農戶創業與貧困減緩

單德朋 余 港

(西南民族大學 經濟學院，四川 成都 610041)

一、引言及相關文獻綜述

《“十三五”脫貧攻堅規劃》明確指出要“提高貧困人口創新創業能力”“支持貧困戶自主創業，促進就地就近就業”?！吨泄仓醒雵鴦赵宏P于打贏脫貧攻堅戰三年行動的指導意見》進一步指出“推進貧困縣農民工創業園建設，加大創業擔保貸款、創業服務力度，推動創業帶動就業”“加強貧困村創業致富帶頭人培育培養，提升創業項目帶貧減貧效果”。在具體政策落實層面，現有鼓勵創業減貧的政策主要是采取對建檔立卡貧困戶無差別授信的方式，通過緩解建檔立卡貧困戶創業的信貸約束助推創業行為。但從施策績效來看，無差別授信政策實踐面臨著雙重漏損：一方面，部分貧困戶缺乏創業需求，在政府貼息背景下，信貸支持貧困戶創業的現行政策形成了信貸資金的套利空間，其典型表現是“戶貸他用”和“戶貸企用”，甚至存在金融機構的直接套利行為(史源淵，2019)；另一方面，部分貧困地區和貧困戶缺乏經濟機會和創業能力，這給獲得信貸支持之后的創業行為帶來了經營風險(貝多廣 等，2017)，對穩健減貧產生了負面影響。為了減少創業減貧政策的績效漏損，實現精準施策，理論層面需要關注農戶創業與農村減貧的關系，并識別創業與減貧的關聯機制和前置條件。因而，研究農戶創業與貧困減緩的關系不僅有助于提高創業減貧政策的減貧績效，而且有助于理解鄉村振興背景下的返鄉創業行為。

既往相關研究重點關注創業的經濟影響，為本文研究創業與減貧的關系提供了重要理論基礎和經驗觀察。創業能夠通過影響經濟增長和收入分配，對農村減貧產生直接和間接影響。從創業與收入均值的關系來看，現有研究普遍認同創業對經濟增長和收入均值的積極影響。Aghion(2017)基于熊彼特創新框架對創業與經濟增長的關系進行了理論解釋，與創業有關的R&D支出、培訓支出和資本投資能夠通過就業創造和生產率提升推動經濟增長，但創業與經濟增長的關系依賴于產權保護、金融市場等制度背景，這些制度因素的缺失將對創業行為和動機產生抑制。從中國農村地區創業活動的經濟社會背景來看，農村經濟發展水平不高，創業資源有限，經濟發展相對落后的中西部農戶創業對農戶收入的提升作用遠不如發達的東部地區，甚至存在西部地區農戶創業顯著降低農戶收入水平的現象(古家軍 等，2012)。

從創業與收入分配的關系來看，現有研究對創業與收入分配的關系存在顯著分歧。Kimhi(2010)認為農戶創業有助于延長農產品產業鏈，增加農產品附加值，從而提高農業勞動者的收入水平，促進經濟增長的同時改善收入分配格局。但Yanya et al．(2013)的研究則表明，創業并未改善收入分配格局，原因在于擁有高儲蓄率的企業家人數增多導致財富集聚，而技能較差或沒有專業技能的勞動力收入較低，創業反而拉大了收入差距?？傮w來看，創業與收入分配多樣化關聯的原因體現在如下方面：第一，不同行為主體的創業參與能力不同導致創業受益份額不同，提高低收入群體的創業要素可得性有助于緩解創業對收入分配的負面影響。Banerjee et al．(1993)認為資本市場的不完善導致初始財富較多的人資金約束較小，更傾向于創業，而窮人更傾向于務工。當勞動力市場供過于求，選擇務工的窮人獲得較低的工資水平，從而導致較大的收入差距。隨著資本市場的完善，融資門檻降低，促使低收入階層通過融資選擇創業，勞動力供給減少，勞動需求增加，導致工資水平上升，創業者與務工者的收入差距逐漸縮小(張龍耀 等，2013)。第二，不同類型的創業活動有不同的要素投入份額，其收入帶動作用因行為主體的要素稟賦而異。李政等(2016)和鄒欣(2018)都將創業細分為創新型創業和一般型創業，發現兩種創業類型對經濟增長、收入分配的影響存在顯著差異。鄒欣(2018)認為一般型創業對經濟增長和收入改善無顯著影響，但創新型創業能夠兼顧經濟增長和收入分配。不同個體所面臨的初始財富、金融準入門檻不同，以及由此導致的職業選擇差異是創業影響收入差距的重要因素(李政 等，2016)。創業與收入分配的多樣化關聯，意味著創業與減貧的關系難以通過創業與經濟增長、收入分配的關系來間接推斷。更重要的是，農村地區創業與總體概念下的創業在要素稟賦和產出結構上存在顯著差異，農戶創業與減貧的關系有其特殊表現(黃承偉 等，2013)。因此，現有關注創業經濟影響的相關文獻在匹配本文研究主題上存在兩方面不足：一方面，創業與收入分配的關系尚不確定，難以通過創業與經濟增長、收入分配的關系推斷創業與減貧的理論關聯；另一方面，農戶創業與減貧的關系不能等同于創業與收入增長的關系，需要基于貧困地區和貧困農戶的稟賦特征，對農戶創業行為與減貧的關系進行單列研究。

