同源异流：留守经历对劳动者就业道路选择

Same origin and different branches: A study on the choice of labor’s employment path by left-behind experience

摘要

基于CFPS数据库2010—2022年的调查数据，探究留守经历在劳动者就业情形以及就业路径抉择方面所产生的作用。研究发现：1）留守经历会给劳动者的就业状况带来消极效应，并进一步影响未来就业道路选择。2）儿童“留守”时间越长，其成年后就业情况表现越差。3）儿童初次“留守”年龄越大，其就业情况越不乐观。4）教育经历能部分抵消留守经历的负面影响。5）国家关于儿童发展政策实施对有留守经历的劳动者就业质量产生正向改善作用。

Abstract

By using the CFPS database 2010-2022， the impact of rural left-behind experiences on workers’employment situations and career path choices is explored. The study finds that： 1） Left-behind experiences negatively affect workers’ employment situations and further influence their future career choices. 2） The longer rural children are left behind， the worse their employment situation will be in adulthood. 3） The older rural children are when they were left behind for the first time， the less optimistic their adult employment prospects will be. 4） Education level can partially offset the negative impact of left-behind experiences. 5） The implementation of national policies on child development has a positive improving effect on the employment quality of workers who have left-behind experiences.

关键词

留守经历 / 就业 / 就业质量 / 职业选择

Key words

left-behind experience / employment / employment quality / career choice

改革开放以来，我国城镇化进程加速推进，农村劳动力大规模向城市转移，农村劳动力流动（外出务工）对我国农民收入增长和经济发展起到重要作用^［1］，同时使农村经济条件和农户家庭生活状况得以改善，但也衍生出留守儿童这一社会问题。2023年我国接受义务教育的农村留守儿童数量为1 414.4万^［2］，占农村接受义务教育儿童总数的18.1%，占比为1/5，农村留守儿童依然是值得关注的群体。

从生命周期视角看，留守经历会伴随个体对其生命周期产生影响，童年阶段是人力资本形成的关键期^［3］，童年留守经历可能通过教育中断、社会资本匮乏等路径，导致成年劳动者在收入水平、社会保障和职业选择等方面处于劣势^［4］。现有文献多聚焦留守经历的短期效应，如教育中断、心理健康风险等^［5］，对其长期即童年的留守经历对成年后进入劳动力市场的完整生命周期影响的探讨仍不足^［6］。与西方移民第二代研究不同^［7］，我国有留守经历的劳动者面临的并非跨国文化适应问题，而是城乡二元体制下的资源分配不均、制度性歧视等问题^［4］。有留守经历的劳动力因教育水平和社会资源差异，其就业路径呈现多元化趋势^［5］。留守经历不仅影响儿童的身心健康^［8］，还可能通过人力资本和社会资本的累积，对个体成年后的就业状况产生长期影响^［9］。在童年阶段父母监护的长期缺位可能通过人力资本积累受阻与社会网络断裂的双重路径，对成年后的就业质量产生负面影响^［10］。留守经历可能导致这一群体在人力资本积累、社会网络构建及心理韧性方面面临系统性劣势^［11］，进而影响其职业选择。例如，早期父母缺位可能削弱儿童的学习动机与社交能力^［12］，而长期留守则加剧教育资源配置不均问题^［13］，最终限制其非农就业机会。留守儿童的认知能力^［3］、非认知技能（如抗压能力、社交技巧）^［14］均显著低于非留守群体，这种早期能力的“代际传递断裂”可能限制其进入高技能岗位的机会。地理隔离导致的社会资本匮乏^［15］则进一步削弱其获取非农就业信息的能力，形成低端劳动力市场“内卷化”陷阱^［16］。此外，有留守经历的劳动者就业质量与职业选择关系到城乡劳动力市场结构转型与共同富裕目标的实现。2024年中央一号文件提出“加强农村留守儿童关爱服务”，但政策效果需结合相关实证证据。

基于此，本研究依托中国家庭追踪调查（CFPS）2014—2022年数据，围绕留守经历是否对成年后就业质量、就业道路选择产生影响以及留守时长与初次留守年龄如何差异化作用于就业道路选择的问题，采用多元回归模型、工具变量法及倾向得分匹配法探究留守经历对劳动者就业质量和职业选择的影响，使用双重差分法评估《国家贫困地区儿童发展规划（2014—2020年）》政策对有留守经历的劳动者就业质量和职业选择的影响，以期为优化劳动力市场政策提供依据。

