作者简介：邓悦，武汉大学质量发展战略研究院业务副院长、教授；王诗菲，武汉大学质量发展战略研究院研究员；罗连发，武汉大学质量发展战略研究院副教授、研究室主任
文献来源：《农业技术经济》2026年第3期
摘要：县域农业创业活动是促进农民持续增收、缩小城乡收入差距的重要路径，也是推动乡村振兴、实现共同富裕的基础保障。本文着眼于县域层面，从收入增长和差距缩小两方面对农业创业与共同富裕之间的关系进行实证分析。本文发现，县域农业创业活动与农民收入呈“倒U”型关系，与城乡收入差距呈“U”型关系；在精准扶贫阶段后，其对共同富裕的促进效应进一步增强。机制分析表明，农业创业通过“促进农村土地规模化”和“推动农业领域技术创新”两个途径助农增收，且政府规模在其中发挥正向调节作用。据此，本文提出大力开展县域农业创业活动、提高农业创业政策扶持效能、深化农村综合改革等建议，以更好发挥农业创业在城乡融合发展中的积极作用。
关键词：农业创业；共同富裕；农民增收；城乡差距；政府规模
一、引 言
党的二十届三中全会提出要加快推进城乡融合发展，统筹新型工业化、新型城镇化与乡村全面振兴，缩小城乡差别，促进城乡共同繁荣发展。2024年中央经济工作会议强调，因地制宜推动兴业、强县、富民一体发展，大力发展县域经济。产业兴旺是乡村振兴的前提基础，创新创业是乡村产业振兴的重要动能。已有学者提出创业是提升经济活力、促进经济发展的重要手段(林嵩等，2023),农业创业更是帮助农民增收、改善收入分配格局、推动现代化农业建设的重要支撑(Kimhi, 2010;Adobor, 2020)。随着农业强国建设步伐不断加快，越来越多的社会资本进入农业农村。有学者认为中国式农业现代化离不开农业创业，一方面农业创业可以提供就业岗位、增加税收和带动经济发展，另一方面农业创业可以带动运输、包装等农业关联产业发展，进而促进农民增收；但也有学者认为农业企业的进入可能使农村经济结构恶化，损害农民的利益。农业企业对小农户的替代作用会对农民的就业和收入造成冲击(Sonar等，2024)。因此，如何更好地引导开展农业创业活动，对于促进城乡融合发展，加快实现共同富裕具有重要现实意义。
有关农业创业的研究主要可分为两类，第一类文献关注农民创业的动因、影响因素和激励措施。Pyysiäinen等 (2006)认为，在长期农业现代化进程中，农民所积累的技能、知识和关系网络更适合开展以生产为导向的创业活动；Pindado等(2017)进一步提出，政策激励、环境变化及个人和家庭因素是促使农民创业的主要动因；第二类文献侧重分析农业企业在推动产业发展、促进就业和农民增收方面的作用。张延龙等(2021)提出农业龙头企业可通过提供就业岗位、建立原料基地和带动当地产业发展等途径提高农民收入并改善收入不平等；Kimhi (2010)基于家庭收入数据发现，创业活动有助于改善收入分配结构；Kaur等 (2021)提出，在农业转型过程中，中小微企业能够以较低资本投入创造更多就业机会，进而促进农业部门发展(Sonar等，2024)。进一步地，发展经济学与农业经济学文献从更宏观的视角强调农业与农村创业在经济结构转型与收入分配改善中的关键作用。Gollin等(2014)提出，农业生产率提升是推动劳动力结构转移和缩小城乡收入差距的重要基础；De Janvry等(2010)认为，农村产业多元化与创业活动能够有效缓解贫困并改善收入分配。国内相关研究也表明，农业企业发展和农村产业融合在促农增收、缩小城乡差距方面发挥着积极作用(张延龙等，2021;芦千文等，2023)。然而，现有研究多聚焦于微观层面或省级宏观层面，对县域农业创业在共同富裕目标下同时作用于收入增长和差距缩小的综合影响仍缺乏系统检验。
已有研究虽为理解农业创业的经济效应奠定了重要基础，但从城乡结合视角开展的研究仍相对不足。农村内部受资源承载能力和市场规模约束，仅依靠乡镇层面的产业难以实现可持续增长(斯丽娟等，2022)。因此，有学者提出应将研究视角拓展至城市与农村相结合的空间单元(Dias等，2019)。县域作为连接城市与乡村的关键节点，既是城乡要素流动的重要载体，也是推进城乡融合发展的重要平台。党的十六大首次提出县域是城乡沟通的纽带，党的二十届三中全会和2024年中央经济工作会议亦多次强调要发展壮大县域富民产业。与此同时，农业是县域经济的重要基础产业，立足农业推动县域经济发展有助于提升农村整体竞争力(斯丽娟等，2022);此外，相较于省级数据，县域数据能够在一定程度上缓解区域异质性难以观测的问题，并通过增加样本数量提高实证结果的可靠性。随着新型城镇化进程加快，农民的生产和生活空间逐步扩展至以县域为中心的整合型社会空间，使得从县域层面考察农业创业更有助于体现城乡融合发展的现实特征。
基于此，本文尝试从收入增长和差距缩小的双重视角探讨县域农业创业活动对共同富裕的影响，并进一步考察政府规模在其中的调节作用。本文主要回答三个问题：第一，县域农业创业活动能否显著提高农民收入；第二，其促进农民增收的作用机制为何；第三，提升县域农业创业活动水平能否有效缩小城乡收入差距、推进共同富裕。本文的可能贡献在于：一是通过匹配企业工商注册数据与县域层面数据，测度县域农业创业活动，拓展了农业创业相关领域的空间尺度；二是从动态视角检验精准扶贫阶段后农业创业对共同富裕的促进效应，丰富了相关政策评估维度；三是进一步揭示县域农业创业促进农民增收的作用机制，为完善乡村振兴和城乡融合发展路径提供经验证据。
二、理论机制与研究假说
(一)农业创业概念界定
农业创业是农业创业者发现农业领域的市场机会后，整合资源并组织团队开展创业活动，从事农业生产经营活动的市场化行为(王洁琼等，2018)。本文中的县域农业创业是指在区县及其管辖的村镇区域内，经过工商部门注册并开展市场化农业生产经营的行为，组织模式包括家庭农场、农业企业、农民合作社、个体经营户等。
