張安馳 樊士德

一、 問題提出

傳統(tǒng)的勞動經(jīng)濟理論表明，勞動力在地區(qū)間、城鄉(xiāng)間抑或部門間的流動將對人力資本產(chǎn)生一定影響。對于這一影響的論述占主導性的觀點是：在微觀層面，勞動力流動將有助于外流勞動力開拓視野、更新觀念、改進工作方式和習慣等，進而提升自身的人力資本；在中觀層面，勞動力流動調(diào)整了勞動力要素在區(qū)域間的稟賦分布，進而實現(xiàn)了人力資本在地區(qū)和空間上的進一步動態(tài)優(yōu)化；在宏觀層面，勞動力流動將在一定程度上通過微觀個體人力資本的帕累托改進以及區(qū)域和空間上的配置效率優(yōu)化，最終實現(xiàn)人力資本總量上的提升。筆者認為勞動力流動對人力資本的動態(tài)配置過程也是傳統(tǒng)人口紅利日趨式微背景下開發(fā)和培育新型人口紅利的過程。

在國外，對勞動力流動給人力資本所帶來的影響研究更多地聚焦國際間的勞動力流動。Miyagiwa(1991)、Haque(1995)等研究認為勞動力在國際間遷移會造成輸出國的人力資本流失，從而會影響本國經(jīng)濟的發(fā)展。而與之不同的是，也有學者認為勞動力輸入國的教育回報一般要高于勞動力輸出國，國際間的移民將會提高輸出國人力資本的預期收益，從而促進輸出國的教育投資和人力資本水平(Stark，Christian & Alexia，1998)。再者，還有學者聚焦勞動力遷移的微觀和宏觀效應，并指出勞動力遷移能夠提高遷移者自身的人力資本水平，外遷者的部分回流將增加輸出國的人力資本總量(Beine，2001)。而在國內(nèi)，白南生(2002)認為相較國際間的勞動力遷移，我國區(qū)際間的勞動力流動更為頻繁，家庭中部分勞動力外流的形式占主體，并呈“候鳥式”抑或“鐘擺式”的流動特征，換言之，并未實現(xiàn)戶籍的根本轉(zhuǎn)換。在此基礎上，阮榮平等(2011)通過省際數(shù)據(jù)的實證研究認為人口流動對輸出地的人力資本既有正向效應也有負向效應，主要受人口和勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模、區(qū)域差距等因素的影響。

在筆者的研究視野中，對于勞動力流動對人力資本影響的研究存在以下不足：一是已有研究大多從宏觀視角出發(fā)，而基于微觀層面的思考并不多見；二是往往以勞動力存量為指標表示人力資本存量，而忽視勞動力素質(zhì)變化的影響。三是已有研究一般基于政府層面和社會層面的外部人力資本投資，而基于自我造血能力視角，尤其是考慮勞動力流動對流出地本身教育投入意愿的研究還需補充。長期以來，外流勞動力在主觀上有意降低或規(guī)避了諸多外流的貨幣化成本，進而造成對自身包括健康等人力資本與基本福利的侵害并導致外流凈收益的“虛高”(樊士德，2013)，與此同時，欠發(fā)達地區(qū)勞動力外流，伴隨著自身人力資本、物質(zhì)資本和技術(shù)要素的外流，進而在一定程度上導致欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)出效應的“漏出”，最終給欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長帶來了較為明顯的負向效應(樊士德，2011)，這也是目前地區(qū)間抑或城鄉(xiāng)間人口和勞動力流動的典型特征。勞動力流動對欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)出和微觀個體福利所可能帶來的負向沖擊，反過來，又會對農(nóng)村人口和勞動力人力資本投入產(chǎn)生什么樣的內(nèi)在影響？對于不同收入的農(nóng)村家庭又存在什么樣的差異化特征？這構(gòu)成了本文的邏輯出發(fā)點和落腳點。因此，本文從微觀層面出發(fā)，聚焦勞動力流動對人力資本影響的微觀機制和機理研究，實證檢驗在不同收入水平下勞動力外流對家庭人力資本投入的影響。