1　理论分析与研究假说

人力资本理论强调，0~8岁是认知与非认知能力发展的黄金窗口期^［3］。基于CFPS数据的研究，早期教育中断对个体成年后的收入水平有负面影响^［17］。这种人力资本的初始劣势可能通过“马太效应”持续放大：认知能力不足进一步限制职业选择。社会资本视角揭示，留守经历通过削弱亲属网络的信息传递功能，加剧就业市场的信息不对称。根据弱关系理论^［15］，农村亲属网络难以提供有效的非农就业信息。研究表明，留守经历使城市就业信息获取效率降低，职业流动成本增加^［18］。这种结构性缺陷使其更易陷入农业就业的“路径依赖”：家庭社会网络的断裂减少职业推荐机会，而低技能岗位的“内循环”则进一步固化其职业选择^［19］。留守经历对其成年后可能会产生系统性社会风险^［5］。在就业方面，有留守经历的劳动者还面临着工作不稳定、社会保障制度不健全、社会融入等问题^［20-21］，造成就业问题的原因主要为儿童人力资本的永久损失和社会资本积累不足^{［3，14，17，22］}。根据上述分析提出假设1：

H1：留守经历会对成年劳动者的就业质量产生负向影响。

关注有留守经历劳动者的就业选择是实现共同富裕的关键环节^［5］。家庭生命周期理论强调家庭不同阶段对个体就业决策的影响^［22］。父母外出务工后，留守儿童常需承担家庭农务（如照顾弟妹、参与耕种），这种早期劳动经历形成对农业的熟悉度与依赖性，成年后更易延续此类职业选择，导致早期农业技能内化，形成职业路径依赖^［［19］。留守经历通过教育中断与社会资本匮乏双重路径，降低劳动者非农就业竞争力，长期留守削弱社会网络关系，限制非农就业信息获取^［17］。长期留守强化农村地域环境认同，对城市非农工作的适应能力较弱，形成“留守—务农”的闭环^［23］。留守群体缺乏医疗保障加剧经济脆弱性，自雇可提供灵活收入以应对突发风险^［24］。子代通过观察模仿习得自雇技能^［25］进而选择自雇作为风险规避策略。若家庭经济压力大且本地就业机会少，也可能会选择外出打工。还有部分留守儿童家庭形成外出务工家庭经济模式的示范效应，子代将外出视为改善生计的必然选择^［26］。留守期间通过媒体或返乡父母接触城市文化，心理上更易接受迁移^［27］。外出打工选择则是家庭经济模式示范与城市文化渗透下，追求经济改善的主动行为。因此，提出假设2：

H2：留守经历会影响成年劳动者就业道路选择。

留守时间越长，家庭情感支持与行为引导的缺位越严重，可能导致人力资本“代际传递”断裂^［28］。根据CFPS数据研究，无论初次留守发生在0~3岁还是4~12岁，均会对个体成年期认知能力产生负向影响，且初次留守发生在4~12岁对劳动者产生更强的负向影响^［17］。父母陪伴缺失可能损害儿童的情绪调节与学习能力，父母在婴幼儿时期更多承担细致照顾的角色，在青少年时期更多承担行为引导的角色^［10］。初次留守年龄处于4~12岁的劳动者，由于其认知与学习能力形成的关键阶段缺乏父母的引导，其就业质量可能受到更显著的负面影响，进而制约其就业路径的选择。基于此，提出假设3：

H3：留守时长与初次留守年龄段对成年劳动者就业质量呈负向影响。

2　数据来源与模型选择

2.1　数据来源

本研究数据源自中国家庭追踪调查数据库（China Family Panel Studies，CFPS）。该调查项目自2010年起，每隔两年进行一次调查，基于分层、多阶段、与规模成比例的抽样方法，覆盖30个省份，具有代表性。数据库提供了个人的就业、社会保障等较详细信息，便于本研究较为全面地选取变量进行分析。

