農村勞動力外流對農民減貧的影響研究

許罕多，李美霞

（1.中國海洋大學 經濟學院，山東 青島 266100；2.中國海洋大學 海洋發展研究院，山東 青島 266100）

一、引 言

改革開放以來，我國在減貧方面取得了重大進展，特別是在精準扶貧戰略的指引下，2020 年我國實現了全面小康，脫貧攻堅任務全面完成，9 899萬農村貧困人口全面脫貧，832 個貧困縣全部摘帽，農村絕對貧困問題得到歷史性解決。但是，這并不意味著我國貧困問題的完全消除，農村相對貧困問題依然長期存在。促進農民增收、減少農村相對貧困是新時期扶貧工作的重點，是鞏固脫貧攻堅成果，實現鄉村振興與共同富裕的關鍵。農村人力資本是提高貧困人口內生動力的根本因素，是脫貧攻堅的主體力量[1]121-126，人力資本的數量與質量也會直接關系到農民減貧與實現鄉村振興的進程。近年來，隨著城鎮化建設進程的推進與戶籍制度的改革，農村大量勞動力流出，轉移到城鎮的非農產業在一定程度上解決了農村剩余勞動力的就業問題，增加非農就業收入。與此同時，農村勞動力流動規模日趨擴大、速度日益加快，從而使得農村勞動力的結構發生變化，農村空心化、人口老齡化問題也不可避免地產生，農村老年貧困已成為難以回避的重大問題。因此，在實施鄉村振興戰略、鞏固脫貧成果、推進共同富裕的背景之下，研究農村勞動力外流與農民減貧之間的關系，對于如何更好地引導農村勞動力外流、保障脫貧可持續性、打好農村相對貧困“持久戰”具有重要意義。

二、文獻回顧

現有關于農村勞動力外流與農民貧困關系的研究，總體可概括為三類：一是勞動力外流有助于農村減貧。劉賈朋等指出，對于貧困家庭而言，勞動力資源是其最重要的經濟資源，隨著我國勞動力市場的不斷發育與完善，農村勞動力流動的障礙逐漸減少，貧困家庭的農業勞動力轉移到非農勞動力市場，并且通過家庭內部的收入轉移，獲得了減貧效應[2]69-91。劉慧等通過實證研究發現，勞動力外流減少了農村中富余的勞動力，提高農業部門生產率的同時減緩城市部門勞動生產率的提高，減小城鄉生產率的差距，從而有助于縮小城鄉收入差距，降低收入不平等[3]93-98。劉華珂等對農村勞動力外流減貧的作用機理進行分析，發現農村勞動力外流通過增加非農收入直接減少農村貧困，通過提高農業生產率以及調整農村產業結構間接減少農村貧困[4]57-62。二是勞動力外流加劇農村貧困，不利于農民減貧。李石新和高嘉蔚認為，農村青壯年勞動力的大量流失會帶來農業人口老齡化問題，由于老年人觀念保守、文化水平較低，導致農業生產管理水平較低，農業機械化和新技術的推廣受限，阻礙農業生產效率的提升，另外勞動力外流導致農村空心化嚴重，大量農地拋荒，從而使得農村減貧進程受阻[5]5-11。趙曼和程翔宇基于湖北省四大片區的調查發現，農村勞動力外流使得農村家庭人均收入不增反降，使其陷入貧困的概率更大、程度更深[6]104-113+128。三是基于不同維度的減貧效應進行研究。韓佳麗等研究發現，貧困地區勞動力外流能夠緩解農戶物質層面的貧困，對于非物質層面的貧困尚未能有效緩解[7]87-101。李寶軍和羅劍朝指出，勞動力流動對農村家庭收入和教育維度的減貧效應最突出，而健康維度的減貧效應微弱[8]22-26。樊士德和柏若云從收入、健康、教育、住房、養老、主觀感受等六個維度，測度多維貧困指數，研究發現勞動力外流緩解了農村家庭多維相對貧困狀況[9]58-70。

盡管已有較多文獻對勞動力外流與農民減貧進行研究，但是多是研究兩者之間的線性關系，對二者之間是否存在非線性關系缺乏實證方面的探討。另外，宏觀上來看，我國農村勞動力外流廣泛存在，農村勞動力的跨地區流動不僅對本地區農民減貧產生影響，還會輻射到鄰近其他地區，從而形成空間溢出效應。因此，本文擬從實證方面完善對于農村勞動力外流與農民減貧之間非線性關系的探討；運用中介效應模型考察農村勞動力外流對農民減貧影響的傳導機制，補充完善勞動力外流影響農民減貧的間接路徑；引入空間計量模型，在考察直接效應的基礎上，分析勞動力外流對農民減貧的空間溢出效應，為促進區域間共同富裕提供決策參考。

