農(nóng)戶外出務工、村莊認同對其參與人居環(huán)境整治的影響

李芬妮 張俊飚 何可

摘要 文章利用湖北省1 061份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，構建二元Logit模型與門檻回歸模型，實證分析外出務工、村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響。結果發(fā)現(xiàn)：①外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治具有顯著影響，而村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治具有顯著的正向作用。同時，家庭總收入、環(huán)保政策的了解程度以及住所周邊垃圾集中處理設施亦能有效推動農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治。②對于村莊認同程度不同的農(nóng)戶，外出務工對其參與人居環(huán)境整治的作用存在差異。隨著農(nóng)戶的村莊認同增強，外出務工對其參與人居環(huán)境整治的正向作用得以強化，尤其是當農(nóng)戶的村莊認同度超過門檻值時，外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響將由負轉(zhuǎn)正，即村莊認同在外出務工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治上可以發(fā)揮扭轉(zhuǎn)乾坤之效。③在考慮了可能存在的內(nèi)生性問題之后，使用在村居住年限作為工具變量進行IV Probit估計，結果發(fā)現(xiàn)外出務工、村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響是穩(wěn)健的。文章揭示了外出務工作為資本要素涌入鄉(xiāng)村的紐帶，非但不必然引起農(nóng)村衰敗，反而為農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治等公共事務創(chuàng)造了稟賦條件，但只有觸發(fā)村莊認同這一關鍵機制，方能實現(xiàn)外出務工“揚長避短”效果的發(fā)揮?；诖耍瑥呐嘤c增強村莊認同程度、促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、加大環(huán)境保護相關知識的宣傳力度及增加垃圾集中處理等基礎設施建設四方面提出了推動農(nóng)戶積極參與人居環(huán)境整治的改善建議。

關鍵詞 外出務工;村莊認同;人居環(huán)境整治;IV Probit;門檻回歸模型

中圖分類號 F323

文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2020）12-0185-08DOI：10.12062/cpre.20200424

垃圾圍村、污水橫流等現(xiàn)象不僅嚴重威脅農(nóng)村居民的生活與健康，更困擾著我國農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展[1]。為此，自2014年開始，黨中央一號文件連續(xù)6年聚焦農(nóng)村人居環(huán)境的整治問題。然而，據(jù)《全國農(nóng)村環(huán)境綜合整治“十三五”規(guī)劃》統(tǒng)計，截至2017年，全國仍有40%的農(nóng)村生活垃圾未能得到合理處置，78%的農(nóng)村缺乏配套的污水處理設施。在已實施的人居環(huán)境整治項目中，農(nóng)民認為實用性不足[2]，環(huán)境整治效果不夠理想[3]?？梢姡鲗碌霓r(nóng)村人居環(huán)境整治行動效果尚未達到預期。究其原因，或在于對農(nóng)民環(huán)境治理的內(nèi)在需求及引導農(nóng)戶參與積極性的關注度不足[4]。為此，如何充分調(diào)動農(nóng)戶參與環(huán)境整治的積極性，成為關系我國農(nóng)村環(huán)境改善和美麗鄉(xiāng)村建設成效的重要問題。

1 相關研究綜述

研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以來，農(nóng)村勞動力大量外出務工是造成農(nóng)戶參與村莊建設動力薄弱、農(nóng)村公共事務陷入“治理困境”的根源之一[5-6]。據(jù)《2018年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》顯示，2018年全國離開戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的外出農(nóng)民工總量達1.73億人。如此龐大的外出務工群體將導致農(nóng)村公共事務治理缺乏有力的參與者[6]，人居環(huán)境整治行動亦不例外。對此，學術界普遍就外出務工的負面影響達成了共識[6-7]，指出農(nóng)戶作為農(nóng)村人居環(huán)境的建設主體[8]，其外出務工意味著農(nóng)村優(yōu)質(zhì)勞動力脫離本村，轉(zhuǎn)而在外地謀生，這將引發(fā)農(nóng)戶生活面向的轉(zhuǎn)移[9]與家庭決策主體的變化[7，10]，從而降低農(nóng)戶對人居環(huán)境整治等村莊公共事務的參與度和關心度。

然而需要強調(diào)的是，上述研究視角忽略了農(nóng)戶在心理認同上的差異，即在農(nóng)戶們均踏上外出務工的路途后，村莊認同的差異或許將引致農(nóng)戶在人居環(huán)境整治參與上出現(xiàn)分歧，從而走向不同的終點。具體來說，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的決策是對比成本與收益后的結果。高村莊認同度的農(nóng)戶往往對村莊事務參與擁有較低的心理成本，對于參與整治所帶來的村莊環(huán)境改善、環(huán)境提升后的自豪感和榮譽感等結果預期較好。因此，即便其外出務工、身居千里之外，出于對村莊的熱愛與依戀，這類農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的積極性依舊不減。相反，低村莊認同度的農(nóng)戶不僅容易出現(xiàn)在外務工難以享受環(huán)境改善等整治好處的不平等心態(tài)[11-12]，同時，外出務工所引致的空間距離還將削弱其同村莊之間的情感聯(lián)系及社會關聯(lián)[13]，導致他們在參與整治上的預期收益較低、心理成本較高，從而對人居環(huán)境整治等村莊公共事務興致不高?？梢?，不同程度的村莊認同將導致外出務工農(nóng)戶在參與人居環(huán)境整治的方向與程度上產(chǎn)生差異。如若忽略農(nóng)戶在村莊認同上的差別而進行分析，或不足以完全闡釋外出務工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的內(nèi)在機理，所得結論也恐難以有效指導農(nóng)村環(huán)境治理實踐。由此，現(xiàn)實中，村莊認同能否推動農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治，并在外出務工影響農(nóng)戶人居環(huán)境整治參與行為中發(fā)揮作用？上述問題的回答對于調(diào)動農(nóng)戶參與整治的積極性、提升農(nóng)村人居環(huán)境整治效果，進而實現(xiàn)綠水青山、美麗鄉(xiāng)村目標具有重要意義。

