外出從業決策行為對農戶家庭福利的影響*—基于教育水平的門檻效應模型研究

陳治國 李成友 宋玉蘭

一、引言

改革開放以來，我國逐步由以農業就業為主的傳統農業社會形態向以非農就業為主的現代社會形態轉變，這一過程的具體表現就是農村勞動力就業由以農業就業為主的傳統就業模式過渡到以鄉鎮企業就業為主的“離土不離鄉”就業模式，最終演變為如今的“離土又離鄉”就業模式，即農村勞動力紛紛離開世代所依附的鄉村地區進入城市地區從事各類非農工作，該“離土又離鄉”的勞動力流動現象是我國經濟轉軌內在需求催生的必然產物，是鄉村社會轉變為城鄉社會呈現出的必然現象，是處于二元經濟結構中降低勞動力錯配程度、提高勞動力邊際生產率的合理選擇，更是面對人多地寡的過密型農業，以及面對農業自身弱質性所引致的市場價格波動風險與自然災害風險時，為了合乎家庭利益最大化農戶理性決策行為的必然結果。并且得到了國家的大力支持與積極推動，早在2003年國務院辦公廳就發出《關于做好農民進城務工就業管理和服務工作的通知》，將進城從業的農戶作為“產業工人的重要組成部分”；2006年的中央一號文件《中共中央國務院關于推進社會主義新農村建設的若干意見》進一步指出加快轉移農村勞動力以及增加農民務工收入的必要性與迫切性；2010年的中央一號文件《中共中央國務院關于加大統籌城鄉發展力度，進一步夯實農業農村發展基礎的若干意見》第一次明確提出了“新生代農民工”問題，強調城市化進程中新生代農民工社會保障與教育培訓的重要性；2019年的中央一號文件《中共中央國務院關于堅持農業農村優先發展做好“三農”工作的若干意見》又進一步指出加大促進農村勞動力轉移就業的力度。要求落實更加積極的就業政策，加強就業服務和職業技能培訓，促進農村勞動力多渠道轉移就業和增收。農戶外出從業形成的農民工群體作為“無限供給”的勞動力無疑是改革開放以來經濟社會發展不可或缺的驅動力（王成利，2018），是我國現代產業工人的主體和現代化建設的重要力量。在當前農業工業化、農業現代化戰略與城鎮化戰略的大力推進下，會有更多的農村剩余勞動力流向城市地區尋求就業，加上土地流轉制度的不斷完善，轉出農地的農戶選擇外出從業無疑會進一步強化農村勞動力外出流動的勢頭。由國家統計局發布的《2019年農民工監測調查報告》數據可知，我國2019年的農民工總量為2.91億人，比2018年增加了241萬人，其中離開戶籍所在鄉鎮的外出農民工總量已達1.74億人，且進入城市從業的農民工就高達1.35億人，外出務工農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，外出從業取得的非農收入已成為“半工半耕”農戶家庭收入的主要來源，尤其通過進入城市從業來改善家庭福利已成為農戶的主要選擇路徑。并且在流向城市地區的過程中，因教育水平的不同，農村勞動力流向的城市目的地以及在城市地區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決策行為影響農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村勞動力綜合素質要求的不斷提高，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生的福利改進效應，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”問題的焦點，對該課題的破解是“三農”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模型來驗證教育水平作用下農戶外出從業決策行為對其家庭福利的非線性影響效應，并在此基礎上揭示教育影響農戶外出從業決策行為改善家庭福利的作用機制，以期提出最大化農戶外出從業決策行為對農戶家庭福利改進效應的政策啟示。

