鄉村振興背景下農村脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿及影響因素

摘要：利用 ２０２１ 年課題組在貴州省關嶺縣調查的 １ ５１８ 份樣本數據，基于二元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 概率函數，從勞動力個體、家庭、轉移就業、所在村莊特征等方面分析農村脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿特征及影響因素， 對鞏固脫貧和實施鄉村振興戰略具有重要的現實意義． 研究發現，脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿較為強烈， 男性、年齡偏大、受教育程度低的轉出勞動力更愿意返鄉；家庭務工人數對勞動力返鄉有負向影響，隨遷子女在城市中入學成本較高，更愿意送回當地農村地區就讀，轉出勞動力因撫養負擔加重而選擇返鄉；省內和省外長距離轉移的勞動力，對家中住房、耕地維護不足，逐漸適應城市工作生活方式，返回農村的意愿較弱；村莊交通區位條件越便捷，更容易享受教育、醫療等公共服務設施，轉出勞動力更傾向于返鄉． 同時，耕地資源較好、基礎設施完善、擁有特色旅游資源的村莊，具有更好的鄉村振興基礎條件，對勞動力返鄉具有更強的吸引力．

關鍵詞：脫貧家庭；返鄉意愿；轉出勞動力；少數民族；貴州關嶺縣

中圖分類號：Ｋ９０１． ２ 文獻標志碼：Ａ 文章編號：１００１-８３９５（２０２４）０３-０３３８-０８

ｄｏｉ：１０． ３９６９ ／ ｊ． ｉｓｓｎ． １００１-８３９５． ２０２４． ０３． ００５

貧困是中國一直以來面臨的重要發展問題和現實難題，２０２０ 年中國歷史性地消除絕對貧困問題，實現現行標準下農村貧困人口全面脫貧，但鞏固脫貧成果及與鄉村振興有序銜接仍是未來農村工作的重點 ［１-２］． 農村脫貧家庭勞動力外出務工，是擺脫貧困的重要方式 ［３］，而勞動力大量流失，造成農村出現“空心化”和“衰退化”等現象． 黨的十九大以來，國家大力實施鄉村振興戰略，強調人才是實施鄉村振興戰略的關鍵因素，特別是農村外出勞動力回流是構建鄉村人才新格局的重要途徑 ［４］． 因此，識別脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿特征及影響因素，并據此提出針對性的政策建議，是鞏固脫貧及解決中國絕對貧困后再解決相對貧困的重要舉措，對實現人才振興及鄉村振興具有重要的現實意義．

近年來，國內學者對農村勞動力返鄉的研究主要集中在返鄉與創業就業意愿、影響因素、區位及行為路徑、對流出回流地的影響效應等問題上． 對于轉出勞動力返鄉意愿的影響因素研究，主要是從人口因素、家庭因素、經濟因素和社會因素等視角進行定量研究 ［５-９］． 人口因素包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度等，一般認為男性、已婚、年齡較大者為了實現對家庭的照顧，返鄉意愿更強 ［１０］，受教育程度較高的勞動力更傾于在流入地長期居留 ［１１］． 家庭因素方面，贍養負擔、家庭稟賦、家庭生命周期等都顯著影響返鄉意愿． 李強等 ［１２］認為農村子女缺乏能力把父母接到城市中時，只能選擇返回農村老家贍養父母；何田等 ［１３］認為家庭具有較好的耕地資源對勞動力返鄉有促進作用；景曉芬等 ［１１］認為不同年齡段的外出勞動力，具有不一樣的撫養和贍養負擔，因而其留城和返鄉的意愿不同． 經濟因素方面，趙翌 ［１４］從代際的視角分析發現，家庭農業收入和家鄉經濟水平的提高，可以顯著提高新生代農民工返鄉意愿． 從社會因素來看， 勞動力轉移逐漸由單純的增收驅動轉為追求收入和公共服務并重 ［８，１５］，醫療報銷具有地域限制，參保勞動力具有明顯的返鄉意愿 ［１６］． 西南山區特別是民族地區，生態環境脆弱，資源稟賦差，貧困人口分布更加分散 ［１７］，脫貧家庭勞動力轉移也表現出不同的特征． 相對于非脫貧家庭，脫貧家庭勞動力轉移行為更多，文化水平低、社會網絡資源缺乏，外出轉移就業存在盲目性 ［１８］，城鄉之間流動頻繁，從而容易加重家庭負擔 ［１７］．