需要说明的是，近年来，较多文献讨论“资本下乡”,部分文献将资本下乡等同于农业创业，将新创涉农企业数量作为资本下乡的代理变量，研究其对农业发展的影响(孙子烨等，2025)。而大部分文献讨论的资本下乡与农业创业存在差异。因此，需要对资本下乡和本文讨论的农业创业进行辨析。资本下乡是一种政策导向下的资源流动行为，主要指外部资本(工商资本、财政资金或社会资本)流入农村，用于产业投资或资源整合，其形式包括土地流转、农业园区建设、企业农业投资、农产品加工等，属于外部资源注入，不一定伴随创业行为。而农业创业是创业主体整合资源并组织农业生产活动的市场化行为，强调市场主体的主动行为，是一种内生的、行为驱动的经济现象，是“创业行为”的范畴。因此，大部分文献中研究的“资本下乡”与本文关注的农业创业存在联系但不完全相同。
(二)理论机制
推动城乡共同富裕主要来自两方面的动力：一是促进乡村经济发展水平的持续提高；二是降低城乡之间的发展差距。县域农业创业承载着农业现代化与乡村振兴的双重使命，也可能通过收入增长和差距缩小两个维度作用于共同富裕。本文基于熊彼特创业理论、规模经济理论、城乡融合发展理论，从制度经济学视角构建一个系统的作用逻辑框架(见图1)。
图1 理论机制框架
1.收入增长机制：
创业驱动下的农民增收效应。首先，从创业理论视角看，熊彼特(Schumpeter, 1934)提出，创业的核心在于“新组合”,即通过技术创新、要素配置创新、市场拓展等手段实现经济增长。经典的创业理论可以解释农业创业对于促进乡村经济发展的作用。具体而言，农业创业主体通过土地流转、股权合作、托管服务等方式促进土地规模化经营，由此带来规模经济效应，从而提升土地收益率和农户的租金、分红等稳定性收入(杜志雄等，2019)。其次，农业创业主体通过技术研发与扩散引入新品种、精准施肥、智慧农业设备等，实现农业生产率提升。根据创新扩散理论(Rogers, 2003),新技术的推广不仅提高了单位产出，也提升了农民的技能水平和人力资本积累，为农民带来持续性的收入增长。最后，农业创业还通过产业链延伸，带动农产品加工、包装、冷链物流等关联产业发展，创造新的就业机会，提升农民在价值链中的收入份额(张延龙等，2021)。因此，农业创业能够通过“土地规模化—技术创新—产业链延伸”的多重机制共同作用，形成农民收入增长的动力源泉。
2.城乡收入差距缩小机制：
创业驱动下的城乡融合效应。城乡收入差距的根源在于要素流动受限与发展机会不均等。农业创业作为县域经济的重要组成部分，有助于打破城乡壁垒，促进资源、信息与市场的流动。一方面，农业创业通过推动农业劳动力向非农就业和高附加值环节转移，可有效拓宽农民的就业与收入来源。另一方面，农业创业促进了资金、技术、人才、信息等城市要素的下沉，推动城乡要素深度融合，使农民不仅是生产资料的提供者，更是产业价值创造链中的积极参与者(Dias等，2019)。这类结构性转变有助于改善农民的收入结构，增强农村发展能力，从而缩小城乡差距。
然而，农业创业的效应并非线性的。已有研究表明，在创业发展的早期阶段，农业创业通过技术下沉和产业链延伸，能够有效带动农民增收，缩小城乡差距(Kimhi, 2010)。但当创业活动规模过大时，可能出现“精英俘获”现象，即创业收益更多集中于资本密集型企业和少数精英群体，导致普通农户在产业链中的分配份额下降(高静等，2025)。同时，随着资源配置效率下降、竞争加剧，农业创业对农民收入增长的边际效益递减，最终表现为农民收入与农业创业之间的“倒U”型关系，城乡差距与农业创业之间的“U”型关系。这种非线性特征与资源错配理论(Banerjee 等，2005)相契合，揭示了随着创业发展阶段不同，其对共同富裕的作用方向可能存在转折。
3.政府规模的调节作用：
制度嵌入与阈值效应。在中国情境下，地方政府是农业发展的核心参与者(Cai, 2018)。政府通过财政支农、信贷优惠、土地政策和公共服务投入等方式，直接影响农业创业的资源禀赋与发展环境。发展型政府理论提出，政府的有效干预能够在市场与社会之间形成“嵌入式自主性”,既能为创业提供制度保障，又能优化资源分配结构。具体来说，政府规模扩大可通过两条途径调节农业创业效应：一是降低创业成本，提升创业对农民收入的促进作用，使收入增长的拐点提前出现；二是优化公共支出结构(教育、医疗、基础设施),提升农民的参与能力和收益水平，减缓城乡差距扩大趋势。因此，政府规模不仅影响农业创业效应的强度，还可能通过“提前或推迟阈值拐点”改变其非线性曲线的形态。
综上所述，县域农业创业通过收入增长机制与差距缩小机制共同促进城乡共同富裕，而这一作用过程受非线性效应与政府规模调节的双重影响。这一理论框架既为本文实证分析提供了逻辑依据，也为政策优化提供了理论支撑。
(三)研究假说
1.县域农业创业活动与共同富裕。
农业创业是助农增收，推进农业现代化建设的重要支撑(高强等，2024)。首先，农业创业形式包括家庭农场、农民合作社以及农业龙头企业等，这些创业主体可以增加区域内的经济活动和产出，通过做大“蛋糕”的方式让农民享受到经济增长红利，改善收入分配格局，促进共同富裕(郭东等，2024)。其次，创业活动能够有效整合资源，创造更多的就业岗位。新创农业企业不仅能够直接提供就业岗位，还能通过产业链延伸带动农业上下游产业发展，进一步增加农民的就业机会。这些新增的就业岗位可以为农村剩余劳动力提供稳定的收入来源，从而显著提高农民收入。再次，农业创业活动在促进农业产业链延长的同时，可以带动运输、包装等农业关联产业的发展，在助农增收方面发挥“造血”功能(马天女等，2021)。最后，创业活动能够通过技术扩散和知识溢出，提升农民的人力资本水平，从而提升农民的长期增收能力(Change, 1990)。如新创农业企业能够为当地农民提供技术培训，提升农民的技能水平和生产效率，从而促农增收(Kimhi, 2010)。进一步来说，农业创业活动可以带动农业农村经济发展，在这个阶段，农村居民收入的增长速度相对较快，随着农民收入的增加和生活质量的提高，城乡之间的差距在一定程度上得到缓解。如农业创业活动为农民创造的新型就业机会和增收渠道可能使农村居民收入的增长速度超过城镇居民，从而在一定程度上推动城乡收入差距缩小，促进共同富裕。
