王換換，王華麗

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，烏魯木齊 830052）

關(guān)鍵字：人力資本；非農(nóng)就業(yè)；農(nóng)村家庭減貧

目前，人力資本作為減貧的重要工具，成為研究的焦點(diǎn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從人力資本對(duì)減貧的正向和非正向影響2方面進(jìn)行了研究。Bloom等［1］提出健康是增加個(gè)人能力的人力資本形式，應(yīng)重視健康人力資本的積累，使之成為減貧的重要工具。Chong等［2］研究得出可以通過(guò)改善教育投資提高他們的能力和技能來(lái)降低貧困水平。鄧大松等［3］認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)多維貧困有減緩作用。另一方面也有部分學(xué)者在研究中發(fā)現(xiàn)了悖論，Khan等［4］對(duì)孟加拉國(guó)研究發(fā)現(xiàn)，受訓(xùn)者培訓(xùn)后的收入水平與其參加培訓(xùn)的實(shí)際情況呈負(fù)相關(guān)。Datzberger［5］提出烏干達(dá)教育方面的重大投資和政策改革沒(méi)有達(dá)到通過(guò)人力資本投資減貧的預(yù)期成果，認(rèn)為教育在其中的作用充其量是適度的。

總體來(lái)說(shuō)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在人力資本與貧困關(guān)系方面進(jìn)行了深入研究，但大部分學(xué)者的研究集中在某個(gè)或者某幾個(gè)人力資本要素對(duì)貧困的影響方面，僅有少數(shù)學(xué)者關(guān)注了人力資本與貧困的作用機(jī)理?；诖?，本研究運(yùn)用二元Logistic模型，分析了人力資本水平對(duì)農(nóng)村家庭貧困的影響，并進(jìn)一步研究了人力資本指數(shù)通過(guò)非農(nóng)就業(yè)作用機(jī)制對(duì)農(nóng)村家庭貧困的影響，期望為緩解相對(duì)貧困提供依據(jù)和參考。

1 理論假設(shè)

西奧多·W·舒爾茨［6］認(rèn)為，人力資本匱乏是貧困產(chǎn)生的根源；阿瑪?shù)賮啞ど?］認(rèn)為，貧困的根源是相關(guān)權(quán)利的剝奪，指出需要提高勞動(dòng)者自身教育和能力以減少貧困；岡納·繆爾達(dá)爾［8］認(rèn)為，低水平收入與勞動(dòng)力健康、教育等方面的低素質(zhì)因果循環(huán)積累最終導(dǎo)致貧困。基于上述人力資本和貧困理論國(guó)內(nèi)外學(xué)者提出了自己的觀點(diǎn)。Singh等［9］認(rèn)為，可以通過(guò)增加改善農(nóng)村貧困人口教育和營(yíng)養(yǎng)狀況的投資來(lái)提高能力、降低貧困水平；馬文武等［10］運(yùn)用固定效應(yīng)模型，分析出教育、健康、經(jīng)驗(yàn)對(duì)中國(guó)農(nóng)村具有減貧效應(yīng)；羅明忠等［11］認(rèn)為，技能培訓(xùn)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困有顯著負(fù)向影響；楊雨欣等［12］提出，外出務(wù)工可以緩解農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)脆弱性。

基于以上分析，本研究提出假設(shè)1：人力資本對(duì)農(nóng)村家庭減貧具有顯著影響。

阿瑟·劉易斯［13］認(rèn)為，工業(yè)的高工資和高效率是吸引農(nóng)村勞動(dòng)力向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移的動(dòng)力；Todaro［14］認(rèn)為，勞動(dòng)力從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市的重要原因是城鄉(xiāng)之間的預(yù)期收入差異。因此，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快，農(nóng)村勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)就業(yè)部門逐漸轉(zhuǎn)移，非農(nóng)就業(yè)也逐漸受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注。從非農(nóng)就業(yè)的效應(yīng)來(lái)看，非農(nóng)就業(yè)提高了農(nóng)村家庭生活水平，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化；增加了工作經(jīng)驗(yàn)和知識(shí)積累，提高了自身人力資本水平，從而有利于家庭減貧［15］。孫伯馳等［16］利用PSM-DID方法，研究得出非農(nóng)就業(yè)還可以降低農(nóng)村家庭的貧困脆弱性。

基于以上分析，本研究提出假設(shè)2：非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭減貧具有顯著影響。