已有關于轉出勞動力返鄉意愿的研究成果，更多是聚焦于影響因素的定量分析，而相對忽視返鄉屬地應對措施和發展策略；再者，較少關注脫貧家庭勞動力特定群體． 西南山區農村地勢起伏較大， 農業資源相對匱乏，難以實現機械化，導致山區勞動力轉移問題更突出、更具復雜化，并且少數民族脫貧地區勞動力轉移還存在無序性和盲目性，城鄉之間流動性強，影響勞動力轉移發揮出最大效益 ［１９］． 鑒于此，本文利用 ２０２１ 年貴州省關嶺縣 ２６個行政村 １ ５１８ 份農戶調查數據，對山區脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿特征及影響因素進行分析，為鞏固脫貧攻堅成果及與鄉村振興有效銜接提供建議．

１ 數據來源及研究方法

１． １ 數據來源 本文所用數據來自課題組于 ２０２１年 １０—１１ 月對貴州省關嶺縣農戶的實地調研，調查選取了關嶺縣的 １３ 個鄉鎮，綜合考慮鄉鎮經濟發展狀況、自然及區位條件、貧困發生率等因素，平均每個鄉鎮抽取 ２ 個行政村，每個行政村隨機抽取５０ ～ ７０ 名脫貧家庭（包括脫貧戶、低保戶等低收入家庭）的勞動力作為調查對象． 調查過程中，總共發放問卷 １ ７００ 份，回收有效問卷 １ ５１８ 份，有效率８９． ３％ ． 有效樣本中，脫貧戶勞動力 ９９０ 份，占總樣本的 ６５． ２％ ，低保戶等低收入勞動力 ５２８ 份，占總樣本的 ３４． ８％ ． 數據來源包括：１）轉出勞動力個人及就業信息，例如基本信息、是否攜帶子女或父母、 受教育程度、健康狀況、轉移時間、轉移地區、轉移行業、工資水平、是否愿意返鄉等；農戶特征和農業生產經營情況，例如家庭收入、家庭人員特征、家庭耕作面積等，均來源于調查問卷． ２）行政村脫貧人口數量、人口規模、耕地面積、飲用水設施、是否擁有特色旅游資源等數據來源于縣扶貧開發辦公室．

１． ２ 研究方法

１． ２． １ 模型選擇 綜合相關文獻梳理和實地調研情況，提出研究假設：山區脫貧家庭轉出勞動力返鄉主要受年齡、撫養贍養負擔、外出就業工資水平及享受基礎服務設施便利程度的影響． 為了驗證此假設，因變量采用：“未來 ５ 年，您是否計劃返鄉工作或定居”，由于因變量為離散的二值選擇型變量， 即轉出勞動力愿意或不愿意返鄉，是一個二向性問題，故本文采用二分類因變量 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 回歸模型進行計量分析，構建的二元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 概率函數的具體形式為：

其中，ｉ 為樣本勞動力，ｐ ｉ為脫貧家庭轉出勞動力愿意返鄉的概率，ｎ 為樣本量，α 為常數項，β 為待估計參數，ｘ ｉｊ為影響脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿的因素，ε ｉ 為隨機擾動項．

