農村勞動力回流、就業選擇與農地轉出
——基于千村調查的經驗研究

康姣姣 閆周府 吳方衛

一、引言

在全面建成小康社會取得偉大歷史成就之后，我國將開啟全面建設社會主義現代化國家新征程。第十四五規劃明確提出到2035年要“基本建成現代化經濟體系”，2021年中央一號文件進一步指出要“加快推進農業現代化”，實現小農戶與現代農業的有機銜接、積極發展多種形式的適度規模經營，是推進這一戰略舉措的著力點之一，這有賴于加快土地經營權流轉來促進土地規模經營發展。多年以來，政府關于農地流轉的政策逐步放松，農地流轉規模逐漸擴大，2018年農地流轉規模達到37%，但近兩年增速放緩，2018年增速只有0.5%(1)參見國家統計局：《新中國成立70周年經濟社會發展成就系列報告之十二》，http://www.stats.gov.cn/ztjc/zthd/sjtjr/d10j/70cj/201909/t20190906_1696321.html。。與此同時，農村勞動力外出增速逐年放緩，就近就業或者回流的農村勞動力比重不斷增加，本地農民工占比從2009年的36.75%，增加到2018年的40.12%(2)數據來源：《農民工動態監測報告》(國家統計局，2009-2018年)。。那么，農村勞動力回流是否對農地流轉產生了一定的影響呢？

關于農村勞動力外出務工與農地流轉之間的關系，有研究指出非農就業機會的增加，導致勞動投入農業生產的機會成本增大，農戶存在租出農地的傾向(杜鑫，2013)；也有研究指出，非農收入的增長，降低了農地的比較收益，提升了農地的流出概率(Zhang et al.，2004；Deininger and Jin，2009；李明艷，2012)，進而加快農地流轉(Huang et al.，2012；何欣等，2016)。農戶按照效率優先的原則，在農業生產和非農就業之間進行選擇，這有利于促進農地市場的發育(姚洋，1999)，提高耕地資源的配置效率(史常亮等，2017)，加之農業技術進步和農業機械的發展(Zhang et al., 2020)，進一步提升農地集中經營與專業化生產水平(Kung，2002；郜亮亮等，2014；蘇毅清等，2020)。隨著勞動力市場發育，大量女性勞動力外出務工，或將進一步提升農地轉出的概率(黃楓、孫世龍，2015；Che，2016)。這些判斷暗含勞動和土地為互補性生產要素的假設，通過分工和專業化生產可以提高勞動和土地的產出效率。

也有研究指出農業生產和非農就業之間并不存在明確的界限，外出勞動力可以通過家庭分工來決定勞動力的配置結構(錢忠好，2008；應瑞瑤、鄭旭媛，2013；Zhou et al., 2020)，以緩解農地流轉與非農就業之間的矛盾。這種家庭分工的結果就是以性別分工協助實現兼業經營，兼業生產會降低農地流出的概率(黎霆等，2009)，兼業化的組織安排也可能放緩農地流轉進程。在當前的環境下，農地依然是農戶獲得生存保障的重要手段(張璋、周海川，2017；徐志剛等，2018)，也不能忽略政策調整對農地流轉的影響(Luo，2018；吳方衛、康姣姣，2020；仇童偉、羅必良，2020)，這些因素將在不同程度上影響農地流轉的進程。事實上，農地流轉現狀并未從根本上改變中國小規模、細碎化的家庭經營格局(張露、羅必良，2021)。羅明忠等(2019)研究發現務工經歷促進了農業生產環節服務外包，羅必良(2020)進一步分析了社會分工與農地流轉之間的關系，認為通過農業服務的社會化分工，有助于降低較小的農地經營規模對農業現代化發展的不利影響，但加快農地經營權流轉對于實現農業現代化依然具有重要意義。