二、文獻回顧

農戶外出從業是鄉村社會變遷的必然現象，是城市地區預期收入大于農村地區預期收入以及勞動力流動成本不斷下降的情勢下農戶尋求家庭福利改善的有效路徑（Todaro，1969；Carrington et al.，1996；李強，2014），而對于農戶外出從業決策行為對農戶家庭福利影響效應的相關研究，縱覽既有學界研究成果，主要體現在如下五個方面：（1）研究認為外出務工能夠直接為農戶家庭帶來家庭收入，改善家庭福利水平。Zhao（1999）研究發現作為外出就業的農民工，其收入往往要比當地農村地區非農部門和農業部門勞動力的收入高得多；姚懿桐等（2015）研究認為外出務工之所以使農戶家庭總收入增加，主要在于非農生產收入的增加幅度顯著高于農業生產收入的減少幅度；錢紅麗（2017）研究得出農戶外出務工具有顯著的家庭收入增長效應，可縮小城鄉收入差距的結論；此外，貧困農戶外出務工能降低農戶家庭的貧困脆弱性，使貧困農戶家庭脫貧（高若晨、李實，2018）。（2）研究認為外出務工不僅能直接為農戶家庭帶來收益，且可在家庭創業方面發揮效應，實現家庭福利的持續改進。徐超等（2017）認為有外出務工經歷的農戶可利用其工作經驗、技能、資金以及社會網絡關系等來實施創業行為，從而帶來家庭福利的持續改進；孔祥利和陳新旺（2018）指出外出就業農戶可通過積累的資本和工作經歷等資源稟賦在家鄉進行創業，不僅可提升其家庭福利水平，也會給家鄉帶來創業文化和創業氛圍。戚迪明和劉玉俠（2018）則研究發現農戶返鄉創業的效果受制于政府政策的影響。（3）研究認為農戶外出從業雖可改善農戶家庭福利，但會對農戶的農業生產結構產生沖擊進而影響農業收入，使得農戶家庭總收入不穩定。錢文榮（2015）研究認為農戶外出務工雖然可以增加農戶非農收入改進農戶家庭福利，卻會對農業生產結構帶來一定沖擊；錢龍等（2018）、鄒杰玲等（2018）則具體指出外出務工行為會使得家庭耕種模式和種植結構趨于單一化，不利于可持續農業技術的應用，引致農業生產滑向粗放式，進而影響農戶家庭的農業收入；鄭黎義（2010）基于江西省的微觀數據研究發現農戶外出從業會使其家庭過于側重于勞動力不密集的農作物生產，從而放棄了其它能帶來更高收入的農作物生產，不利于家庭福利的可持續改進；鄭祥江（2016）根據西南地區微觀數據實證研究發現農戶外出務工強化了農業生產的勞動力約束，導致農業生產結構發生改變，使農業產出風險增大，進而給家庭收入帶來負面影響。（4）研究認為外出從業雖可獲得較多的非農收入，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工造成父母健康狀況和生活滿意度出現下降；劉暢等（2017）則指出雖然外出務工行為影響了留守老人的身心健康，但增加的經濟支持會消除該負面影響；魏東霞和譫新民（2018）實證分析發現父母外出務工的親子分離會給孩子精神健康帶來顯著的消極影響。（5）研究指出農戶雖可憑借外出工作獲得的工資報酬來改善農戶家庭福利，但該工作機會及工資報酬卻受制于農戶教育情況的影響。展進濤和黃宏偉（2016）認為農戶正規教育與技能培訓為農戶外出務工提供了較多的工作機會，且實證研究發現技能培訓能夠顯著提高農戶外出務工的工資水平；石智雷（2017）認為教育水平較高的農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，實現家庭福利改善；譚華清等（2018）則認為農村地區較高的平均教育程度可通過增強農民工的社會網絡關系來提升農民工外出就業的機會，不過也指出平均教育程度的提高也會通過促進當地企業的發展來抑制當地農戶外出。