１． ２． ２ 解釋變量設定 轉出勞動力返鄉意愿不僅取決于個人、家庭等因素，還與轉移就業、外部環境息息相關，因此，有必要從微觀農戶層面和宏觀外部環境兩方面來分析轉出勞動力返鄉的影響因素．鑒于此，在文獻綜述的基礎上結合問卷數據特征， 本文從個體特征、家庭特征、轉移特征、村莊特征 ４個維度選取了 １６ 個變量進行分析，在以往的相關研究 ［２０-２２］中，部分變量已被證明是相關的因子． 將受教育程度、轉移地區進行分組，是因為普遍認為低學歷的轉出勞動力綜合素質較低，跨省轉移融入大城市能力較弱 ［２３］，返鄉意愿比較強烈． 村莊特征主要考慮交通條件、資源稟賦和基礎設施對返鄉意愿的影響，實地調研發現，關嶺縣脫貧攻堅實現了村級衛生室、文化活動室等設施在村級層面全覆蓋，能夠滿足農戶基本的醫療、文化等公共服務，而縣鄉中心擁有更好的醫療、教育、社會保障等服務設施，到縣鄉中心距離的遠近，也反映了享受縣鄉中心公共服務設施的難易程度 ［２４］． 各變量定義及描述性統計詳見表 １，對各個變量進行容差、方差膨脹因子檢驗，得出各變量容忍度均大于 ０． ７５，方差膨脹因子（ＶＩＦ）均小于 １． ３，說明各變量之間不存在共線性問題，或多元共線性現象較弱，不會對模型的分析造成影響．

２ 返鄉意愿特征描述性分析

從調查數據分析發現，關嶺縣脫貧家庭轉出勞動力中，７６． ４２％ 選擇“愿意”返鄉工作或定居， ２３． ５８％ 選擇“不愿意”，可見，轉出勞動力的返鄉意愿強烈． 轉出勞動力以少數民族為主，布依族、黎族、苗族、彝族等少數民族勞動力數量占總數的７４． １８％ ． 從性別、年齡結構和受教育程度來看，轉出勞動力中男性“愿意”返鄉的比例為 ７８． ３５％ ，比女性“愿意”返鄉比例高 ５． ８４％ ，說明男性比女性返鄉意愿更強；“愿意”返鄉勞動力的平均年齡為 ３３． １５歲，比“不愿意”返鄉勞動力高 １． ５８ 歲，可能原因是轉出勞動力隨著年齡的增長，體力下降無法繼續承擔高強度的工作，而被迫返鄉；小學及以下的勞動力愿意返鄉樣本比例最高，達到 ７９． ７６％ ，其次是初中， 可以看出愿意返鄉的勞動力文化程度相對較低．

從家庭特征上，“不愿意”返鄉勞動力的家庭平均務農人數和務工人數均稍高于“愿意”返鄉勞動力，可能原因是家中務工人數或者務農人數越多， 家庭收入結構和成員分工易趨于穩定，在外務工勞動力返鄉的意愿更弱；“愿意”返鄉勞動力平均小孩個數為 １． ３０，比“不愿意”返鄉勞動力高 ０． ２４，可能原因是轉出勞動力由于教育撫養子女的需要，更傾向于返鄉；而家庭中平均老人個數“愿意”返鄉勞動力比“不愿意”返鄉勞動力要少，“愿意”返鄉勞動力家中平均實際經營耕地面積為 １． １３ ｈｍ２，比“不愿意”返鄉家庭少 ０． ０１ ｈｍ２，與以往的研究結論不同，究其原因可能是部分老人可以在家耕種土地，家中耕作面積越大，說明對農地經營越好，減少轉出勞動力對土地耕種的擔憂，從而促進其在外穩定工作．

從轉移特征上，鄉鎮內、縣內鎮際轉出勞動力 “愿意”返鄉比例較高，分別達到 ９０． ０９％ 和８７． ６１％ ，相比其他地區轉移的勞動力返鄉意愿強烈；從轉移就業年限和月工資水平來看，轉移就業年限在 ２ 年、１ 年及以下，轉移月工資水平在 １ ００１ ～２ ０００ 元、１ ０００ 元及以下的勞動力“愿意”返鄉比例相比其他類別較高，分別達到 ８４． ３０％ 、７８． ８０％ 、 ８２． ２２％ 、８０． ０９％ ，可能原因是少數民族地區的勞動力受教育程度偏低，缺乏相應的職業技能，主要從事門檻較低的行業，以臨時性為主，難以從事長期穩定的工作，因此，返鄉的意愿更強烈．