近年來，我國農村勞動力的流動特征出現了新的變化，不可避免會對農地流轉產生新的影響，農村勞動力外出就業時，其與農地的聯系被切斷，其回到農村是否會續接其與農地之間的聯系？即回流農村力如何進行就業選擇，這種就業選擇是否會對農地流轉產生影響？我們使用的數據顯示，在所有回流勞動力中，選擇非農就業的勞動力占比為50%；選擇務農的勞動力占比為12%；選擇兼業的勞動力占比為38%。農村勞動力回流之后不同的就業安排，客觀上要求農村土地資源的相應調整，那么，回流農村勞動力的不同就業選擇對農地流轉的影響會存在哪些異同？這和我國近年來土地流轉增速放緩是否存在內在的關聯？這些是本文嘗試回答的問題。

在農村勞動力流動特征發生新變化的背景下，實現“鄉土中國”向“城鄉中國”的轉變(劉守英，2018)，分析回流農村勞動力就業選擇對農地流轉的影響十分必要，對相關政策調整也具有一定的參考價值。本文的邊際貢獻主要體現在以下幾方面：(1)理論上，構建一個回流農村勞動力在農業生產和非農就業之間配置勞動和土地要素的理論模型，來揭示回流農村勞動力的不同就業選擇對農地轉出的影響；(2)實證上，采用2016年上海財經大學千村調查數據，發現農村勞動力回流之后，從事非農生產的就業安排促進了農地轉出，而兼業和務農的選擇則抑制了農地轉出；(3)為我國當前農地流轉進程放緩提供了新的證據。

二、理論分析

二元經濟理論認為，現代工業部門相對傳統農業部門較高的工資收益，誘使大量農業勞動力不斷向城市地區轉移，從而推動勞動要素配置效率的提升。但在中國當前的制度安排下，這部分外出勞動力很難在城市地區沉淀下來，面臨著回流和被回流的尷尬局面。近年來，中國農村外出勞動力回流趨勢日益明顯，農村勞動力回流之后面臨著再次擇業的問題，而回流勞動力不同的就業選擇也將對農地轉出產生不同的影響。

(一)就業選擇

回流農村勞動力主要依據不同就業崗位的相對收益進行擇業，如果農業生產的收益更高，回流勞動力將選擇從事農業生產，如果非農生產的收益更高，回流勞動力將選擇從事非農生產。與此同時，討論回流農村勞動力的就業選擇問題，也需要考慮勞動力從事非農生產的機會成本和農戶退出農業生產并將農地轉出時的比較收益。

假設農業生產技術效率為Aj，勞動、土地、資本要素投入分別為Lai、Mai、Kai，采用Lucas(1978)的技術進行農業生產，相應的生產函數形式為：

(1)

α+β+γ=1,?<1

?表示農業生產的規模報酬，?<1，即規模報酬遞減；假設農業生產函數滿足稻田(inada)條件：f′(0)=∞，f′(∞)=0，f′(xi)>0，f′(xi)<0，同時生產函數的二階混合偏導數滿足f12=f21，f13=f31，f32=f23≥0。假定農戶面臨勞動力和土地的雙重約束，收入最大化的農戶家計模型表示為：

(2)

Lai,Lni,Mai,Mr≥0

(3)

對等式(3)求工資w的偏導，可以得到：

(4)