二、 研究設計

就勞動力流動如何影響農(nóng)村欠發(fā)達地區(qū)人力資本投入的機理而言，主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是我國外流勞動力中有大量的短期務工者，同時中國的傳統(tǒng)文化特性決定了外流勞動力這一群體擁有強烈的鄉(xiāng)土情結(jié)，工作性質(zhì)和文化傳統(tǒng)可能使他們會傾向于省吃儉用，將收入寄回老家，進而決定流出家庭擁有更多的資金投入教育，從而提升當?shù)氐娜肆Y本水平；二是勞動力流動特別是優(yōu)質(zhì)勞動力帶來的自身務工收入的提升和家庭收入來源的拓展，可能在流出地引發(fā)示范效應，導致當?shù)厝肆Y本預期回報率增加，從而提高了輸出地的人力資本投資力度。但是隨著城鄉(xiāng)抑或區(qū)域間差距的縮小，勞動力流動規(guī)模增速將隨之降低，勞動力流動對于人力資本投資的抑制效應可能會增強(阮榮平等，2011)。鑒于此，本文提出如下假設：

H1：當農(nóng)村家庭處于低收入水平時，勞動力流動對于農(nóng)村欠發(fā)達地區(qū)家庭人力資本投入有顯著的正向影響，正向影響包括當家庭有成員外出工作時，該家庭進行人力資本投入的概率與人力資本投入的力度都會增加。

H2：隨著家庭收入的提高，勞動力流動對農(nóng)村欠發(fā)達地區(qū)家庭人力資本投入的促進作用顯著降低。具體表現(xiàn)為當家庭平均收入上升時，家庭成員外出工作對該家庭進行人力資本投入的概率以及人力資本投入的力度都會降低。

1. 模型設定與變量選擇

考慮到微觀農(nóng)村家庭一般存在有人力資本投入和無人力資本投入兩種狀態(tài)，本文首先設定二元選擇Probit模型，以具體研究勞動力流動對人力資本投資發(fā)生概率的影響：

(1)

在模型(1)中，Pr(Yi=1|Xi)為第i個農(nóng)村家庭當年進行人力資本投入的概率，Yi表示第i個農(nóng)村家庭是否在當年有人力資本投入，用虛擬變量Edui進行替代，若該家庭當年有教育投資，則Edui=1；反之Edui=0。核心解釋變量LMi表示勞動力流動狀況，其衡量指標為第i個農(nóng)村家庭是否有勞動力外出打工，若有則LMi=1，否則取LMi=0；解釋變量lnIi表示第i個農(nóng)村家庭平均收入的自然對數(shù)；考慮到收入效應的非線性，為避免內(nèi)生性問題加入家庭收入水平的平方項(lnIi)2。同時為了考察勞動力流動對輸出地家庭人力資本投入的影響是否會隨著家庭收入水平的變化而變化，本模型引入交叉項LMi*lnIi。

進一步根據(jù)本文的研究目標與CFPS2014年的數(shù)據(jù)特征，設置控制變量組X，其中包括：(1) 反映家庭其他收入來源的變量ln(Gi+1)和Sdi，其中l(wèi)n(Gi+1)表示第i個農(nóng)村家庭來自政府方面的額外收入(即接受政府補助金額)的自然對數(shù)，由于部分農(nóng)村家庭Gi=0，故對變量進行加一取對數(shù)的數(shù)學處理；虛擬變量Sdi表示第i個農(nóng)村家庭是否有來自社會方面的額外收入(即是否有接受社會捐助)的情況，若是則Sdi=1，否則取Sdi=0。(2) 反映家庭性質(zhì)的控制變量Awi、Hi、Agei。其中虛擬變量Awi反映第i個農(nóng)村家庭的工作性質(zhì)，衡量指標為該家庭是否從事農(nóng)業(yè)工作，若是則Awi=1，否則取Awi=0；虛擬變量Hi反映第i個農(nóng)村家庭的生活水平，衡量指標為該家庭是否存在住房困難的情況，若是則Hi=1，否則取Hi=0；虛擬變量Agei反映第i個農(nóng)村家庭的年齡結(jié)構(gòu)，衡量指標為該家庭是有領取養(yǎng)老金的老年人，若是則Agei=1，否則取Agei=0。令prmi為省級個體效應，表示所有能夠影響人力資本積累但觀測不到且在時間上穩(wěn)定的因素。α為變量待估系數(shù)。模型(1)研究的重點在于α1、α2，其中α1表示相對于沒有成員外出打工的農(nóng)村家庭，有家庭成員外出打工家庭是否進行人力資本投入的概率變化；α2為是否打工與家庭人均收入的交叉項系數(shù)，表示在給定收入水平下，家庭成員外出打工對農(nóng)村家庭人力資本投入概率的影響。