在村莊特征上，“愿意”返鄉勞動力所在的村到縣城平均距離為 ３０． ０５ ｋｍ，到鄉鎮中心的距離為９． ０７ ｋｍ，分別比“不愿意”返鄉勞動力所在村近３． ４４ ｋｍ和 １． ２５ ｋｍ，“愿意”返鄉勞動力所在村人均耕地面積為 ０． ０８ ｈｍ２，比“不愿意”多 ０． ０１１ ｈｍ２，說明交通條件便捷、耕地資源豐富的村莊，轉出勞動力更愿意返鄉；調研村莊的飲用水凈化率均較高，超過８０％ ，而“愿意”與“不愿意”返鄉勞動力所在村莊的凈化率相差 ３． ６％ ，村莊有特色旅游資源的轉出勞動力“愿意”返鄉比例為 ７９． ８９％ ，比無特色資源村莊高５． ３５％ ，說明村莊基礎設施較好，具有特色旅游資源對轉出勞動力的返鄉意愿有一定的促進作用．

３ 模型估計結果及解釋

為盡量避免變量之間的相互影響和疊加影響， 更好地找出對轉出勞動力返鄉意愿影響最為顯著的因素，本文采用將個人特征、家庭特征、轉移特征和村莊特征 ４ 個維度的自變量依次代入 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 回歸模型進行分析． 從 ４ 個回歸模型結果（表 ２）看， 整體模型適配度檢驗 ｐ ＝ ０００ ＜ ０． ０５，“Ｈｏｓｍｅｒ-Ｌｅｍｅｓｈｏｗ”檢驗ｐ 值均大于 ０． ２（大于 ０． ０５），未達到顯著水平，說明整體回歸模型的適配度較好，各解釋變量可以有效預測因變量；各解釋變量的符號和顯著性基本一致，表明模型具有良好的穩健性；同時， 模型的 Ｎａｇｅｌｋｅｒｋｅ Ｒ２逐步提升，－２ 對數似然值逐步降低，說明隨著變量的增加，模型的契合度提高.

３． １ 個人特征因素分析 男性、年齡偏大的轉出勞動力更愿意返鄉，４ 個模型中性別、年齡變量均在１％ 水平上顯著，從模型 ＩＶ 的估計結果顯示，在控制其他觀測變量的條件下，女性返鄉的發生比是男性勞動力的 ０． ６５１ 倍，其可能原因是傳統觀念中男性相對于女性需承擔更多的家庭經濟和生活方面的壓力，特別是城市中的購房壓力，留城定居的成本較高，從而他們更多選擇在結束務工后返鄉． 脫貧勞動力主要轉入勞動密集型行業或低水平的服務型產業，隨著年齡增大，體力逐漸衰減，難以繼續承擔高強度工作，同時，少數民族轉出勞動力在生活習慣、風俗文化等許多方面與漢族存在差異，相對于年輕人，更不易適應勞動力市場，失業的可能性往往相對較高，因此，更傾向于返回農村．

高中及職高教育程度變量通過了 ５％ 水平的顯著性檢驗且其系數為負，而初中組、大專及以上學歷未通過檢驗，與以往的研究結論不同，其主要原因是，關嶺縣脫貧勞動力以少數民族居多，受教育程度以小學、初中為主，民族整體文化素質較低，人力資本存量不足，正規就業的概率相對較低 ［２５］，轉移就業流動性強，小學及初中組愿意返鄉的比例均較高；而高中組文化程度較高，知識功底相對就越好，見識就越多，自生就業能力強，相對于小學組， 返鄉意愿更弱；而對于大專及以上組，可能原因：一 是樣本數量比較小，二是黨的十九大提出實施鄉村振興戰略，在一系列利好政策的招引下，部分高學歷高素質勞動力愿意返鄉就業創業，因此相對于小學組，返鄉意愿較不明顯．

３． ２ 家庭特征因素分析 家庭務工人數對轉出勞動力返鄉意愿有顯著負向影響，家庭務農人數沒有通過顯著性檢驗，即家中外出務工人數越多的勞動力，更不愿意返鄉，家中務農人數多少對勞動力返鄉意愿影響不明顯． 家中務工人數多，家庭的經濟收入相對較高，能夠負擔外出轉移的經濟成本，同時，家庭社會關系網絡越寬廣，有利于在城市中尋找到就業機會，返鄉的可能性降低．