本研究主要关注儿童时期的留守经历对成年劳动者就业质量和就业道路选择影响问题。参考吕利丹等^［18］研究中关于留守儿童的定义和石智雷等^［5］关于流动人口二代的定义，综合民政部、国家统计局对留守儿童的定义，最后本研究将留守经历定义为：成年劳动者在未成年时期（不满16周岁、农村户籍）有过因父母双方外出务工或一方外出务工另一方无监护能力者而无法与父母正常共同生活的经历。根据定义识别CFPS数据有留守经历的样本，2010年CFPS数据中，如果受访者未成年之前父母双方中至少有一方没有居住在家且父母离家原因为“外出打工”，则该受访者有过留守经历；如果父母外出离家时间超过6个月，则该受访者也视为有留守经历。根据“是否为入学变更居住地”问题，排除由上学住校导致不与父母同住的情况。因此，通过将2010年数据库分别与2014、2016、2018、2020和2022年数据库进行匹配，最终形成“是否有留守经历的劳动者”数据集包含13 212个样本，其中，有留守经历的样本（留守组）占47.449%^［4，29］，没有留守经历的样本（非留守组）占52.551%。表1为历年样本数据。总样本数从2014—2022年呈现出先增加后减少的趋势。

2.2　变量选取

2.2.1　被解释变量

根据国际劳工组织（ILO）的“体面工作”框架^［30］和我国就业质量相关研究^{［20，22］}，结合唐宁等^［10］关于留守经历对成年劳动者就业质量的测算。本研究选用经济回报、工作条件、社会保障、权益保障4个方面进行就业质量测算，其中经济回报使用劳动者年总收入^［29］进行衡量，工作条件使用工作稳定性^［31-32］指标衡量，社会保障采用社会综合保障指数进行测算，权益保障选取劳动合同签订进行衡量^［10］。

参考国际劳工组织（ILO）的非正规就业判定标准^［33］和留守经历对就业选择的研究^［34］，选取是否从事农业相关工作、是否是自雇工作、是否外出打工变量来分析有留守经历的劳动者就业道路选择。表2中的数据显示在就业质量方面“留守组”各变量的均值均低于“非留守组”；在就业道路选择方面“留守组”各变量的均值均高于“非留守组”。

2.2.2　解释变量

核心解释变量“留守经历”为虚拟变量，通过上文对留守经历定义，如果样本有留守经历取值为1，无留守经历的取值为0。

解释变量“留守时长”为父母双方或至少有一方离开家外出打工的时间，单位为“年”。“初次留守年龄段”为虚拟变量，根据父母双方或至少有一方离开家外出打工时儿童的年龄段，将初次留守的儿童年龄划分为0~3岁和4~12岁两个年龄段分别取值0和1。0~3岁是人格、认知与情感发展关键期，对父母依赖强^［3，17］；4~12岁儿童已有一定自我意识和社交力，处于学校教育和社会化重要期，受外界因素影响更多^［35］。不同年龄段的行为模式养成差异，可能会在成年后体现在职业选择上，划分年龄段可更好地梳理这种关联。

2.2.3　控制变量

个人特征变量包括基本的人口统计特征。本研究选取性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、健康状况、网络对于工作重要性等指标来衡量劳动者的个人特征^{［10，17，22］}。

社会资本。社会资本是通过家庭或个人建立的社交网络而形成的资源。选取家庭的人口数、是否在户口所在地居住、地区、人情往来支出等变量来衡量劳动者的社会资本^{［19，23，34］}（表3）。

2.3　模型设定

关于就业质量中的工作收入、工作时长、就业稳定性对有留守经历劳动者产生的影响使用多元线性回归方程进行估计，具体形式如下：

Y_i={\beta }_{\mathrm{0}}+{\beta }_{\mathrm{1}}{X}_i+{\beta }_{\mathrm{2}}\mathrm{C}\mathrm{V}+\epsilon(1)

式中：被解释变量Y_i 为就业质量，分别用第i个个体的工作收入、工作时长或就业稳定性等3个指标衡量，对应模型（1）、（2）和（3）；核心解释变量X_i 为留守状况，分别用第i个个体的是否有留守经历、留守时长和初次留守年龄等3个指标衡量；β₁ 为解释变量X_i 的系数，\mathrm{C}\mathrm{V}代表影响有留守经历劳动者就业的一系列控制变量；β₂ 为控制变量的系数；β₀ 为常数项；ɛ为随机扰动项。下同。

由于就业质量中的社会综合保障指数、签订劳动合同以及就业道路选择中的是否从事与农业相关工作、是否是自雇工作和是否外出打工都是二分变量，因此利用Logit模型进行估计留守经历的影响，具体形式如下：