也有少量研究直接關注了創業與減貧的關系。Bruton et al．(2013)和Chliova et al．(2015)均認為創業能夠通過改善個人的經濟和非經濟福利，對貧困者的生活水平產生積極影響。Khavul(2010)強調了企業家精神的減貧作用，認為企業家精神是緩解極端貧困的關鍵，窮人的創業精神將使所有參與者受益。但貧窮是社會排斥的結果，創業的減貧效應因體制或社會環境而異(Ghani et al．，2014)。因此，提供財政支持和創業培訓等資源，是創業實現減貧的關鍵。與此同時，創業與減貧的關聯還受創業活動類型、經營規模、經營模式等的影響。彭克強等(2016)指出創業是高風險的商業活動，順利創業需要具備三個條件：家庭財富達到初始創業門檻、企業家才能以及充沛的企業家精神。因此，從創業與減貧的現有研究來看，創業與減貧的關系也存在顯著分歧。尤其是在創業減貧效應存在制約因素的情況下，農戶創業與中國農村減貧的關聯方向與強度有待進一步研究。與本文最相關的是韋吉飛(2013)以及徐超等(2017)的研究，韋吉飛(2013)基于農村微觀調查數據研究了農民創業對農民收入和貧困的作用，認為農民創業活動創造了大量就業崗位，解決了農村剩余勞動力的就業問題，普遍提高了就業者的收入水平，降低了農村貧困程度。其研究肯定了農民創業的減貧效果，卻未關注農戶創業減貧效應的長期表現，創業風險的存在使得農戶創業難以自動實現長期收入改善。另外，根據現行小額信貸支持創業政策，創業的建檔立卡貧困戶將會一次性獲得創業資金支持，這導致其短期可支配資金的增加，形成“減貧幻覺”。因此，為了識別農戶創業的穩健減貧效果，理論層面還需要關注農戶創業與貧困減緩關系的動態表現。徐超等(2017)關注了創業對貧困脆弱性的影響，認為非貧困家庭創業能夠顯著降低家庭未來陷入貧困的概率，但對貧困戶的影響不顯著。以上研究僅識別了創業無助于貧困戶穩健脫貧的結論，但從政策需求來看，我們不僅需要知道創業與減貧的關聯現狀是什么，更重要的是通過識別農戶創業影響貧困減緩的內在機制和前置條件回答如何激發貧困戶內生動力，從而促進穩健脫貧，實現創業減貧幫扶措施的精準施策。

本文使用2016年中國家庭追蹤調查(CFPS)數據對農戶創業與貧困減緩的關系進行了實證檢驗。與已有研究相比，本文可能的創新在于：首先，本文識別了農戶創業影響農村貧困減緩的短期效果和長期表現，并明確了農戶創業減貧效應的關聯機制與前置條件，更加全面地評價了農戶創業的減貧效應，豐富了創業與減貧的文獻基礎。其次，本文使用工具變量約束了反向因果導致的內生性問題，并使用微觀面板數據固定效應模型考察了農戶創業對農村貧困家庭貧困狀況動態變化的影響，從而緩解了截面數據因遺漏變量而導致的內生性問題，改善了農戶創業影響貧困減緩的估計精度。本文研究有助于理解無差別授信政策在創業減貧中的政策漏損，為創業減貧政策幫扶對象的精準識別和幫扶措施的精準施策提供了政策啟示。此外，本文研究還為理解鄉村振興背景下的返鄉創業行為提供了思路，從而有助于以農戶創業為載體實現脫貧攻堅與鄉村振興的政策協同。