為進一步考察勞動力流動對家庭人力資本投入具體水平的實際影響與作用機制，作為Probit離散模型的補充，以便同時從家庭人力資本投入的概率與人力資本投入的力度兩個角度進行分析，并驗證Probit模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。本文構(gòu)建以下的多元回歸模型：

β5nXni=β50+β51ln(Gi+1)+β52Sdi+β53Awi+β54Hi+β55Agei

(2)

在模型(2)中被解釋變量ln(Ei+1)表示第i個家庭的人力資本投入的自然對數(shù)，其衡量指標為該家庭當年教育支出的自然對數(shù)，由于部分農(nóng)村家庭Ei=0，故對變量進行加1后取對數(shù)的數(shù)學處理。其余變量設定與模型(1)一致。β為變量待估系數(shù)，模型(2)研究的重點在于β1、β2，其中β1表示勞動力流動影響系數(shù)，表示相對于沒有成員外出打工的農(nóng)村家庭，有家庭成員外出打工家庭的人力資本投入變化率，根據(jù)假設預期β1應顯著為正；β2為是否打工與家庭人均收入的交叉項系數(shù)，表示在給定收入水平下，外出打工對人力資本投入的影響。εi表示服從獨立正態(tài)分布的隨機誤差項。

2. 數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計

本文采用2014年的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是一項全國性的綜合社會跟蹤調(diào)查項目，涵蓋社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康等內(nèi)容，調(diào)查對象為全國27個省份、直轄市、自治區(qū)中滿足項目訪問條件的家戶和樣本家戶中滿足項目訪問條件的家庭成員。CFPS2014年家庭問卷數(shù)據(jù)庫中共調(diào)查家庭13946戶。鑒于本文研究農(nóng)村勞動力流動對人力資本投入的影響，故選擇其中農(nóng)村家庭為研究對象。在剔除相關變量缺失的樣本后，得到本文最終研究的全樣本數(shù)為6234個，各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 計量模型中各變量的描述性統(tǒng)計

注：各變量的描述性指標均利用STATA13.1軟件統(tǒng)計得到。

三、 實證研究與結(jié)果分析

1. 勞動力流出對農(nóng)村家庭人力資本投入概率的影響

根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2016年全國農(nóng)村居民人均可支配收入為12363元，全國農(nóng)村居民人均可支配收入高于12363元的省級單位有上海、浙江、北京、天津、江蘇、福建、廣東、山東、遼寧、湖北十個省市。本文在實證中將此十個省市歸為高收入地區(qū)組，其余省市區(qū)歸為低收入地區(qū)組，以便更加全面地體現(xiàn)不同收入地區(qū)間勞動力流動對人力資本投入影響的分效應。實證部分使用STATA13.1軟件進行回歸。

首先，考察勞動力流動對農(nóng)村欠發(fā)達地區(qū)家庭人力資本投入概率的影響，Probit模型的回歸結(jié)果如表2所示。

表2 Probit模型的偏效應估計結(jié)果

注：(1) 回歸系數(shù)代表偏效應。(2) 括號內(nèi)為white異方差穩(wěn)健標準差。(3) *、**、***分別表示在10%,5%,1%的水平上顯著。

從全樣本來看在一定收入水平下，有家庭成員外出打工的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率顯著高于沒有家庭成員外出打工的農(nóng)村家庭。經(jīng)計算，當家庭人均收入達到或高于臨界值6969元(約為7000元)時，勞動力流動將不會提高家庭進行人力資本投入的概率。家庭人均收入的系數(shù)顯著為正、家庭人均收入平方項的系數(shù)顯著為負說明家庭人均收入對家庭是否進行人力資本投入概率的影響呈現(xiàn)先增大后減少的倒U形關系?？疾炜刂谱兞康挠绊懓l(fā)現(xiàn)，從事農(nóng)業(yè)工作的農(nóng)村家庭比從事非農(nóng)工作的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率多出12%，生活水平較差(有住房困難)的農(nóng)村家庭比生活水平較好(無住房困難)的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率高出11.5%，年齡結(jié)構(gòu)偏老化的農(nóng)村家庭(家庭中有領取養(yǎng)老金的老年人)比年齡結(jié)構(gòu)較年輕的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率低8.1%。