三、理論分析與研究假說

（一）農村勞動力外流與農民減貧

從不流動到流動，從小規模外流到大規模外流，農村勞動力外流是一個動態的、復雜的社會現象，對農民減貧存在正、負兩方面的影響。農村勞動力外流對農民減貧的正向影響表現在：一是提高家庭收入水平。農村勞動力從生產效率較低的農業部門轉移到生產效率較高的非農業部門，通過非農就業獲得工資性收入，通過儲蓄等方式促進家庭資本的積累，提高收入水平[10]。二是縮小城鄉收入差距。由新古典經濟學理論可知，農村勞動力流向城鎮是因為城鎮生產部門勞動生產率大于農村。但是，在其他生產要素不變的情況下，隨著勞動力外流規模的不斷擴大，城鎮的邊際勞動生產率遞減，當低于平均勞動生產率時，使得城鎮平均勞動生產率遞減，相反，農村邊際勞動生產率遞增，最終帶動農村平均勞動生產率的遞增。因此，農村勞動力的外流縮小了城鄉平均勞動生產率差距，進而縮小城鄉平均收入差距，促進農民減貧[11]22-31。三是提高農業生產效率。勞動力的外流減少了農村剩余勞動力的數量，有利于加快土地流轉，擺脫細碎化、分散化的農業生產經營模式，從而進行規?；a[5]5-11。另外，農村勞動力外流帶來資金回流，一部分非農收入用于農業生產過程中的人力資本投資、購買農藥、化肥、農業機械等物質資本投資以及農業技術的引進，從而促進農業生產的機械化和現代化，進而帶來農業生產效率的提高。四是促進農村產業結構的調整。農村勞動力的流動能夠帶來技術的回流，部分農民工將其在外出務工期間積累的先進技術、管理經驗、創新理念和資金用于返鄉投資，發展農村第二、三產業，發展農村特色產業，調整優化農村產業結構，實現農村產業經濟發展，助力減貧[4]57-62。

但是，隨著農村勞動力外流規模的擴大和速度的加快，也會給農村減貧帶來負向影響，主要表現在：一是就業的不確定性增加，短期面臨收入減少風險。在放棄原有的收入來源后，外流的勞動力尋找新的崗位需要一定的時間和成本，并且不可避免地伴隨著摩擦性失業的產生，短期內面臨收入減少和家庭原有收入結構受到沖擊的風險，導致家庭面臨陷入貧困的可能。二是導致農村空心化、農業人口老齡化問題。青壯年勞動力的大量流失導致農村農業勞動力素質整體降低和農村老齡化問題更加嚴重。由于老年人文化水平較低，難以學習并利用新技術，農業生產方式固化，習慣于傳統耕作方式，農業經營的現代化和機械化難以實現，農業生產效率提升受阻，從而阻礙農村減貧進程[5]5-11。三是留守兒童問題。農村家庭尤其是貧困家庭勞動力的外流造成的留守兒童問題愈發嚴重。父母監管和教育的缺失影響兒童的身心健康成長，并且農村高素質人才的外流加劇了城鄉教育資源不均衡問題，農村貧困家庭教育問題愈發嚴重，加劇代際教育貧困問題[9]58-70。

基于上述分析，農村勞動力外流對農民減貧的影響應取決于其正、負向影響的比較，由此，本文提出如下假說：

H1：農村勞動力外流對農民減貧的影響是非線性的。

（二）農村勞動力外流影響農民減貧的傳導機制

農村勞動力外流通過影響農業生產效率進而影響農民減貧。農村勞動力的外流減少了農業剩余勞動力，農業生產資源得以優化配置，耕地相對集中，使農業生產擺脫分散化經營的約束，為農業規?；?、機械化生產創造條件，提高農業生產效率。此外，隨著農民工返鄉帶來技術回流，將其務工過程中積累的先進生產經營理念、生產技術用于農業生產經營與開發，培育家庭農場、種糧大戶、農業合作社等新型農業經營主體，優化農業內部生產結構，提高農業生產效率，促進農民增收，助力農民減貧。但是，農村勞動力的外流也會在一定程度上阻礙農民減貧。由于大量青壯年勞動力和文化程度較高的勞動力的外流，農業勞動人口日益老齡化，整體素質下降，對于農業機械以及農業技術的掌握能力下降，生產管理水平降低，農業生產效率下降，限制農村經濟發展，阻礙減貧進程。

