陳治國 李成友 宋玉蘭

一、引言

改革開放以來，我國逐步由以農(nóng)業(yè)就業(yè)為主的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會形態(tài)向以非農(nóng)就業(yè)為主的現(xiàn)代社會形態(tài)轉(zhuǎn)變，這一過程的具體表現(xiàn)就是農(nóng)村勞動力就業(yè)由以農(nóng)業(yè)就業(yè)為主的傳統(tǒng)就業(yè)模式過渡到以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)為主的“離土不離鄉(xiāng)”就業(yè)模式，最終演變?yōu)槿缃竦摹半x土又離鄉(xiāng)”就業(yè)模式，即農(nóng)村勞動力紛紛離開世代所依附的鄉(xiāng)村地區(qū)進入城市地區(qū)從事各類非農(nóng)工作，該“離土又離鄉(xiāng)”的勞動力流動現(xiàn)象是我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌內(nèi)在需求催生的必然產(chǎn)物，是鄉(xiāng)村社會轉(zhuǎn)變?yōu)槌青l(xiāng)社會呈現(xiàn)出的必然現(xiàn)象，是處于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中降低勞動力錯配程度、提高勞動力邊際生產(chǎn)率的合理選擇，更是面對人多地寡的過密型農(nóng)業(yè)，以及面對農(nóng)業(yè)自身弱質(zhì)性所引致的市場價格波動風險與自然災(zāi)害風險時，為了合乎家庭利益最大化農(nóng)戶理性決策行為的必然結(jié)果。并且得到了國家的大力支持與積極推動，早在2003年國務(wù)院辦公廳就發(fā)出《關(guān)于做好農(nóng)民進城務(wù)工就業(yè)管理和服務(wù)工作的通知》，將進城從業(yè)的農(nóng)戶作為“產(chǎn)業(yè)工人的重要組成部分”；2006年的中央一號文件《中共中央國務(wù)院關(guān)于推進社會主義新農(nóng)村建設(shè)的若干意見》進一步指出加快轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動力以及增加農(nóng)民務(wù)工收入的必要性與迫切性；2010年的中央一號文件《中共中央國務(wù)院關(guān)于加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度，進一步夯實農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)的若干意見》第一次明確提出了“新生代農(nóng)民工”問題，強調(diào)城市化進程中新生代農(nóng)民工社會保障與教育培訓的重要性；2019年的中央一號文件《中共中央國務(wù)院關(guān)于堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展做好“三農(nóng)”工作的若干意見》又進一步指出加大促進農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)的力度。要求落實更加積極的就業(yè)政策，加強就業(yè)服務(wù)和職業(yè)技能培訓，促進農(nóng)村勞動力多渠道轉(zhuǎn)移就業(yè)和增收。農(nóng)戶外出從業(yè)形成的農(nóng)民工群體作為“無限供給”的勞動力無疑是改革開放以來經(jīng)濟社會發(fā)展不可或缺的驅(qū)動力（王成利，2018），是我國現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人的主體和現(xiàn)代化建設(shè)的重要力量。在當前農(nóng)業(yè)工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化戰(zhàn)略與城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的大力推進下，會有更多的農(nóng)村剩余勞動力流向城市地區(qū)尋求就業(yè)，加上土地流轉(zhuǎn)制度的不斷完善，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶選擇外出從業(yè)無疑會進一步強化農(nóng)村勞動力外出流動的勢頭。由國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2019年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》數(shù)據(jù)可知，我國2019年的農(nóng)民工總量為2.91億人，比2018年增加了241萬人，其中離開戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的外出農(nóng)民工總量已達1.74億人，且進入城市從業(yè)的農(nóng)民工就高達1.35億人，外出務(wù)工農(nóng)戶月均收入也已達到3962元，比2018年增加226元，增長率為6.1%。由此可見，外出從業(yè)取得的非農(nóng)收入已成為“半工半耕”農(nóng)戶家庭收入的主要來源，尤其通過進入城市從業(yè)來改善家庭福利已成為農(nóng)戶的主要選擇路徑。并且在流向城市地區(qū)的過程中，因教育水平的不同，農(nóng)村勞動力流向的城市目的地以及在城市地區(qū)所從事的工作存在顯著差異，進而勢必會影響到勞動報酬，這表明教育因素會在外出從業(yè)決策行為影響農(nóng)戶家庭福利的過程中扮演重要角色，尤其隨著城市勞動力需求方對農(nóng)村勞動力綜合素質(zhì)要求的不斷提高，教育投資便成為提高勞動力工作機會以及工資水平的重要機制，舒爾茨就曾指出教育水平的變化將會影響勞動力流動所產(chǎn)生的福利改進效應(yīng)，不過該角色的作用效果以及作用機制具體如何有待通過實證分析來予以揭示，也是當前“三農(nóng)”問題的焦點，對該課題的破解是“三農(nóng)”問題得以解決的一條有效出路。鑒于此，本研究試圖基于教育水平的門檻效應(yīng)模型來驗證教育水平作用下農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對其家庭福利的非線性影響效應(yīng)，并在此基礎(chǔ)上揭示教育影響農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為改善家庭福利的作用機制，以期提出最大化農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利改進效應(yīng)的政策啟示。

