基于農(nóng)戶生計資本的相對貧困測量與敏感度分析

王佳楣， 何金財

(1.重慶市人文社科重點研究基地西部交通與經(jīng)濟社會發(fā)展研究中心，重慶 400074；2.重慶交通大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，重慶 400074)

一、引言

2020年是我國全面建成小康社會目標之年，也是決戰(zhàn)脫貧攻堅的收官之年，至此，我國絕對貧困基本消除，“兩不愁和三保障”目標基本達成。根據(jù)中國新聞網(wǎng)數(shù)據(jù)，截至2019年末，我國農(nóng)村貧困人口已從2012年的9900萬人減少至550萬人，農(nóng)村絕對貧困發(fā)生率從2012年的10%下降至0.6%。欣慰于成績的同時，需清楚認識到相對貧困在我國農(nóng)村地區(qū)仍將普遍且長期存在。沈揚揚和李實使用2018年的CHIPS數(shù)據(jù)，測算出我國農(nóng)村相對貧困發(fā)生率約為11%，農(nóng)村相對貧困人口約為6000萬人[1]。當前，相對貧困已成為我國反貧困事業(yè)的關(guān)鍵難點，黨的十九屆四中全會從戰(zhàn)略層面為我國貧困治理作出安排部署，提出要“堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，鞏固脫貧攻堅成果，建立解決相對貧困的長效機制”。

學(xué)界針對相對貧困的研究起步較早，成果主要聚焦于相對貧困的界定、測度和成因等方面。英國學(xué)者湯森德于20世紀70年代首次提出并系統(tǒng)闡述了相對貧困理論，認為考慮貧困者的社會需求，若一個人使用的資源遠低于一般個人或家庭支配的資源量，那么他將不能正常參加社會活動和享受正常生活方式，即處于被剝奪的相對貧困狀態(tài)[2]。在此基礎(chǔ)上，后續(xù)學(xué)者系統(tǒng)闡釋了相對貧困的概念，楊力超和Robert認為相對貧困是指相對于全國家庭的平均可支配收入水平，一些處于被剝奪狀態(tài)的家庭可支配收入水平顯著較低的貧困狀態(tài)，指出常用的測度相對貧困標準的數(shù)值是處在40%和60%分位數(shù)水平處的全國家庭平均可支配收入[3]。許源源和徐圳認為相對貧困源于不同家庭對各類資本的期望與現(xiàn)實之間的差距，具體表現(xiàn)為物質(zhì)資本、人力資本、社會資本等在不同群體和不同個體之間的差異化分配[4]145。從成因方面來看，他們總結(jié)其他學(xué)者的觀點，認為相對貧困既有微觀層面上不同家庭生計資本積累主觀能動性方面的差異，也有宏觀層面上政策制度方面的影響[4]143。

針對相對貧困的形成過程，已有文獻主要使用三種分析框架來討論。脆弱性分析框架認為風險事件的發(fā)生是助推家庭落入貧困陷阱的重要原因，天災(zāi)、瘟疫、意外事故等不可抗力風險和高昂的教育費用、頻發(fā)的失業(yè)和難以避免的疾病等風險均會導(dǎo)致部分家庭陷入貧困[5]。社會排斥分析框架認為社會制度安排和社會結(jié)構(gòu)分層是相對貧困產(chǎn)生的重要基礎(chǔ)。在現(xiàn)行的制度安排下，一些群體因為性別、民族、年齡、地理位置和能力不足等原因，被排斥在公共決策體制之外，相較于其他群體，他們不僅物質(zhì)資本和人力資本匱乏，而且可獲得的社會資本寥寥，這類群體事實上處于一種相對貧困狀態(tài)?？沙掷m(xù)性生計分析框架主要從個人和家庭自身出發(fā)分析相對貧困產(chǎn)生的原因，認為個人和家庭所積累的物質(zhì)資本、人力資本和社會資本等不足以維持家庭可持續(xù)生計的需求，是導(dǎo)致家庭處于相對貧困狀態(tài)的重要原因。生計的概念最早由斯庫恩斯提出，他指出生計是由生活所需要的能力、資產(chǎn)(包括物質(zhì)資源和社會資源)以及行動組成[6]。埃利斯給出“生計具有多樣性”的論斷，強調(diào)資產(chǎn)(自然、物質(zhì)、人力和社會資本)、行動和獲得這些資產(chǎn)的途徑(受到制度和社會關(guān)系的調(diào)節(jié))共同決定個人或農(nóng)戶生存所必需的資源狀況[7]。在生計概念基礎(chǔ)上，錢伯斯提出可持續(xù)生計理念，并將自然資本、物質(zhì)資本、人力資本、社會資本、金融資本界定為最核心的生計資本構(gòu)成，明確可持續(xù)生計的基本內(nèi)涵[8]，為生計問題的研究提供一種規(guī)范的分析框架。