從分地區(qū)來看，勞動力流動對于農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率影響在高收入地區(qū)與低收入地區(qū)同樣存在臨界值，且和全樣本回歸結(jié)果的方向保持一致，說明實證結(jié)果較為穩(wěn)健。高收入地區(qū)概率變化的回歸系數(shù)略高于低收入地區(qū)。就收入而言，無論高收入地區(qū)還是低收入地區(qū)在收入對人力資本投入概率的影響亦存在倒U形關系，表現(xiàn)為家庭人均收入的系數(shù)顯著為正，家庭人均收入平方項的系數(shù)顯著為負說明家庭人均收入對家庭是否進行人力資本投入概率的影響呈現(xiàn)先增大后減少的趨勢。高收入地區(qū)中從事農(nóng)業(yè)工作的農(nóng)村家庭比從事非農(nóng)工作的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率多出15.4%，比低收入地區(qū)高出5.6%。高收入地區(qū)中生活水平較差(有住房困難)的農(nóng)村家庭比生活水平較好(無住房困難)的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率多出19.3%，比低收入地區(qū)高出10.5%。高收入地區(qū)中年齡結(jié)構(gòu)偏老化的農(nóng)村家庭(家庭中有領取養(yǎng)老金的老年人)比年齡結(jié)構(gòu)較年輕的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率降低11.3%，低收入地區(qū)為6.6%。分地區(qū)而言，高收入地區(qū)農(nóng)村家庭比低收入地區(qū)農(nóng)村家庭在家庭進行人力資本投資的概率方面，變量前系數(shù)符號與全樣本保持一致且顯著，高收入地區(qū)所有系數(shù)皆高于低收入地區(qū)。

2. 勞動力流出對農(nóng)村家庭人力資本投入力度的影響

進一步考察勞動力流動對農(nóng)村欠發(fā)達地區(qū)家庭人力資本投入力度的影響，OLS模型的回歸結(jié)果如表3所示：

表3 OLS模型的估計結(jié)果

注：(1) 括號內(nèi)為white異方差穩(wěn)健標準差。(2) *、**、***分別表示在10%,5%,1%的水平上顯著。

從全樣本來看，在一定收入水平下沒有家庭成員外出打工的農(nóng)村家庭，其人力資本投入力度比有家庭成員外出打工的農(nóng)村家庭顯著要低。經(jīng)計算當農(nóng)村家庭處于低收入水平時，勞動力流動將會顯著刺激家庭加大人力資本投入，當家庭人均收入達到或高于26178元時，勞動力流動將不會增加甚至較少原生家庭的人力資本投入水平。家庭人均收入的系數(shù)顯著為正，家庭人均收入平方項的系數(shù)顯著為負說明家庭人均收入對家庭人力資本投入絕對數(shù)的影響同樣呈現(xiàn)倒U型關系?？疾炱溆嗫刂谱兞?，工作性質(zhì)前的系數(shù)為正且顯著，說明農(nóng)村家庭中從事農(nóng)業(yè)工作的家庭比從事非農(nóng)工作的家庭進行人力資本投入要多；生活水平前的系數(shù)為正且顯著，說明生活水平較差(有住房困難)的家庭比生活水平較好(無住房困難)的家庭進行了更多的人力資本投入；年齡結(jié)構(gòu)前的系數(shù)為負且顯著，說明年齡結(jié)構(gòu)偏老化的家庭(家庭中有領取養(yǎng)老金的老年人)比年齡結(jié)構(gòu)較年輕的家庭進行了更少的人力資本投入。

分地區(qū)來看，勞動力流動對于農(nóng)村家庭進行人力資本投入絕對數(shù)的變化影響在高收入地區(qū)與低收入地區(qū)同樣存在臨界值，且和全樣本回歸結(jié)果的方向保持一致。就收入而言，無論高收入地區(qū)還是低收入地區(qū)在收入對家庭人力資本投入額的影響亦存在倒U形關系，表現(xiàn)為家庭人均收入的系數(shù)顯著為正、家庭人均收入平方項的系數(shù)顯著為負，這說明家庭人均收入對家庭是否進行人力資本投入絕對數(shù)的影響呈現(xiàn)先增大后減少的趨勢。對于各控制變量而言，高收入地區(qū)與低收入地區(qū)各變量前系數(shù)符號與全樣本保持一致且顯著，高收入地區(qū)比低收入地區(qū)更易受相關變量影響。