(二)就業選擇與農地轉出

進一步討論就業選擇與農地轉出之間的關系。假定回流勞動力的就業狀態分為非農就業、兼業和純務農，當選擇兼業和務農時，回流勞動力將自有勞動力部分或全部投入到農業生產。如果回流勞動力選擇從事非農就業，那么土地的租金會變成農戶類似生息資產性質的收入，從而回流勞動力在考慮不同的就業選擇時，就會相應地考慮是否將農地流轉出去。2015年，農業生產凈收入并不高(經營收入為10918.59元/人，家庭經營費用為4136.32元/人)，而從事農業生產的機會成本較高(本地從業人員工資性收入1392.06元/人；外出從業人員工資性收入4100.38元/人)，而事實上，農地租賃還能獲得租金收入237.79，從而使得勞動力務農和非農就業的相對收入差距更大。(3)數據來源：《全國農村固定觀察點調查數據匯編(2010-2015年)》(中共中央政策研究室、農業部農村固定觀察點辦公室，2017年)。同時，農戶的就業選擇和農地轉出可能是一個聯合決策，探討二者之間的具體關系也需要考慮回流勞動力從事非農生產和農業生產時的相對收入水平。如果回流農村勞動力從事非農就業或兼業，回流勞動力將獲得非農收入，而從事農業生產，非農收入為0。基于上述分析，可以得到不同就業狀態下的收益水平：

(5)

(6)

假說一：對于回流農村勞動力而言，非農收入變化導致的要素投入結構調整，表現為非農收入與農業勞動投入負相關，而非農收入與農地轉出正相關。

假說二：回流勞動力選擇純務農或兼業生產對農地轉出有負向影響，回流勞動力選擇非農就業對農地轉出有正向影響。

上述假說的經濟含義在于：回流農村勞動力的就業選擇與非農收入有關，當非農收入上升時，回流農村勞動力從事農業生產的機會成本開始上升，為了實現收益最大化目標，自然會減少家庭的農業勞動時間、增加資本投入，用農業資本替代勞動投入以維持農業生產，即進行兼業生產；而當非農收入上升到一定程度，回流農村勞動力會退出農業生產，并將全部勞動投入到非農生產，此時農地會成為回流農村勞動力家庭的一項生息資產。

三、實證研究設計

(一)模型設定

(7)

模型1中，假定ε1、ε4服從聯合正態分布，記為ε1、ε4～BVN(0,0,1,1,ρ1)。ρ1是ε1、ε4的相關系數，Y1*、Y4*與Y1、Y4的關系由以下的規則確立：

(8)

對方程采用極大似然法進行聯合估計，其對數似然函數表示如下：

+(1-Y1)lnΦ(-X1β1)}

(9)

同理，根據Y2和Y4、Y3和Y4的關系建立類似模型2和模型3。

(二)數據來源

本文數據來源于上海財經大學2016年進行的“中國千村調查”，調研方法包括定點調研與返鄉調研兩種方式。共回收14133份有效入戶問卷，其中定點調查問卷3540份，返鄉調查問卷10593份。樣本范圍涉及東部地區、中部地區、西部地區和東北地區等31個省份(見表1)。為了有效地反映勞動力資源的區域配置及其就業選擇狀況，篩選年齡為15-64歲回流農村勞動力作為主要研究對象，有效樣本10182個，其中，回流樣本4053個。

表1 樣本分布

表1顯示，西部地區農村勞動力回流比率最高(47.20%)，中部地區次之(44.28%)，隨后是東北(35.13%)和東部地區(33.18%)。由于我國東部地區為傳統的勞動力流入省份，非農就業機會相對充分，有助于實現當地農村勞動力的就近就業，從而降低回流率，例如：上海、天津、北京等東部城市的回流率較少。而中西部地區為傳統的勞動力流出省份，大多數勞動力需要外出打工，現有的農村居民中有外出經歷的較多，或者是回流的樣本較多，例如貴州、廣西等省份。其中一個原因在于地形地貌影響了農業經營規模(Tarolli and Straffelini, 2020)。從農地轉出狀況來看，中部地區的流轉率最高(18.12%)，這和中部地區地勢平坦，適合土地規模經營有關；東部地區的農地轉出率次之(17.81%)，這可能與農業生產的機會成本有關，東部地區的非農就業機會較大，非農收入較高，很多農戶選擇將農地租出去而從事非農就業。西部地區和東北地區的農地轉出率相對較低，青海和遼寧的農地轉出率只有7.56%和遼寧5.78%。這可能與西部地區農地稟賦有關，西部地區多為山地，不利于土地規模經營，而東北地區的農地稟賦較高，很多農戶不愿意將農地轉出。從回流樣本來看，回流樣本的農地轉出率普遍高于非回流樣本的農地轉出率，也即有外出務工經歷的農地轉出率高于沒有外出務工經歷的農地轉出率，這意味著回流農村勞動力并非一定會選擇農業生產，也可能選擇在更小的地理半徑內從事非農就業。