然而，当农业创业活动超过某一阈值后，负面影响逐渐显现并占据主导地位，进而导致农村居民收入降低。首先，当农业创业活动达到一定数量或水平后，可能会出现“精英俘获”现象。创业活动的增加会吸引更多的资本和资源流入农业领域，但这些资源往往更倾向于流向具有较高人力资本和社会资本的创业者，即“精英群体”(赵晓峰等，2018)。这些精英群体凭借其优势资源，摄取大部分的创业收益，而广大普通农民尤其是低收入农民群体无法有效参与创业或者从中获益，进而影响农民整体收入水平的提升 (高静等，2025)。其次，随着农业创业活动的增加，市场竞争加剧，可能导致大量新创企业在竞争中处于劣势，抗风险能力弱，存活率低，进而导致农业创业环境恶化，农民通过创业增收的难度加大，出现农民收入增长动力不足甚至收入下降的情况(袁卫等，2018)。在城乡收入差距方面，当创业活动达到一定阈值后，一方面，“精英俘获”现象导致农村内部收入差距扩大，影响农村居民整体收入水平的提升，进而使得城乡收入差距的缩小趋势减缓甚至出现逆转；另一方面，由于市场竞争加剧、创业门槛提高及创业领域集中引起资源分配不合理等问题，农村经济发展的可持续性受到挑战，农村居民收入增长的动力减弱，而城镇经济凭借其固有优势继续快速发展，城镇居民收入持续增长，城乡收入差距因此可能重新扩大(许小平等，2020)。基于以上分析，本文提出以下假说：
H1:当县域农业创业活动较少时，农业创业活动有利于助农增收，进一步缩小城乡收入差距，促进共同富裕；当农业创业活动达到一定规模时，继续增加其规模会扩大城乡收入差距。
2.农业创业活动促农增收的机制。
已有研究表明，土地规模化经营作为农业现代化的重要路径，不仅能够显著提升农业生产效率，还能优化农村劳动力与资本配置结构，降低农业经营风险，从而实现农民收入的持续增长(杜志雄等，2019)。在此基础上，农业创业活动通过促进土地要素的聚集和高效配置，成为提升农民收入的重要机制。具体而言，农业创业主体在开展生产经营活动过程中，通常具备更强的资源整合与组织协调能力，能够推动土地资源从分散向集中转变。这一过程不仅提高了土地利用效率，也为农业机械化和科技投入提供了现实基础，有利于形成稳定的规模经济优势。正如杜志雄等 (2019)提出，土地流转为农业规模经营发展提供了重要制度空间。在市场化流转过程中，具有效率优势的经营者通过竞争获得更多土地，逐步成长为家庭农场、种植大户等新型农业经营主体，推动土地资源配置更加高效合理。此外，农业创业活动还通过“企业+农户”“订单农业”等新型农业经营模式，建立起创业主体与小农户之间的紧密合作关系。这种合作关系不仅强化了农户对市场的接入能力，也通过提供技术指导、产销服务和风险共担机制提高了农户的生产效率和市场回报(朱婷等，2025)。在这一过程中，农户不仅可以获得更稳定的产出预期和市场保障，还能够在创业主体的带动下提高自身经营能力，实现收入的间接增长(刘魏等，2018)。综上，农业创业活动通过促进土地规模化经营，可能以“创业主体介入—土地资源重新配置—规模经营形成—农民收入提升”的路径，促进农民收入持续增加。基于以上分析，本文提出以下假说：
H2:县域农业创业活动可以通过促进土地规模化间接提高农民收入。
已有理论与实证研究表明，农业创新及其成果转化是实现农业增产增效和农民增收的重要动力来源(罗振豪等，2024)。而农业创业作为推动农业创新的重要载体，不仅可以促进新技术的研发和应用，还可以创新制度模式、组织模式和商业模式，构建现代农业发展新动能。具体来说，首先，根据创新理论与创新扩散理论，农业创业活动通常伴随着新技术的研发与应用。由于企业家精神的内生创新需求和企业自身发展的需要，农业创业主体通过引进或自主研发数字农业设备、智能化种养系统等，有效推动科技成果向农业一线落地应用(肖卫东等，2021)。这些技术的引入不仅提升了农业生产效率和资源利用率，也拓展了农业劳动力的就业空间，进而为农户提供新的增收渠道(邓悦等，2025)。其次，农业创业也体现为制度层面的重构和商业模式的创新。从制度创新理论出发，农业创业通过建立农产品直供电商平台、农业服务公司、合作社等新型农业经营主体，推动形成“互联网+农业”等创新型商业模式(董杨子，2024)。这一过程不仅可以打破传统农业生产与销售之间的信息壁垒，降低销售经营成本，还可以通过缩短产业链条提升农户在其中的议价能力和收益水平。同时，农业创业活动能够带动农村产业的多元化发展，促进农业和旅游、文化等产业融合发展，提高农业农村的内生发展动力(李政等，2017)。进一步而言，农业创业通过聚集创新要素，如资本、技术、人才和信息流，逐步构建起区域农业创新系统。这一系统在动态演化中不断提升农业领域的整体创新能力和组织效率，为农民收入的持续增长提供间接支撑。基于以上分析，本文提出以下假说：
H3:县域农业创业活动可以通过提高农业领域创新水平间接提高农民收入。
3.政府规模的调节作用。
在中国，政府是社会各个方面的核心参与者，政府在资源配置、制度安排等方面扮演着关键角色(Cai, 2018)。尤其在农业领域，地方政府往往直接或间接推动农业创业活动，通过财政补贴、信贷支持、用地优惠等手段影响创业行为和收益结构。中国地域辽阔，各地的经济发展水平、财政状况、政策执行力度存在显著差异，因此不同地区的政府规模也存在较大差异。这种差异可能对农业创业活动产生重要影响。具体而言，一方面，政府规模较大的地区往往有更强的财政支出能力，能够为农业创业提供更加充足的资源支持，包括基础设施建设、信贷支持、用地优惠等。这种资源支持有助于降低创业者的创业经营成本，缓解创业者早期面临的市场和融资约束，从而提升创业活动对农村居民增收的推动作用。另一方面，政府规模的扩大可能带来更加多样化的公共支出结构。例如，政府可能将更多的财政支出用于教育、医疗等公共服务投入，进而显著提高农村地区的人力资本水平，农民可以通过创业增加的岗位获得更多收入(林嵩等，2023)。而另一些政府可能侧重于基础设施建设，改善农业创业的基础设施，优化农业创业环境，进而间接提升创业带动农户增收的能力(王轶等，2024)。因此，不同政府规模不仅代表财政资源投入的多少，更是政府干预能力与资源调配能力的体现，也在一定程度上反映了地方政府的治理活跃度。这使得政府规模更可能对农业创业活动带动农村居民收入增长的能力形成实质的调节作用。基于以上分析，本文提出假说：