3. 回歸結(jié)果分析

綜合兩個模型的回歸結(jié)果來看，隨著農(nóng)村地區(qū)收入水平的提高，農(nóng)村家庭勞動力流動對人力資本投入存在著三個階段的影響過程：第一階段是指當農(nóng)村地區(qū)家庭人均收入低于6969元(約為7000元)時，勞動力流動將會顯著地提高外流勞動力家庭進行人力資本投入的概率與絕對水平。原因可能是當農(nóng)村地區(qū)處于相對貧困的發(fā)展階段時，農(nóng)村家庭進行人力資本投入本身就處于一個從無到有的起步階段。同時城鄉(xiāng)間交通與信息傳遞不暢限制了農(nóng)村家庭的選擇，經(jīng)濟發(fā)展的落差較大使得外出勞動力尤其是高學歷勞動力對當?shù)赜兄鼜姷氖痉缎?，使得很多農(nóng)村家庭堅信讀書是唯一改變命運的機會，回歸結(jié)果表明生活水平差(有住房困難)的農(nóng)村家庭比生活水平好(無住房困難)的農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率多出11.5%，投入的絕對水平也要更高進一步佐證了這一點，說明農(nóng)村家庭在處于相對貧窮的收入水平下時進行人力資本投入的概率與絕對值都會提高。

第二階段是指當農(nóng)村地區(qū)家庭人均收入高于7000元而低于27000元(實際值為26179元)時，一方面勞動力流出將不會增加甚至減少農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率，另一方面對于有人力資本投入的家庭，人力資本投入的力度仍然會顯著提高。這可能是因為農(nóng)村家庭在生活相對寬裕后對于人力資本投入的動力在減弱，同時由于農(nóng)村家庭在擁有了更多的資本與信息渠道后，對于流入地的具體情況與就業(yè)機會有了更加多元的認識，回歸結(jié)果中從事非農(nóng)業(yè)工作的農(nóng)村家庭比從事農(nóng)業(yè)工作的農(nóng)村家庭進行教育投入的概率減少12%，投入的絕對水平也更低說明了農(nóng)村勞動力的就業(yè)選擇變多使得其進行人力資本投入的概率下降。但是對于農(nóng)村地區(qū)仍然選擇進行人力資本投入的家庭，更加富裕的生活水平可以支撐其進一步加大人力資本投入?？傮w而言，農(nóng)村家庭人均收入第二階段人力資本投入概率與絕對水平的相向結(jié)果是由農(nóng)村家庭更加富裕的生活與更多的工作選擇機會兩方面所導致。

第三階段是指當家庭人均收入達到或高于27000元時，勞動力流動將不會增加甚至減少農(nóng)村家庭的人力資本投入概率與投入的絕對水平。這可能是由于此時農(nóng)村家庭的生活已經(jīng)相對富裕，人力資本投入達到階段飽和，農(nóng)村勞動力有更優(yōu)的經(jīng)濟實力與信息渠道去決定自身的發(fā)展方向，所以，在此時勞動力流動對農(nóng)村家庭人力資本投入概率與投入絕對水平的影響甚至會呈現(xiàn)下降的趨勢。作為我國農(nóng)村人均可支配收入最高的上海，2016年農(nóng)村人均可支配收入為25520元，說明我國農(nóng)村居民的收入水平與發(fā)展階段與農(nóng)村家庭人均收入第三階段的目標水平還有一定差距。

4. 穩(wěn)健性檢驗

上文在Probit與OLS模型回歸中通過使用white異方差穩(wěn)健標準差的方法檢驗回歸的穩(wěn)健性，同時Probit和OLS模型回歸結(jié)果分別是顯著且符號相同的，這亦從側(cè)面說明了回歸結(jié)果的可靠性。本節(jié)進一步考慮到模型中來自同一省份的不同農(nóng)村家庭可能存在相關性，為了考察模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用聚類穩(wěn)健標準差對模型結(jié)果進行了檢驗，檢驗結(jié)果如表4、表5所示：

表4 Probit模型的偏效應估計結(jié)果(穩(wěn)健性檢驗)