綜上，學(xué)界針對貧困問題做了諸多研究。從已有研究來看，目前發(fā)展中國家的反貧困工作仍較多聚焦絕對貧困的物質(zhì)資本改善層面，而發(fā)達國家的反貧困工作重點已從絕對貧困轉(zhuǎn)向相對貧困。立足可持續(xù)生計分析框架，相對貧困不僅源于物質(zhì)資本的缺乏，也可能成因于人力資本的不足和社會資本的稀缺。貧困的識別和測量是研究貧困問題的起點，其中貧困線的確定尤為重要。相比目前研究與實踐中依據(jù)收入或消費對絕對貧困線的劃定已達成的基本共識，對相對貧困線還未形成一致的結(jié)論，相對貧困的動態(tài)性、不平等性和主觀性都對其治理問題提出更精準的要求。從生計資本的視角識別相對貧困和優(yōu)化測量問題，并在此基礎(chǔ)上分析農(nóng)戶家庭的貧困敏感度，有助于通過動態(tài)管理防止已脫貧農(nóng)戶返貧，能夠?qū)窈蟮南鄬ω毨е卫砉ぷ魈峁┙梃b。

鑒于此，本文擬從以下嘗試：第一，基于已有研究和樣本區(qū)域?qū)嶋H，以絕對貧困線和相對貧困線作為農(nóng)戶貧困線，基于人力、自然、物質(zhì)、金融與社會資本等多維度進行測算，以期為今后相對貧困線的劃定提供啟示與參考；第二，遵循單維貧困到多維貧困的邏輯主線，從生計資本視角展現(xiàn)并描述樣本區(qū)域農(nóng)戶家庭貧困的總體狀況和空間差異；第三，比較生計資本多個維度的貧困敏感度，提供洞察農(nóng)戶家庭貧困狀況的新視角；第四，基于多維度的貧困敏感度分析并提出適合當?shù)氐姆婪地毥ㄗh，為樣本區(qū)域的長期穩(wěn)定脫貧提供支撐。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

貧困敏感性作為一個具有比較屬性的概念，緣于投資項目經(jīng)濟評價中對不確定性如何影響項目實施效果的研究[9]。郭君平等將貧困敏感性定義為每提高一檔貧困線所致貧困發(fā)生率的增幅，若貧困線較小的移動能引發(fā)貧困發(fā)生率較大的變化，則表明經(jīng)濟主體抵御外部沖擊對收入或消費影響的能力較弱[10]96-98。本文基于生計資本分析框架，在測算農(nóng)戶家庭生計資本和區(qū)域橫向比較的基礎(chǔ)上，劃定絕對貧困線與相對貧困線，并據(jù)此分析農(nóng)戶家庭的貧困敏感度，具體步驟如下。

第一，采用極差標準化法對樣本觀測值進行無量綱處理。

適用于取值越大越好的效益型指標

(1)

適用于取值越小越好的成本型指標

(2)

其中，Cij為樣本i第j個指標的觀測值，CMaxj與CMinj分別為第j個指標樣本觀測值中的最大值和最小值，Xij為樣本i第j個指標觀測值的標準值，i=1，2，3，…n，j=1，2，3，…m。

第二，采用熵值法確定指標權(quán)重。

(3)

(4)

(5)

其中，Pij為第j項指標下第i個樣本值的比重，Eij為第j項指標的熵值，(1-Ej)為第j項指標的差異性系數(shù)，Wj為第j項指標的權(quán)重，i=1，2，3，…n，j=1，2，3，…m。

第三，依據(jù)指標的標準值和權(quán)重計算生計資本。

(6)

