点地区的情形下,人口集聚水平越高的地区,劳动生产率越高,产出规模越大,最终的经济增长效果越明显。除此之外,人口集聚有利于扩大第三产业规模,提高区域竞争力,促进技术和制度创新,进而为经济增长提供不竭动力[17]。杨东亮和任浩锋[18]通过构建产出模型来分析人口集聚对区域经济发展的影响,研究表明人口集聚程度每提升1%,经济发展水平会随之提升1.064%。基于此,本文提出如下假设:

假设3:人口集聚水平在返乡创业试点政策对县域经济增长的影响中具有调节作用。

三、模型构建与变量选取

(一)模型构建

本文将返乡创业试点地区的获批设立视作一次准自然实验,考虑到逐年逐批次的评定方式,构建时间和地区双向固定的多时点双重差分模型(DID)来评估返乡创业试点政策能否有效促进当地经济增长。其中,将被设立为返乡创业试点地区的县级行政单位作为处理组,其余县级行政单位为对照组,具体模型如下:

Yit=β0+β1didit+γCit+μi+μt+εit

(1)

式(1)中,下标i代表第i个县级行政单位,下标t代表第t年。被解释变量Yit表示i县在t年的经济增长水平,包括地区生产总值的自然对数值以及人均地区生产总值的自然对数值。返乡创业试点政策didit为核心解释变量,具体而言,didit=Treati×Postt。当i县为返乡创业试点地区时,Treati=1;反之,Treati=0。Postt是用来识别政策是否执行的时间虚拟变量,若在政策实施当年及以后,则Postt=1;反之,Postt=0。Cit为一系列影响县域经济增长的控制变量。βi(i=0,1)与γ为待估参数,本文特别关注β1,它能衡量返乡创业试点地区的设立对县域经济增长的影响程度。μi和μt分别代表地区固定效应和时间固定效应,εit为随机扰动项。

为了进一步检验返乡创业试点政策是否通过人口集聚水平的正向调节作用对县域经济增长产生影响,在式(1)的基础上加入核心解释变量与人口集聚水平的交互项,构建如下调节效应模型:

Yit=φ0+φ1didit+φ2Tit+φ3didit×Tit+φ4Cit+μi+μt+λit

(2)

式(2)中,Tit为调节变量人口集聚水平,φi(i=0,1,2,3,4)为待估参数,λit为随机扰动项,其余变量与式(1)相同。

(二)变量选取

1.被解释变量

参考丁斐和庄贵阳[19]的做法,选取地区生产总值的自然对数值来衡量各县域的经济增长水平。另外,为保证回归结果的稳健性,本文变换了度量经济增长水平的方式,采用人均地区生产总值的自然对数值作为参照,两者均以2010年为基期进行了平减处理。

2.核心解释变量

核心解释变量为根据国家发展改革委公布的返乡创业试点地区名单构造的返乡创业试点政策虚拟变量didit。didit=Treati×Postt。

3.调节变量

返乡创业试点政策对县域经济增长的影响程度还与当地的人口集聚水平密切相关,人口集聚水平高的地区能更好地发挥规模效应,较高的劳动生产率有利于推动企业扩大生产规模,带动周围群体实现就业,从而为经济增长提供动力。所以,本文选取人口集聚水平作为调节变量,采用每平方公里人数的对数来衡量。

4.控制变量

地区经济增长并非完全是由政策实施导致的。为了控制其他因素对回归结果的影响,本文在模型中加入了一系列控制变量。

(1)产业结构

用第二产业增加值占地区GDP的比重来衡量各地区的产业结构。占比增大说明地区产业结构趋向合理化,生产要素能够在各产业之间得到合理利用,进而产生良好的经济效益。

(2)固定资产投资强度

用全社会固定资产投资占地区GDP的比重来衡量各地区的固定资产投资强度。经济增长的动力来源于持续性的资本供给,投资于固定资产所形成的生产能力有利于提高劳动生产率,并且通过乘数效应在一定程度上促进经济增长。