根據(jù)托達(dá)羅理論，勞動(dòng)力從事非農(nóng)就業(yè)會(huì)受個(gè)人人力資本水平的影響，如文化素質(zhì)高的勞動(dòng)力會(huì)更容易獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)和收入。朱慧劼［17］發(fā)現(xiàn)，教育、健康人力資本對(duì)農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)具有積極作用。綜合上述分析，學(xué)者在人力資本對(duì)農(nóng)村家庭減貧、非農(nóng)就業(yè)水平影響方面及非農(nóng)就業(yè)水平對(duì)貧困影響方面的研究十分豐富，只有較少學(xué)者關(guān)注了非農(nóng)就業(yè)水平在人力資本對(duì)貧困影響方面的作用。柳建平等［18］提出教育可以通過(guò)非農(nóng)就業(yè)作用于農(nóng)村貧困家庭。陳愛(ài)麗等［19］認(rèn)為教育、健康人力資本均能夠通過(guò)提高非農(nóng)就業(yè)水平，進(jìn)而降低農(nóng)村的貧困發(fā)生率。

部分錨地還是沿用20年前的規(guī)劃區(qū)域，錨地面積狹小，錨地位置不合理。隨著惠州港的發(fā)展，港口泊位和靠港船舶逐年增加，錨地日趨緊張。

基于以上分析，本研究提出假設(shè)3：人力資本通過(guò)非農(nóng)就業(yè)影響了農(nóng)村家庭貧困。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究以新疆維吾爾自治區(qū)（以下簡(jiǎn)稱新疆）溫泉縣為調(diào)研對(duì)象。溫泉縣位于新疆西北部，博爾塔拉蒙古自治州（以下簡(jiǎn)稱博州）最西端，東鄰博樂(lè)市，下轄3個(gè)鎮(zhèn)、3個(gè)鄉(xiāng)、4個(gè)國(guó)營(yíng)牧場(chǎng)、10個(gè)社區(qū)，61個(gè)行政村、28個(gè)隊(duì)，總?cè)丝?萬(wàn)余人，由漢、維、蒙、回等17個(gè)民族組成，其中農(nóng)村人口近6萬(wàn)人。2014年底，建檔立卡貧困人口總規(guī)模為3 657戶，共8 952人，經(jīng)動(dòng)態(tài)調(diào)整之后，2019年底建檔立卡貧困人口基數(shù)為3 153戶，共7 766人。溫泉縣是博州貧困人口最多、貧困程度最深的縣，有區(qū)級(jí)貧困村3個(gè)，州級(jí)貧困村14個(gè)，占全州貧困村總數(shù)的73.9%。在指標(biāo)選取上，著重對(duì)3個(gè)區(qū)級(jí)貧困村，7個(gè)州級(jí)貧困村共10個(gè)村進(jìn)行了人力資本水平現(xiàn)狀及就業(yè)情況的300份問(wèn)卷調(diào)研，經(jīng)過(guò)梳理得到有效問(wèn)卷253份，結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)，確定人力資本相關(guān)維度。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的標(biāo)準(zhǔn)將年齡在16～60歲的人員劃分為勞動(dòng)力。

2.2 模型選擇

2.2.1 二元Logistic模型通過(guò)二元Logistic模型，進(jìn)行人力資本各維度對(duì)農(nóng)村家庭貧困影響的實(shí)證分析，計(jì)算公式如下。

式中，Povi表示第i個(gè)農(nóng)村家庭的貧困狀況（貧困為1，非貧困為0）；educationi、healthi、traini、migrationi分別代表人力資本變量中的教育、健康、技能培訓(xùn)和遷移；Xi為控制變量，包括可能影響貧困狀況的個(gè)人特征和家庭特征；β0是常數(shù)項(xiàng)，β1～β4為各影響因素的回歸系數(shù)，θi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2.2 因子分析法運(yùn)用因子分析法，計(jì)算因子得分，用因子得分乘以用因子旋轉(zhuǎn)后的方差貢獻(xiàn)率與累積方差貢獻(xiàn)率的比值，求出人力資本指數(shù)，計(jì)算公式如下。

式中，n表示保留下來(lái)的因子數(shù)，ri表示的是因子i對(duì)應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率，fi表示的是因子i的得分。

2.2.3 非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)采用目前廣泛使用的Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，中介效應(yīng)公式：

式中，Povi表示農(nóng)村家庭i的貧困狀態(tài)（1表示貧困，0表示非貧困），humanindexi表示人力資本指數(shù)，ZJi為中介變量，Xi為控制變量，θi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，a0、a1、a2、b0、b3、c0、c2均為待估系數(shù)?？傂?yīng)為c1，直接效應(yīng)為b2，中介效應(yīng)為a1b1=c1-b2。