其中，LAi為樣本i的生計資本值，Xij為樣本i的第j個指標觀測值的標準值，Wj為第j項指標的權(quán)重，i=1，2，3，…n，j=1，2，3，…m。

第四，依據(jù)生計資本劃定貧困線并計算貧困敏感度。

(7)

(8)

其中，H為貧困發(fā)生率，q為貧困樣本數(shù)，n為總樣本數(shù)?！鱌S為貧困敏感度，Hi表示第i檔貧困線下的貧困發(fā)生率，Hi-1表示比貧困線i低一檔的貧困線i-1下的貧困發(fā)生概率。在本文中i對應(yīng)相對貧困線，i-1對應(yīng)絕對貧困線。

(二)數(shù)據(jù)來源

樣本數(shù)據(jù)源自2018年8月至2019年8月重慶市石柱土家族自治縣農(nóng)戶家庭的抽樣調(diào)查，樣本涵蓋6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)8個行政村，最終獲得有效樣本786戶，其中建檔立卡貧困戶290戶，非建檔立卡農(nóng)戶496戶。此次問卷調(diào)查對象以家庭主事者為主，其中主事者同時為戶主的家庭戶占84.73%；主事者年齡分布中， 20～39歲群體占16.54%，40～59歲群體占62.34%，60歲及以上群體占20.99%；主事者中男性占70%以上，其中具有小學(xué)及以上文化程度的占90%以上，具有高中及以上文化程度的主事者僅為3.94%。

三、生計資本指標體系的構(gòu)建與測度

(一)生計資本指標體系構(gòu)建

根據(jù)可持續(xù)生計分析框架，以農(nóng)戶生計資產(chǎn)配置為基礎(chǔ)，從人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會資本五個維度表達農(nóng)戶可持續(xù)生計能力。本文基于DFID可持續(xù)性生計框架，參考杜巍等、曲朦和趙凱、侯雨峰和陳傳明的研究，結(jié)合調(diào)查區(qū)域?qū)嶋H情況，構(gòu)建包括Ⅰ級指標和Ⅱ級指標的農(nóng)戶生計資本測度指標體系[11-13]。Ⅰ級指標基于DFID可持續(xù)性生計框架形成，包括人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本和社會資本。其中，人力資本是農(nóng)戶能否運用其他生計資本的前提，自然資本是生計所依靠的資源及服務(wù)，物質(zhì)資本包括支持生計所需的生活設(shè)施和生產(chǎn)手段，金融資本是保障生計可發(fā)展的金融資源，社會資本是能助其實現(xiàn)生計目標的所有社會網(wǎng)絡(luò)資源。Ⅱ級指標是對Ⅰ級指標的定量測算，在指標分解過程中，既要基于可持續(xù)生計框架考慮農(nóng)戶生計資本的一般性特點，又要充分結(jié)合當?shù)刎毨е卫砉ぷ鞯膶嶋H差異。農(nóng)戶生計資本指標描述性統(tǒng)計見表1。

表1 生計資本各Ⅱ級指標描述性統(tǒng)計

從表1可以看出，除家庭成員健康狀況(X3)、公共事務(wù)聽取度(X15)兩個指標外，其他Ⅱ級指標均值均距極小值更接近，一定程度上表明該地區(qū)大部分農(nóng)戶家庭的生計資本水平可能長期處于低位；除家庭生產(chǎn)資料(X8)、親友社會支持(X13)兩個指標外，其他Ⅱ級指標的標準差較大，一定程度表明該地區(qū)農(nóng)戶家庭之間生計水平可能存在較大的差距。

(二)農(nóng)戶家庭生計資本測度

基于生計資本指標體系和問卷調(diào)查獲得的樣本區(qū)域數(shù)據(jù)資料，利用公式(1)～(8)在數(shù)據(jù)標準化的基礎(chǔ)上，確定生計指標權(quán)重(見表2)，并計算生計資本值(見表3)。