(3)财政支出

用地方财政一般预算支出占地区GDP的比重来衡量各地区的财政支出。一般来说,财政支出的数值越大,说明政府对当地经济发展的干预力度越强,则市场这只“无形的手”对资源配置所起的作用便会减弱,不利于经济的长期增长。

(4)金融发展状况

用年末金融机构贷款余额占地区GDP的比重来衡量各地区的金融发展状况。金融机构较高的贷款余额不仅能在一定程度上缓解中小企业面临的资金短缺问题,还能帮助消费者实现超前消费,进一步促进资本合理利用,最终对经济增长产生积极影响。

(5)通信基础设施水平

用移动电话用户数占地区年末总人口的比重来衡量各地区的通信基础设施水平。通信基础设施水平的提升可以减少物质要素的消耗,还可以改变成本规律,为经济增长提供保障。

(三)数据来源及说明

考虑到直辖市的城镇化水平较高,第三产业占比大,经济、贸易、文化等方面比较发达,故在样本中进行剔除。另外,基于数据可得性,本文选取了2011—2020年全国2099个县级行政单位的县域面板数据,其中有307个县获批为返乡创业试点地区。数据来源主要分为两部分:(1)返乡创业试点地区的名单和对应入选年份来源于国家发展改革委门户网站;(2)其余数据来源于各省份统计年鉴、《中国城市统计年鉴》、《中国县域统计年鉴》以及EPS数据库、国家统计局门户网站。对于个别缺失的数据,本文均用线性插值法补充完整,同时对被解释变量取自然对数。各变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 描述性统计结果

四、实证检验及结果分析

(一)基准回归结果分析

首先根据式(1)评估返乡创业试点政策对当地经济增长的影响,基准回归结果如表2所示。表2中列(1)显示,在只控制地区效应和时间效应的条件下,解释变量的回归系数为0.0234,且在1%的显著性水平上通过检验,说明返乡创业试点地区的设立对所在县域的地区生产总值具有明显的提升作用。表2中列(2)显示,进一步加入控制变量后,回归系数在1%的水平上显著,这表明相比于非试点地区而言,试点政策实施使得处理组的地区生产总值平均提升2.27%。表2中列(3)和列(4)显示,将被解释变量替换为人均地区生产总值后,试点政策的实施依然有助于促进当地经济增长,在控制其他变量的条件下,处理组的人均地区生产总值比对照组高出1.33%。总的来说,返乡创业试点政策的实施能够有效地促进县域经济增长,假设1得到了验证。

表2 基准回归结果

控制变量方面,产业结构优化对县域经济增长具有显著推动作用,与预期结果相符,原因是制造业发展势头良好能够产生较高的经济效益,促进地区生产总值增长。固定资产投资强度的系数为正,且在1%的水平上显著,说明固定资产投资的规模大小与地区经济增长正相关,因为资本投入是影响经济增长的关键因素,并通过乘数效应多倍放大这种影响。而财政支出规模的增大会阻碍地区经济增长,因为财政支出占地区生产总值的比重越高,则政府对经济发展的干预力度越强,这可能会导致当地经济市场化程度不高,生产要素在各行业中不能得到合理配置,从而不利于地区经济发展。金融发展状况的系数在1%的水平上显著为正,即金融发展状况的改善可以显著提升当地经济水平,因为金融机构贷款余额越高意味着企业获得的贷款规模越大,可以有效缓解企业的融资难问题,进而从供给侧拉动当地经济增长。另外,通信基础设施水平的提高也有利于地区经济增长,原因是通信基础设施建设的不断完善可以极大缩减信息传递成本,带动一二三产业现代化发展,引导产业合理布局,扩大经济效益增长空间,为地区经济增长创造良好条件。