H4:政府规模对农业创业活动促进共同富裕具有正向调节效应。
三、研究设计
(一)模型设定
为检验县域农业创业分别对农村居民收入和城乡居民收入差距的影响，本文分别以农村居民人均可支配收入和城乡收入差距作为被解释变量，以农业创业作为核心解释变量，建立如下基准回归模型：
其中，β0为常数项，β1、β2和β3表示变量的系数，下标t表示年份(t = 2013,…,2022);LnRuInci, t表示第i个县第t年农村居民人均可支配收入；Inc_ratioi, t表示第i个县第t年城乡收入差距；AgEntrei, t-1表示第i个县第t年农业创业活动，AgEntre
为增强回归的可靠性，本文采取以下基本处理措施：首先，考虑到县域农业创业活动对农村居民收入产生的影响存在时滞效应，本文对核心解释变量及控制变量进行滞后一期处理，这样不仅考虑到实践过程中变量间的传递耗时，而且能尽可能减轻因反向因果导致的内生性问题；其次，为了缓解异方差问题，在构建的回归模型中，本文采用Cluster聚类稳健标准误，对回归系数的标准误在县域层面进行了聚类处理；最后，本文采用双向固定效应模型，以控制县域层面的固定效应及时间固定效应。
进一步地，检验政府规模对农业创业活动与城乡收入差距“U”型关系、农业创业活动与农民收入“倒U”型关系的调节作用，本文建立回归方程如(3)式所示：
其中，M为调节变量，本文的调节变量为政府规模(Gov)。
参考Haans等 (2016)、熊立春等 (2024)等方法检验政府规模对农业创业活动与共同富裕“倒U”型的调节作用，调节变量可以使曲线拐点位置发生变化，将非线性调节模型设定如下：
其中，M为调节变量。
(二)变量选择
1.被解释变量。
(1)农村居民可支配收入(LnRuInc)。本文借鉴林嵩等 (2023)及Zhang等 (2020)等的度量方法，对农村居民人均可支配收入取自然对数作为被解释变量的度量指标。(2)城乡收入差距(Inc_ratio)。根据宋科等 (2022)的测度方法，选用城乡居民人均可支配收入之比作为度量城乡收入差距的指标。
2.核心解释变量。
县域农业创业活动(AgEntre)。在创业相关研究中，劳动力市场法和生态学法通常被用来创业活动或创业活跃度的度量，两种方法均使用地区新注册企业数量进行衡量，不同之处在于劳动力市场法使用劳动人口进行标准化，即使用地区新注册企业数量与劳动人口数量比值衡量，而生态学法使用地区企业总量进行标准化，即使用地区新注册企业数量与企业总量比值来衡量创业活动或创业活跃度(叶文平等，2018)。由于企业工商注册信息较为全面，且新创企业的注册情况可以作为衡量地区创业活动的有效指标(林嵩等，2023),考虑到地区差异，本文使用农业初创企业的注册数量占地区所有初创企业注册数量的比重来衡量地区农业创业活动(AgEntre),将农业初创企业数量的对数作为县域农业创业活动(AgEntreNew)的代理变量注。需要说明的是，本文使用的农业初创企业数量包含不同类型的企业，主要有个体工商户、事业单位、国有企业、外资企业、民营企业和集体所有制企业。
3.控制变量。
为提高研究精度，更加全面地分析农业创业活动对农村居民收入的影响效应，本文借鉴赵涛等 (2020)、叶文平等 (2018)等研究，加入了对农村居民收入可能产生影响的一系列控制变量，包括区域经济发展水平(lnperGDP)、区域金融发展水平(finance)、产业结构(SecInd、terInd)、社会福利水平(Welfare)、储蓄水平(Saving)等。此外，农业创业活动与资本下乡政策效应高度相关，将资本下乡政策(CORI)也加入控制变量中，以减轻将政策效果误归于农业创业本身而导致结论失真的问题。资本下乡往往通过政策渠道实现，如财政涉农专项资金、信贷支持、乡村振兴资金等。受数据获取和样本量的限制，难以获取县域层面能够较完整度量资本下乡政策的代理变量，因此使用各省统计局发布的省份涉农支出金额的对数作为资本下乡政策的代理变量。具体变量构建方法如表1所示。
4.调节变量。
政府规模(Gov)。借鉴林嵩等 (2023)等的研究，本文选取政府规模作为农业创业活动与农村居民收入关系的调节变量。政府规模使用政府该年的财政支出占GDP比重来衡量。
(三)数据来源
本文以县级行政区为研究对象构建面板数据，样本区间为2013—2022年，本文涉及的农村居民人均收入水平、区域经济发展水平、储蓄水平等数据来源于国家统计局及对应年份的《中国县域统计年鉴》;县域农业创业活动相关数据主要来源于以国家企业信息公示系统为数据来源的启信宝、天眼查等数据库；家庭层面的收入、储蓄等微观数据来源于中国家庭收入调查(CHIP)注2018年底最新数据；专利数据来自于国家知识产权局2013—2022年中国所有企业的专利数据库。对于样本数据处理需额外说明的是，本文利用jionlp文本处理工具包，对国家知识产权局发布的2013—2022年中国企业专利数据库的专利申请地址进行解析，获取专利所属县级行政区名称并匹配县域行政区划代码后，来与县域统计年鉴数据进行匹配。为保证数据质量，本文去除了数据缺失的样本，且为了减轻极端值的扰动，对解释变量和控制变量的连续变量均进行了前后1%缩尾处理。需要说明的是，本文样本区间的设定主要考虑数据一致性与样本完整性。本文关注的问题在样本期内具有持续的政策与现实背景，增加一至两年的数据通常不会对核心变量之间的结构性关系产生根本性改变。因此，本文结论对于城乡融合发展和共同富裕仍然具有较强的现实参考意义。