二、文獻回顧

農(nóng)戶外出從業(yè)是鄉(xiāng)村社會變遷的必然現(xiàn)象，是城市地區(qū)預期收入大于農(nóng)村地區(qū)預期收入以及勞動力流動成本不斷下降的情勢下農(nóng)戶尋求家庭福利改善的有效路徑（Todaro，1969；Carrington et al.，1996；李強，2014），而對于農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利影響效應(yīng)的相關(guān)研究，縱覽既有學界研究成果，主要體現(xiàn)在如下五個方面：（1）研究認為外出務(wù)工能夠直接為農(nóng)戶家庭帶來家庭收入，改善家庭福利水平。Zhao（1999）研究發(fā)現(xiàn)作為外出就業(yè)的農(nóng)民工，其收入往往要比當?shù)剞r(nóng)村地區(qū)非農(nóng)部門和農(nóng)業(yè)部門勞動力的收入高得多；姚懿桐等（2015）研究認為外出務(wù)工之所以使農(nóng)戶家庭總收入增加，主要在于非農(nóng)生產(chǎn)收入的增加幅度顯著高于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入的減少幅度；錢紅麗（2017）研究得出農(nóng)戶外出務(wù)工具有顯著的家庭收入增長效應(yīng)，可縮小城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)論；此外，貧困農(nóng)戶外出務(wù)工能降低農(nóng)戶家庭的貧困脆弱性，使貧困農(nóng)戶家庭脫貧（高若晨、李實，2018）。（2）研究認為外出務(wù)工不僅能直接為農(nóng)戶家庭帶來收益，且可在家庭創(chuàng)業(yè)方面發(fā)揮效應(yīng)，實現(xiàn)家庭福利的持續(xù)改進。徐超等（2017）認為有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶可利用其工作經(jīng)驗、技能、資金以及社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系等來實施創(chuàng)業(yè)行為，從而帶來家庭福利的持續(xù)改進；孔祥利和陳新旺（2018）指出外出就業(yè)農(nóng)戶可通過積累的資本和工作經(jīng)歷等資源稟賦在家鄉(xiāng)進行創(chuàng)業(yè)，不僅可提升其家庭福利水平，也會給家鄉(xiāng)帶來創(chuàng)業(yè)文化和創(chuàng)業(yè)氛圍。戚迪明和劉玉俠（2018）則研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的效果受制于政府政策的影響。（3）研究認為農(nóng)戶外出從業(yè)雖可改善農(nóng)戶家庭福利，但會對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生沖擊進而影響農(nóng)業(yè)收入，使得農(nóng)戶家庭總收入不穩(wěn)定。錢文榮（2015）研究認為農(nóng)戶外出務(wù)工雖然可以增加農(nóng)戶非農(nóng)收入改進農(nóng)戶家庭福利，卻會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)帶來一定沖擊；錢龍等（2018）、鄒杰玲等（2018）則具體指出外出務(wù)工行為會使得家庭耕種模式和種植結(jié)構(gòu)趨于單一化，不利于可持續(xù)農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用，引致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)滑向粗放式，進而影響農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入；鄭黎義（2010）基于江西省的微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶外出從業(yè)會使其家庭過于側(cè)重于勞動力不密集的農(nóng)作物生產(chǎn)，從而放棄了其它能帶來更高收入的農(nóng)作物生產(chǎn)，不利于家庭福利的可持續(xù)改進；鄭祥江（2016）根據(jù)西南地區(qū)微觀數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶外出務(wù)工強化了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力約束，導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，使農(nóng)業(yè)產(chǎn)出風險增大，進而給家庭收入帶來負面影響。（4）研究認為外出從業(yè)雖可獲得較多的非農(nóng)收入，但會給家中留守人員帶來一系列負面影響，不利于家庭總體福利的改善。家庭中核心勞動力外出，破壞了家庭的正常功能，不僅影響夫妻間感情，也會影響留守老人的身體健康、留守孩子的正常教育與健康成長（曹廣忠等，2013）。連玉君等（2015）通過實證研究指出子女外出務(wù)工造成父母健康狀況和生活滿意度出現(xiàn)下降；劉暢等（2017）則指出雖然外出務(wù)工行為影響了留守老人的身心健康，但增加的經(jīng)濟支持會消除該負面影響；魏東霞和譫新民（2018）實證分析發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工的親子分離會給孩子精神健康帶來顯著的消極影響。（5）研究指出農(nóng)戶雖可憑借外出工作獲得的工資報酬來改善農(nóng)戶家庭福利，但該工作機會及工資報酬卻受制于農(nóng)戶教育情況的影響。展進濤和黃宏偉（2016）認為農(nóng)戶正規(guī)教育與技能培訓為農(nóng)戶外出務(wù)工提供了較多的工作機會，且實證研究發(fā)現(xiàn)技能培訓能夠顯著提高農(nóng)戶外出務(wù)工的工資水平；石智雷（2017）認為教育水平較高的農(nóng)戶可憑借其可觀的人力資本獲得職位的晉升，進而獲得高工資報酬，實現(xiàn)家庭福利改善；譚華清等（2018）則認為農(nóng)村地區(qū)較高的平均教育程度可通過增強農(nóng)民工的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系來提升農(nóng)民工外出就業(yè)的機會，不過也指出平均教育程度的提高也會通過促進當?shù)仄髽I(yè)的發(fā)展來抑制當?shù)剞r(nóng)戶外出。

由以上既有文獻可知，學者們已初步揭示了農(nóng)戶外出就業(yè)與農(nóng)戶家庭福利之間的密切關(guān)系，也意識到了教育在強化兩者關(guān)系過程中具有不可忽視的作用，但現(xiàn)有研究仍然存在以下缺陷：（1）并沒有將教育因素合理地置于計量模型中考察教育在提高外出從業(yè)農(nóng)戶家庭福利的過程中具體發(fā)揮的效應(yīng)，即簡單地將教育作為自變量來估計其對外出農(nóng)戶家庭福利的影響效應(yīng)；（2）實證分析也沒有考察教育影響家庭福利的門檻效應(yīng)；（3）僅以某局部地區(qū)作為實證分析樣本，這勢必存在較大的估計誤差；（4）更多是從農(nóng)村教育環(huán)境方面來實證分析教育的作用效果，未能從農(nóng)戶視角出發(fā)進行微觀探析；（5）現(xiàn)有研究也沒有全面細致地揭示教育對外出就業(yè)農(nóng)戶家庭福利的作用機制。為此，本研究則基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，以農(nóng)戶教育水平為門檻變量構(gòu)建門檻效應(yīng)模型，通過農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的非線性影響效應(yīng)來探析教育所發(fā)揮的作用，并深入揭示教育影響農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為改善家庭福利的作用機制，以期對教育與外出就業(yè)農(nóng)戶家庭福利之間的關(guān)系有更深入的認識，為持續(xù)改善外出就業(yè)農(nóng)戶家庭的福利水平提供有效的政策啟示。