由表2可知，該地區(qū)農(nóng)戶家庭中人力資本和社會資本的權(quán)重分別為0.2839和0.2701，對生計資本總水平具有較大影響，自然資本、金融資本、物質(zhì)資本的權(quán)重依次為0.1865、0.1514和0.1077，對生計資本總水平的影響相對較小。就人力資本而言，家庭成員健康狀況(X3)在人力資本中的權(quán)重超過了50%，為50.09%，占整個指標體系權(quán)重的14.22%，表明家庭成員的身體健康與否對生計資本水平高低有著至關(guān)重要的影響；就社會資本而言，親友社會支持(X13)在社會資本中的權(quán)重最大，為44.47%，占整個指標體系權(quán)重的12.01%，表明“家庭是否有成員或親友在政府部門或銀行任職”這一從某種程度上而言代表家庭成員社會地位和威望的因素，對農(nóng)戶家庭生計資本水平具有重要的影響。此外，雖然自然資本和金融資本的權(quán)重較小，但是自然資本中的區(qū)域地形地貌(X4)和金融資本中的金融服務(wù)可得性(X12)在整個生計資本指標體系的權(quán)重分別為13.49%和12.53%，在一定程度上決定著農(nóng)戶家庭生計資本水平。

由表3可知，該地區(qū)農(nóng)戶家庭中人力資本均值最高(0.1581)，社會資本(0.0852)、金融資本(0.0621)、自然資本(0.0525)次之，物質(zhì)資本均值最低(0.0210)。整體而言，生計資本水平處于低位，總生計資本均值僅為0.3790，風險抵御能力較弱。人力資本均值最高，表明該地區(qū)農(nóng)戶家庭在家庭勞動力數(shù)(X1)、主事者受教育程度(X2)和家庭成員健康狀況(X3)等因素上相對其他生計指標具有一定優(yōu)勢，有利于農(nóng)戶依靠這些因素提升生計資本水平。究其原因：一是醫(yī)療保險的覆蓋提升了家庭成員的健康水平，調(diào)查中發(fā)現(xiàn)雖然2018年度實際發(fā)生的家庭成員因病住院的農(nóng)戶數(shù)(385戶)占到調(diào)查總戶數(shù)的48.98%，但其中有96.88%的農(nóng)戶獲得各類醫(yī)療保險報銷；二是由于青壯年外出，農(nóng)村勞動力不足，60歲及以上老人成為家庭實際勞動力，尤其是在家庭總?cè)丝趦H2人，且60歲及以上老人有2位的家庭結(jié)構(gòu)中(103戶占調(diào)查總戶數(shù)的13.10%)，不計入勞動力統(tǒng)計的老年人是唯一勞動力；三是家庭主事者具有初中及以上文化程度的占42.24%以上，據(jù)韋惠蘭和羅萬云的研究結(jié)果，農(nóng)戶受教育程度與生計脆弱性顯著負相關(guān)[14]，主事者學(xué)歷的提升能對家庭生計資本水平產(chǎn)生正向影響。社會資本均值為0.0852，相對較高，代表“熟人社會”下農(nóng)戶融入鄉(xiāng)村社會圈層的狀態(tài)。一方面因為農(nóng)戶家庭屬于該地區(qū)原住民，基于血緣和地緣的親緣關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的社會認同度較高，可以通過親友鄰里相互支持規(guī)避一部分生計風險；另一方面在于鄉(xiāng)村治理結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化和完善，提升了農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村公共活動(X14)和鄉(xiāng)村公共事務(wù)(X15)的融入度，有利于生計風險發(fā)生時獲得基層組織的支持。金融資本均值為0.0621，處于中間水平。金融服務(wù)可得性(X12)依賴于物理網(wǎng)點服務(wù)的遠近，由于山區(qū)地形限制和農(nóng)戶居住較分散，調(diào)查中發(fā)現(xiàn)涉農(nóng)金融機構(gòu)的金融服務(wù)往往采取客戶經(jīng)理包村到戶的形式，雖然增加了金融機構(gòu)的成本，但確實提升了農(nóng)戶金融資本水平。總體看來，該地區(qū)農(nóng)戶家庭流動資產(chǎn)缺乏，無存款的家庭占總戶數(shù)的28.37%，較大的生計改善依賴于借貸資金。自然資本均值次之，為0.0525，且標準差較小。農(nóng)戶傳統(tǒng)生計依賴于家庭人均耕地面積(X6)，然而該地區(qū)屬于渝東南生態(tài)保護發(fā)展區(qū)，是國家重點生態(tài)功能區(qū)和重要生物多樣性保護區(qū)，受訪農(nóng)戶家庭人均耕地面積達到1.30畝且多為坡地，表明山區(qū)地貌和脆弱生態(tài)限制了自然資本的獲取。物質(zhì)資本均值最低，為0.0210，表明該地區(qū)農(nóng)戶家庭生計可持續(xù)所需要的財富積累如家庭住房現(xiàn)值(X7)較低，實現(xiàn)擴大再生產(chǎn)的生產(chǎn)資料與生活設(shè)施如家庭生產(chǎn)資料(X8)和家庭生活資料(X9)不夠齊全，削弱了其提高家庭生計的能力。