(四)描述性统计
表3显示解释变量、被解释变量和控制变量的描述性统计结果，为避免多重共线性对回归结果的干扰，本文进行了各变量间的方差膨胀系数(VIF)检验，结果显示VIF均不超过10,最大值为3.74,平均值为2.23,根据以往研究的判断标准，可认为各变量间不太可能存在多重共线性。
四、实证结果与分析
(一)基准回归
表4报告了县域农业创业活动与农村居民收入基准回归结果。为确保回归结果的稳健性，(1)列、(2)列为不加入任何控制变量的估计结果，旨在检验没有其他变量干扰下，农业创业与农民收入和城乡收入差距的关系；(3)列、(4)列是加入所有控制变量的回归结果，加入控制变量后，回归系数的显著性和正负性均未发生改变，说明回归结果稳健可靠。
具体来看，(1)列和(3)列报告了县域农业创业活动对农村居民可支配收入的影响，结果显示农业创业活动的一次项系数为正，二次项系数为负，均在1%的水平上显著，并通过U-test“倒U”型关系检验，表明二者呈“倒U”型关系。计算得出农业创业占比临界值为18.2%,即农业创业占比在此阈值以下时，创业活动有助于提升农村居民收入；超过该水平后，创业活动的边际效应转负，反而抑制收入增长。这一结果验证了理论机制中的“收入增长机制”。农业创业在初期通过土地规模化、技术扩散与产业链延伸推动农民收入增长，但当创业活动规模过大时，出现“精英俘获”与资源错配，边际效应递减，从而导致收入增长放缓甚至下降(赵晓峰等，2018)。这一“倒U”型曲线形态与熊彼特创业理论及资源配置理论的预期相符。值得注意的是，根据样本数据分布，约89%的县域农业创业占比低于此临界值，表明农业创业在多数地区仍具备“普惠性增收”潜力。
进一步分析城乡收入差距，(2)列与(4)列回归结果显示，农业创业活动与城乡居民收入差距之间存在“U”型关系，一次项系数为负，二次项系数为正，均显著且通过U检验。这表明农业创业活动在一定范围内有助于缩小城乡收入差距，促进共同富裕。当创业占比超过18.08%这一临界点后，其对城乡差距的抑制作用减弱并转为扩张效应。该现象与理论机制提出的“差距缩小机制”相呼应，可从创业收益分布与要素集中机制进行解释：在创业初期，农业创业带动农产品附加值提升与农村就业岗位拓展，有助于缩小城乡收入差距；但随着创业规模的扩大，高附加值环节逐渐集中于资本与精英群体，普通农户在价值链中的收益份额下降，城乡差距可能重新拉大(曾永明等，2024)。样本中约88%的县域创业占比仍处于该临界值以下，意味着政策推动农业创业在当前阶段仍有助于实现缩小城乡收入差距目标。假说H1进一步得到验证。
(二)稳健性检验
1.工具变量法。
由于遗漏变量、反向因果或测量误差，县域农业创业活动与农村居民收入水平之间可能存在反向因果的内生性问题。虽然本文在模型构建中考虑到内生性问题，已将县域农业创业活动与控制变量均滞后一期处理，同时控制了时间和地区固定效应，但仍无法完全消除二者关系中的内生性。为进一步解决内生性问题，参考吴晶妹等 (2024)、林钧跃等 (2013)等研究，选用城市商业信用环境指数及其平方项作为工具变量。选用城市商业信用环境指数(CEI)作为农业创业活动的工具变量，主要基于两个方面考虑：第一，根据林钧跃等 (2013)的研究，城市的商业信用状况与当地的经济活动和创业环境密切相关。良好的商业信用环境能够降低创业过程中的交易成本和风险，提高金融机构对农业创业项目的信贷支持意愿，有助于农业创业活动的开展和扩展。第二，商业信用环境指数不直接影响农村居民收入，满足工具变量的外生性要求。因此，选用城市商业信用环境指数作为农业创业活动的工具变量是较为合理的。
根据孙传旺等 (2019)方法，选用县域地形起伏度作为工具变量，主要基于两个方面考虑：第一，地形起伏度与内生变量农业创业活动有较强的相关性。首先，地形起伏较大的地区，建设、维护农田水利和交通等基础设施的费用较高，这会在一定程度上增加农业创业的成本。其次，平原等地形较为平坦的地区便于开展大规模机械化操作，有利于推动农业的集约化与专业化发展，从而有效降低生产成本。而在山区或丘陵等起伏度较大的地带，土地较为破碎，坡度较陡，大型农机难以有效运作，且一些先进的农业技术和设备也难以普及应用，对农业创业的效益和可持续发展产生不利影响。最后，地形起伏度大的地区由于农业生产条件复杂，可能存在生产成本高、市场销售难度大等问题，农业创业的经营风险也相对较高。第二，地形起伏度是地区地形差异的指标之一，由地区的最高/最低海拔、平地面积及区域总面积共同确定，属于地区固有的地理信息变量，因此，可以认为地形起伏度不直接影响农民收入，满足工具变量的外生性要求。因此，选用地形起伏度作为农业创业活动的工具变量是较为合理的。但从数据特征上看，该工具变量仍然存在缺陷。首先，被解释变量和内生变量均为包含县域和年份的面板数据，而地形起伏度作为地区固有的地理信息特征，是县域的截面数据；其次，地形起伏度对于县域农业创业活动的影响可能随时间变化存在差异，而较为严谨的模型需要将这种时间层面的差异考虑在内。因此，参考孙传旺等 (2019)的处理方法，在模型中引入地形起伏度与年度虚拟变量的交互项作为工具变量，一方面该交互项在横截面和时间序列两个维度均有变化，突破了截面工具变量受限于数据维度的局限；另一方面能够充分反映不同年份工具变量对内生变量的作用。需要说明的是，工具变量回归模型所采用的变量和研究样本与基准模型保持一致。
表5报告了工具变量法回归结果。(1)列使用城市商业信用环境指数作为工具变量，K-Paap rk LM统计量检验在1%水平上显著，Cragg-Donald Wald F 统计量远大于15%的临界值，表明该工具变量可识别且不存在“弱工具变量”的问题，因此回归结果是有效的。(2)列使用县域地形起伏度作为工具变量，检验结果同样支持其有效性。两组回归中，农业创业活动平方项系数均在1%水平上显著为负，“倒U”型关系稳健存在，进一步验证了基准回归结果的可靠性。