由以上既有文獻可知，學者們已初步揭示了農戶外出就業與農戶家庭福利之間的密切關系，也意識到了教育在強化兩者關系過程中具有不可忽視的作用，但現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農戶家庭福利的過程中具體發揮的效應，即簡單地將教育作為自變量來估計其對外出農戶家庭福利的影響效應；（2）實證分析也沒有考察教育影響家庭福利的門檻效應；（3）僅以某局部地區作為實證分析樣本，這勢必存在較大的估計誤差；（4）更多是從農村教育環境方面來實證分析教育的作用效果，未能從農戶視角出發進行微觀探析；（5）現有研究也沒有全面細致地揭示教育對外出就業農戶家庭福利的作用機制。為此，本研究則基于微觀調研數據，以農戶教育水平為門檻變量構建門檻效應模型，通過農戶外出從業決策行為對農戶家庭福利的非線性影響效應來探析教育所發揮的作用，并深入揭示教育影響農戶外出從業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農戶家庭福利之間的關系有更深入的認識，為持續改善外出就業農戶家庭的福利水平提供有效的政策啟示。

三、模型設定與估計方法

（一）模型設定

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

其中，Yi表示農戶i的家庭收入變量，Outwi為測度農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為設定的用以表示農戶教育水平的門檻變量，αi為常數項，β1、β2、μ為待估參數，εi為隨機干擾項，I（·）為示性函數，當括號內的表達式為真，取值為1，否則為0，ρ為門檻值。

（二）估計方法

針對構建的門檻效應模型，為了搜尋最優門檻值，具體根據給定的門檻值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（）對應著最優的門檻值。為此，我們能夠運用柵格搜索法連續給定門檻值ρ來得到最小的殘差平方和S1（），進而搜尋到最優的門檻值，即＝ argρminS1（ρ）。

獲得門檻值并估計出門檻回歸參數后，還需進行門檻效應檢驗，以確保該門檻效應是存在的。因此，繼續采取Bootstrap抽樣法模擬LM檢驗對門檻效應進行檢驗。第一步針對門檻效應模型建立原假設H0：β1＝β2（無門檻效應），且備擇假設為H1：β1≠β2（存在門檻效應），構造F統計量為原假設的殘差平方和，S1（）為備擇假設的殘差平方和，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顯著存在的基礎上，為了檢驗門檻效應的真實性，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，并得到的置信區間，其中構建的LR檢驗統計量的形式為則拒絕原假設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、變量選取及數據來源

本研究選用農戶家庭可支配收入作為農戶家庭福利水平的測度指標，用戶主外出從業時間作為測度農戶外出從業決策行為的核心自變量，門檻變量為戶主受正規教育的年數，選取影響農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；二是家庭特征變量，主要有家庭總耕地面積、家庭農忙天數、家庭負債余額、家庭手持現金、農業固定資產凈值、是否有養老保險、是否有醫療保險、是否有低保救濟、是否加入農業合作組織；三是借貸行為特征變量，主要用是否有民間借貸來表示；四是家庭土地流轉決策變量，主要有轉出農地面積、轉入農地面積。

本研究所用數據取自于中國家庭收入項目調查（CHIP）2013數據庫，根據該數據庫的樣本質量以及可代表性，選取有效樣本1806個，調查點主要有北京、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個省市的農村地區，樣本數據的描述性統計特征及具體說明見表1。

表1 模型所涉變量描述性統計特征

五、 實證估計結果及經驗分析

（一）門檻數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給定門檻估計值，搜尋最小的殘差平方和對應的最優門檻估計值，運用Bootstrap抽樣法反復抽樣500次，以驗證門檻效應的顯著性，表2顯示了門檻效應檢驗的F值及其對應的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的原假設H0，驗證了門檻效應的存在性。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H0。因此，可得本研究有一個門檻變量，構建的模型屬于單門檻效應模型。

表2 門檻效應檢驗結果

運用單門檻效應模型進行實證估計，可得門檻估計值為9，其95%的置信區間為（8，11），此置信區間較窄，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，表明本文構建的單門檻效應模型的最優門檻值為9。