(三)變量設定與統計性描述

1.主要變量

被解釋變量：主要為農地轉出，就業選擇(純非農就業、兼業、純務農)，農地轉出包括全部轉租和部分轉租；就業選擇包括只進行非農就業的純非農就業和只進行農業生產的純務農以及兼業。

解釋變量：收入因素(非農收入、相對收入水平)，個人特征(年齡、性別、外出年數、受教育程度)、家庭情況(自有耕地、兒童數量)、社會網絡(通訊錄聯系人數、親友人情往來)、政府環境(鄉(村)政府滿意度、地方政府滿意度、制度環境)。

2. 統計描述

表3顯示，回流農村勞動力的平均年齡為42.5歲，遠低于勞動力法定退休年齡，這可能和流出地、流入地相對收益變化以及就業穩定性有關。此外，回流農村勞動力的相對收入等級為2.12，在某種程度上說明回流農村勞動力家庭的相對收入水平高于普通農村家庭相對收入水平，這與我國農村工資性收入比重越來越大相互佐證?；亓鬓r村勞動力樣本中男性居多，占73%，這可能與我國農村家庭“新分工”(即：男性外出打工，女性在家照顧老人和小孩)有關?；亓鬓r村勞動力外出務工的平均年限為2.72年，外出城市數量為1.89個，這可能與外出的農村勞動力就業不穩定有關。

表2 變量及說明

表3 主要變量描述性統計

從樣本統計資料可以發現，回流農村勞動力往往只是回到農村，并不一定回到農業，即回流農村勞動力依然會選擇非農就業或兼業，選擇務農的比例很少。具體而言：在所有回流勞動力中，選擇非農就業的勞動力占比為43%；選擇務農的勞動力占比為11%；選擇兼業生產的勞動力占比為46%。并且勞動力回流的主要原因是與家人團聚的拉力和城市工作的不穩定(見表4)，雖然在區域發展演變的過程中，一些勞動力流出地區的后發優勢越來越明顯，但勞動力回流的主要動機并不在于家鄉城市擁有更多就業機會，而是源于流入地存在工作不穩定性，導致大量農村勞動力由于失業風險較大或找不到工作而返回家鄉。不僅如此，與家人團聚的拉力以及流入地存在的戶籍制度也在很大程度上構成了勞動力回流的成因。

表4 回流原因

四、回流勞動力就業選擇與農地轉出的實證分析

表5報告了對模型1-3的估計結果，沃爾德檢驗(Wald test)顯示，3組方程的p值均接近0，說明使用雙變量probit模型進行估計有助于提高估計的效率，而且各模型的擬合度較好，適合用來分析。接下來將從回流農村勞動力就業選擇情況，以及回流勞動力就業選擇如何影響農地轉出兩個方面做具體分析。

(一)回流農村勞動力就業選擇

回歸結果顯示，表5中第2列非農收入的回歸結果顯著為正，第4、6列非農收入的回歸結果顯著為負，說明非農收入對回流農村勞動力非農就業存在正向影響，對兼業和務農存在負向影響，這意味著雖然越來越多的外出勞動力選擇了回流，但相對較高的非農收益依然會誘使回流勞動力選擇從事非農生產活動。表5中第3、5、7列非農收入的回歸結果顯著為正，說明非農收入對農地轉出存在正向影響，這意味著隨著非農收益的增加，農戶傾向于轉出自有耕地，退出農業生產。以上內容驗證了研究假說一，即非農收入增加會降低農業勞動力投入水平，誘使農業勞動力從事非農生產活動，進而推動農地轉出。表5中第2、6列相對收入水平的回歸結果顯示，相對收入水平對非農就業的影響顯著為正，對務農的影響顯著為負，回流農村勞動力的相對收入水平越高，選擇非農就業的可能性越高，這與Levine(2010)和王湘紅等(2012)研究結論類似，即回流農村勞動力的相對收入水平越高，其選擇非農就業的可能性越大，也與現在農村家庭收入中非農收入比重越來越高相互佐證。