(二)稳健性检验

1.平行趋势检验

双重差分法要求处理组和对照组在受到返乡创业试点政策影响之前必须具有相近的时间趋势,即满足平行趋势假定。为了验证基准回归结果的可靠性,本文借鉴沈坤荣和金刚[20]的处理方法,采用平行趋势检验来分析返乡创业试点政策实施前后各县域的经济发展趋势。具体做法为将虚拟变量Treati与政策实施前后各年份虚拟变量的交互项放入模型中,得出该交互项的估计系数。本文选取试点政策实施前4年与试点政策实施后3年作为检验期,构建如下模型:

(3)

式(3)中,DIDk表示返乡创业试点地区设立前后的虚拟变量。返乡创业试点地区设立之前第4、3、2、1期,DIDk分别取值为-4、-3、-2、-1;设立当期,DIDk取值为0;设立之后第1、2、3期,DIDk分别取值为1、2、3。βk为待估参数,k的取值为-4、-3、-2、-1、0、1、2、3。为避免出现完全共线性问题,将试点政策实施之前第5期和第6期删除,其余变量与基准模型一致。平行趋势检验结果如图1和图2所示。

图1 平行趋势检验结果:地区生产总值

图2 平行趋势检验结果:人均地区生产总值

由图1和图2可知,无论是在总量方面还是在人均方面,政策实施之前,处理组和对照组的经济增长情况未表现出显著差异。当被解释变量为地区生产总值时,政策实施当年及以后,该地区县域经济显著增长,且这种效应随着时效延长而逐年增强。当被解释变量为人均地区生产总值时,政策实施当年及政策实施后第1年和第2年,时间窗口的系数估计值不显著,表明返乡创业试点地区的设立对当地经济增长的影响十分微弱,并不能立刻产生驱动效果;政策实施后第3年,时间窗口的系数估计值显著为正,说明与非试点地区相比,试点地区的经济发展水平得到了明显提升。这一结果表明,政策效果不能立刻显现,呈现出一定的时滞性,与现实情况相符。总的来说,返乡创业试点政策实施之前,处理组和对照组满足平行趋势假定,是可以比较的;试点地区经济增长是返乡创业试点政策实施的直接结果,不是由处理组与对照组本身的差异导致的。

2.安慰剂检验

返乡创业试点政策实施之后,处理组和对照组经济增长水平的变化仍有可能受到其他随机性因素的影响。为了验证基准回归结果的可靠性,本文借鉴Cai等[21]的思路,通过虚构处理组的方式进行间接检验。按照政策实施的具体情况,本文从2099个县中随机选取307个县作为“伪处理组”,即假设这307个县是返乡创业试点县,其余县为控制组,然后生成“伪政策项”进行回归。将这个随机过程重复进行500次,最终得到500个估计系数。若“伪政策项”的估计系数集中在0附近,而真实系数显著不为0,则可以排除估计结果受到非观测遗漏变量影响的可能性。安慰剂检验结果如图3和图4所示。可以看出,500个估计系数绝大多数分布在0附近,而不是集中在真实值0.0227以及0.0133处,且大多数估计系数的p值不显著。这表明基准回归结果不太可能是偶然得到的,出现偏误的概率很低,证实了返乡创业试点政策带来的经济增长效应是真实存在的,没有受到其他遗漏变量的影响。

图3 安慰剂检验结果:地区生产总值

图4 安慰剂检验结果:人均地区生产总值

3.PSM-DID检验

考虑到样本自选择问题,试点地区的设立或许并不是完全随机的,直接使用双重差分法不能很好地解决样本选择偏差造成的内生性问题。基于此,为了保证处理组和对照组的选择最大限度接近随机抽样,避免样本选择偏差带来的不良后果,本文进一步使用PSM-DID方法检验处理效应的稳健性。具体做法如下:首先,选择产业结构、固定资产投资强度、财政支出、金融发展状况、通信基础设施水平作为匹配变量,保证符合可忽略性假设。匹配结果表明,产业结构越合理,固定资产投资强度、金融发展水平、通信基础设施水平越高,财政支出规模越小,则对县域经济增长越有利。其次,使用Logit模型估计每个县成为返乡创业试点地区的倾向得分,并根据倾向得分找到与处理组的可测变量取值尽可能匹配的县作为对照组,确保两组样本在试点政策实施前的变化趋势相同。最后,根据匹配后的样本,使用双重差分法计算净政策效应。