2.替换关键变量。
(1)替换解释变量。参考叶文平等 (2018)、林嵩等 (2023)等研究方法，采用农业新创企业数量的对数(AgEntreNew)及存量农业企业数量占地区所有存量工商企业数量比重(AgEntreSto)作为农业创业活动的替代变量。考虑到县域农业创业活动对农村居民收入产生的影响存在时滞效应，与基准回归相同，本文对主要变量仍然进行滞后一期处理，加入平方项(AgEntreNew2)后的回归结果如表6所示。其中，(1)～(2)列为使用农业新创企业数量的对数作为农业创业活动代理变量的回归结果，(3)～(4)列为使用存量农业企业数量占比作为农业创业活动代理变量的回归结果。替换解释变量后，回归系数的符号与基准回归相同，且回归结果均显著，说明基准回归的结果是稳健的。(2)替换被解释变量。本文选取城乡居民收入的比值作为衡量城乡收入差距的指标，但该指标是静态指标，难以反映城乡收入差距的动态演变趋势。因此，采用城市居民年收入增长率与农村居民年收入增长率之差作为城乡收入差距的代理变量，进一步验证农业创业活动对城乡收入差距的影响。考虑增长率而非绝对水平，一方面可以在一定程度上剔除价格因素与收入水平差异的影响，更准确地反映城乡之间在经济增长中所获得的收益是否存在不均衡；另一方面，从政策研究角度看，收入增长的不均衡往往比收入水平本身更容易引发结构性问题。表6(5)列显示使用该差值作为被解释变量的回归结果，该结果的回归系数与基准回归结果相同，且在1%水平上显著，进一步验证了本文基准回归结果的稳健性。
根据以上分析，农业创业与农民收入之间的“倒U”型关系，以及与城乡差距之间的“U”型关系均具有稳健性。这一结果强化了理论机制中提出的“非线性效应假说”,说明农业创业的发展确实存在阈值特征，其促进共同富裕的作用不具有阶段性和特定条件约束，政策应关注其发挥作用的条件与前提。
(三)异质性分析
1.基于政策环境的异质性分析。
政策效果存在空间和时间的异质性。本文从时间维度探讨精准扶贫政策环境差异下，县域农业创业活动对农村居民收入和分配格局的影响。精准扶贫作为覆盖金融、产业等多方面的系统政策，强调从“输血”向“造血”转变，通过投入资源激发贫困地区内生发展动力。自2015年《关于打赢脱贫攻坚战的决定》发布以来，中央与地方出台多项配套政策，强化农业创业的支持，推动贫困地区产业发展。在精准扶贫的推进过程中，国家加大对贫困地区交通、科技、教育等基础设施的投入，改善了创业环境，降低了农业创业的门槛与成本(杨如意，2021)。同时，该政策还提升了农村组织能力，促进组织创新，激发发展活力，形成了对经济社会的正向外部性(左停等，2020)。农业创业通过产业“造血”与精准扶贫目标高度契合，二者在实践中形成良性互动。
为消除绝对贫困，中国2015年进入精准扶贫阶段(马雯嘉等，2024),到2020年末完成建档立卡人口全部脱贫。为评估国家精准扶贫战略对农业创业增收效应的影响，本文以2015年为政策转折点，构建时间虚拟变量pov, 2015年以前取0,2015年及以后取1,并与农业创业变量交互后进行回归。表7结果显示，精准扶贫政策实施后，农业创业活动每增加1个单位，农村居民收入平均提升0.0580个单位，同时城乡收入差距降低0.2527个单位。这一结果表明，精准扶贫政策在增强农业创业促增收能力和促进收入公平方面发挥了放大器作用。这可能是因为，一方面，精准扶贫通过加大对贫困地区交通、教育等多方面基础设施投入，提升了地区公共服务供给能力，降低了农业创业的制度性交易成本和进入壁垒，使更多创业活动能够在贫困地区顺利开展。另一方面，精准扶贫通过推动数字化转型与产业结构升级，增强了农业创业对农村经济的外溢带动能力。具体而言，精准扶贫阶段提高农村的网络化水平、推进数字化平台建设，使得农业创业不仅仅局限于传统生产种植项目，更逐渐拓展到流通、加工等高附加值环节。这一回归结果验证了理论部分关于“政府规模调节作用”的推断。精准扶贫政策通过增加财政投入与改善公共服务，降低了农业创业的制度性成本，使得其增收效应与缩差效应更早、更强地显现出来，表现为拐点提前出现。
2.基于企业产权性质的异质性分析。
科斯的产权理论提出，产权可以降低社会成本，保证资源的有效配置。德姆塞茨在此基础上认为产权可以内在化外部性。农业企业产权的差异，决定了企业文化、资源配置的差异，进而影响其对共同富裕的促进作用。根据企业产权性质，将研究样本划分为个体工商户(AgEntre_PRI)、事业单位(AgEntre_PUB)、国有企业(AgEntre_SOE)、外资企业(AgEntre_FIE)、民营企业(AgEntre_CE)和集体所有制企业(AgEntre_COE)六类，分别检验不同企业产权性质的农业创业对农民收入和城乡收入差距的影响效应。表8为不同产权性质的农业创业与农村居民收入之间的回归结果，表8(1)～(6)列分别为个体工商户、事业单位、国有企业、外资企业、民营企业和集体所有制企业。根据回归结果，产权性质为个体工商户(见表8(1)列)和民营企业(见表8(5)列)的农业创业活动，二次项系数显著为负，且均在1%水平上显著。也就是说产权性质为个体工商户和民营企业的农业创业活动与农村居民收入之间呈现“倒U”型关系，即随着农业创业活动的增多，农民收入显著增加，当农业创业数量达到一个阈值时，农业创业活动持续增加可能对农民收入产生负向的影响。对于个体工商户农业创业来说，其灵活性较高且适应性较强，面对复杂多变的市场情况可以迅速做出调整，同时个体工商户通常与当地农户或社区联系紧密，有较为复杂的人情网络，创业过程中能够有效利用当地资源，因此个体工商户性质的农业创业主体在初期可以有效提高农民收入，但随着创业活动的增多，大量社会资本进入农业领域获取利益，个体工商户农业创业主体无法有效参与创业或者从中获益，进而影响农民整体收入水平的提升。对于民营农业创业来说，在创业初期可以创造大量的就业机会，吸纳剩余劳动力，同时为农业农村带入新的技术，提高农业生产效率和农产品附加值，进而带动农民收入增加(池泽新等，2025);随着民营农业企业数量增多，可能出现资本替代劳动力、收益逐渐向资本集聚等问题，进而形成其对农民收入的“反向挤出”效应。根据表8回归结果，对于事业单位、国有、外资和集体所有制产权性质的农业创业活动，没有检验出其对农村居民收入的显著影响。这可能是因为其在激励机制、资源配置效率、农户联结方式等方面存在局限，实证结果显示其对农民收入的影响在统计上并不显著，可能反映出此类主体在当前阶段尚未形成有效的“收益共享”机制。因此，相比民营农业创业，其对农村居民收入的边际影响较弱，甚至表现为统计上的“非显著”。