四、相對貧困的測量與敏感度分析

相對貧困線與絕對貧困線的界定，參考郭君平等對進城農(nóng)民工家庭貧困的測量[10]99-102，以及孫久文和夏添提出的根據(jù)收入分布將絕對貧困線折合成相對貧困線的方法[15]。鑒于本文以重慶市石柱縣6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)8個行政村的農(nóng)戶生計調(diào)查為基礎(chǔ)，樣本區(qū)域性特征較一致，采用總生計資本的四分位數(shù)劃定為絕對貧困線，各維度生計資本的四分位數(shù)代表了相應(yīng)生計資本處于該區(qū)域后25%的水平，這部分農(nóng)戶家庭整體的生計資本水平處于低位，僅能夠維持基本生產(chǎn)生活需要，個別資本甚至不能滿足基本需要，因此將總生計資本的四分位水平折合成絕對貧困線較合適。此外，在生計資本測算過程中發(fā)現(xiàn)，若農(nóng)戶家庭總生計資本低于平均水平，則該家庭在多個維度的生計資本中往往也處于低位，并且各維度生計資本在平均水平以下的農(nóng)戶家庭都有著相應(yīng)生計低于絕對貧困線導(dǎo)致返貧的情況發(fā)生，因此相對貧困線的劃定以總生計資本的平均數(shù)作為標準(見表4)，并從生計資本水平對研究區(qū)域的相對貧困問題進行描述(見表5)。

由表4可知，第一，該地區(qū)農(nóng)戶家庭總生計資本絕對貧困發(fā)生率為47.20%，其中物質(zhì)資本貧困發(fā)生率最高(62.72%)，社會資本貧困(45.93%)、人力資本貧困(40.20%)和自然資本貧困(40.08%)依次隨后，金融資本貧困發(fā)生率最低(33.08%)，表明農(nóng)戶家庭各類資本絕對貧困發(fā)生率存在較大差異；在相對貧困線下，農(nóng)戶家庭各類資本貧困發(fā)生率大致接近，貧困發(fā)生率最高的是社會資本(25.83%)，最低的是人力資本(22.90%)，總生計資本相對貧困發(fā)生率為22.90%。第二，農(nóng)戶家庭生計資本貧困的相對貧困發(fā)生率約是絕對貧困發(fā)生率的1～2倍，其中人力資本、自然資本、金融資本和社會資本的相對貧困問題較接近，而物質(zhì)資本的相對匱乏問題比較突出，其相對貧困發(fā)生率是絕對貧困發(fā)生率的2.58倍，一方面表明脫貧攻堅工作在解決“兩不愁三保障”的絕對貧困問題上取得顯著成效，另一方面指明未來的相對貧困治理工作要關(guān)注解決制約農(nóng)戶家庭擴大再生產(chǎn)和生活水平躍遷的物質(zhì)資本積累問題。第三，從絕對貧困線到相對貧困線的變動中，貧困線提檔帶來的農(nóng)戶家庭總生計資本貧困發(fā)生率的增幅(即貧困敏感度)較明顯，物質(zhì)資本貧困敏感度(1.5812)遠大于總資本貧困敏感度(1.0611)和其他資本貧困敏感度，說明農(nóng)戶家庭抵御外部因素對物質(zhì)資本的沖擊能力較差，物質(zhì)資本貧困將會成為其生計貧困的主要誘因。