圖1：教育水平的門檻估計值與置信區間

（二）門檻效應模型估計結果及經驗分析

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

表3 門檻效應模型估計結果

考察控制變量的作用效果時，由農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有相反的效果，受教育年數小于等于門檻值時，戶主年齡越大農戶家庭可支配收入越多，而當跨過門檻值后，年齡越大農戶家庭可支配收入越少，雖然該效果在統計檢驗上不顯著。究其原因在于教育水平不高的農戶通常更多依賴生活經驗和構建起的社會關系網絡來指導農業和非農經營活動，年齡越大其經驗會更加豐富、關系網絡會越廣越強，進而可保障其有穩定可觀的收入。而教育水平較高的農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出下降趨勢；同時也發現戶主的婚姻狀況與姊妹數均在門檻兩側對農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不及未跨過門檻時的效果，跨過門檻值后姊妹數對家庭可支配收入的正向促進效應卻高于未跨過門檻時的效果，即使這些效果也在統計檢驗上不顯著。究其原因在于已婚的農戶更有家庭責任感，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來選擇工作，因此已婚帶來的效應不及教育水平不高的農戶；姊妹數越多可為家庭在勞動力、資金等方面帶來更多的幫扶，尤其當農戶外出務工不在家時，家鄉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戶更會處理姊妹關系，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。

由農戶家庭特征變量的影響效應可見，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戶家庭可支配收入有正向促進效應，而跨過門檻值后家庭總耕地面積對農戶家庭可支配收入有抑制作用，在于教育水平較低的農戶家庭對農地的依附性較強，即使其外出務工也需要農產品收益來保持穩定的家庭收入。教育水平高的農戶家庭非農收入相對可觀，對農地的依附性不強，當農地流轉機制仍然不完善的情勢下，較多的農地反而是一種束縛，農地的投入產出不及其從事非農業務所獲得的收益，雖然農地束縛產生的福利抑制效應在統計檢驗上不顯著；家庭農忙天數對農戶家庭可支配收入的影響在不同教育水平層次的農戶家庭存在異質性，教育水平高的農戶家庭更會協調農忙與外出務工活動沖突，農業收益與外出務工收益都較為可觀，而教育水平低的農戶家庭協調能力不強，往往因更多農忙時間影響到正常的外出務工活動，請假回家開展農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均在1%的顯著性水平上對農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戶努力工作獲取更多收入來滿足家庭開支與未來的債務償還，且債務若用于擴大再生產經營活動會使農戶家庭福利改善的促進效應更加強烈，同時發現跨過門檻值時，負債余額對福利增進的促進效應更加顯著，在于教育水平高的農戶家庭更在乎自身信譽，對契約的執行度較高，為了能夠及時償還債務有更強的奮進之心；家庭手持現金在門檻值兩側均在1%的顯著性水平上也對農戶家庭可支配收入有正向影響效應，且教育水平較高農戶家庭手持現金越多產生的福利效應越大，主要在于外出務工的工資收入發放有時間效應，家庭的諸多開支必須依靠及時性的手持現金來保障，當手持現金充裕時，農戶也會安心去外面從事工資定期發放的工作來改進家庭福利，教育水平較高的農戶更會有耐心搜尋優質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；農業固定資產凈值在10%的顯著性水平上對教育水平較低農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戶對農業的依賴性較高，農業收益仍然占比較高，較高的農業固定資產有助于農業增收，而教育水平較高的農戶對農業的依賴性較低，較多的農業固定資產反而是資源浪費、是福利的損失；購買養老保險對較低教育水平農戶家庭的可支配收入有負向影響，對較高教育水平農戶家庭的可支配收入卻有正向影響，即使在統計檢驗上不顯著。主要在于養老保險繳費會帶來福利的損失，但養老金卻只能在繳夠年限且超過一定年齡后方能按月領取，尤其是部分家庭一次性補繳養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戶家庭會體現出來，而教育水平高的農戶家庭會考慮購買養老保險能夠解決自己未來的養老問題，理性決策安排下自然會將本該用于養老的預防性資金釋放出來配置到生產經營項目中，從而實現家庭福利的改進；購買醫保在1%的顯著性水平上對較低教育水平農戶家庭的可支配收入有正向影響，對較低教育水平農戶家庭的可支配收入有負向影響，盡管該負向影響統計學上不顯著，主要在于教育水平較低的農戶對農業生產經營的依附性強，在家鄉生活的時間比較久，生病就醫的開支可報銷一定費用，無需為看病就醫準備較多資金，進而利于家庭福利改進。而教育水平較高的農戶憑借著學歷優勢在城市地區能夠體面生存，在家鄉生活的時間較短，購買醫療保險卻不能在城市地區報銷，返回家鄉就醫又比較麻煩，因而不僅醫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費用也會降低家庭福利；加入農業合作組織在5%的顯著性水平上對教育水平低的農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戶家庭有負向影響，主要在于教育水平低的農戶家庭農業依附性強，加入農業合作組織有利于指導其農業生產經營活動及農產品銷售，而教育水平高的農戶家庭即使加入農業合作組織也因農業依附性不高而得不到較多利益，現實中存在常年待在農村的教育水平低的合作組織帶頭人充當買賣能力的經紀人，其不顧其他組織成員的利益，壓低農產品收購價格，對于教育水平高并能生產出品質優良農產品的農戶家庭而言，加入農業合作組織反而對其不利，且合作社還存在農業種植大戶主導、合作松散無序、農戶獲利不均的現象，教育水平高的農戶外出離家時間較多，存在利益被其他組織成員擠占的現象。