更进一步地，表9为不同企业产权性质的农业创业对城乡收入差距影响效应的回归结果，(1)～(6)列分别为个体工商户、事业单位、国有企业、外资企业、民营企业和集体所有制企业。根据表9(1)列和(5)列，产权性质为个体工商户和民营企业的农业创业活动，二次项系数显著为正，且均在1%水平上显著，也就是说产权性质为个体工商户和民营企业的农业创业活动与城乡收入差距之间呈现“U”型关系。这意味着，在初期阶段，其有助于缩小城乡收入差距，但当创业规模不断扩大后，可能由于收益集中、排他性增强等问题，反而加剧城乡之间的收入差距。对于其他产权性质的农业创业，未观察到其对城乡收入差距明显的影响效应。以上结果表明，民营企业和个体工商户在促进农民收入方面呈现“倒U”型效应，并在城乡差距层面呈现“U”型效应。这一结果验证了理论机制中“精英俘获”效应：初期民营经济主体灵活性强、能有效带动增收，但在扩张后，收益集中化风险增加，导致城乡差距扩大。
(四)机制分析
根据理论分析，县域农业创业活动可能通过促进土地规模化、推动农业技术进步和创新两个方面影响农村居民收入。本部分使用中国家庭收入调查(CHIP)2018年最新数据及2013—2022年专利申请数据，实证检验县域农业创业对农民增收的影响机制。土地是农业生产中的核心要素，土地规模很大程度决定了农业经营规模和产出规模(何秀荣，2016)。本文使用家庭耕地面积和家庭经营土地总面积衡量家庭土地规模，分别使用近4年累计农业专利数量对数和县域农业专利知识宽度来衡量农业创新数量和农业创新质量。仅通过专利数量来测度质量并不能反映出专利的内部差异，可能高估专利质量的影响。参考张杰等 (2018)的方法，本文通过专利知识宽度衡量专利质量，一项专利涉及到的分类号注类别越多，专利知识宽度越大，专利质量越高。本文在大组层面对专利知识宽度加权计算注得出专利知识宽度后，根据“县域—年份”两个维度，通过均值法将农业专利知识宽度加总到县域层面。需要说明的是，由于外观专利的分类号体系与其他专利差别较大，因此该计算只包括实用型专利和发明专利。
由于部分家庭土地面积、可支配收入、家庭资产等指标存在零值和负值，对数据进行对数转换会造成家庭资产、土地规模等指标零值和负值数据缺失，进而导致偏差，为了解决这一问题，参考Burbidge等 (1988)、林梦瑶等 (2019)的做法，本文使用反双曲正弦变换方法注(IHS),在对指标取对数的同时保留零值和负值。
1.农业创业活动通过促进土地规模化促农增收。
表10为检验县域农业创业活动与家庭土地规模之间关系的回归结果。结果显示，在不同土地规模测度标准下，农业创业活动对土地集中均呈现显著正向影响。具体而言，(1)～(2)列以家庭拥有的耕地面积衡量土地规模，结果显示农业创业对土地规模的影响在1%水平上显著为正，系数为4.6225;(3)～(4)列则进一步考虑了撂荒、闲置土地的剔除，并纳入以租赁、转包等方式获得的土地作为实际经营规模。回归系数为4.7527,方向和显著性保持一致，进一步验证结果稳健。农业创业推动土地规模化的路径主要体现在两个方面：第一，农业创业提高了土地的比较收益率，驱动农户优化土地配置行为(高鑫等，2025)。在农业创业过程中，先进技术和资本投入提高了单位土地的产出效率和经济回报，促使小农户将低效碎片化的土地转让或流转给创业主体，实现土地向更具经营意愿和生产经营能力的经营主体集中，进而有效推动土地规模化进程(唐建军等，2022)。第二，农业创业往往伴随合作社、家庭农场、农业企业等多元化经营主体的涌现与发展，这些主体相较于传统小农户更具管理与融资能力，能够通过租赁、流转等市场化手段整合土地资源，实现规模经营(杜志雄等，2019)。这种制度性安排不仅提升了农业生产效率，也为农村土地制度改革的深化提供了实践支撑。综上，县域农业创业活动可以在一定程度上促进农村土地规模化。假说H2得到验证。
2.农业创业活动通过推动农业领域技术创新提高农民收入。
近年来，新型农业经营主体迅速成长，成为提升农业创新能力的先锋力量，以农业企业为主的市场主体不断促进农业创新成果转化(芦千文等，2023)。表11报告了县域农业创业活动对农业创新影响的回归结果，(1)～(2)列显示县域农业创业活动与创新数量之间的系数显著为正，表明创业活动越活跃的地区，其农业相关技术专利、科技项目及应用成果的产出也越多，说明农业创业具有显著的“创新驱动效应”。(3)～(4)列为县域农业创业活动与县域创新质量之间关系的检验结果，显示县域农业创业活动与农业创新质量之间的系数显著为正，说明农业创业能够有效提升农业领域创新水平，验证了农业创新机制的成立。虽然在加入二次项后的回归结果(见(4)列)中，相关系数不显著，但考虑到线性模型结果稳健且显著，足以支持该中介机制的存在。农业创业推动农业创新的路径可能主要为以下方面：一是激励机制传导。农业创业者为获取差异化竞争优势，具备更加强烈的技术引入和创新动机，进而加快新技术引入、试验与本地化改造，推动农业科技创新成果转化。二是资源整合与要素聚集效应。创业过程通常伴随资本、人才与技术等要素聚集，其在资源整合过程中更易形成创新协同效应。三是商业模式创新的推动。农业创业不仅关注技术层面创新，还积极探索组织和商业模式的创新，如发展“公司+农户”“平台农业”等模式，提高了创新成果的可扩展性和复制效率。从区域农业发展视角看，活跃的创业活动通过推动农业技术创新，实现了从“增量驱动”到“效率驱动”的转型，有助于夯实农业现代化基础。这验证了研究假说中提出的两个机制：土地规模化经营和技术创新扩散机制。农业创业主体通过土地流转与组织合作推动土地集中，实现规模经济；同时通过创新要素聚集推动农业生产率提升，间接带动农民增收。假说H3得到验证。