小孩個數通過 １％ 顯著性檢驗且系數為正． 近年來，國家出臺了一些保障隨遷子女就近上學的相關政策，但各大城市需辦理手續證明較多，脫貧勞動力文化水平有限，較難準確、完整理解政策并辦理各項手續，同時，國家制定了不同的少數民族生育政策，實地調研發現少數民族家庭子女數量較多，子女在城市接受教育，教育成本和生活花費較高，因此，大多數小孩會留守當地學校接受教育，轉出勞動力撫養照顧負擔加重，返鄉的意愿強烈，這與實地走訪結果一致．

家中實際耕地經營面積通過 １０％ 水平檢驗，其系數為負，而老人個數未通過顯著性檢驗，與前文預期不一致，這可能是本文研究對象為 ６０ 歲及以上的老人，部分老人身體條件較好，生活能夠自理， 并可以維護家里的農業，因此，外出勞動力無需承擔老人贍養及耕地生產的壓力，返鄉意愿不明顯， 導致實際耕地經營面積變量顯著性不強，老人個數變量未通過顯著性檢驗．

３． ３ 轉移特征因素分析 相對于鄉鎮內轉移，省內市際轉移和省外省際轉移對返鄉意愿具有顯著負向影響，縣內和市內轉移未通過檢驗． 在鄉鎮內甚至市內離家較近的地區工作，勞動力主要以打零工為主，既可以掙錢，又可以在農忙時回家耕種土地和方便照顧家庭，農村房屋和耕地維護管理較好，返鄉定居的成本較低，其返鄉意愿較強；而省內轉移和省外轉移，返鄉意愿反而較弱，與前文假設不一致． 可能有兩方面的原因：一是跨省轉移主要轉入東部地區，經濟發展水平高，就業機會也相應較多，失業的可能性較小，同時，政府加強落實就業扶貧政策，組織脫貧勞動力技能培訓，定點定向輸出就業，勞動力就業穩定性較強；二是勞動力長期在外務工，已習慣城市的生活工作方式，但在城市定居生活成本、落戶門檻較高，而農村耕地撂荒嚴重，房屋破損甚至垮塌，因此，部分勞動力會選擇返回房價、消費水平較低的縣城或者鄉鎮定居工作， 從而造成返鄉的意愿較低．

轉移年限對轉出勞動力返鄉意愿具有顯著的負向影響，說明勞動力轉移年限越長，其工作生活適應能力相對于短期轉移的勞動力更強，能夠增強勞動力留在城市工作生活的信心，返鄉的意愿越弱．

工資水平未通過顯著性檢驗，可能原因是關嶺縣轉出勞動力收入整體較低，但相對于農村務農收入，城市就業工資水平較高，城鄉收入差距依然比較明顯，部分勞動力仍不愿意返鄉，因而，工資收入的高低對是否愿意返鄉影響顯著性不明顯．

３． ４ 村莊特征因素分析 當將轉出勞動力所在村的村莊特征加入回歸模型（模型 ＩＶ）中進行分析時，到縣城中心距離對勞動力返鄉意愿具有顯著負向影響，勞動力所在村莊離縣城越近，越易享受縣域中最好的教育、醫療、社會保障及休閑娛樂等服務設施，尤其是縣城附近入學、就醫便捷，轉出勞動力更愿意返鄉，這與前文預期相符．

而到鄉鎮中心距離未通過顯著性檢驗，可能是到縣城中心距離的遠近會削弱鄉鎮中心的職能，同時村莊到鄉鎮中心距離相對較近，且村莊入社道路硬化已全覆蓋，到鄉鎮均比較便捷，因此，對勞動力返鄉意愿影響較弱．