三、模型設(shè)定與估計方法

（一）模型設(shè)定

為了有效探析外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的非線性影響效應(yīng)，本研究以農(nóng)戶教育水平為門檻變量，基于Hansen（2000）的門檻回歸模型設(shè)計思路，通過構(gòu)建橫截面門檻效應(yīng)模型來探究外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的非線性影響效應(yīng)。該門檻效應(yīng)模型具體設(shè)定如下：

其中，Yi表示農(nóng)戶i的家庭收入變量，Outwi為測度農(nóng)戶外出決策行為的核心自變量，Xi為模型的一組控制變量，Eduyeari為設(shè)定的用以表示農(nóng)戶教育水平的門檻變量，αi為常數(shù)項，β1、β2、μ為待估參數(shù)，εi為隨機干擾項，I（·）為示性函數(shù)，當括號內(nèi)的表達式為真，取值為1，否則為0，ρ為門檻值。

（二）估計方法

針對構(gòu)建的門檻效應(yīng)模型，為了搜尋最優(yōu)門檻值，具體根據(jù)給定的門檻值ρ來對門檻模型進行估計，利用得到的模型估計系數(shù)來獲得模型的殘差平方和S1（ρ），當給定門檻值越逼近真實的門檻值時，得到的殘差平方和S1（ρ）則會越小，最小的殘差平方和S1（）對應(yīng)著最優(yōu)的門檻值。為此，我們能夠運用柵格搜索法連續(xù)給定門檻值ρ來得到最小的殘差平方和S1（），進而搜尋到最優(yōu)的門檻值，即＝ argρminS1（ρ）。

獲得門檻值并估計出門檻回歸參數(shù)后，還需進行門檻效應(yīng)檢驗，以確保該門檻效應(yīng)是存在的。因此，繼續(xù)采取Bootstrap抽樣法模擬LM檢驗對門檻效應(yīng)進行檢驗。第一步針對門檻效應(yīng)模型建立原假設(shè)H0：β1＝β2（無門檻效應(yīng)），且備擇假設(shè)為H1：β1≠β2（存在門檻效應(yīng)），構(gòu)造F統(tǒng)計量為原假設(shè)的殘差平方和，S1（）為備擇假設(shè)的殘差平方和，為殘差的方差，并運用Bootstrap抽樣法模擬LM檢驗F統(tǒng)計量的漸進分布及其臨界值，進而估計得到基于LR檢驗的P值，若P值小于0.1，則表明至少存在一個門檻值。第二步在驗證門檻效應(yīng)顯著存在的基礎(chǔ)上，為了檢驗門檻效應(yīng)的真實性，進一步對估計的門檻值與真實的門檻值ρ進行一致性檢驗，并得到的置信區(qū)間，其中構(gòu)建的LR檢驗統(tǒng)計量的形式為則拒絕原假設(shè)H0：ρ＝ρ0，表明估計的門檻值不是真實有效的，否則就真實有效，其中α為顯著性水平。

四、變量選取及數(shù)據(jù)來源

本研究選用農(nóng)戶家庭可支配收入作為農(nóng)戶家庭福利水平的測度指標，用戶主外出從業(yè)時間作為測度農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為的核心自變量，門檻變量為戶主受正規(guī)教育的年數(shù)，選取影響農(nóng)戶家庭福利水平的控制變量主要有戶主個體特征變量、家庭特征變量、借貸行為特征變量及土地流轉(zhuǎn)決策變量等四類特征變量，且各特征變量指標選取具體如下：一是戶主個體特征變量，主要有戶主年齡、戶主婚姻狀況及戶主姊妹個數(shù)；二是家庭特征變量，主要有家庭總耕地面積、家庭農(nóng)忙天數(shù)、家庭負債余額、家庭手持現(xiàn)金、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)凈值、是否有養(yǎng)老保險、是否有醫(yī)療保險、是否有低保救濟、是否加入農(nóng)業(yè)合作組織；三是借貸行為特征變量，主要用是否有民間借貸來表示；四是家庭土地流轉(zhuǎn)決策變量，主要有轉(zhuǎn)出農(nóng)地面積、轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積。

本研究所用數(shù)據(jù)取自于中國家庭收入項目調(diào)查（CHIP）2013數(shù)據(jù)庫，根據(jù)該數(shù)據(jù)庫的樣本質(zhì)量以及可代表性，選取有效樣本1806個，調(diào)查點主要有北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、山東、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、云南、甘肅14個省市的農(nóng)村地區(qū)，樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計特征及具體說明見表1。

表1 模型所涉變量描述性統(tǒng)計特征

五、 實證估計結(jié)果及經(jīng)驗分析

（一）門檻數(shù)量的確定與門檻值的估計

本研究以0.15作為柵格化水平采用柵格搜索法連續(xù)給定門檻估計值，搜尋最小的殘差平方和對應(yīng)的最優(yōu)門檻估計值，運用Bootstrap抽樣法反復抽樣500次，以驗證門檻效應(yīng)的顯著性，表2顯示了門檻效應(yīng)檢驗的F值及其對應(yīng)的P值。單門檻檢驗的F值及其P值分別為36.563和0.000，表明在1%的顯著性水平上拒絕無門檻效應(yīng)的原假設(shè)H0，驗證了門檻效應(yīng)的存在性。同時雙門檻檢驗的F值及其P值分別為1.298和0.197，表明接受只有一個門檻的原假設(shè)H0。因此，可得本研究有一個門檻變量，構(gòu)建的模型屬于單門檻效應(yīng)模型。

表2 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

運用單門檻效應(yīng)模型進行實證估計，可得門檻估計值為9，其95%的置信區(qū)間為（8，11），此置信區(qū)間較窄，表明所得到的門檻估計值是比較準確的。并從圖1可見，該門檻估計值對應(yīng)的似然比值（LR）非常小，保證其小于顯著性水平為5%情形下的臨界值7.35，因此接受了該門檻估計值真實有效的原假設(shè)，表明本文構(gòu)建的單門檻效應(yīng)模型的最優(yōu)門檻值為9。