表5 回流勞動力就業選擇與農地轉出

結合年齡和年齡平方的回歸結果，我們發現回流農村勞動力的年齡對非農就業的影響不顯著，對兼業的影響呈倒U型，對務農的影響呈正相關，這說明隨著年齡的增長，從事農業生產的可能性升高。自有耕地面積對非農就業和兼業的影響顯著為負，對從事農業生產的影響顯著為正。在中國小農生產的背景下，農戶的自有耕地面積越大，越有可能提升耕地的稟賦效應，從而促使回流勞動力保留自有耕地，進而從事農業生產或兼業生產活動。用親友往來和通訊錄聯系人所表示的社會資本對回流農村勞動力選擇非農就業的影響顯著為正，對從事兼業或農業生產的影響為負?，F實中，回流農村勞動力往往借助親戚朋友或者是其他一些社會關系在本地市場尋求非農就業機會，回流農村勞動力的社會關系網絡越發達，越容易選擇非農就業。鄉(村)政府滿意度對非農就業存在顯著的正向影響，地方政府滿意度對非農就業存在顯著的負向影響，這可能與鄉(村)政府和地方政府的管理具體措施不同有關，鄉(村)政府主要在于提供微觀的公共環境服務等，這有助于促進回流農村勞動力的非農就業，而地方政府主要在宏觀上提供服務，如提供農業補貼等，這會激發農戶從事農業生產的積極性，從而對回流農村勞動力的非農就業有一定的抑制作用。

(二)回流農村勞動力就業選擇與農地轉出

對于本文雙變量probit模型而言，就業選擇(非農就業、兼業、務農)和農地轉出可以同時作為被解釋變量，就業選擇也可以作為農地轉出的一個回歸元。表5回歸結果顯示，回流勞動力就業選擇對農地轉出存在顯著的影響。具體而言，模型1中的rho回歸系數在1%統計水平上顯著為正，說明回流農村勞動力選擇非農就業有助于促進農地轉出；模型2和模型3中的rho回歸系數在1%統計水平上顯著為負，說明回流農村勞動力選擇兼業生產或者純務農會抑制農地轉出。驗證了研究假說二。

從相對收入水平的回歸結果來看，回流農村勞動力中相對收入水平更高的家庭的農地轉出的可能性更高。結合年齡和年齡平方的回歸結果，我們發現回流農村勞動力的年齡與農地轉出之間均呈倒U型關系，即隨著年齡的增加，農戶轉出土地的傾向上升，當年齡增長到一定程度時，農戶轉出土地的傾向會下降。這可能與本地勞動力市場就業狀況或不同年齡階段勞動人群的就業難易程度有關，較低年齡的勞動力由于剛進入勞動市場，工作經驗較少，非農就業的機會較小或者是非農收入較低，因而不愿意將農地流轉出去；較高年齡者的非農就業機會也較少，而且在當前的制度安排下，隨著年齡提升，農戶對土地的情感依賴會增強，保留自有耕地可以在將來發揮土地的社會保障功能。回流農村勞動力的性別、外出年數、自有耕地面積等對農地轉出的影響均不顯著。不過，無論回流勞動力選擇非農就業、兼業還是農業生產，家中兒童數量均對農地轉出存在顯著的負向影響。當前，兒童數量越多的農村家庭，越傾向于通過家庭分工將部分勞動力留在家中照顧兒童，而留在家中的勞動力大都會從事農業生產，從而抑制農地轉出。鄉(村)政府滿意度和地方政府滿意度對農地轉出的影響不同，這也與鄉(村)政府和地方政府的服務功能定位不同有關。