人均耕地面積、飲用水凈化率和是否有特色旅游資源均通過顯著性檢驗，且系數為正． 人均耕地面積反映了地區農業生產發展的物質條件，耕地面積越多，勞動力返鄉從事農業生產預期收入越高， 從事農業和非農產業的收益差距就越小，同時，目前農村社會養老保障制度和體系仍不健全，農村耕地仍作為部分外出勞動力的養老保障，少數民族勞動力受教育水平、語言、文化習俗等因素影響，退耕后剩余勞動力轉移就業難度更大，復耕意愿較為強烈 ［２６］，從而耕地資源較好的地區，能夠促進勞動力返鄉． 實地調研發現，轉出勞動力不愿意返鄉的主要原因是當地的基礎設施不完善、就業機會太少， 而村莊飲用水凈化率越高，說明基礎設施建設越好，農戶生產生活越方便，外出勞動力更傾向返鄉就業生活；鄉村振興戰略背景下，當地擁有特色旅游資源更易發展產業 ［２７］，從而能產生基礎設施建設、就業機會增多等效應，如果當地有較好的就業機會或產業項目，戶主往往會帶動全家在當地從事非農工作，從而充分利用家庭勞動力，故擁有特色旅游資源的村莊對勞動力具有更強的吸引力．

４ 結論與政策建議

４． １ 結論 本文利用 ２０２１ 年貴州省少數民族山區 ２６ 個行政村和 １ ５１８ 份農戶數據，在統計分析轉出勞動力返鄉意愿特征的基礎上，利用二元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸分析，對山區脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿的影響因素進行了探討，主要發現如下．

首先，研究區脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿較為強烈，返鄉意愿受到多種因素的共同影響． 在勞動力個體特征因素中，年齡、性別、受教育程度對轉出勞動力返鄉意愿有顯著影響． 其中，勞動力年齡越大、男性更愿意返鄉；受教育程度對返鄉意愿影響具有差異性，高中或職高學歷的轉出勞動力返鄉意愿最強烈．

其次，在勞動力家庭特征因素中，家庭務工人數，實際耕地經營面積對轉出勞動力返鄉意愿有顯著負向影響，小孩個數為顯著正向影響，而家庭老人個數影響不顯著．

第三，在轉移特征因素中，省內市際轉移和省外省際轉移對返鄉意愿具有顯著負向影響，縣內和市內轉移未通過檢驗；同時，勞動力轉移年限越長，返鄉意愿越弱；工資收入的高低對返鄉意愿影響不明顯．第四，在村莊特征因素中，到縣城中心距離對轉出勞動力返鄉意愿具有顯著負向影響，而到鄉鎮中心距離未通過顯著性檢驗；人均耕地面積、飲用水凈化率和是否有特色旅游資源有顯著正向影響， 耕地資源較好、基礎設施較完善、擁有特色旅游資源的村莊對勞動力返鄉具有更強的吸引力．

４． ２ 政策建議 西南山區尤其是少數民族地區， 受自然條件、市場環境和社會發育程度等多種因素的制約，生存發展條件差，勞動力生產率低，制約了農村生產發展和群眾生活條件的改善，一直是我國脫貧人口集中的地區，同時少數民族由于文化習俗、語言宗教等影響，脫貧人口可持續生計能力弱， 市場意識和內生動力不足． 因此，隨著脫貧攻堅任務完成，為鞏固脫貧成果，加快推進脫貧攻堅與鄉村振興戰略的有效銜接，推動西南山區鄉村振興發展，結合以上研究結論提出如下政策建議．

一是多渠道提升群眾自我發展能力，激發群眾自身發展動力． 要在摸清脫貧勞動力從業狀況、技能水平和培訓需求的基礎上，建立分層分類的少數民族群眾培訓機制，加強脫貧勞動力技能培訓的實效性和精準性，激發脫貧人口脫貧的內生動力，暢通就業信息渠道，增強勞動力轉移就業的穩定性；在縣鄉兩級建立職業和技工學校，定期開展種植、 養殖、農產品加工、防疫等方面的科技培訓，普及農業生產科技知識，提升少數民族脫貧群眾農業生產經營水平，增強自身脫貧能力．