圖1：教育水平的門檻估計值與置信區(qū)間

（二）門檻效應(yīng)模型估計結(jié)果及經(jīng)驗分析

門檻效應(yīng)模型實際上屬于分段函數(shù)模型，對于本研究的單門檻效應(yīng)模型，分段回歸估計的實證結(jié)果見表3。由表3的模型（1）可知，當農(nóng)戶受正規(guī)教育的年數(shù)小于等于9年時，農(nóng)戶外出從業(yè)時間與農(nóng)戶家庭可支配收入存在正相關(guān)關(guān)系，盡管該關(guān)系并不顯著；而從模型（2）可見，當農(nóng)戶受正規(guī)教育的年數(shù)大于9年時，農(nóng)戶外出從業(yè)時間不僅與農(nóng)戶家庭可支配收入在10%的顯著性水平上存在正相關(guān)關(guān)系，且農(nóng)戶外出從業(yè)時間對農(nóng)戶家庭可支配收入的估計系數(shù)為0.0322，顯著大于模型（1）中的估計系數(shù)0.0038。因此表明農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為與農(nóng)戶家庭福利存在正相關(guān)關(guān)系，且較高的農(nóng)戶教育水平提高了農(nóng)戶人力資本水平，有利于提升農(nóng)戶外出從業(yè)活動對家庭福利水平的改善效應(yīng)，尤其當農(nóng)戶的教育水平高于9年義務(wù)教育的初中畢業(yè)水平時，農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利水平的改善效應(yīng)更加有效。較高的教育水平之所以能夠提升外出從業(yè)活動對農(nóng)戶家庭福利的促進效應(yīng)，主要在于具備較多文化知識的農(nóng)戶更易于在城市地區(qū)的高薪水行業(yè)找到工作獲得可觀收益，教育水平越高的農(nóng)戶通常具有良好的綜合素養(yǎng)、較高的學習能力以及腦力型實際操作能力，且對于工作機遇的把握能力也較高，尤其對于高中以上學歷的農(nóng)戶來說，其更易受城市地區(qū)用人單位的青睞，其不僅能夠較好地按質(zhì)按量完成勞動力需求方的各類業(yè)務(wù)項目，與勞動力需求方建立起良好的溝通協(xié)調(diào)機制，且對于工作安全事項等方面的規(guī)范要求也執(zhí)行得不錯，免除了用人單位的后顧之憂。反之，教育水平較低的農(nóng)戶往往在城市地區(qū)從事低層次的體力型業(yè)務(wù)活動，不僅待遇較差，且往往被用人單位拖欠工資，由于農(nóng)戶教育水平低也不會依法維權(quán)，辛苦了一年往往得不到自己應(yīng)有的收益，從而對家庭福利的改善不明顯。教育水平較低的部分農(nóng)戶在招聘信息搜尋等方面也不及教育水平高的農(nóng)戶，從而使得低教育水平農(nóng)戶難以有較多的就業(yè)選擇，不利于其福利水平的改進。由此可知，教育水平可通過作用于農(nóng)戶外出從業(yè)項目來影響家庭福利，教育水平越高農(nóng)戶外出從業(yè)活動給農(nóng)戶家庭帶來的福利越多，跨過9年義務(wù)教育門檻值后，該正向影響效果更加顯著，此實證結(jié)果表明農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的作用效果顯著受教育水平的影響，也有效表達了教育對農(nóng)戶家庭福利的間接作用機制，即教育通過外出從業(yè)活動改善農(nóng)戶家庭福利的作用機制。

表3 門檻效應(yīng)模型估計結(jié)果

考察控制變量的作用效果時，由農(nóng)戶個體特征變量的作用效果可見，戶主年齡對家庭可支配收入的影響在門檻值兩側(cè)有相反的效果，受教育年數(shù)小于等于門檻值時，戶主年齡越大農(nóng)戶家庭可支配收入越多，而當跨過門檻值后，年齡越大農(nóng)戶家庭可支配收入越少，雖然該效果在統(tǒng)計檢驗上不顯著。究其原因在于教育水平不高的農(nóng)戶通常更多依賴生活經(jīng)驗和構(gòu)建起的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)來指導農(nóng)業(yè)和非農(nóng)經(jīng)營活動，年齡越大其經(jīng)驗會更加豐富、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)會越廣越強，進而可保障其有穩(wěn)定可觀的收入。而教育水平較高的農(nóng)戶依托腦力型勞動獲得的收益會因年齡增長所引致的精力下降和年輕知識型勞動力的替代呈現(xiàn)出下降趨勢；同時也發(fā)現(xiàn)戶主的婚姻狀況與姊妹數(shù)均在門檻兩側(cè)對農(nóng)戶家庭可支配收入有正向影響，不過跨過門檻值后已婚對家庭可支配收入的正向促進效應(yīng)不及未跨過門檻時的效果，跨過門檻值后姊妹數(shù)對家庭可支配收入的正向促進效應(yīng)卻高于未跨過門檻時的效果，即使這些效果也在統(tǒng)計檢驗上不顯著。究其原因在于已婚的農(nóng)戶更有家庭責任感，會激勵自己獲得更多收入來滿足家庭各項開支，而教育水平高的已婚農(nóng)戶相對不會受家庭責任的束縛把全部精力投入到收入最大化的工作上，其更多會追求自我價值的實現(xiàn)來選擇工作，因此已婚帶來的效應(yīng)不及教育水平不高的農(nóng)戶；姊妹數(shù)越多可為家庭在勞動力、資金等方面帶來更多的幫扶，尤其當農(nóng)戶外出務(wù)工不在家時，家鄉(xiāng)姊妹的幫助更彌足珍貴，進而利于家庭福利改進。且教育水平越高的農(nóng)戶更會處理姊妹關(guān)系，不會為個人私利犧牲姊妹利益，姊妹之間的相互幫助相對較多，自然其家庭從姊妹幫扶中獲得的收益更多。