二、研究設計

(一)數據來源

本文所使用的數據來自2016年和2014年中國家庭追蹤調查(CFPS)。CFPS是由北京大學中國社會學調查中心實施的具有代表性的大型微觀入戶調查，樣本覆蓋25個省、自治區、市，目標樣本規模為16000戶，調查對象包含每戶全部家庭成員。本文研究樣本為農村家庭，經數據清理后，最終樣本數為8220戶。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是貧困發生率(HIR_income)和貧困脆弱性(Vull_50)，分別對應短期貧困狀況和長期穩健脫貧情況，兩者均為0-1變量。為了保證樣本規模，并體現農戶創業對收入分配的影響，本文使用相對貧困概念進行貧困測度。貧困線為2014年全國居民人均可支配收入的50%，如果農戶家庭人均純收入低于貧困線，則貧困發生率賦值為1，反之為0。貧困脆弱性是指家庭或個體在T+1期陷入貧困的概率(樊麗明 等，2014)，本文借鑒單德朋(2019)的方法，使用預期貧困脆弱性方法進行脆弱性測度，識別貧困脆弱性的臨界概率水平為50%。如果農戶在T+1期陷入貧困的概率超過50%，則貧困脆弱性賦值為1，反之為0。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為農戶的創業行為，包括是否創業和創業績效。創業指標取值來自中國家庭追蹤調查問卷“過去12個月，您家是否有成員從事個體經營或開辦私營企業”，農戶回答為“是”則賦值為1，反之為0。創業績效用創業規模和創業盈利狀況表示。其中，農戶經營規模來源于“過去12個月，您的家庭成員從事幾項個體經營活動或開辦幾家私營企業”，以農戶答案作為實際取值；創業盈利狀況來源于“扣除成本，過去12個月您家所有的個體經營或私營企業稅后凈利潤多少錢”，以凈利潤的自然對數值作為實際取值。

3.控制變量

農戶特征、自有資產、經濟環境等因素對農戶貧困也具有顯著影響。為了排除其他變量對回歸結果的影響，本文選取以下控制變量：(1)選取家庭平均受教育年限、婚姻狀況、健康狀況、家庭勞動力數量、農戶社會資本、人均家庭金融資產等變量作為農戶特征的衡量指標。其中，勞動力數量選取的是年齡大于18歲小于65歲的勞動力總和；農戶社會資本使用“包括實物和現金，過去12個月，您家總共出了多少人情禮?”的農戶實際回答結果表示；(2)引入東部、中部和西部地區三個虛擬變量，約束各地區客觀社會經濟特征差異帶來的干擾。

(三)模型構建

本文使用Probit模型來研究創業對農戶貧困發生率和貧困脆弱性的影響。模型設定如下：

Zi=α0+αTFT+βTXT+uT

(1)

其中：Zi代表農戶i的貧困狀況，短期貧困和長期貧困分布用貧困發生率和貧困脆弱性表示；FT為農戶是否創業；XT表示控制變量；uT為誤差項。

三、實證分析

(一)農戶創業對貧困減緩的影響及穩健性檢驗

本文首先使用Probit模型實證檢驗農戶創業的減貧效應。使用是否創業作為農戶創業的代理變量，并使用貧困發生率和貧困脆弱性分別表示農村貧困減緩的短期和長期表現，實證結果分別見表1和表2列(1)所示。此外，本文還使用創業規模和創業績效作為創業代理變量進行穩健性檢驗，結果分別見表1列(2)、列(3)以及表2列(2)、列(3)所示。