二是西南少數民族地區擁有豐富多彩的民族文化，充分依托本地區的發展基礎及村莊自然、文化特色資源，因地制宜地建立有地方民俗特色的旅游觀光文化村，加快培育優勢特色產業，實行對民族文化資源開發與保護并重的策略，鼓勵和引導當地少數民族個體藝人參與民族文化旅游業，促進產業融合發展，為轉出勞動力返鄉提供穩定的就業崗位，促進民族地區脫貧群眾穩步脫貧，繼而實現精準扶貧與鄉村振興戰略的協調發展．

三是積極優化配置教育資源，推廣“主體多元化、對象全覆蓋、方式多樣化”的教育扶貧創新模式， 在提高脫貧勞動力知識技能的同時，改變提升其思想意識，根除其落后的傳統觀念，有效阻斷貧困的代際傳遞，助推脫貧民族山區實現高效、高質量脫貧．四是深化農村改革，完善社會保障制度，進一 步推進城鄉公共服務設施、要素配置和生態環境保護等方面的融合發展，吸引更多高素質勞動力返鄉就業創業，加大資金和技術向農村地區轉移，推動農業農村現代化．

本文對脫貧家庭轉出勞動力返鄉意愿的特征及影響因素進行分析，但勞動力返鄉的驅動機制較為復雜，實際操作中，不同區域社會經濟社會發展存在差異性，選取解釋變量可能尚不全面． 伴隨國家脫貧攻堅取得歷史性成就，鄉村振興戰略的全面實施及外部事件的發生，脫貧家庭轉出勞動力返鄉的影響因素也會發展變化，使脫貧家庭持續增收和少數民族地區發展面臨諸多困境與挑戰，因此，在后續的研究中，需及時發現勞動力轉移過程中的新問題和新因素，從而制定合理的相關政策措施，有效銜接國家精準扶貧與鄉村振興戰略，促進脫貧家庭穩定脫貧和鄉村振興發展．

致謝 重慶市技術預見與制度創新項目（ｃｓｔｃ２０２０ｊｓｙｊ-ｚｚｙｓｂＡＸ００７７）和成都市哲學社會科學規劃項目（２０２３ＢＳ０８６）對本文給予了資助，謹致謝意．

參考文獻

［１］劉彥隨，周成虎，郭遠智，等． 國家精準扶貧評估理論體系及其實踐應用［Ｊ］． 中國科學院院刊，２０２０，３５（１０）：１２３５-１２４８．

［２］蔡進，禹洋春，邱繼勤． 國家精準扶貧政策對貧困農戶脫貧增收的效果評價：基于雙重差分模型的檢驗［Ｊ］． 人文地理， ２０１９，３４（２）：９０-９６．

［３］ＬＩＵ Ｙ Ｓ，ＬＩ Ｙ Ｈ． Ｒｅｖｉｔａｌｉｚｅ ｔｈｅ ｗｏｒｌｄ’ｓ ｃｏｕｎｔｒｙｓｉｄｅ［Ｊ］． Ｎａｔｕｒｅ，２０１７，５４８（７６６７）：２７５-２７７．

［４］蔣卓曄． 鄉村振興該從何入手［Ｊ］． 人民論壇，２０１８（３２）：７４-７５．

［５］任遠，施聞． 農村外出勞動力回流遷移的影響因素和回流效應［Ｊ］． 人口研究，２０１７，４１（２）：７１-８３．

［６］葉靜怡，李晨樂． 人力資本、非農產業與農民工返鄉意愿：基于北京市農民工樣本的研究［Ｊ］． 經濟學動態，２０１１（９）：７７-８２．

［７］甘宇． 農民工家庭的返鄉定居意愿：來自 ５７４ 個家庭的經驗證據［Ｊ］． 人口與經濟，２０１５（３）：６８-７６．

［８］楊剛強，孟霞，孫元元，等． 家庭決策、公共服務差異與勞動力轉移［Ｊ］． 宏觀經濟研究，２０１６（６）：１０５-１１７．

［９］陳丹，任遠，戴嚴科． 農地流轉對農村勞動力鄉城遷移意愿的影響［Ｊ］． 中國農村經濟，２０１７（７）：５６-７１．

［１０］孫小龍，王麗明，賈偉． 農民工返鄉定居意愿及其影響因素分析：基于上海、南京、蘇州等地農民工的調研數據［Ｊ］． 農村經濟，２０１５（１０）：１０１-１０５．