總之，實證結果與第二部分的理論分析一致，驗證了假說一、假說二的內容。非農收入、相對收入水平、個人稟賦、家庭稟賦、社會網絡及政策環境均對回流農村勞動力的就業選擇存在影響，而回流農村勞動力的不同的就業選擇也會對農地轉出產生不同的影響。

(三)異質性分析

農村勞動力外出就業會提升農戶的工作經驗，工作經驗的積累會改變農戶的人力資本水平，進而會對回流農村勞動力的就業選擇和農地轉出決策產生影響。而外出勞動力工作經驗的積累可能和外出期間所從事的工作類型(小工和技術工)、外出工作時間(短期外出和長期外出)有關?；诖?，本文接下來將分別從回流農村勞動力外出期間的就業工種和就業時間兩個維度進一步考察回流勞動力的就業選擇及其對農地轉出的影響。

表6報告了不同工種的回流勞動力的就業選擇及其對農地轉出的影響?；貧w結果顯示，模型6中非農收入的回歸系數為-0.182，在10%統計水平上顯著；模型9中非農收入的回歸系數為-0.491，在1%統計水平上顯著。說明相對于外出期間從事技術工的回流勞動力，外出期間從事技術工的回流勞動力更不愿意選擇從事農業生產活動。對于技術工而言，其人力資本水平相對較高，也可能具有相對高的社會資本，從而在回流之后更容易找到非農就業崗位。此外，與基準回歸不同的是，模型7中rho的回歸結果為正但不顯著，這意味著技術工選擇非農生產的就業安排對農地轉出不存在顯著影響。一個可能的解釋是技術工的人力資本水平較高，相應的非農工資收益也較高，相對而言，農地是否轉出給其收益水平帶來的增進效果就沒有那么明顯，從而忽略對土地的管理和使用。

表6 外出工種、就業選擇與農地轉出

表7報告了不同外出時間的回流勞動力的就業選擇及其對農地轉出的影響?；貧w結果顯示，模型12中非農收入的回歸系數為-0.315，在1%統計水平上顯著；模型15中非農收入的回歸系數為-0.422，在1%統計水平上顯著。說明相對于短期外出的回流勞動力，長期外出的回流勞動力更不愿意選擇從事農業生產活動。對于外出勞動力而言，外出打工時間越長，其積累的人力資本相對也更高，這部分勞動力回流之后相對更容易找到非農就業崗位。而且外出時間越長，說明離農時間越久，原有的農業生產技能有可能變得模糊，從而促使其不愿意從事農業生產活動。此外，我們也發現長期外出的回流勞動力，無論其選擇非農就業還是農業生產活動，這兩種就業安排對農地轉出均不存在顯著的影響。

表7 外出經驗、就業選擇與農地轉出

(四)穩健性檢驗

進一步采用工具變量法檢驗模型的穩定性，為滿足工具變量的相關性、獨立性假設、排他性約束(Angrist and Pischke, 2014)，借鑒陳云松(2012)、Bentolila et al.(2010)的聚類工具變量的構建方法，利用區域內除去自身之后的其他所有回流勞動力的平均收入做非農收入的代理變量進行回歸?；貧w結果如表8所示，這與基礎回歸結果基本一致，顯示了模型的穩健性，同時也從另一層面說明非農收入不僅對農戶的就業選擇具有很大的影響，也對農戶的農地轉出產生很大的影響，而在中國農村，回流的農村勞動力大多還是僅僅回到農村，而并非回到農業，農戶的就業選擇也會對農地轉出產生很大的影響。