注：(1) 回歸系數(shù)代表偏效應。(2) 括號內(nèi)為聚類穩(wěn)健標準差。(3) *、**、***分別表示在10%,5%,1%的水平上顯著。

表5 OLS模型的估計結(jié)果(穩(wěn)健性檢驗)

續(xù)表

注：(1) 括號內(nèi)為聚類穩(wěn)健標準差。(2) *、**、***分別表示在10%,5%,1%的水平上顯著。

對比表2、表3的回歸結(jié)果與表4、表5的檢驗結(jié)果可知，檢驗結(jié)果與回歸結(jié)果系數(shù)完全一致且顯著。這說明在存在組內(nèi)相關和異方差的情況下，聚類穩(wěn)健標準差對組內(nèi)相關和異方差保持穩(wěn)健，回歸結(jié)果較為可靠。

四、 主要結(jié)論與政策建議

本文采用2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，分析了在不同收入水平下勞動力流動對農(nóng)村家庭人力資本投入的內(nèi)在影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，就全樣本來看，農(nóng)村家庭人均收入水平在7000元左右與26000元左右存在兩個階段“門檻”，當農(nóng)村家庭人均收入水平低于7000元左右時，勞動力流出將會顯著地提高農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率與投入力度。當農(nóng)村家庭人均收入水平介于7000元左右與26000元左右之間時，勞動力流出將會減少農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率，但有人力資本投資的家庭仍會顯著提高家庭人力資本投入的力度。當農(nóng)村家庭人均收入水平高于26000元左右時，勞動力流出將會顯著地降低農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率與投入力度。同時本文通過分析生活水平與工作性質(zhì)等反映農(nóng)村家庭工作性質(zhì)的控制變量的系數(shù)，研究表明農(nóng)村家庭生活的寬裕程度與農(nóng)村勞動力就業(yè)選擇種類的多少是造成農(nóng)村家庭進行人力資本投入概率與投入力度變化的原因。分地區(qū)而言，農(nóng)村中高收入地區(qū)勞動力流動對農(nóng)村家庭人力資本投入的邊際影響比低收入地區(qū)更為明顯。

基于上述結(jié)論，可以得到以下政策內(nèi)涵：(1) 不同層級的政府與社會組織需要重視對農(nóng)村地區(qū)的教育投入和人力資本投入，為勞動力流動和人力資本提升搭建平臺、提供資金等各類要素支撐。在這一過程中，既不能無視城鄉(xiāng)間和地區(qū)間勞動力流動的經(jīng)濟事實，也不能忽視農(nóng)村微觀個體的主觀能動性與實際需求，而應充分考察該農(nóng)村地區(qū)家庭的收入水平與發(fā)展階段，因地制宜，對癥下藥。其理論依據(jù)在于勞動力流動不僅會影響農(nóng)村家庭進行人力資本投入的概率與力度，影響的效果也會隨著農(nóng)村家庭收入水平的變化而改變。(2) 對于相對貧困的農(nóng)村地區(qū)應該側(cè)重通過精準扶貧、加大交通和基礎教育等基礎設施的投入等手段加大扶助力度，同時促進外在幫扶與農(nóng)村家庭自我造血機制相融合，為貧困家庭進行人力資本投資提供條件，實現(xiàn)相互間的激勵相容。(3) 對于相對富裕的農(nóng)村地區(qū)，應引導成立并發(fā)展農(nóng)村新型產(chǎn)業(yè)，同時進一步完善基礎教育與職業(yè)教育，讓農(nóng)村地區(qū)勞動力擁有更多的選擇權(quán)。與此同時，通過對不同發(fā)展階段農(nóng)村家庭進行有針對性的政策引導與幫扶，實現(xiàn)家庭收入和人力資本投入的良性互動，進而使城鄉(xiāng)居民的發(fā)展能夠更加的平衡、充分，讓農(nóng)村地區(qū)人民能夠真正共享豐富多彩的美好生活。

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6. 樊士德著：《勞動力流動、經(jīng)濟增長與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展研究》，經(jīng)濟科學出版社2013年版。

7. 樊士德：《勞動力流動對欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)出效應的測算》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2011年第8期。

8. 阮榮平、劉力、鄭風田：《勞動力流動對輸出地人力資本影響研究》，《中國人口科學》2011年第1期。