为了考察匹配结果是否可靠,要先进行平衡性检验。匹配前后的样本特征对比结果如表3所示。结果显示,匹配后所有变量的标准化偏差都出现一定程度的缩小,并且绝对值均小于10,这说明各变量匹配后的均值在两组之间不再具有明显差异。除此之外,所有变量匹配后的t检验结果均接受处理组和对照组之间无系统性差异的原假设,表明匹配结果很好地平衡了数据。

使用PSM方法能较好地解决模型中的内生性问题。在根据估计的倾向得分进行匹配时,本文分别采取1∶3最近邻匹配、卡尺匹配与核匹配的方法,其中核匹配的函数类型为二次核,带宽为0.06。匹配后新的回归结果如表4所示。由表4可知,在3种不同的匹配方式下,核心解释变量估计系数的正负及显著性与基准模型相比均没有发生较大变化,各控制变量的回归结果也与基准回归结果基本一致,证明本文的基准回归结果是可靠的,不依赖具体匹配方法。

表4 PSM-DID回归结果

4.重新选取对照组

返乡创业试点地区的批准设立要符合一系列条件,一般来说,政府往往会给予城镇化水平较低的地区一些政策倾斜。整体来看,试点地区县域数量比非试点地区县域数量少得多,而且两者在资源禀赋方面也有较大差异。故本文尝试缩小样本选择范围,借鉴陈熠辉等[22]的研究方法,仅保留被设立为返乡创业试点地区的县域样本来进一步提高处理组和对照组之间的对比性。具体回归结果如表5所示。重新选取对照组之后,无论是在总量方面还是在人均方面,政策项的系数仍然在1%的显著性水平上通过检验,主回归结果仍然没有改变,再次验证县域经济增长水平能够在返乡创业试点政策的作用下得到显著提升。

表5 重新选取对照组回归结果

五、进一步讨论

(一)异质性分析

由于我国各地在经济发展水平、金融环境、产业结构、发展战略、资源禀赋、教育水平等方面具有一定的异质性,返乡创业试点政策在不同区域的推行可能会产生不同的效果,进而可能给经济增长带来不同程度的影响。本文按照各地区的自然条件和经济发展状况,并结合国家统计局的划分方法,将我国分为东部、中部、西部和东北4个区域,进一步探讨返乡创业试点政策带来的经济增长效应是否存在区域异质性,具体结果如表6所示。

表6 区域异质性分析结果

表6显示,返乡创业试点政策在中部、西部和东北地区均能对经济增长产生显著正向影响,且这种增长效应呈西部地区最强、中部地区次之、东北地区最弱的趋势,而东部地区的系数未通过显著性检验,说明返乡创业试点政策在促进经济增长方面具有一定程度的区域异质性,对中西部地区的影响比较明显,由此假设2成立。这主要是因为返乡创业促进当地经济增长的效果取决于农民工返乡的数量,试点政策的实施激发了农民工返乡创业的积极性,使得在东部沿海地区务工的农民不断回流到中西部地区,他们凭借积累的技术、资本等生产要素自主创业,不仅实现了个人增收,还推动了当地经济发展。另外,返乡农民工大多在农产品加工、电子商务、生态旅游等领域创业,从事第一产业的创业者数量较少。与经济发达的东部地区相比,中部和西部地区二三产业发展尚未饱和,仍有广阔的进步空间,因此农民工返乡创业推动当地经济增长的效果更明显。而东北地区正处于老工业基地转型的机遇期,一系列创业支持政策的出台吸引了大批人才带着现代经营理念回到家乡创业,增加了当地居民收入,提高了整体经济水平。但东北地区与经济发达的东部地区空间距离较近,且具有牢固的工业基础,容易通过产业合作与东部发达地区产生经济往来,因而返乡创业试点政策助推经济增长的效果略逊于中部和西部地区。