［１１］景曉芬，馬鳳鳴． 生命歷程視角下農民工留城與返鄉意愿研究：基于重慶和珠三角地區的調查［Ｊ］． 人口與經濟，２０１２（３）： ５７-６４．

［１２］李強，龍文進． 農民工留城與返鄉意愿的影響因素分析［Ｊ］． 中國農村經濟，２００９（２）：４６-５４．

［１３］何田，廖和平，孫平軍，等． 西南山區村域脫貧家庭勞動力轉移強度空間格局及影響因素［Ｊ］． 農業工程學報，２０２０，３６（５）：３２５-３３４．

［１４］趙翌． 農民工返鄉意愿影響因素分析：基于代際的視角［Ｊ］． 蘭州學刊，２０１５（１０）：２０２-２０７．

［１５］朱紀廣，張佳琪，李小建，等． 中國農民工市民化意愿及影響因素［Ｊ］． 經濟地理，２０２０，４０（８）：１４５-１５２．

［１６］秦雪征，周建波，辛奕，等． 城鄉二元醫療保險結構對農民工返鄉意愿的影響：以北京市農民工為例［Ｊ］． 中國農村經濟， ２０１４（２）：５６-６８．

［１７］陳光燕，司偉． 民族地區貧困農戶多維貧困測量與幫扶精準度研究［Ｊ］． 中國農業大學學報，２０１８，２３（７）：１９２-２０４．

［１８］黃俊． 農村貧困人口外出流動行為、意愿、就業地差異的比較研究：以湖北省襄陽市為例［Ｊ］． 湖北社會科學，２０１７（１０）：６５-７１．

［１９］楊紅娟，司婷． 少數民族脫貧地區人口遷移與經濟增長的耦合關系演進研究［Ｊ］． 經濟問題探索，２０１７（６）：１０３-１１０．

［２０］楊忍，徐茜，張琳，等． 珠三角外圍地區農村回流勞動力的就業選擇及影響因素［Ｊ］． 地理研究，２０１８，３７（１１）：２３０５-２３１７．

［２１］王利偉，馮長春，許順才． 傳統農區外出勞動力回流意愿與規劃響應：基于河南周口市問卷調查數據［Ｊ］． 地理科學進展，２０１４，３３（７）：９９０-９９９．

［２２］林李月，朱宇，柯文前． 城鎮化進程中二代流動人口市民化水平及影響因素［Ｊ］． 人文地理，２０２１，３６（１）：１２５-１３４．

［２３］朱紅根，康蘭媛，翁貞林，等． 勞動力輸出大省農民工返鄉創業意愿影響因素的實證分析：基于江西省 １ １４５ 個返鄉農民工的調查數據［Ｊ］． 中國農村觀察，２０１０（５）：３８-４７．

［２４］劉彥隨，李進濤． 中國縣域農村貧困化分異機制的地理探測與優化決策［Ｊ］． 地理學報，２０１７，７２（１）：１６１-１７３．

［２５］展進濤，黃宏偉． 農村勞動力外出務工及其工資水平的決定：正規教育還是技能培訓？基于江蘇金湖農戶微觀數據的實證分析［Ｊ］． 中國農村觀察，２０１６（２）：５５-６７．

［２６］吳樂，龐潔，靳樂山． 少數民族脫貧地區退耕還林農戶復耕意愿研究：基于云南省兩縣的調查數據［Ｊ］． 干旱區資源與環境，２０２０，３４（３）：７-１３．

［２７］林仲佳，潘洪義，鄭淵博． 鄉村旅游區的景觀格局空間演變分析：以成都市三圣鄉為例［Ｊ］． 四川師范大學學報（自然科學版），２０１７，４０（６）：８１７-８２３．

（編輯 周 俊）