五、結論與政策建議

近年來，我國農村勞動力的流動特征發生了新的變化，越來越多的農村勞動力選擇回流，回流勞動力不可避免會誘使當地生產要素重置。在此背景下，農村勞動力回流、就業選擇與農地轉出之間存在何種內在邏輯關系？三者之間如何相互影響？本文的研究發現：

首先，農村勞動力回流的主要動因可以歸結為與家人團聚的引力以及外出非農就業不穩定的推力綜合作用的結果。其次，回流農村勞動力對農地流轉的影響主要通過不同的就業選擇來實現，選擇非農生產的就業安排會促進農地轉出，而選擇兼業或農業生產的就業安排會抑制農地轉出。非農就業促進農地流轉的邏輯是多方面的，一方面，非農生產的相對高收入促使回流的農村勞動力選擇非農就業，這時，農村勞動力及其家庭所擁有的土地就具有類似于生息資產的性質，他們通常愿意將土地轉移出去，進而促進農地流轉；另一方面，曾經外出務工的農村勞動力在一定程度上喪失了種田技能，回流勞動力與土地之間的聯系因種田技能的喪失而被割裂，因而農村勞動力回歸不操舊業，這也一定程度促進了農地流轉。盡管如此，相比外出打工，回流農村勞動力的兼業生產或純農業生產的就業比重在增加，其對農地流轉的抑制效應在增強，從而農村勞動力回流相比較外出務工在一定程度抑制了農地流轉，這為中國當前農地流轉進程緩慢提供了新的解釋。最后，研究還發現，不同層級的政府行為對農戶就業選擇和農地流轉存在不同影響，而且這些影響之間還存在一定沖突。如農戶關于鄉(村)政府和地方政府的評價對農戶就業選擇和農地流轉的影響呈現相反態勢，這說明不同層級政府的政策目標與行政效率將直接影響農地流轉的廣度與深度。這種現象的產生與我們在農村勞動力就業和農地流轉問題上的首鼠兩端密切相關，在鼓勵非農就業時又試圖增加農戶農業生產積極性，鼓勵土地適度規模經營又強調地權穩定，以至于政策效果互相抵消。因此，在政策設計過程中，應當兼顧不同層級發展目標的邏輯一致性。

為了促進農地的流轉，本文提出如下對策建議：

(1)在農村勞動力回流地區，往往是經濟和社會發展具備較強的后發優勢的地區，回流的農村勞動力大部分不會回流到農業，因此，在政策制定上不過分地強調農地對回流農村勞動力的保障功能，為農地流轉和土地適度規模經營創造良好的政策環境。在農業生產適度規模經營的方向路徑下，需要進一步健全農地流轉市場機制，保障農地順利流轉，提升農地流轉率，不因為存在農村勞動力回流而人為地為農地流轉設置障礙，避免農地閑置或者農地拋荒等現象，同時也需要考慮各個地區的農地稟賦和機會成本的異質性，制定合適的農地適度規模經營機制，避免“一刀切”。

(2)相對收入水平是勞動力就業選擇的依據，當前很多中西部地區的地方政府正在出臺大量振興產業的政策，應該注意的是，回流農村勞動力雖然在外出工作期間積累了一定的工作經驗，但是他們外出就業時的崗位比較單一，大多從事小工一類的崗位，如果回流農村勞動力在當地非農就業的工資水平較低，就會使其不得不務農，或者是外出就業，從而形成外出-回流的往復，不利于勞動力的優化配置，因而，政府除了出臺相關的政策外，還要注意對回流者加強就業指導和培訓，促進他們的重新就業，從而使回流農村勞動力真正成為鄉村振興的動力。

(3)政府要明確其政策目標，政府需要厘清其中的邏輯和關系，將鼓勵非農就業和促進農地流轉相結合，避免首鼠兩端，政策相互抵消，從而造成要素的錯配，包括農村勞動力剩余與民工荒并存，無地種與拋荒撂荒齊在的局面。