(二)调节效应分析

为了进一步探究返乡创业试点政策、人口集聚水平以及经济增长的关系,本文在式(1)的基础上加入核心解释变量与人口集聚水平的交互项,具体实证结果如表7所示。

表7 调节效应检验结果

从表7可以看出,无论是否加入控制变量,试点政策、人口集聚水平及两者交互项的系数均在1%的水平上显著为正,表明人口集聚水平在返乡创业试点政策促进县域经济增长的过程中具有正向调节作用,当地人口集聚水平越高,返乡创业试点政策实施对经济增长的提振作用越强,故假设3成立。究其原因,一定的劳动力规模是保证高水平劳动生产率的前提,农民工返乡创业大多集中在养殖业、农产品加工、生态旅游等劳动密集型产业领域,人口集聚水平高的地区能更好地发挥人口红利效应,为企业扩大再生产提供良好的经营环境,这不仅有利于提升地区生产率,也有助于解决当地农村劳动力过剩的问题,进而促进整个区域的经济增长。另外,城镇新创企业会带动周边物流、餐饮、通信、娱乐等行业快速发展,人口集聚水平的提升能促使这些经济活动形成一定的规模经济和范围经济,提高当地的资本生产率,进而实现经济快速增长。同时,人口集聚水平高的地区一般研发水平也较高,先进技术的运用有助于减少新创企业的生产成本和信息传递成本,优化资源配置,提高投入产出率,在助推当地经济增长的过程中具有重要作用。

六、结论及政策建议

本文基于返乡创业试点政策实施这一准自然实验,利用2011—2020年我国2099个县级行政单位的面板数据,采用双重差分法考察返乡创业试点政策对县域经济增长的影响。研究结果表明,无论是在总量层面还是在人均层面,返乡创业试点政策的实施均显著促进了县域经济增长,经过稳健性检验之后,这一结论仍然成立。进一步分析发现,返乡创业试点政策对县域经济增长的影响具有明显的区域异质性,在中西部地区影响比较显著,在东部地区影响不显著。另外,本文还考察了人口集聚水平在返乡创业试点政策促进县域经济增长过程中的调节作用,即当地人口集聚水平越高,返乡创业试点政策实施对经济增长的提振作用越强。

根据研究结论,本文提出以下政策建议:

第一,大力推广返乡创业试点经验。返乡创业试点地区的设立不仅促进了资金和人才的回流,帮助农村地区剩余劳动力实现非农就业,而且提升了当地二三产业的发展水平,成为推动经济增长的重要力量。但从实际情况来看,我国已被设立为返乡创业试点地区的县域数量比较少,因此政府应逐步扩大试点地区的示范效应,通过网络传播、线下讲座等方式将试点地区的典型经验在更大范围内推广。借鉴试点地区的成功经验,引导各地结合特色资源,利用本地区位优势大力发展特色产业,为全县产业振兴打下坚实基础。另外,政府要帮助各地打造返乡创业网络平台,引导当地返乡创业农民依托互联网渠道拓宽发展空间。

第二,加强对落后地区的扶持力度。对于落后地区,政府应利用好当地的资源禀赋优势,有针对性地制定助推当地特色产业发展的政策法规,对农民工返乡创业予以政策倾斜,如财政支持、基础设施建设、投融资担保等相关政策。要搭建政府服务平台,激发农民工返乡创业的积极性,帮助返乡创业者借助当地的自然条件和人文资源发展优势产业,实现农村三产融合,从而进一步扩大返乡创业带来的经济增长效应。

第三,发掘人力资本的潜力。投资是促进人口集聚的关键因素,因此各县级行政单位应建立科学合理的投资引导机制,通过引入投资来吸引高层次人才,充分发挥人口集聚带来的经济增长效应。与此同时,当地政府要及时制定有利于人才迁入的相关政策,确保在严峻的竞争环境中留住人才。另外,当地政府还要加大对人力资本的投资,重视教育事业并开展各种培训工作,积累人力资本,充分挖掘人力资本的潜能。