農村勞動力外流通過影響農村產業結構進而影響農民減貧。一方面返鄉農民工將其在非農生產部門學習的先進生產技術、管理經驗及積累資金用于投資，發展農村二、三產業，促進農村產業結構調整。農村二、三產業的發展為貧困家庭提供更多的就業機會，提高收入水平，有助于減貧。但是由于農村基礎設施相對落后，隨著勞動力的外流，農村剩余勞動者整體素質偏低，技術的回流受到一定的阻礙，農村二、三產業的發展受阻，外流的勞動力對農村經濟的反哺作用也是有限的[5]5-11，這在一定程度上也減緩農民減貧的進程。

基于上述分析，本文提出如下假說：

H2：農村勞動力外流可以通過影響農業生產效率和農村產業結構進而對農民減貧產生影響。

（三）農村勞動力外流對農民減貧的空間溢出效應

根據“配第—克拉克”定理，隨著經濟的發展，第一產業勞動的比重下降，第二、三產業勞動的比重上升，同時生產要素從生產率較低部門流向生產率較高部門，從而實現生產要素在空間區域內的自由流動，這也是產生空間溢出效應的根本原因。農村勞動力的外流不只是省域內的流動，還表現為跨省份跨區域的流動。一方面，農村勞動力在省內由農業生產部門向非農生產部門的流動改善了生產資源的配置效率，推動該省份經濟的增長，并且進一步通過擴散效應和輻射效應對周邊鄰近省份的經濟發展發揮帶動作用。另一方面，對于勞動力的跨省份流動，勞動力流動受勞動力市場上價格信號的引導，由勞動邊際報酬較低的地區流向勞動邊際報酬較高的地區，因此，勞動力務工收入增加。對于我國來說，多數省份尤其是東部地區經濟發達省份的農村勞動力大多數是向鄰近省份轉移，勞動力的跨區域流動加強了區域間生產要素的聯系，縮短經濟距離，有利于帶動鄰近省份的經濟發展，緩解農村貧困[12]227-236。因此，本文認為，農村勞動力外流不僅對該地區的減貧有直接影響，而且會影響鄰近其他地區的減貧效果。

基于上述分析，本文提出如下假說：

H3：農村勞動力外流對農民的減貧效應具有空間溢出特征。

四、數據來源、模型設定與變量選取

（一）數據來源

基于數據可得性，本文選取2010—2021 年我國28 個省份（不包括云南、西藏、新疆、香港、澳門和臺灣）的面板數據進行分析。數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國農村貧困監測報告》和各?。▍^市）統計年鑒等。對于少數的缺失數據本文采用線性插值法進行補充。

（二）模型設定

1.基準回歸模型的設定

為研究農村勞動力外流與農民減貧之間存在的非線性關系，構建如下計量模型：

其中，Score 為農民減貧，Labor 為農村勞動力外流，Labor2為勞動力外流的二次項，Controls 為控制變量，i 表示省份，t 表示年份，β 為系數，μ 為個體固定效應，ε 為隨機誤差項。

2.中介效應模型

為分析勞動力外流對農民減貧的影響路徑，借鑒溫忠麟等[13]614-620的逐步檢驗法，考察兩者之間的內在傳導機制，中介效應模型如下：

其中，Mit為中介變量，包括農業全要素生產率（tfpch）和農村產業結構高級化（upgrading）。

3.空間杜賓模型

考慮到可能存在空間溢出效應，為此進行空間計量分析，選用空間杜賓模型，形式設定如下：

（三）變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為農民減貧（score）。農民減貧不能僅以收入作為唯一衡量標準。按照國家“兩不愁、三保障”政策要求，農戶脫貧標準包括了人們生存與發展的吃、穿、住、教育等多個方面。因此，基于數據可得性，以收入為基礎，綜合考慮農村居民家庭食物需求滿足、住房安全、文教娛樂、固定資產投資等方面的基本情況，最終選取了居民收入水平（正向）、居民投資水平（正向）、農村恩格爾系數（負向）、文教娛樂支出比重（正向）、住房情況（正向）、城鄉居民收入比（負向）、貧困人口規模（負向）7 個指標，構建農民減貧的綜合評價指標體系。為避免主觀性的干擾導致計算結果存在偏差，本文采用熵值法確定各指標的 權 重 分 別 為0.211、0.301、0.075、0.129、0.190、0.068、0.026。