由農(nóng)戶家庭特征變量的影響效應(yīng)可見，當未跨過門檻值時，家庭總耕地面積在1%的顯著性水平上對農(nóng)戶家庭可支配收入有正向促進效應(yīng)，而跨過門檻值后家庭總耕地面積對農(nóng)戶家庭可支配收入有抑制作用，在于教育水平較低的農(nóng)戶家庭對農(nóng)地的依附性較強，即使其外出務(wù)工也需要農(nóng)產(chǎn)品收益來保持穩(wěn)定的家庭收入。教育水平高的農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入相對可觀，對農(nóng)地的依附性不強，當農(nóng)地流轉(zhuǎn)機制仍然不完善的情勢下，較多的農(nóng)地反而是一種束縛，農(nóng)地的投入產(chǎn)出不及其從事非農(nóng)業(yè)務(wù)所獲得的收益，雖然農(nóng)地束縛產(chǎn)生的福利抑制效應(yīng)在統(tǒng)計檢驗上不顯著；家庭農(nóng)忙天數(shù)對農(nóng)戶家庭可支配收入的影響在不同教育水平層次的農(nóng)戶家庭存在異質(zhì)性，教育水平高的農(nóng)戶家庭更會協(xié)調(diào)農(nóng)忙與外出務(wù)工活動沖突，農(nóng)業(yè)收益與外出務(wù)工收益都較為可觀，而教育水平低的農(nóng)戶家庭協(xié)調(diào)能力不強，往往因更多農(nóng)忙時間影響到正常的外出務(wù)工活動，請假回家開展農(nóng)忙活動會導致用人單位克扣其工資和獎勵，嚴重時會失去外出工作，進而不利于家庭福利的改善；家庭負債余額在門檻值兩側(cè)均在1%的顯著性水平上對農(nóng)戶家庭可支配收入有正向影響，主要在于較多的負債會激勵農(nóng)戶努力工作獲取更多收入來滿足家庭開支與未來的債務(wù)償還，且債務(wù)若用于擴大再生產(chǎn)經(jīng)營活動會使農(nóng)戶家庭福利改善的促進效應(yīng)更加強烈，同時發(fā)現(xiàn)跨過門檻值時，負債余額對福利增進的促進效應(yīng)更加顯著，在于教育水平高的農(nóng)戶家庭更在乎自身信譽，對契約的執(zhí)行度較高，為了能夠及時償還債務(wù)有更強的奮進之心；家庭手持現(xiàn)金在門檻值兩側(cè)均在1%的顯著性水平上也對農(nóng)戶家庭可支配收入有正向影響效應(yīng)，且教育水平較高農(nóng)戶家庭手持現(xiàn)金越多產(chǎn)生的福利效應(yīng)越大，主要在于外出務(wù)工的工資收入發(fā)放有時間效應(yīng)，家庭的諸多開支必須依靠及時性的手持現(xiàn)金來保障，當手持現(xiàn)金充裕時，農(nóng)戶也會安心去外面從事工資定期發(fā)放的工作來改進家庭福利，教育水平較高的農(nóng)戶更會有耐心搜尋優(yōu)質(zhì)的工作崗位獲取更多的收入，盡管流動性偏好一定程度上會抑制福利水平的提升；農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)凈值在10%的顯著性水平上對教育水平較低農(nóng)戶家庭的可支配收入有正向影響，在1%的顯著性水平上對教育水平較高農(nóng)戶家庭的可支配收入存在負向影響，究其原因主要在于教育水平較低的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的依賴性較高，農(nóng)業(yè)收益仍然占比較高，較高的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)有助于農(nóng)業(yè)增收，而教育水平較高的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的依賴性較低，較多的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)反而是資源浪費、是福利的損失；購買養(yǎng)老保險對較低教育水平農(nóng)戶家庭的可支配收入有負向影響，對較高教育水平農(nóng)戶家庭的可支配收入?yún)s有正向影響，即使在統(tǒng)計檢驗上不顯著。主要在于養(yǎng)老保險繳費會帶來福利的損失，但養(yǎng)老金卻只能在繳夠年限且超過一定年齡后方能按月領(lǐng)取，尤其是部分家庭一次性補繳養(yǎng)老保險勢必會對家庭收入帶來較大沖擊，這些效果往往在教育水平低的農(nóng)戶家庭會體現(xiàn)出來，而教育水平高的農(nóng)戶家庭會考慮購買養(yǎng)老保險能夠解決自己未來的養(yǎng)老問題，理性決策安排下自然會將本該用于養(yǎng)老的預防性資金釋放出來配置到生產(chǎn)經(jīng)營項目中，從而實現(xiàn)家庭福利的改進；購買醫(yī)保在1%的顯著性水平上對較低教育水平農(nóng)戶家庭的可支配收入有正向影響，對較低教育水平農(nóng)戶家庭的可支配收入有負向影響，盡管該負向影響統(tǒng)計學上不顯著，主要在于教育水平較低的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的依附性強，在家鄉(xiāng)生活的時間比較久，生病就醫(yī)的開支可報銷一定費用，無需為看病就醫(yī)準備較多資金，進而利于家庭福利改進。而教育水平較高的農(nóng)戶憑借著學歷優(yōu)勢在城市地區(qū)能夠體面生存，在家鄉(xiāng)生活的時間較短，購買醫(yī)療保險卻不能在城市地區(qū)報銷，返回家鄉(xiāng)就醫(yī)又比較麻煩，因而不僅醫(yī)保費用支出降低了家庭可支配收入，且得不到報銷的看病就醫(yī)費用也會降低家庭福利；加入農(nóng)業(yè)合作組織在5%的顯著性水平上對教育水平低的農(nóng)戶家庭可支配收入有正向影響，在5%的顯著性水平上對教育水平高的農(nóng)戶家庭有負向影響，主要在于教育水平低的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)依附性強，加入農(nóng)業(yè)合作組織有利于指導其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動及農(nóng)產(chǎn)品銷售，而教育水平高的農(nóng)戶家庭即使加入農(nóng)業(yè)合作組織也因農(nóng)業(yè)依附性不高而得不到較多利益，現(xiàn)實中存在常年待在農(nóng)村的教育水平低的合作組織帶頭人充當買賣能力的經(jīng)紀人，其不顧其他組織成員的利益，壓低農(nóng)產(chǎn)品收購價格，對于教育水平高并能生產(chǎn)出品質(zhì)優(yōu)良農(nóng)產(chǎn)品的農(nóng)戶家庭而言，加入農(nóng)業(yè)合作組織反而對其不利，且合作社還存在農(nóng)業(yè)種植大戶主導、合作松散無序、農(nóng)戶獲利不均的現(xiàn)象，教育水平高的農(nóng)戶外出離家時間較多，存在利益被其他組織成員擠占的現(xiàn)象。