P\left(Y_i=\mathrm{1}|X_i\right)=\frac{\mathrm{e}\mathrm{x}\mathrm{p}({\beta }_{\mathrm{0}}+{\beta }_{\mathrm{1}}{X}_i+{\beta }_{\mathrm{2}}\mathrm{C}\mathrm{V})}{\mathrm{1}+\mathrm{e}\mathrm{x}\mathrm{p}({\beta }_{\mathrm{0}}+{\beta }_{\mathrm{1}}{X}_i+{\beta }_{\mathrm{2}}\mathrm{C}\mathrm{V})}(2)

式中：Y_i 分别用第i个个体的社会综合保障指数、是否签订劳动合同、是否从事与农业相关工作、是否是自雇工作和是否外出打工来衡量，对应模型（4）~（8）。

此外，参考唐宁等人关于留守经历对就业质量的研究^［10］，使用倾向匹配得分方法减少自选择偏误，避免因模型设定带来的内生性问题。

本研究还可能存在未被观测到的因素同时影响留守经历和就业质量，进而导致回归存在内生性问题。在探讨劳动力迁移的长效作用机制时，常采用两类工具变量：其一是基于区域历史迁移率构建的工具变量^{［28，36］}；其二是依托迁入/迁出地宏观特征设计的代理变量，如产业就业结构、气候变迁等环境要素^［37］。本研究基于数据可得性与研究对象的空间特征，参考谢勇的研究^［37］选取社区留守率作为留守经历的工具变量，运用两阶段最小二乘法（2SLS）进行参数估计。该工具变量的选择基于以下考虑：首先，社区留守率能够有效捕捉劳动力迁移行为的空间特征。农村社区的社会网络结构和迁移传统具有代际传递性，特定社区的留守人口比例往往与该区域劳动力外流的持续时间、迁移路径选择呈现关联^［38］。这符合工具变量需与内生解释变量相关的基本要求。其次，社区留守率具备良好的外生性。相较于个体层面的微观数据，社区整体留守状况的形成主要受区域经济发展水平、公共服务供给等结构性因素驱动，有效规避个体选择偏误对估计结果的干扰。同时，参考吕利丹等^［18］的研究，2010—2020年我国留守人口的社区分布呈现显著空间异质性，这为工具变量的有效识别提供了自然实验条件。

3　实证分析与结果讨论

3.1　留守经历对劳动者就业质量影响的基准估计

本研究从经济回报、工作条件、社会保障、权益保障4个方面讨论留守经历对劳动者就业质量的影响（表4）。表中结果可知在考虑人力资本和社会资本等控制变量后，有留守经历的劳动者在工作收入（模型1）、工作时长（模型2）、工作稳定性（模型3）、社会综合保障水平（模型4）、劳动合同签订（模型5）方面均显著低于没有留守经历的劳动者。具体而言，有留守经历比没有留守经历劳动者的工作年收入低38.4%，工作稳定性低0.296，有社会综合保障的概率低51.6%，印证假说H1。

受教育年限在留守经历影响劳动者就业质量的过程中起到传递作用。受教育年限越长，获得知识技能的机会越多，在就业市场上就更具竞争力^［35］。教育过程中的社交活动能帮助有留守经历的人获得更多的就业信息和推荐机会^［36］。因此受教育年限作为中介变量，单向作用于留守经历影响劳动者就业质量调节效应，具体在回归中表现为受教育年限与留守经历的交互项。考虑到受教育年限也会在留守时长和初次留守年龄影响劳动者就业质量的过程中起到传递作用，在后续回归中加入受教育年限与留守经历的交互项。

3.2　留守经历对劳动者就业道路选择影响的基准估计

留守经历对劳动者就业道路选择的影响结果见表5。在控制其他变量的情况下，有留守经历的劳动者在从事与农业相关工作（模型6）、从事自雇工作（模型7）、外出打工（模型8）方面均显著高于没有留守经历的劳动者。具体而言，相较于没有留守经历的劳动者有留守经历的劳动者今后选择从事与农业相关行业工作的概率高32.9%，从事自雇工作的概率高8.6%，选择外出打工的概率高12.9%。假设H2得以验证。

3.3　留守时长对劳动者就业质量和就业道路选择影响的基准估计

留守时长在就业质量方面对劳动者的影响（表6），除模型（2）不显著外，控制了其他变量的情况下，留守时间越长，劳动者的工作收入（模型1）、就业稳定性（模型3）、社会综合保障水平（模型4）、劳动合同签订（模型5）显著降低。具体而言，留守时间越长，劳动者的工作收入降低16.6%，就业稳定性降低2.4%，有社会综合保障的概率低10.8%，签订劳动合同的会有14.3%概率降低。假说H3中的留守时长与对成年劳动者就业质量呈负向影响可证。