2.解釋變量。本文的核心解釋變量為農村勞動力外流（labor）。在參考熊娜[14]100-105相關研究的基礎上，以2010 年鄉村人口數為基期，2011—2021 年鄉村人口數為報告期，基期與報告期的離差與基期的比值衡量農村勞動力外流的規模。

3.控制變量。在上述核心解釋變量的基礎上，參考相關文獻，本文進一步引入以下控制變量：（1）財政支農力度（finance）。一般來說，政府對農業發展給予的財政補貼力度越大，越有利于農業經濟發展，促進農民減貧[15]18-26。本文采用地方財政農林水事務支出與一般預算支出的比值來衡量財政支農力度。（2）地區經濟發展水平（lngdp）。隨著地區經濟發展水平的提高，農村居民的平均收入水平提高，生活條件改善，因此預期地區經濟發展水平與農民減貧是正向關系[16]81-92。對于地區經濟發展水平的衡量，本文采用各地的生產指數對各地區生產總值進行平減后，進行取對數處理，以縮小變量間的數量級差異，減緩異方差問題。（3）城鎮化水平（ur）。城鎮化水平的提高增加了勞動力的需求，提高了農民務工收入，但是導致農村青壯年勞動力的減少，對農村減貧產生一定的阻礙。本文采用人口城鎮化率，即城鎮人口與年末常住人口之比來衡量城鎮化水平。（4）農業結構（agriculture structure）。在農村，農業生產主要以種植業為主，種植業發展越快，農民收入越高，越有利于農民減貧。本文采用農業（種植業）總產值與農林牧漁總產值的比值作為衡量農業結構的指標。

4.中介變量。為進一步分析農村勞動力外流與農民減貧兩者之間的內在傳導機制，本文選取了以下兩個中介變量：（1）農業全要素生產率（tfpch）。借鑒鄭晶等[17]59-71學者的研究，將農業總產值作為產出指標，將第一產業從業人員、農作物播種面積、農業機械總動力、有效灌溉面積以及農用化肥、農藥、薄膜的使用量作為投入指標，采用DEAMalmquist 指數法測算各省份的農業全要素生產率。在進行模型估計時，將得出的各基期的環比指數進行累乘，得到2010—2021 年各省份的農業全要素生產率。（2）農村產業結構高級化（upgrading）。產業結構高級化，是指從低水平勞動密集型產業到高水平的資本、技術密集型產業的更替。參考學者們對農村產業結構高級化衡量指標的相關研究，服務化程度是衡量產業結構高級化程度的重要指標，因此本文借鑒馬玉婷等[18]69-79學者的研究，將農林牧漁服務業產值與農業總產值的比值作為產業結構高級化的代理變量。相關變量的描述性統計如表1 所示。

表1 變量的描述性統計

五、實證結果與分析

（一）基準回歸結果分析

在進行豪斯曼檢驗后，選擇使用固定效應模型?？紤]到模型可能會存在異方差、組內自相關和組間同期相關問題，因此對以上問題進行Wald、Wooldridge、BP 檢驗，P 值均小于0.01，最終選擇使用綜合考慮以上三個問題的全面FGLS 方法進行回歸，結果顯示，無論是否加入控制變量，勞動力外流一次項的系數均為正、二次項系數均為負，且都在1%的水平上顯著，這也就表明農業勞動力外流與農民減貧二者之間存在倒U 型關系，同時根據系數值可以得出，倒U 型曲線的拐點為0.363。當勞動外流水平小于0.363 時，適度規模的勞動力外流能夠助力農民減貧，但是當外流水平超過0.363 時，就會阻礙農民減貧。隨著城鎮化水平的持續推進以及農業勞動力市場開放程度的不斷提高，農村勞動力的外流規模處于動態變化之中。一方面，農村勞動力外流能夠增加農民的非農就業，提高非農收入和工資性收入，拓寬農民增收渠道；另一方面，農村勞動力的非農轉移在一定程度上減少了農村剩余勞動力數量，促進農業生產資源的重新配置、提高農業勞動生產率、調整農村產業結構進而降低貧困發生率。但是，由于在勞動力非農轉移過程中，轉移的大多數是青年優質勞動力，因此當勞動力外流規模過大時，就會帶來農村老齡化、空心化的問題，農村人力資本下降，農業生產方式固化，難以學習并利用新技術，不利于傳統農業結構的轉型升級，影響鄉村振興的推進，減慢實現共同富裕的步伐。因此，為了促進農民減貧、實現共同富裕，各省份應該在促進農村勞動力流動的同時，避免農業勞動力過度外流而帶來的負面影響。