由農戶土地流轉決策變量的影響效應可見，轉出農地在門檻值兩側均對家庭可支配收入有負向影響，轉入農地在門檻值兩側均對家庭可支配收入有正向影響，盡管均在統計學上不顯著。表明無論農戶教育水平高低，只要農地沒有全部轉包出去，轉出農地降低了農業規模化經營水平，短期則會給農戶家庭福利改進帶來負面影響，且針對農地較少農戶家庭與無地農戶家庭的制度保障仍不健全，來源于農地的可持續生計的缺失會抑制農戶福利改善。而轉入農地則會增加規模化經營水平，有利于改進農戶家庭福利，且教育水平高的農戶針對農地規模的變化能夠快速改變經營方式，從而在估計系數上比教育水平低的農戶明顯。與此同時，由農戶家庭借貸特征變量可知，民間借貸對教育水平低農戶家庭的可支配收入有正向影響，對教育水平低農戶家庭的可支配收入有負向影響，盡管在統計檢驗上不顯著。究其原因主要在于民間借貸能夠解決教育水平低農戶家庭的資金難題，利于其開展正常的農業生產經營項目，幫助其改善福利，且能夠得到民間信貸資金也意味著該農戶家庭關系網絡較好、自生能力比較強。而教育水平高的農戶家庭通常不到拮據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經營行為，因而對家庭福利有一定負面影響。

（三）穩定性檢驗

為了確保實證估計結果的穩定性，本研究繼續用農戶學歷替換受教育年數來考察教育水平作為門檻變量影響外出從業決策行為對農戶家庭福利的作用效果，對學歷變量（XUELI）數據的處理，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置為1、2、3、…、9，實證估計結果見表4。由表4可知，當農戶學歷大于3，即農戶具有初中以上學歷時，農戶外出從業時間與農戶家庭可支配收入在10%的顯著性水平上存在正向關系；農戶不超過初中學歷時，雖然農戶外出從業行為對農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健性，因此本研究繼續用泊松偽極大似然估計法的分段回歸模型進行實證檢驗，估計結果見表5。由表5可見，模型（2）的系數顯著大于模型（1）的系數，且模型（2）的系數在5%的顯著性水平上顯著，表明受教育年數高于9年時，即具有初中以上學歷的農戶家庭外出從業獲得的收入較為可觀，進一步驗證了門檻效應的存在。由此可見，通過穩定性檢驗仍然得出了相同的估計結果，進而驗證了本實證研究結果的可靠性，即教育水平顯著影響了農戶外出從業決策行為對農戶家庭福利的影響，教育水平越高，農戶外出從業決策行為對農戶家庭福利的正向影響效果越顯著，表明農戶外出從業決策行為對農戶家庭福利的作用效果確實顯著地受教育水平的影響，也充分揭示了農戶教育對農戶家庭福利的間接作用機制，即教育通過影響農戶外出從業決策行為來改善農戶家庭福利的作用機制。