表1 農戶創業對當期是否貧困的影響及穩健性檢驗

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

從農戶創業與貧困發生率的關系來看，控制了農村貧困的背景因素之后，農戶創業顯著降低了當期貧困概率。選擇自主創業的農戶能夠降低貧困發生率0.417個百分點，且在1%的顯著性水平上統計顯著。該結論與政策預期相符，農戶創業可能通過獲得創業資金支持、改善就業和收入等渠道影響當期貧困狀況。表1列(2)和列(3)的穩健性檢驗結果顯示，農戶創業對貧困發生率的影響穩健，農戶創業規模和創業績效也是影響農村當期貧困的重要因素。因此，改善農戶創業的減貧效果也應該關注創業后續發展情況，而不是僅僅關注是否創業本身。

從農戶創業與貧困脆弱性的關系來看，如表2所示，農戶創業顯著增加了貧困脆弱性，創業農戶提升了貧困脆弱性0.319個百分點，且該結果穩健。因此，雖然農戶創業具有顯著的短期減貧效應，但難以實現農村長期貧困減緩。這表明創業減貧政策存在績效漏損的可能，為了提高創業減貧績效，后文將對農戶創業減貧效應存在時間不一致性的原因進行識別。

表2 農戶創業對貧困脆弱性的影響及穩健性檢驗

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(二)內生性問題的應對

1.反向因果導致的內生性

農戶創業與農村貧困之間存在反向因果導致的內生性問題，貧困可能限制了農戶創業的要素投入能力，從而影響農戶創業決策。為了緩解反向因果導致的內生性問題，本文借鑒單德朋(2019)的做法，使用同社區創業行為作為受訪農戶創業的工具變量，即同社區是否創業、同社區的經營規模、同社區的盈利狀況。其合理性在于，受訪農戶的貧困狀況難以影響社區創業狀況，但社區創業行為則能夠通過同伴效應影響受訪農戶創業狀況。對于社區創業情況，構建社區創業虛擬變量，如果同社區存在其他農戶創業則賦值為1，反之為0。值得注意的是，針對某些規模較大的社區，如果僅有1戶創業，則對其他農戶的影響較小。為此，本文還使用了構建社區創業變量的備選方法，即只有社區創業戶數超過樣本戶數的20%時才將社會創業賦值為1。這兩個社區創業工具變量的一階段回歸結果見表3列(1)和列(2)所示，對貧困發生率和貧困脆弱性的二階段回歸結果見表4列(1)、列(2)以及表5列(1)、列(2)所示。此外，本文還對社區的經營規模、經營凈利潤進行加總，得到同社區總的經營規模、經營凈利潤，作為農戶創業經營規模、盈利狀況的工具變量引入模型。兩種工具變量的一階段回歸結果見表3列(3)和列(4)，對貧困發生率和貧困脆弱性的二階段回歸結果見表4列(3)、列(4)以及表5列(3)、列(4)。實證結果表明社區創業狀況能夠對受訪者農戶創業狀況產生顯著正向影響。農戶創業的工具變量顯著，而且F統計值也高于弱工具變量的臨界值，工具變量有效。二階段結果顯示農戶創業顯著降低了貧困發生率，但提高了貧困脆弱性，基準模型結論保持穩健。

表3 工具變量的一階段回歸

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

表4 工具變量的二階段回歸：社區創業狀況作為工具變量(Ⅰ)

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

表5 工具變量的二階段回歸：社區創業狀況作為工具變量(Ⅱ)

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

2.遺漏變量導致的內生性

除了反向因果導致的內生性偏誤之外，創業也面臨農戶家庭潛在創新基因等不可觀測的變量，所以在使用截面數據分析農戶創業與貧困減緩的關系時，還面臨遺漏變量導致的內生性問題?；诖?，本文使用CFPS 2016和CFPS 2014數據形成面板數據進一步考察了農戶創業對農村貧困家庭貧困減緩的影響，如此既彌補截面數據因遺漏變量而導致的內生性問題，也可進一步佐證創業與減貧的關系。處理思路為：第一，使用面板數據固定效應模型，約束遺漏不可觀測變量導致的估計偏誤，結果見表6列(1)和列(2)所示。第二，使用差分方法分析農戶創業對2014—2016年農戶貧困狀況變化的影響。借鑒黃薇(2019)的做法，識別農戶前后兩期貧困狀況的變化情況。新增0-1虛擬變量“是否脫貧”(outpoverty)，將前1期處于貧困狀態，本期處于非貧困狀態的農戶視為脫貧(outpoverty=1)；新增0-1虛擬變量“是否返貧”(repoverty)，將前一期處于非貧困狀態，本期處于貧困狀態的視為返貧(repoverty=1)。所有控制變量取跨期差分值，核心解釋變量分別選取2014年和2016年農戶創業情況，實證結果如表6所示，其中列(3)和列(4)分別表示農戶創業對2016年農戶脫貧和返貧情況的影響。