從控制變量方面來看，農業結構的影響顯著為正，種植業是農業的基礎，種植業的經濟效益直接影響農業經濟收入，隨著現代化技術在農村種植業中的不斷發展，種植業經濟效益增加，從而帶動農村經濟的發展，有助于農民減貧。財政支農力度的影響顯著為正，其作用路徑主要有兩種：一方面，在農業教育、研發以及水利、電力等農村基礎設施上的財政支持促進農村生產率的增長，拉動貧困地區經濟增長，減少地區之間的不平等；另一方面，通過種糧補貼等政府財政的直接轉移支付提高農民的直接收入水平。地區經濟發展水平的影響顯著為正，從農業生產方面來說，地區整體經濟水平越高，用于扶持農業生產保障農業生活的資金約束越小，農業基礎設施完善，農業現代化水平越高，農村貧困發生率降低。另外，從就業方面考慮，發展經濟與擴大就業是相互協調的，經濟的發展為農民工提供更多的就業崗位，拓寬收入來源，有利于降低貧困。城鎮化水平的影響顯著為負，隨著城鎮化水平的不斷提高，大批的農民工涌入城市，農村勞動力素質降低，老齡化、留守兒童等問題嚴重阻礙農村經濟的發展，阻礙農村減貧進程。

（二）穩健性檢驗

為驗證基準回歸結果是否可靠，本文從替換解釋變量、處理內生性、引入時間固定效應三個方面進行穩健性檢驗。

首先，在替換解釋變量方面，將鄉村從業人員的變化率作為農村勞動力外流的替代變量。其次，在處理內生性問題方面，考慮到勞動力外流與農村減貧二者之間可能會存在著雙向因果關系，因此將勞動力外流的一次項、二次項的滯后一期作為解釋變量，重新進行估計。最后，在基準回歸估計中加入個體固定效應的基礎上，加入時間固定效應，從而避免因共同時間趨勢而導致的估計偏差問題。

由穩健性檢驗結果（表2）可知，與基準回歸結果相比，解釋變量一次項、二次項只是在系數的大小和顯著性方面略有差異，但其符號的正負性沒變，從而進一步證實了基準回歸結果的穩健性，即農村勞動力外流與農民減貧之間存在著穩健的倒U 型關系。

表2 穩健性檢驗結果

（三）異質性分析

由于不同地區經濟發展水平、農業生產資源稟賦條件、原有農村勞動力結構等條件不同，勞動力外流規模也存在差異，對農村減貧產生的影響也可能存在不同。為檢驗農村勞動力外流對農民減貧的影響效果是否存在區域異質性，對東部、中部、西部地區的樣本分別進行回歸，結果見表3?？梢园l現，對于三個子樣本來說，農村勞動力外流與農民減貧都是存在倒U 型關系，但是拐點值有差異，東部地區為0.138，中部地區為0.165，西部地區分別為0.198。近年來，隨著“西部大開發”等戰略的實施，中西部地區非農經濟發展迅速，東部地區的勞動密集型產業逐漸轉移至中西部地區，因此中西部地區勞動力就近就業比重增加，對勞動力的吸納能力增強，勞動力外流有所緩解[19]188-191。

表3 勞動力外流對東、中、西部地區農民減貧的影響

（四）中介效應分析

為進一步分析農村勞動力外流對農民減貧的影響機制，選取農業全要素生產率與農村產業結構高級化兩個中介變量進行中介效應檢驗，結果見表4。列（1）、列（2）是將農業全要素生產率作為中介變量的檢驗結果?？梢钥闯隽校?）中勞動力外流的一次項、二次項與農業全要素生產率的系數均顯著，說明存在部分中介作用。

表4 中介效應檢驗結果

列（1）中，整體來看，勞動力外流與農業生產效率之間是U 型關系，但該曲線的拐點值小于0，因此，可以得出勞動力外流規模大于0 時，與生產效率之間是正向促進關系。勞動力的外流能夠提高人均耕地面積，擴大農戶經營規模，并加速土地流轉，將碎片化土地集中，實現規?；?，提高機械化水平，改善生產要素配置效率。另外，農村勞動力外出務工還能夠提高農民收入，從而緩解農業生產面臨的資金約束，增加資本投入，優化農業資源要素配置比例，提高農業生產全要素生產效率，助力農民增收，促進農民減貧。但是，農村外流主要以青壯年勞動力和高素質勞動力為主，農村剩余勞動力質量和結構急劇變化，農村老齡化、空心化現象嚴重，給農業生產及農民減貧帶來的負向影響超過農業生產率提高而帶來的正向影響，阻礙農民減貧。