由農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策變量的影響效應(yīng)可見，轉(zhuǎn)出農(nóng)地在門檻值兩側(cè)均對家庭可支配收入有負向影響，轉(zhuǎn)入農(nóng)地在門檻值兩側(cè)均對家庭可支配收入有正向影響，盡管均在統(tǒng)計學上不顯著。表明無論農(nóng)戶教育水平高低，只要農(nóng)地沒有全部轉(zhuǎn)包出去，轉(zhuǎn)出農(nóng)地降低了農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平，短期則會給農(nóng)戶家庭福利改進帶來負面影響，且針對農(nóng)地較少農(nóng)戶家庭與無地農(nóng)戶家庭的制度保障仍不健全，來源于農(nóng)地的可持續(xù)生計的缺失會抑制農(nóng)戶福利改善。而轉(zhuǎn)入農(nóng)地則會增加規(guī)模化經(jīng)營水平，有利于改進農(nóng)戶家庭福利，且教育水平高的農(nóng)戶針對農(nóng)地規(guī)模的變化能夠快速改變經(jīng)營方式，從而在估計系數(shù)上比教育水平低的農(nóng)戶明顯。與此同時，由農(nóng)戶家庭借貸特征變量可知，民間借貸對教育水平低農(nóng)戶家庭的可支配收入有正向影響，對教育水平低農(nóng)戶家庭的可支配收入有負向影響，盡管在統(tǒng)計檢驗上不顯著。究其原因主要在于民間借貸能夠解決教育水平低農(nóng)戶家庭的資金難題，利于其開展正常的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，幫助其改善福利，且能夠得到民間信貸資金也意味著該農(nóng)戶家庭關(guān)系網(wǎng)絡(luò)較好、自生能力比較強。而教育水平高的農(nóng)戶家庭通常不到拮據(jù)時不會選擇民間私人借貸，往往是遇到了諸如家中成員有大病、婚喪嫁娶等特別困難情形下才會選擇民間借貸，所借資金并不能改善福利，反而接下來會限制正常的生產(chǎn)經(jīng)營行為，因而對家庭福利有一定負面影響。

（三）穩(wěn)定性檢驗

為了確保實證估計結(jié)果的穩(wěn)定性，本研究繼續(xù)用農(nóng)戶學歷替換受教育年數(shù)來考察教育水平作為門檻變量影響外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的作用效果，對學歷變量（XUELI）數(shù)據(jù)的處理，將未上過學、小學、初中、高中、職高或技校、中專、大專、大學本科、研究生由低到高依次設(shè)置為1、2、3、…、9，實證估計結(jié)果見表4。由表4可知，當農(nóng)戶學歷大于3，即農(nóng)戶具有初中以上學歷時，農(nóng)戶外出從業(yè)時間與農(nóng)戶家庭可支配收入在10%的顯著性水平上存在正向關(guān)系；農(nóng)戶不超過初中學歷時，雖然農(nóng)戶外出從業(yè)行為對農(nóng)戶家庭福利有正向影響，但影響效果不及初中以上學歷。與此同時，本研究繼續(xù)用分段回歸模型進行實證分析，且由于控制變量中存在較多的二值型變量，用泊松偽極大似然估計法的分段回歸估計更具穩(wěn)健性，因此本研究繼續(xù)用泊松偽極大似然估計法的分段回歸模型進行實證檢驗，估計結(jié)果見表5。由表5可見，模型（2）的系數(shù)顯著大于模型（1）的系數(shù)，且模型（2）的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著，表明受教育年數(shù)高于9年時，即具有初中以上學歷的農(nóng)戶家庭外出從業(yè)獲得的收入較為可觀，進一步驗證了門檻效應(yīng)的存在。由此可見，通過穩(wěn)定性檢驗仍然得出了相同的估計結(jié)果，進而驗證了本實證研究結(jié)果的可靠性，即教育水平顯著影響了農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的影響，教育水平越高，農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的正向影響效果越顯著，表明農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的作用效果確實顯著地受教育水平的影響，也充分揭示了農(nóng)戶教育對農(nóng)戶家庭福利的間接作用機制，即教育通過影響農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為來改善農(nóng)戶家庭福利的作用機制。

表4 門檻效應(yīng)穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

表5 泊松偽極大似然估計法的分段回歸模型檢驗結(jié)果

（四）教育影響農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為改善家庭福利的作用機制

以上實證研究驗證了農(nóng)戶教育有通過影響農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為來改善農(nóng)戶家庭福利的作用機制。該作用機制具體表現(xiàn)在：（1）良好的教育水平提高了農(nóng)戶人力資本水平，且農(nóng)戶外出獲得的視野對其的開化會進一步增進其人力資本水平，從而教育與勞動力外出決策行為的混合效應(yīng)可為外出務(wù)工農(nóng)戶提供更多工作機