固定效應模型顯示，農戶創業顯著降低了貧困發生率，增加了貧困脆弱性，參數估計值分別為-0.388和0.481，均在1%的水平上顯著。差分分析結果顯示，2016年農戶創業顯著增加了脫貧狀態的農戶，顯著減少了返貧狀態的農戶，且統計結果在5%的水平上顯著，但2014年創業對貧困狀況的動態變化不顯著。該結果意味著基準模型結果穩健，即農戶創業的減貧效應主要體現在短期，并未有效改善貧困戶貧困脆弱性。此外，農戶跨期貧困狀況的動態變動結果還顯示，貧困地區確實存在“邊脫貧、邊返貧”的情況。鑒于貧困地區農戶創業的不確定性，政府在制定創業扶貧政策時，更應該關注貧困地區農戶創業過程中的風險沖擊，實現穩健脫貧。

表6 應對遺漏變量導致內生性問題的回歸結果

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

四、進一步研究

(一)誰創業更有助于農村貧困減緩

前文結果顯示，農戶創業在短期顯著降低了總體貧困程度，并且創業績效越好，越能顯著降低農戶的貧困程度。然而，農戶創業不僅能改善自身貧困程度，還有溢出效應，影響他人貧困程度。因此，在選擇創業減貧政策的施策對象時，需要通過比較貧困群體與非貧困群體創業減貧效應的差異，判斷哪些群體創業更有助于總體貧困減緩，從而為創業減貧幫扶對象的精準識別提供依據。具體思路為：首先，識別了貧困戶和非貧困戶創業規模和創業績效的差異，結果如7所示，其中列(1)和列(2)的被解釋變量為經營規模，列(3)和列(4)的被解釋變量為經營凈利潤；其次，將農戶創業細分為貧困戶創業和非貧困戶創業，識別兩類主體創業減貧效應的差異，結果見表8所示。

表7 不同群體創業對創業績效的影響

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

表8 同社區其他人創業對農村貧困的影響

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

結果顯示，貧困戶和非貧困戶創業行為和創業績效存在顯著差異，這為不同群體創業減貧效應的組間差異提供了證據。從兩類主體創業的減貧績效來看，非貧困戶創業顯著降低了貧困發生率，且非貧困主體創業績效越好，短期減貧效果越為顯著。并且，非貧困農戶創業能夠顯著降低貧困脆弱性，而貧困農戶創業則未能體現出顯著的長期減貧效應。其可能解釋有二：第一，非貧困戶基于本地要素的創業行為，能夠較好地匹配貧困戶勞動力和土地等自有要素，使得非貧困農戶創業行為具有顯著的溢出效應；第二，非貧困戶創業帶來的要素投入機會，約束了貧困戶自主創業帶來的創業風險，并通過同伴效應改善了貧困戶的發展能力，從而有助于貧困戶穩健脫貧。這意味著，支持非貧困戶創業也能夠通過溢出效應實現對建檔立卡貧困戶的間接帶動，創業減貧政策需要考慮對建檔立卡貧困戶無差別授信的機會成本，體現幫扶對象精準。

(二)農戶創業實現貧困減緩的前置條件

前文研究表明創業減貧效應存在組間異質性，創業更有助于提高非貧困群體的穩健脫貧能力；此外，農戶創業與貧困減緩的關系存在時間不一致性，農戶創業的短期增收作用顯著更強。創業減貧效應的組間異質性和時間不一致性意味著，農戶創業與減貧并非“水漲船高”的線性關系，而是存在諸多前置條件。接下來，本文識別了農戶創業實現貧困減緩的前置條件，從而為創業減貧幫扶措施的精準施策提供可能啟示。識別前置條件的具體思路為：首先，根據前文實證結果識別創業績效和農戶貧困的影響因素，包括農戶受教育程度、人情支出、家庭人均金融資產、信貸支持、家庭構成等背景因素(楊嬋 等，2017)；其次，對背景變量進行細分，生成虛擬變量，包括：均值以上、均值以下、最高分位、最低分位、50分位、75分位等；最后，構建背景虛擬變量與創業行為的交互項，納入基準模型，實證檢驗交互項對貧困戶和非貧困戶貧困狀況和創業績效的影響，判斷哪些背景因素是創業減貧的前置條件，以及這些前置條件對減貧績效的影響方向與強度。