表4 門檻效應穩定性檢驗結果

表5 泊松偽極大似然估計法的分段回歸模型檢驗結果

（四）教育影響農戶外出從業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戶教育有通過影響農戶外出從業決策行為來改善農戶家庭福利的作用機制。該作用機制具體表現在：（1）良好的教育水平提高了農戶人力資本水平，且農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可為外出務工農戶提供更多工作機

會，使其易于尋找到高報酬的工作。城市地區用人單位越來越偏好于選擇學歷高、綜合素質好的農村勞動力為自己提供服務，使用該層次農村勞動力可以得到優質服務，愿意為農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需求，勞動需求方會首選教育水平高的農戶，進而該群體農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戶的需求與該群體農戶的高質量服務會強化雙方之間的匹配，形成正反饋效應。（2）教育水平高的農戶能利用其知識優勢及時得到報酬優厚、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。教育水平高的農戶懂得如何搜尋就業信息，會利用電腦網絡平臺、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戶家庭。（3）教育水平高的農戶外出從業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，高學歷農戶均比低學歷農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戶的薪資水平，不僅短時期內提高了農戶收入，且管理層的崗位會提升農戶的發展空間，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改進。（4）教育水平高的農戶外出從業后仍然能夠很好地平衡家中事務，并不會影響其外出工作的勞動報酬。教育水平高的農戶外出從事的工作相對比較正規、有保障，且其有一定的談判溝通能力，對于農忙時節或家中急需處理的特殊事務能夠向用人單位正常請假，該過程不會影響其工資發放和獎金的領取。而教育水平低的農戶通常工作環境較差，文化知識不夠也使其處于談判弱勢，一旦因家中事務回老家則會出現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，現實中農民工討薪事件時有發生，辛苦忙活了一年但得不到應有的報酬，因而家庭福利得不到較大改善。（5）教育水平高的農戶更易將外出從業所得資金配置到更加合理的地方實現收入增值。教育水平高的農戶往往能將所得資金配置到家中最能創收的農業生產經營項目中，且外出從業也開闊了農戶的視野與見識，容易學會如何將閑置資金配置到農村更有前景的項目上。再有就是即使不用于農業投資也會購買各類金融機構的理財產品來保值增值，實現家庭福利改進。而教育水平低的農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，甚至有些農戶在城市地區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，也有部分農戶賭博輸掉辛苦獲得的外出勞動收入，從而其家庭福利的改善不及教育水平高的農戶家庭。

六、主要結論與政策啟示

基于CHIP微觀調研數據，本研究以農戶教育水平為門檻變量，構建門檻效應模型實證估計了外出從業決策行為對農戶家庭福利的非線性影響效應，實證研究發現：（1）農戶外出從業決策行為與農戶家庭福利存在正相關關系，且當農戶受正規教育年數大于9時，農戶外出從業時間對農戶家庭可支配收入在10%的顯著性水平上有正向影響，而當受正規教育年數小于等于9時，該正向影響效果在統計檢驗上不顯著且估計系數相對較小，表明農戶教育水平顯著影響了外出從業決策行為對其家庭福利的作用效果。（2）用農戶學歷替換受正規教育年數實證分析后上述結論仍然成立，驗證了門檻效應模型估計結果的穩定性，檢驗結果表明農戶外出從業決策行為對農戶家庭福利的作用效果確實顯著地受教育水平的影響，也充分揭示了農戶教育對其家庭福利的間接作用機制，并對教育影響農戶外出從業決策行為改善農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、家庭金融資產狀況、農業固定資產凈值、購買醫療保險、加入農業合作組織等因素對農戶家庭可支配收入的影響也顯著受農戶教育水平的影響。

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