列（3）、列（4）是將農村產業結構高級化作為中介變量的檢驗結果。同理，根據系數顯著性可以得出，農村產業結構高級化發揮部分中介作用。當勞動力外流規模大于0 時，會促進農業產業結構的高級化。農村勞動力外流增加務工收入，并且通過資金和技術回流推動農村產業結構的改善，從而推動農業現代化的發展，對農民減貧產生正向影響。但是，農村勞動力過度外流導致的老齡化問題對減貧的負向作用也會減弱農村產業結構升級帶來的正向作用。

（五）進一步分析

考慮到可能存在空間溢出效應，本文進一步使用空間計量模型探究農村勞動力外流對農民減貧的影響。首先，計算2010—2021 年28 個省份農民減貧水平的全局Moran’s I 指數，檢驗被解釋變量是否存在空間自相關性，結果顯示，各省份的減貧指數均在1%的水平上顯著為正，即存在明顯的空間正相關性。

在進行Wald 檢驗、LM 檢驗均得到P 值結果均小于0.01 的基礎上，參考武駿騫等[20]108-125的研究，由于空間杜賓模型能保證系數的無偏估計，且對于空間溢出效應的規模沒有提前施加限制，因此選擇空間杜賓模型進行估計并對結果進行分解，結果見表5?？梢钥闯?，農村勞動力的外流不僅對本地區的農民減貧產生影響，也會影響其鄰近地區的減貧。勞動力的跨區域流動縮短了鄰近省份間的經濟距離，加強流入地和流出地之間的生產要素聯系，從而帶來經濟集聚福利。同時，貧困程度較高省份可以獲得周邊相對較為富裕省份勞動力外流帶來的空間溢出效應，通過鄰近省份技術進步、經濟發展所帶來的外部性實現增長，有助于農民減貧，實現共享發展、共同富裕。

表5 空間效應分解結果

六、結論與建議

本文基于2010—2021 年中國28 個省份的面板數據，探究農村勞動力外流對農民減貧的影響。在進行面板模型估計的基礎上，考慮空間溢出效應并利用空間杜賓模型進行實證檢驗。本文得出的主要結論有：

第一，農村勞動力外流和農民減貧之間存在著顯著的倒U 型關系，適度規模的勞動力外流可以促進該地區農民減貧，勞動力外流規模過大，則會阻礙本地區的減貧。第二，勞動力外流對農民減貧的影響具有地區異質性。第三，農村勞動力外流能夠通過影響農業全要素生產率、農村產業結構兩條路徑來影響農民減貧。第四，農民減貧存在著顯著的空間溢出特征，農村勞動力的外流不僅影響本地區的農民減貧，也會對鄰近省份產生影響。

基于上述結論，本文提出如下政策建議：

第一，綜合考量勞動力外流帶來的正、負外部效應，不能因為存在外部效應而限制勞動力流動。地方政府應該以地方發展需要為前提，放開落戶制度，對農民進行職業技術培訓，有序引導人口合理流動，鼓勵勞動力在農村及欠發達地區內部就近流動，在此過程中加大財政支持力度，平衡地方生產要素資源配置，拓寬農村和欠發達地區發展的深度和廣度。

第二，提高農業生產效率，促進農業經濟發展，助力農民減貧。完善土地流轉制度，避免耕地拋荒，提高耕地利用效率，促進規?；洜I，支持新型農業經營主體的發展，提高農業生產的機械化、現代化水平，從而提高農業生產效率。

第三，優化農村產業結構，因地制宜發展農村產業。利用鄉村自然、文化資源，發展農村特色產業，政府要為農村產業的發展提供良好的制度環境和政策紅利，吸引人才回流，為實現鄉村振興、發展鄉村產業儲備人才力量。

第四，通過勞動力的跨區域流動，強化勞動力流動帶來的資源優化配置功能，發揮區域協同效應，實現共享和富裕。建立區域間可銜接的社會保障制度，鼓勵農民工返鄉創業，完善勞動力市場、吸引資本和人才回流，增強流動人口利用城市人力資本外部性的能力，獲取城市和發達地區的“涓滴效應”，促進區域間協調發展、共享發展，實現共同富裕。