會，使其易于尋找到高報酬的工作。城市地區(qū)用人單位越來越偏好于選擇學歷高、綜合素質(zhì)好的農(nóng)村勞動力為自己提供服務(wù)，使用該層次農(nóng)村勞動力可以得到優(yōu)質(zhì)服務(wù)，愿意為農(nóng)戶提供較高的勞動報酬，且諸多技能型、腦力型的工作一般要求勞動者必須有一定知識技能才能夠參與。因此，面臨高報酬的勞動服務(wù)需求，勞動需求方會首選教育水平高的農(nóng)戶，進而該群體農(nóng)戶可以獲得可觀的勞動報酬來改善家庭福利，且勞動需求方對人力資本水平較高農(nóng)戶的需求與該群體農(nóng)戶的高質(zhì)量服務(wù)會強化雙方之間的匹配，形成正反饋效應(yīng)。（2）教育水平高的農(nóng)戶能利用其知識優(yōu)勢及時得到報酬優(yōu)厚、勞動強度不高的招聘信息，進而快速順利地進入待遇好工作輕松的崗位。教育水平高的農(nóng)戶懂得如何搜尋就業(yè)信息，會利用電腦網(wǎng)絡(luò)平臺、手機訊息等途徑及時獲取招聘信息，而教育水平低的農(nóng)戶不是去城市勞動力市場等待打零工機會，就是依靠認識的熟人、本村鎮(zhèn)的包工頭等找到勞動強度高、報酬低的工作，因而其家庭福利改進不及教育水平高的農(nóng)戶家庭。（3）教育水平高的農(nóng)戶外出從業(yè)有更多的崗位晉升機會，進而能得到家庭福利的顯著改進。無論是從事體力型還是技能型、腦力型勞動，高學歷農(nóng)戶均比低學歷農(nóng)戶有更多的晉升機會，從普通員工晉升到管理層人員無疑會顯著提升高學歷農(nóng)戶的薪資水平，不僅短時期內(nèi)提高了農(nóng)戶收入，且管理層的崗位會提升農(nóng)戶的發(fā)展空間，增加了其不可或缺性，即使更換單位，管理層的工作經(jīng)驗也會使其有更多的選擇空間，從而可帶來其家庭福利的持續(xù)改進。（4）教育水平高的農(nóng)戶外出從業(yè)后仍然能夠很好地平衡家中事務(wù)，并不會影響其外出工作的勞動報酬。教育水平高的農(nóng)戶外出從事的工作相對比較正規(guī)、有保障，且其有一定的談判溝通能力，對于農(nóng)忙時節(jié)或家中急需處理的特殊事務(wù)能夠向用人單位正常請假，該過程不會影響其工資發(fā)放和獎金的領(lǐng)取。而教育水平低的農(nóng)戶通常工作環(huán)境較差，文化知識不夠也使其處于談判弱勢，一旦因家中事務(wù)回老家則會出現(xiàn)被用人單位克扣工資、取消獎金的事情，嚴重時甚至會被用人單位故意拖欠工資，現(xiàn)實中農(nóng)民工討薪事件時有發(fā)生，辛苦忙活了一年但得不到應(yīng)有的報酬，因而家庭福利得不到較大改善。（5）教育水平高的農(nóng)戶更易將外出從業(yè)所得資金配置到更加合理的地方實現(xiàn)收入增值。教育水平高的農(nóng)戶往往能將所得資金配置到家中最能創(chuàng)收的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目中，且外出從業(yè)也開闊了農(nóng)戶的視野與見識，容易學會如何將閑置資金配置到農(nóng)村更有前景的項目上。再有就是即使不用于農(nóng)業(yè)投資也會購買各類金融機構(gòu)的理財產(chǎn)品來保值增值，實現(xiàn)家庭福利改進。而教育水平低的農(nóng)戶受文化知識限制不懂得如何投資理財，在通貨膨脹時代，其外出辛苦所得的收入只能面臨貶值，甚至有些農(nóng)戶在城市地區(qū)禁不住各種誘惑將外出勞動報酬的不小比重圖一時之快消費掉，也有部分農(nóng)戶賭博輸?shù)粜量喃@得的外出勞動收入，從而其家庭福利的改善不及教育水平高的農(nóng)戶家庭。

六、主要結(jié)論與政策啟示

基于CHIP微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，本研究以農(nóng)戶教育水平為門檻變量，構(gòu)建門檻效應(yīng)模型實證估計了外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的非線性影響效應(yīng)，實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為與農(nóng)戶家庭福利存在正相關(guān)關(guān)系，且當農(nóng)戶受正規(guī)教育年數(shù)大于9時，農(nóng)戶外出從業(yè)時間對農(nóng)戶家庭可支配收入在10%的顯著性水平上有正向影響，而當受正規(guī)教育年數(shù)小于等于9時，該正向影響效果在統(tǒng)計檢驗上不顯著且估計系數(shù)相對較小，表明農(nóng)戶教育水平顯著影響了外出從業(yè)決策行為對其家庭福利的作用效果。（2）用農(nóng)戶學歷替換受正規(guī)教育年數(shù)實證分析后上述結(jié)論仍然成立，驗證了門檻效應(yīng)模型估計結(jié)果的穩(wěn)定性，檢驗結(jié)果表明農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為對農(nóng)戶家庭福利的作用效果確實顯著地受教育水平的影響，也充分揭示了農(nóng)戶教育對其家庭福利的間接作用機制，并對教育影響農(nóng)戶外出從業(yè)決策行為改善農(nóng)戶家庭福利的作用機制進行了細致分析。（3）從控制變量影響效果分析來看，家庭耕地總面積、家庭金融資產(chǎn)狀況、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)凈值、購買醫(yī)療保險、加入農(nóng)業(yè)合作組織等因素對農(nóng)戶家庭可支配收入的影響也顯著受農(nóng)戶教育水平的影響。