留守时长对劳动者就业道路选择影响（见表7），除模型（8）不显著外，在控制其他变量后，留守时间越长，在从事与农业相关工作（模型6）、从事自雇工作（模型7）可能性越大。具体来看，留守时间越长，劳动者今后选择从事与农业相关行业工作的概率高8.2%，从事自雇工作的概率高6.9%。

3.4　初次留守年龄对劳动者就业质量和就业道路选择影响的基准估计

初次留守年龄对劳动者就业质量的影响方面（表8），模型2工作时长和模型3工作稳定性对就业质量不显著，但其系数都为负，也具有一定的参考意义。在控制其他变量的情况下，有留守经历的劳动者中，初次留守年龄段为4~12岁在工作收入（模型1）、社会综合保障水平（模型4）、劳动合同签订（模型5）方面均显著低于初次留守年龄为0~3岁。具体而言，初次留守年龄段为4~12岁比0~3岁的劳动者工作年收入低62.9%，有社会综合保障的概率低56.1%，签订劳动合同的概率低56%。假说H3中的初次留守年龄段与对成年劳动者就业质量呈负向影响得到验证。

初次留守年龄段对劳动者就业道路选择的影响（表9）。当控制其他变量不变时，相比于初次留守年龄段为0~3岁，初次留守年龄段在4~12岁的劳动者：1）成年后选择从事农业相关工作的概率高29.2%。这一阶段儿童认知与行动能力增强，更可能参与家庭农务（如耕种、畜牧），农业技能与职业认知内化更深刻。2）成年后从事自雇工作的可能性高41.5%。该年龄段儿童观察学习能力提升，更易通过家庭或乡土环境观察到自雇谋生模式（如小生意、手工艺），技能模仿与经验积累更充分，成年后选择自雇作为职业路径的概率更高。3）由于该系数不显著，无法得出初次留守年龄与外出打工之间存在明确关联的结论。总之，相较于0~3岁（生理需求依赖为主，职业认知未形成），4~12岁初次留守年龄段因儿童能力发展，更易通过劳动参与、环境观察形成职业认知倾向，从而对农业相关工作、自雇选择产生正向影响。

3.5　稳健性检验

下面分别采用倾向得分匹配法和工具变量法进行稳健型检验以消除自选择偏误和内生性问题。

倾向得分匹配法（PSM）对留守经历作用于劳动者就业质量的评估成效（表10）。匹配后对解释变量实施平衡性检验，结果表明所有变量的标准偏误均呈下降趋势，且均处于<3%的区间内，处理组与控制组之间已无明显的系统性差异。本研究择取了近邻匹配、卡尺匹配、半径匹配以及核匹配这4种常用方式，计算处理组的平均处理效应（ATT）。由表10数据可知，留守经历的ATT均为负值（均显著），表明有留守经历的劳动者就业质量显著低于没有留守经历劳动者的就业质量，该结论与前述结论一致，进一步证明了假说H1。

采用两阶段最小二乘法（2SLS）估计留守经历对劳动者就业质量的影响结果见表11。表中报告了第一阶段回归的F检验值，结果均>10，说明不存在弱工具变量的问题^［38］。表11中除模型（2）以外留守经历系数均显著为负且系数绝对值均大于基准回归系数。说明在处理内生性问题后，留守经历对就业质量的负向影响被进一步揭示，结果稳健性增强。

使用倾向得分匹配法和工具变量法对内生性问题进行处理后，发现留守经历对劳动者就业质量仍存在显著的负向影响，与理论分析和基准回归结果一致。

3.6　异质性分析

尽管前述提到受教育年限在留守经历影响劳动者就业质量的过程中起到传递作用。但未揭示不同受教育程度在留守经历影响劳动者就业质量中的程度，且教育作为人力资本积累的重要途径，能缓解留守经历的负面影响^［12］。高教育群体可能通过技能提升、信息获取能力增强等途径，部分抵消早期留守导致的认知与非认知能力缺陷^［13］。低教育群体受留守经历影响更大，需优先保障留守儿童的基础教育和职业技能培训，尤其是中西部地区^［35］。东部地区经济发达、非农就业机会多、社会保障相对更完善，可能减轻留守经历的就业抑制效应^［5］。西部地区留守群体面临更严重的就业劣势，需针对性政策（如产业扶持、公共服务资源倾斜）缩小区域差距^［4］。分教育和地区分析揭示留守经历影响的多样性，使研究结论更贴近现实。