2.3 變量設(shè)置

貧困是因變量，農(nóng)村家庭收入是判斷農(nóng)村家庭是否貧困的基礎(chǔ)，貧困線是判斷農(nóng)村家庭是否貧困的標(biāo)準(zhǔn)。本研究樣本地區(qū)的農(nóng)村家庭，人均年收入主要包括與勞動(dòng)力自身能力相關(guān)的工資性、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性、財(cái)產(chǎn)性收入。由于樣本地區(qū)已退出貧困縣評(píng)估，不存在絕對(duì)貧困，所以本研究采用相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)。樣本家庭人均純收入的中位數(shù)為13 950元，采用收入比例法，將家庭人均純收入中位數(shù)的60%定為相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)即8 370元，低于8 370元界定為貧困，賦值為1，高于8 370元界定為非貧困，賦值為0。

選取了教育、健康、技能培訓(xùn)、遷移代表人力資本水平作為自變量（表1）。教育資本用每個(gè)農(nóng)村家庭中勞動(dòng)力的平均受教育年限來(lái)衡量，受教育年限分別是文盲及半文盲為0，小學(xué)為6，初中為9，高中、中專、技校、職高為12，大專為15，本科為16，研究生及以上為18；健康資本用每個(gè)農(nóng)村家庭中勞動(dòng)力的平均健康情況來(lái)衡量，健康賦值為1，非健康賦值為0；技能培訓(xùn)用每個(gè)農(nóng)村家庭勞動(dòng)力中參加技能培訓(xùn)的人員比例來(lái)衡量；遷移資本用每個(gè)農(nóng)村家庭中勞動(dòng)力外出人員所占的比例來(lái)衡量。

非農(nóng)就業(yè)水平是本研究的中介變量，指每個(gè)農(nóng)村家庭中從事非農(nóng)就業(yè)的勞動(dòng)力人數(shù)與勞動(dòng)力總?cè)藬?shù)之比。家庭中從事非農(nóng)就業(yè)的勞動(dòng)力主要包括家庭中外出務(wù)工的勞動(dòng)力、有穩(wěn)定工資性收入的勞動(dòng)力，有非農(nóng)經(jīng)營(yíng)性收入的勞動(dòng)力。變量設(shè)置（表1）從個(gè)人特征和家庭特征層面，分別加入了戶主年齡、戶主年齡平方、戶主性別、勞動(dòng)力人均耕地面積、家庭人口負(fù)擔(dān)系數(shù)、人均自有住房面積、家庭是否養(yǎng)殖情況。

表1 變量設(shè)置和描述性統(tǒng)計(jì)

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)和分析

在相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，該地區(qū)貧困戶和非貧困戶的各項(xiàng)人力資本水平和非農(nóng)就業(yè)水平存在較大差異，貧困戶的各項(xiàng)指標(biāo)水平較低。從表1來(lái)看，貧困戶勞動(dòng)力的平均受教育年限均值為6.84，非貧困戶為8.17；貧困戶的勞動(dòng)力健康狀況均值為0.69，非貧困戶為0.89；貧困戶的勞動(dòng)力受技能培訓(xùn)的比例均值為0.53，低于非貧困戶的0.76，也低于總體水平均值0.73；貧困戶的勞動(dòng)力外出人員比例均值為0.19，非貧困戶為0.43，貧困戶家庭勞動(dòng)力的外出打工人數(shù)比例較低；貧困戶的勞動(dòng)力從事非農(nóng)就業(yè)的比例為0.39，遠(yuǎn)低于非貧困戶的0.72。在家庭特征方面，貧困戶的家庭勞動(dòng)力人均耕地面積與家庭人均自有住房面積差異相對(duì)較小。貧困戶的家庭人口負(fù)擔(dān)系數(shù)較高為0.94，非貧困戶為0.70，相較而言，貧困戶的家庭人口負(fù)擔(dān)更重。由此可見，農(nóng)村家庭貧困受多方面因素的共同影響。