表4 貧困線劃定、貧困發(fā)生率與貧困敏感度

表5 各行政村生計資本均值與相對貧困線比較

進一步比對該地區(qū)各行政村生計資本水平可以發(fā)現(xiàn)，從橫向看，大歇村、雙星村和五崗村的農(nóng)戶家庭生計資本水平較高，分別只有社會資本(0.0729)、物質(zhì)資本(0.0173)、自然資本(0.0179)各一項低于相對貧困線；雙塘村和坡口村的總生計資本均值分別為0.3544和0.3536，在相對貧困線以下，且各有兩項生計資本(雙塘村是自然資本和社會資本，坡口村是人力資本和物質(zhì)資本)在相對貧困線以下；深溪村不但總生計資本均值(0.3588)在相對貧困線以下，并且除人力資本外的各維度生計資本均值都低于相對貧困線；生計水平最差的是流水村，總生計資本均值(0.2362)和全部五項生計資本均值都低于相對貧困線，表明該區(qū)域農(nóng)戶家庭生計資本水平存在區(qū)域內(nèi)部差異。從縱向看，該地區(qū)的所有五類生計資本中，人力資本和金融資本水平總體較好，除流水村、坡口村和深溪村外，其他行政村的人力資本均值都在相對貧困線以上，但是自然資本、物質(zhì)資本和社會資本水平在相對貧困線以下的居多，有一半的行政村總生計資本水平低于相對貧困線，表明該地區(qū)的相對貧困問題依然比較嚴峻。

五、研究結(jié)論與對策建議

本文基于重慶市石柱縣786戶農(nóng)戶家庭的問卷調(diào)查，從生計資本視角探究該地區(qū)農(nóng)戶家庭貧困的規(guī)模和程度，得出以下結(jié)論：第一，農(nóng)戶家庭總生計資本水平偏低，物質(zhì)資本水平在五類資本中最低，生計資本絕對貧困發(fā)生率為47.20%，各類資本絕對貧困發(fā)生率存在較大差異，生計資本相對貧困發(fā)生率為22.90%，各類資本相對貧困發(fā)生率較為接近；第二，農(nóng)戶家庭生計資本貧困的相對貧困發(fā)生率約為絕對貧困發(fā)生率的1～2倍，物質(zhì)資本的相對匱乏問題比較突出，其相對貧困發(fā)生率是絕對貧困發(fā)生率的2.58倍；第三，貧困線提檔帶來的農(nóng)戶家庭總生計資本貧困發(fā)生率的增幅較明顯，其中物質(zhì)資本貧困敏感度遠大于總資本及其他資本的貧困敏感度，農(nóng)戶家庭抵御外部因素對物質(zhì)資本的沖擊能力較差；第四，農(nóng)戶家庭生計資本水平存在區(qū)域內(nèi)部的差異，有一半的行政村總生計資本水平低于相對貧困線，所有五類生計資本中人力資本和金融資本水平總體較好。

基于研究結(jié)論，結(jié)合民政部和國務(wù)院扶貧辦2020年印發(fā)的《社會救助兜底脫貧行動方案》，提出以下對策建議：一是加快完善能全面反映貧困脆弱性、復(fù)雜性的貧困敏感度測算指標體系和標準，以反映農(nóng)戶家庭生計水平的動態(tài)變化，為相對貧困的治理與防止脫貧農(nóng)戶返貧提供支持；二是加大對所有五類生計資本都低于相對貧困線村鎮(zhèn)的政策支持力度，在全方位幫扶的基礎(chǔ)上，進一步根據(jù)各村鎮(zhèn)生計資本的差異性進行有針對性的精準扶貧；三是通過電商平臺、專營門店等途徑對農(nóng)戶生活物資和生產(chǎn)資料的消費提供補貼，提升農(nóng)戶家庭物質(zhì)資本積累水平，推動農(nóng)村地區(qū)消費升級和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸；四是根據(jù)農(nóng)戶家庭生計資本差異，提供不同模式的基本保險產(chǎn)品，以提高其抵御風險沖擊的能力，由于家庭成員健康狀況而導(dǎo)致的人力資本水平低下的家庭，尤其要注重醫(yī)療救助的時效性；五是完善農(nóng)村勞動力職業(yè)技能培訓(xùn)和教育模式，注意義務(wù)教育與職業(yè)技能培訓(xùn)的有效銜接，優(yōu)化農(nóng)戶在理性選擇下提高自身人力資本的途徑。