教育水平对留守经历负面影响的调节作用（表12）。本研究将受教育程度分为义务教育、中等教育和高等教育进行异质性分析，义务教育指样本仅接受九年义务教育，中等教育指介于义务教育与高等教育之间的教育阶段，即接受普通高中或中等职业教育。从事农业相关工作方面来看，留守经历对只接受义务教育群体（0.139）的影响大于高等教育（0.044）群体。自雇工作方面来看，留守经历对接受高等教育群体（0.439）的影响大于只接受义务教育群体（0.223）。外出打工方面来看，留守经历对高等教育群体（1.052）的影响大于低等教育群体（0.167）。这一结果符合人力资本理论预期，教育提供提升技能与适应能力，部分抵消了留守经历的负面作用。

地区经济水平对留守经历的缓冲作用主要表现为在选择从事农业相关工作时，东部发达地区（0.012）受留守经历的影响显著小于西部（0.178）。在自雇工作中，东部发达地区（0.353）受留守经历的影响显著小于西部（0.444）。在外出打工中，东部发达地区（0.070）受留守经历的影响显著小于西部（0.306），具体结果见表13。说明有留守经历的劳动者在职业选择中会受到地区经济发展水平的影响（表13）。

3.7　政策分析

上述分析了留守经历会给劳动者的就业状况带来消极效应并进一步影响劳动者就业道路的选择。2014年国务院出台了《国家贫困地区儿童发展规划（2014—2020年）》关注贫困地区儿童的健康和教育发展，留守儿童是其中重点关注群体。这项政策与本研究时间跨度重合，可以用本研究数据检验这项政策对有留守经历劳动者就业质量的影响。采用双重差分法来检验政策对劳动者就业质量的影响，考虑到政策制定到实施的滞后性，处理年份变量选为2016年，探究2016年前后政策对有留守经历的劳动者就业质量的影响（见表14）。是否有留守经历变量系数均显著为负，年份变量系数显著为正。意味着随着时间推移（2014—2022年），劳动者的就业质量在经济回报、工作条件、社会保障、权益保障4个方面的概率有上升趋势，交互项（是否有留守经历×年份）系数显著为正，这显示年份与留守经历存在交互作用，政策实施后可能对有留守经历劳动者的就业情况产生正向影响。综上，《国家贫困地区儿童发展规划（2014—2020年）》政策实施后对有留守经历劳动者的就业情况有一定的正向改善作用。

4　研究结论与政策启示

本研究基于CFPS数据库2010—2022年的追踪数据，分析留守经历对劳动者就业质量产生的影响，进一步分析对劳动者就业道路选择。主要结论如下：

1）留守经历显著降低就业质量。留守组劳动者的年收入、工作稳定性、社会保障覆盖率和劳动合同签订率均显著低于非留守组。留守经历通过人力资本和社会资本的代际断裂机制，导致劳动者在就业市场中处于系统性劣势。

2）就业路径的“锁定效应”。留守经历更倾向于劳动者从事农业、自雇工作。这种选择既反映了农业技能的早期内化，也暴露了留守群体在非农就业中的竞争力不足。

3）留守时长与初次留守年龄的差异化效应。留守时间越长，成年后就业质量越低；初次留守年龄越大，从事农业工作的概率越高。

4）教育程度较高的群体能部分抵消留守经历的负面影响，而西部地区劳动者受留守经历的就业抑制效应更强。

5）《国家贫困地区儿童发展规划（2014—2020年）》政策实施对有留守经历劳动者就业质量产生正向改善作用，验证了政策积极影响。

根据上述分析和结论，针对留守儿童提出几点建议：

1）加强留守儿童教育干预，建立留守儿童托管服务体系，开展学业辅导，义务教育阶段增设职业启蒙课程，削弱农业职业认知固化。

2）继续加强农村儿童受教育水平，继续提高农村儿童正规教育水平，深化教育公平，重点扶持中西部地区，建立留守儿童学业帮扶机制。完善非正规教育，为留守背景青年提供技能培训与非农就业信息对接服务。

3）继续实施留守儿童发展规划政策，强化对留守儿童的关爱，减少留守经历对就业质量的负面影响，推动城乡劳动力资源优化配置，助力乡村振兴战略实施。

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基金资助

北京市率先基本实现农业农村现代化的关键问题与推进路径研究(22GLA003)