3.2 人力資本各維度對(duì)農(nóng)村家庭貧困減貧的影響

基于二元Logistic模型，由SPSS 26.0軟件得出人力資本各維度對(duì)農(nóng)村家庭貧困的影響（表2）。模型系數(shù)的Omnibus檢驗(yàn)卡方結(jié)果為62.535，顯著性P為0.000，表示模型具有意義，Hosmer and Lemeshow檢驗(yàn)的P為0.195，大于0.05，分類預(yù)測(cè)正確百分比為88.9%，大于60%，模型總體擬合較好。相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，貧困=1，非貧困=0。在相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，健康資本和技能培訓(xùn)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)值；教育資本和遷移資本均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)值。這表明家庭中勞動(dòng)力的健康狀況越好，或勞動(dòng)力受技能培訓(xùn)的比例越高，或受教育水平越高，或家庭中外出工作的人數(shù)越多，家庭發(fā)生貧困的概率越低。從人力資本各維度的減貧作用來(lái)看，各人力資本指標(biāo)的回歸系數(shù)均為負(fù)值，健康回歸系數(shù)的絕對(duì)值大于技能培訓(xùn)，大于遷移，大于教育，且健康、技能培訓(xùn)、遷移和教育資本的Exp（B）分別為0.072、0.098、0.157、0.695，即健康、技能培訓(xùn)、遷移和教育資本每增加1個(gè)單位，農(nóng)村家庭發(fā)生貧困的概率分別變?yōu)樵瓉?lái)的0.072、0.098、0.157倍和0.695倍。因此，健康對(duì)家庭減貧的重要程度大于技能培訓(xùn)，大于遷移，大于教育。這可能是由于該地大部分貧困家庭是因病、因殘致困或返貧的，結(jié)合該地扶貧辦統(tǒng)計(jì)資料，該縣因殘因病致困的貧困勞動(dòng)力占比43.55%，因此，健康對(duì)家庭減貧的作用更為重要。另外，貧困家庭勞動(dòng)力大都沒(méi)有一技之長(zhǎng)，而技能培訓(xùn)是貧困家庭勞動(dòng)力提高自身就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，減少貧困的快速途徑，相對(duì)來(lái)說(shuō)也較為重要。結(jié)合訪談情況，該地區(qū)農(nóng)村家庭的貧困勞動(dòng)力受國(guó)語(yǔ)水平、文化水平、家庭的限制和安土重遷思想的影響，難以或不愿到外地務(wù)工，遷移的作用就相對(duì)較弱。該地農(nóng)村家庭貧困勞動(dòng)力受教育水平普遍較低，在短期內(nèi)對(duì)家庭減貧的影響較小，只有在長(zhǎng)期內(nèi)通過(guò)教育知識(shí)地不斷地積累，對(duì)職業(yè)教育、子代教育的不斷投入，才能更好發(fā)揮教育資本的作用。所以，在短期內(nèi)要注重健康資本和技能培訓(xùn)的積累，同時(shí)，在長(zhǎng)期內(nèi)，也應(yīng)注重思想觀念的幫扶和教育資本的投入。

從表2可以看出，在個(gè)人特征方面，戶主年齡和戶主年齡平方在1%的統(tǒng)計(jì)水平上分別負(fù)向和正向顯著。戶主年齡越大越利于家庭減貧，達(dá)到一定年齡后，年齡大的戶主則會(huì)成為家庭負(fù)擔(dān)不利于減貧。在家庭特征方面，家庭人口負(fù)擔(dān)系數(shù)與人均自有住房面積分別在10%和5%水平上正向顯著和負(fù)向顯著，即家庭人口負(fù)擔(dān)系數(shù)越大，發(fā)生貧困的概率也越大；人均自有住房面積越大，家庭發(fā)生貧困的概率越小，家庭負(fù)擔(dān)和住房資產(chǎn)也是影響家庭貧困的重要因素。

表2 人力資本各維度對(duì)農(nóng)村家庭貧困的影響

3.3 非農(nóng)就業(yè)在人力資本影響貧困過(guò)程中的中介作用

3.3.1 運(yùn)用因子分析法合成人力資本指數(shù)用因子分析法合成的人力資本指數(shù)，檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)水平在人力資本影響貧困過(guò)程中的中介效應(yīng)。在分析之前，先對(duì)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)是否適合進(jìn)行因子分析（表3）。通過(guò)SPSS 26.0軟件，得出Bartlett的近似卡方值為35.999，顯著性P為0.000，小于0.050，KMO檢驗(yàn)的檢驗(yàn)值為0.524大于0.500。因此，本研究人力資本的相關(guān)變量適合因子分析。

表3 KMO和巴特利特檢驗(yàn)

基于以上分析，通過(guò)因子分析的主成分分析法提取公因子，合成人力資本指數(shù)（表4）。通過(guò)SPSS 26.0軟件，取特征值大于1的2個(gè)因子，進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，計(jì)算因子得分，得出總得分（表5）。

表4 人力資本主成分分析的特征值及累積貢獻(xiàn)率

表5 人力資本旋轉(zhuǎn)得分

由于前2個(gè)成分的特征值分別為1.376、1.132，均大于1，且成分1和成分2的累積貢獻(xiàn)率為62.700%，大于50%，所以提取成分1和成分2這2個(gè)公因子作為人力資本。