(五)政府规模的调节效应
表12中(1)列为政府规模对农业创业活动与农民收入之间“倒U”型关系的调节效应回归结果，根据回归结果计算得出β1β5-β2β4=-0.0414<0,说明随着政府规模进一步扩大，农业创业活动与农民收入之间“倒U”型曲线的拐点会逐渐左移。可能的原因是，第一，政府通过增加财政支农支出等方式，优化了农业创业活动的资源配置，使得创业活动在较低水平时就能对农村居民收入产生显著的促进作用，导致收入增长的拐点提前出现。第二，政府的干预可能加速了市场的饱和度，例如通过推动农业产业化和规模化，使得农业创业活动在较短时间内达到较高的竞争水平，导致收入增长的拐点提前出现。(2)列为政府规模对农业创业活动与城乡收入差距之间“U”型关系的调节效应回归结果，根据回归结果计算得出β1β5-β2β4=-0.2045<0,说明随着政府规模进一步扩大，农业创业活动与城乡收入差距之间“U”型曲线的拐点也会逐渐左移。这说明政府通过政策支持和资源优化配置，能够更早地推动农业创业活动的发展，从而减少城乡之间的收入不平等。以上结果进一步验证了政府规模的调节效应：在政府规模较大的地区，农业创业对农民收入的促进作用和对城乡差距的缩小效应均更早显现。这表明，政府的制度性支持能够改变“农业创业—共同富裕”关系中的“拐点位置”,与理论机制中的“制度嵌入与阈值效应”相吻合。假说H4得到验证。
五、研究结论与政策启示
(一)研究结论
本文利用县域层面的数据，从农民收入增长和城乡收入差距缩小两个维度检验了农业创业促进共同富裕的作用机制，得到以下主要结论。(1)农业创业与共同富裕间存在非线性关系。县域农业创业水平与农民收入呈现“倒U”型关系，与城乡收入差距呈现“U”型关系。适度的农业创业活动能够通过土地规模化经营、技术扩散和产业链延伸等途径促进农民增收并缩小城乡收入差距。但当创业规模过大时，边际效益递减、资源错配和“精英俘获”等负面效应开始显现，不仅抑制了农民收入持续增长，而且由于收益过度集中和高附加值环节外流，城乡收入差距可能重新扩大。(2)政策环境对创业效应具有放大作用。农业创业对共同富裕的促进效果受到政策环境的显著影响。实证结果显示，精准扶贫政策实施以来，政府扶持所降低的制度性门槛和成本使农业创业带动农民增收、缩小城乡收入差距的效应更加显著。同时，较大的政府规模对农业创业具有正向调节作用，可进一步放大创业活动的增收效应。(3)农业创业可以通过多种路径促进共同富裕。机制检验表明，农业创业主要通过促进农村土地规模化经营和推动农业科技创新两条路径来实现农民收入提升，从而在县域层面助力共同富裕目标的实现。上述作用机制的实证支持说明，农业创业是激活农村发展内生动能的核心力量，在合理的制度与要素条件下可以通过引入新理念、新技术和新模式，扩大经营规模，采纳农业新技术，延伸产业链条，让农民从单一的生产者转变为价值链的参与者和受益者。这不仅直接创造了创业利润和就业岗位，更提升了农村土地和劳动力的价值，从而在根本上拓宽农民增收渠道，为弥合城乡收入差距提供了经济基础。
(二)政策启示
“十五五”时期，深入贯彻落实党的二十届四中全会精神，应以深化农村改革为根本动力，以县域城乡融合发展为切入点，激励各类人才下乡服务和创业就业，将乡村人才优势转化为发展优势，拓宽农民增收渠道，扎实推进共同富裕。
第一，大力开展县域农业创业活动，引导其有效发挥促农增收的积极效应。
应因地制宜引导各地开展县域农业创业活动，并加强创业活动的规范化管理，不断提升农业创业质量，防止创业红利过度向资本和精英群体集中，确保发展成果更多更公平惠及广大农民。要根据区域资源禀赋和产业基础差异，科学确定创业主体的类型与规模，优先鼓励发展中小型、面向农户的合作型创业组织。要通过引导资本、技术、人才等先进要素向有发展潜力的农业创业项目集聚，提高创业的就业带动与增收效应，逐步扩大其惠及农民的范围。要优化针对农业创业的扶持政策，搭建资源对接服务平台，提升创业质量，避免因同质化竞争或资源过度集中而导致城乡收入差距扩大。
第二，提高农业创业扶持政策效能，放大创业带动效应。
要加强创业政策扶持，强化全链条支持保障，提升政策配套能力。应坚持分类施策，针对不同县域的基础条件和发展环境提供差异化支持。要实施一揽子支持政策，落实创业税收优惠和创业补贴政策，着力加强普惠金融服务供给、创业技能培训和人才引进培育，缓解农业创业面临的融资与人才瓶颈。同时，要将农业创业扶持举措与乡村振兴、新型城镇化等战略紧密衔接，统筹推进农村基础设施建设和公共服务完善，为乡村引进人才及其家庭提供配套公共服务，营造良好的农业创业发展环境，进而增强其带动农民就业增收的效果。
第三，进一步深化农村综合改革，健全要素保障和优化配置体制机制。
深化农村土地制度改革，完善“三权分置”等配套政策，健全农地流转和确权登记制度，降低土地流转的交易成本和不确定性，完善乡村产业用地保障，为农业创业提供信息发布、交易鉴证、法律咨询等“一站式”服务。要大力推动农业领域的技术创新和扩散，推动技术要素下沉，畅通科技成果转化渠道，建立产学研用协同机制，增加政府在农业基础设施、科技推广等方面的投入，提高农业创业项目的技术水平，让农民创业者也能以较低成本获取先进技术和装备，提高生产效率。要深化城乡联动式改革，加快推进县域城乡融合发展，强化政府在资源配置和制度供给上的统筹协调作用，打通农业创业与土地、技术等要素改革的联动渠道，为农业创业提供全方位助力。