1.受教育程度

表9匯報了受教育程度為小學和大學對創業減貧效應的影響，此外，還使用受教育程度的最低分位和最高分位進行了穩健性檢驗。從交互項對農戶貧困狀況和創業績效的影響來看，無論受教育程度處于何種水平，受教育程度與創業的交互項對貧困發生率、貧困脆弱性的影響均不顯著，但從交互項與農戶創業績效的關系來看，受教育水平顯著提升了非貧困群體的創業績效。這意味著受教育程度難以影響貧困戶的創業減貧效應和創業績效，主要原因在于，貧困地區貧困戶的創業類型以種植養殖為主，要素投入的知識密集度相對較低，對受教育程度的倚重較小。但對于非貧困戶而言，通過政策支持對其創業行為進行培訓和輔導有助于改善其創業績效，并通過溢出效應間接帶動農村貧困減緩。

表9 受教育程度對創業減貧效果的影響

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

2.信貸支持

表10匯報了是否有信貸以及信貸支持是否在均值以上對農戶創業減貧績效的影響。信貸規模在均值以上時，顯著降低了貧困發生率，統計結果在5%水平上顯著，但信貸支持對貧困脆弱性的影響不顯著。信貸支持有助于創業短期減貧的原因在于：現行的信貸支持創業政策主要通過幫扶資金一次性申請撥付的方式進行，這會導致貧困戶在獲得信貸支持后產生“收入幻覺”，從而體現出較為顯著的短期減貧效果。但在長期，信貸支持難以改善創業減貧績效的原因在于：受限于優惠政策的時間和金額，創業的過程中農戶難以穩健獲得信貸支持。除此之外，信貸約束顯著降低了農戶的創業績效，特別是顯著降低了貧困群體的創業績效，說明農戶創業受到信貸約束，會顯著降低創業的減貧效果。并且該結果也進一步佐證了農戶創業風險的存在，以及創業風險對減貧績效的抑制作用。比較貧困與非貧困創業群體信貸支持情況發現，貧困群體信貸約束更嚴重，明顯會造成農戶創業的減貧效果在貧困群體與非貧困群體之間存在差異。因此，為促進農戶創業穩健脫貧，政府需要降低創業農戶的信貸約束，提高創業農戶獲取穩健信貸支持的能力。

表10 信貸支持對創業減貧效果的影響

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

3.家庭構成

本文使用勞動力占比和家庭撫養比反映家庭構成，兩個變量對農戶創業減貧效應的影響分別如表11和表12所示。勞動力占比處于較低水平時，雖然顯著降低了貧困群體與非貧困群體的創業績效，但也顯著降低了總體的貧困脆弱性。同時，家庭撫養比顯著降低了農戶的創業績效，顯著增加了貧困脆弱性。該結果體現出家庭負擔對創業減貧績效的“雙刃”作用：一方面，家庭勞動力占比更低的家庭會因缺乏勞動力而導致要素投入能力不足，這降低了創業績效，對創業減貧效果可能產生不利影響；另一方面，面臨著更大撫養負擔的家庭在創業選擇上，會因為家庭壓力的存在而在創業行為上采取“極大化極小策略”，體現為“謹慎”創業，選擇最為匹配其要素稟賦的創業活動，這在客觀上約束了創業風險對創業減貧效應產生的消極影響，從而在結果上體現出對貧困脆弱性的積極改善作用。家庭構成對創業減貧效應的影響，意味著在創業扶貧的支持政策上，應該在貧困戶創業要素投入能力和風險規避能力提升上體現并重。