基于以上實證研究結(jié)論，本研究有如下政策啟示：一是鼓勵農(nóng)村勞動力外出從事非農(nóng)工作增加農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入。農(nóng)戶外出務(wù)工符合鄉(xiāng)村社會變遷規(guī)律，是改進農(nóng)戶家庭福利的有效路徑，政府要支持“半工半耕”農(nóng)戶外出從業(yè)獲得更多的非農(nóng)收入。因此需在城市地區(qū)搭建起與農(nóng)村地區(qū)實時溝通的互動式農(nóng)村勞動力就業(yè)信息服務(wù)平臺，為農(nóng)村勞動力提供各類就業(yè)信息，讓農(nóng)村勞動力與城市勞動力需求及時有效地匹配起來；同時要消除城鄉(xiāng)間、城市間勞動力市場的分割，降低勞動力市場壁壘，讓農(nóng)戶在各城市之間能夠自由選擇就業(yè)最大化其工資收益，并能享受到城市地區(qū)的社會保障，與本地勞動力擁有同等待遇，徹底將農(nóng)戶從身份制的束縛中解放出來，進而影響農(nóng)戶積極地外出從業(yè)。二是加大農(nóng)村教育資源投入，提高農(nóng)戶教育水平，使農(nóng)戶外出從業(yè)有更多選擇權(quán)、能夠獲得更多勞動報酬。加大針對農(nóng)戶的正規(guī)教育與技能培訓的投入力度，面向農(nóng)戶提供以學校基礎(chǔ)教育為主的正規(guī)教育，在基礎(chǔ)教育操作中不僅要面向農(nóng)戶設(shè)置實用性、針對性的教育課程，政府還應(yīng)下?lián)軐ｍ椯Y金，用于學校創(chuàng)造條件讓農(nóng)戶與教師、相關(guān)專家建立起良好關(guān)系，以便教師、專家能夠為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動與就業(yè)提供實時幫助。并組織各方力量開展面向農(nóng)戶的職業(yè)技能教育培訓活動，采用正規(guī)培訓為主、短期培訓為輔的方式開展技能培訓，不僅可以提高外出從業(yè)農(nóng)戶的非農(nóng)技能水平，使其具有較高的人力資本水平在城市地區(qū)有更多就業(yè)選擇、獲得更多勞動報酬，且也會使不外出的農(nóng)戶扎根農(nóng)村成為有文化素養(yǎng)、懂農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、會農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理的新型職業(yè)農(nóng)民。與此同時，努力營造良好的家庭教育環(huán)境，讓家中年事已高的農(nóng)戶能順利將技能和經(jīng)驗傳授給中青年農(nóng)戶，做好技能知識的代際傳遞，從而建立起基礎(chǔ)教育、職業(yè)技能培訓教育與家庭教育“三位一體”的農(nóng)戶教育體系。三是為外出農(nóng)戶普及金融知識，提高農(nóng)戶金融素養(yǎng)，實現(xiàn)農(nóng)戶外出務(wù)工勞動報酬的保值增值。當前處于通貨膨脹時代，若不能將勞動收入合理配置，則會面臨收入貶值，因此應(yīng)利用基層政府、金融機構(gòu)等組織的力量向外出務(wù)工家庭開展金融知識普及，引導農(nóng)戶購買風險小的理財產(chǎn)品實現(xiàn)家庭資金的保值增值；并主動為家庭資金不足的農(nóng)戶家庭提供信貸服務(wù)，即使該農(nóng)戶家庭有一定負債，也要通過信貸支持賦予農(nóng)戶正向激勵與幫扶，讓農(nóng)戶無需擔心生活生產(chǎn)資金不足，從而積極外出從業(yè)實現(xiàn)家庭增收。四是通過政府財政專項資金與金融服務(wù)等多種途徑加大農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資力度，加強現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，讓“半耕半農(nóng)”農(nóng)戶既能積極走出村莊外出就業(yè)獲取可觀的非農(nóng)收益，又能夠充分利用高效優(yōu)質(zhì)的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施很好地兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營業(yè)務(wù)；五是完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度，同時做好轉(zhuǎn)出農(nóng)地的家庭的社會保障工作，幫助失地農(nóng)戶家庭培育出新的可持續(xù)生計來源。歷來依托農(nóng)地的家庭一旦轉(zhuǎn)出部分農(nóng)地或全部轉(zhuǎn)出農(nóng)地，則會面臨可持續(xù)生計來源的喪失，而外出務(wù)工只有在農(nóng)戶年齡合適及健康的情況下才能確保收入來源，一旦農(nóng)戶年齡過大或者生病則會出現(xiàn)生計問題，因此必須做好轉(zhuǎn)出農(nóng)地家庭的可持續(xù)生計的保障安排，并在家中主要成員外出務(wù)工的同時也要建立多種平臺讓留在家中的其他成員就地工作。六是做好農(nóng)村留守老人、留守婦女與留守兒童的關(guān)愛服務(wù)工作，解決外出務(wù)工農(nóng)戶的后顧之憂。在鄉(xiāng)村治理的過程中要把留守老人、留守婦女與留守兒童的關(guān)愛服務(wù)放在重要位置，充分依托基層治理平臺，聯(lián)合社會多方力量，構(gòu)建完備的農(nóng)村留守人員關(guān)愛服務(wù)體系，為弱質(zhì)化的留守人員提供生活照料、家政服務(wù)、精神慰藉、醫(yī)療康復等專業(yè)化救助服務(wù)，確保留守人員能夠有序生活，不僅解決了外出務(wù)工農(nóng)戶的后顧之憂，也可為外出務(wù)工農(nóng)戶提供最后一道可靠的保障和退路。七是優(yōu)化農(nóng)業(yè)合作組織的功能，充分保障外出務(wù)工的“半工半耕”家庭在合作組織中的利益。對于外出務(wù)工的“半工半耕”家庭，不僅鼓勵其加入合作組織，合作組織還需設(shè)計針對外出務(wù)工農(nóng)戶的組織協(xié)商機制，讓農(nóng)戶在城市中仍然可以憑借手機、微信等媒介參與組織事務(wù)協(xié)商，讓其充分享受到合作組織的權(quán)益，組織其他成員也應(yīng)在農(nóng)戶外出時幫其處理農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營事務(wù)。