3.3.2 非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表6。從表6可以看出，在相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，人力資本指數(shù)在1%的顯著性水平下對(duì)非農(nóng)就業(yè)水平具有顯著正向影響，其回歸系數(shù)為0.197，即人力資本水平越高，農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平就越高，同時(shí)分析人力資本指數(shù)和非農(nóng)就業(yè)水平變量，二者均在1%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)村家庭貧困的作用顯著性為負(fù)值，其回歸系數(shù)分別為-2.093、-2.611，即人力資本水平和非農(nóng)就業(yè)水平越高，農(nóng)村家庭陷入貧困的概率越低。同時(shí)結(jié)合Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果（表7），直接效應(yīng)占比為80.30%，間接效應(yīng)占比為19.70%。綜合上述分析，可以得出在人力資本指數(shù)影響農(nóng)村家庭貧困的過(guò)程中存在負(fù)向的非農(nóng)就業(yè)中介效應(yīng)，即提高人力資本綜合水平有利于從事非農(nóng)就業(yè)進(jìn)而促進(jìn)家庭減貧。

表6 非農(nóng)就業(yè)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表7 中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

4 小結(jié)與建議

4.1 小結(jié)

研究結(jié)果表明，一、人力資本各維度中教育、健康、技能培訓(xùn)、遷移均對(duì)家庭貧困有顯著影響，人力資本提高有利于家庭減貧；二、健康對(duì)家庭減貧的重要程度大于技能培訓(xùn)，大于遷移，大于教育。三、在人力資本影響家庭貧困的過(guò)程中，非農(nóng)就業(yè)水平具有顯著中介效應(yīng)，人力資本綜合水平的提高有利于農(nóng)村家庭勞動(dòng)力從事非農(nóng)就業(yè)，降低家庭陷入貧困的概率。以上結(jié)果說(shuō)明，在農(nóng)村減貧過(guò)程中應(yīng)重視人力資本的積累，尤其是健康資本和技能培訓(xùn)的積累，并注重促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)。

4.2 建議

促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)的建議如下。

1）應(yīng)注重健康醫(yī)療等公共服務(wù)均等化，提高農(nóng)村貧困勞動(dòng)力技能培訓(xùn)的參與度，重視教育的持續(xù)投入，拓寬勞動(dòng)力流動(dòng)渠道。加大醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金投入，完善基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)，提高醫(yī)療服務(wù)水平；保持醫(yī)療扶貧資金精準(zhǔn)識(shí)別，給予患重大疾病家庭更多傾斜力度。加強(qiáng)培訓(xùn)宣傳，通過(guò)多種方式鼓勵(lì)參與培訓(xùn)，提高參與培訓(xùn)的覺(jué)悟和熱情；了解培訓(xùn)需求，考慮個(gè)人意愿，提高培訓(xùn)精準(zhǔn)性；針對(duì)不同人群，結(jié)合企業(yè)用工情況和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，提供不同的技能培訓(xùn)，提高技能培訓(xùn)與就業(yè)的對(duì)口性。加大教育資金投入，提高師資質(zhì)量；結(jié)合當(dāng)?shù)靥厣珎魇谵r(nóng)業(yè)技術(shù)知識(shí)，提供職業(yè)教育機(jī)會(huì)；通過(guò)宣傳教育脫貧思想，樹立教育成功典型，改變教育思想觀念，增加教育的持續(xù)投入。健全勞動(dòng)力輸送對(duì)接機(jī)制，因地制宜，利用當(dāng)?shù)刭Y源和特色，招商引資，鼓勵(lì)企業(yè)在當(dāng)?shù)亟◤S生產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)貧困勞動(dòng)力就近就業(yè)轉(zhuǎn)移，同時(shí)兼顧家庭和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

2）完善就業(yè)服務(wù)，暢通就業(yè)信息，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)。提供就業(yè)指導(dǎo)、政策咨詢和就業(yè)信息等服務(wù)，發(fā)揮咨詢平臺(tái)和就業(yè)信息平臺(tái)的作用，暢通就業(yè)信息和就業(yè)渠道；提高土地流轉(zhuǎn)的收入，鼓勵(lì)有少量耕地或缺少勞動(dòng)力的家庭進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，幫助其從事非農(nóng)就業(yè)；鼓勵(lì)勞動(dòng)力自主創(chuàng)業(yè)，提供優(yōu)惠的創(chuàng)業(yè)貸款和積極的創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)；積極引導(dǎo)貧困勞動(dòng)力思想觀念轉(zhuǎn)變，通過(guò)各種渠道包括走訪入戶做思想工作、集中培訓(xùn)、講座、樹立典型等多種形式的宣傳，增強(qiáng)思想覺(jué)悟，提高農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)的積極性。