表11 勞動力占比對創業減貧效果的影響

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

表12 家庭撫養比對創業減貧效果的影響

注：括號中為標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。限于篇幅，只報告了主要變量的回歸結果。

五、結論與啟示

(一)主要結論

創業減貧是精準扶貧的重要措施，也是體現貧困地區精準扶貧與鄉村振興政策協同的重要政策載體。創業減貧績效提升依賴兩個精準——幫扶對象的精準識別和幫扶措施的精準施策。本文基于中國家庭追蹤調查微觀數據回答了三個問題：一是農戶創業對農村減貧的短期和長期影響，二是貧困戶還是非貧困戶的創業行為更有助于農村貧困減緩，三是識別農戶創業與農村減貧線性關聯的前置條件，從而為改善農戶創業減貧績效提供政策啟示。本文的核心結論如下：

第一，農戶創業與貧困減緩的關系存在時間不一致性，農戶創業更有助于短期減貧。農戶創業顯著改善了農村短期貧困狀況，并且農戶的創業績效越好，越能顯著降低農戶的貧困程度。但農戶創業行為卻顯著增加了農戶的貧困脆弱性，難以體現對穩健脫貧的長期帶動。農戶創業對穩健脫貧的不利影響，解釋了無差別授信的現有創業幫扶措施面臨的“戶貸他用”和“戶貸企用”問題，從而形成了創業減貧政策績效的漏損。

第二，農戶創業的減貧效應存在顯著的組間異質性，非貧困戶創業更有助于農村減貧。非貧困戶創業不僅通過就業機會創造和前后向產業關聯帶動了建檔立卡貧困戶的短期收入提升，還能夠通過約束貧困戶自我創業風險，以及“同伴效應”的示范作用，提升貧困戶的自我發展能力，帶動農村長期穩健脫貧。

第三，農戶創業與貧困減緩并非“水漲船高”的線性關聯，而是依賴于受教育程度、信貸可得性和家庭構成等前置條件。受教育程度通過改善創業農戶的人力資本，改善了風險調整后的創業績效，從而改善創業減貧績效。穩定的信貸來源，則為創業農戶后續經營投資提供了保證，也影響了創業農戶預期，從而有助于非貧困農戶創業行為的“從長計議”，但由于經營風險的存在，信貸并不必然實現貧困戶長期減貧，信貸對貧困戶短期減貧的影響更可能是得到信貸支持后的“收入幻覺”。家庭撫養比更高的創業農戶，在創業行為上更為謹慎，創業選擇更為匹配其要素稟賦，在主觀和客觀上對創業風險形成了約束，從而更有助于發揮創業的減貧效應。

(二)政策啟示

第一，創業減貧幫扶對象的選擇應考慮機會成本，體現幫扶對象精準識別。非貧困戶創業能夠通過要素關聯促進貧困戶收入提升和自我發展能力改善，體現減貧溢出效應。因此，在制定創業減貧政策時，應同樣關注受教育程度相對較高非貧困戶的創業需求?！按髴簟薄澳苋恕币约胺掂l創業群體的創業行為是促進農村長期穩健脫貧的重要一環。

第二，創業減貧幫扶措施的選擇應考慮前置條件，體現幫扶措施精準識別。針對建檔立卡貧困戶，創業減貧的主要矛盾在于約束創業風險。因此，在貧困戶創業行業選擇上，應基于現有的穩定產業鏈，強調貧困戶分包式參與，即貧困戶只參與產業鏈某個節點，構建貧困戶穩健受益機制，最大限度約束創業活動給貧困戶帶來的不確定性。對于非貧困戶，創業減貧的主要矛盾則在于要素投入能力和受教育程度。因此，為了更好地體現非貧困戶創業的減貧溢出效應，創業扶貧政策還應強調提升非貧困戶的正規信貸可得性，并將技能培訓政策普惠延伸至非貧困戶。

值得注意的是，雖然本文研究了農戶創業減貧效應的動態異質表現和前置條件，但沒有深入研究農戶創業的具體行業對貧困減緩的影響?？梢灶A期的是，不同創業行業所需的要素投入產出結構和風險分布不同，其創業收益和減貧效應存在差異，識別該種差異將更有助于針對性地制定相關創業扶持政策，提高創業減貧績效。但受數據所限，本文未能解釋不同行業減貧效應的差異。這是本文研究的不足之處，未來還需要基于更長時間跨度的面板數據和更詳細的微觀調查數據，來研究農戶創業行業與貧困減緩的關系，為現有創業減貧的理論和政策研究提供進一步證據。