已有研究為本研究奠定了良好基礎，但仍有改進空間：第一，研究內(nèi)容上，已普遍關注到外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治等農(nóng)村公共事務的負面影響[6-7]，但大多忽略了農(nóng)戶在村莊認同上的差異，將目光聚焦于村莊認同在其中發(fā)揮作用的研究并不多見;此外，現(xiàn)有相關文獻尚未關注到村莊認同與農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治之間潛在的內(nèi)生性問題，這或?qū)?jīng)驗判斷產(chǎn)生嚴重干擾。第二，研究方法上，已有文獻在分析農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治時，多基于案例或定性分析，利用農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)展開實證研究的文獻相對有限[1]?；诖耍疚睦煤笔? 061份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，構建二元Logit模型與門檻回歸模型，實證分析外出務工、村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響，探討二者之間的作用邏輯，并選擇工具變量克服村莊認同和農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治之間的內(nèi)生性問題，以期為農(nóng)村環(huán)境整治工作的有序開展提供一個新的思路，并為建設美麗宜居農(nóng)村、實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標提供一定參考。

2 理論分析

2.1 外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響

外出務工主要通過以下兩個方面對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治產(chǎn)生負向影響。一是外出務工將引發(fā)農(nóng)戶生活面向由村內(nèi)向村外轉(zhuǎn)變，進而影響農(nóng)戶參與村莊公共事務的熱情。在農(nóng)村價值生產(chǎn)能力趨于弱化的背景下[9，13]，農(nóng)戶通過外出務工不僅獲得了一定的經(jīng)濟收入，同時還在村莊之外實現(xiàn)了自己的人生價值，這就使得農(nóng)戶對村莊的依賴程度降低[6，13]，生活重心更偏向于村外的務工地，而對村內(nèi)的環(huán)境建設問題缺乏關心和參與熱情。二是外出務工將引發(fā)家庭決策主體的變化，即女性決策占比增加[7，10]。由于男性往往是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的主力軍，女性被迫成為了家庭事務的決策者[14]。但不同于男性關注公共領域、愿意在公共事務上積極發(fā)聲以顯示自身的影響力，女性更多將目光與精力聚焦在私人領域與家庭事務的處理上[7]，從而對人居環(huán)境整治等村莊事務缺乏關心[15-16]。

但事實上，外出務工也可能通過對農(nóng)村勞動力資本稟賦的強化[17]，以形成對村莊人居環(huán)境整治參與行為的正向影響。農(nóng)戶在外出務工的過程中，不僅容易接受較為先進的環(huán)保思維和理念[18]、增強環(huán)境整治認知水平，城市整潔環(huán)境還激發(fā)了農(nóng)戶改善家鄉(xiāng)生態(tài)環(huán)境的強烈欲望及提高居住環(huán)境品質(zhì)的迫切需求[18]，加之外出務工還有利于推動農(nóng)戶經(jīng)濟實力的增強[19-20]以及信息獲取渠道的擴展等，從而使得農(nóng)戶具備了對環(huán)境整治的支付能力、追求優(yōu)質(zhì)環(huán)境的條件及參與人居環(huán)境整治的行動能力。

基于上述理論分析，本文提出競爭性假說1a和1b：

假說1a：基于外出務工引發(fā)農(nóng)戶轉(zhuǎn)變生活面向與女性決策，外出務工對農(nóng)戶人居環(huán)境整治參與行為存在消極影響。

假說1b：基于外出務工強化農(nóng)村勞動力的資本稟賦，外出務工對農(nóng)戶人居環(huán)境整治參與行為存在積極作用。

2.2 村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響

村莊認同指農(nóng)戶與村莊在生活和成長過程中相互作用形成的認同、依戀、歸屬等情感聯(lián)結關系[21]，包括對村莊的身份、文化和價值觀的認同[22]。村莊認同至少在以下三個方面影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治。一是村莊認同有利于減少農(nóng)戶以破壞村莊人居環(huán)境為代價的利己行為：高村莊認同度會推動農(nóng)戶將集體利益置于個人利益之上[23]，并對村莊形成穩(wěn)定的未來預期[9]，從而促使農(nóng)戶從長期利益出發(fā)，主動在村莊人居環(huán)境整治中承擔更多的責任與義務以謀求村莊的長遠發(fā)展。二是村莊認同有利于推動農(nóng)戶樹立保護村莊環(huán)境的行為目標：高村莊認同度會促使農(nóng)戶形成共同體的感覺，推動農(nóng)戶將個體行為目標轉(zhuǎn)移到集體層面[24-25]，并降低農(nóng)戶參與村莊事務的交易成本，增進村莊內(nèi)部農(nóng)戶之間的交流互動[26]，增大就參與人居環(huán)境整治達成合作的可能性。三是村莊認同有利于促使農(nóng)戶表現(xiàn)出對村莊環(huán)境更友好的態(tài)度：人文地理學的相關觀點認為，人們對資源環(huán)境的態(tài)度和行為受由地方依戀等形成的“人-地關系”影響[27]，地方認同和依戀能促使人們表現(xiàn)出對環(huán)境保護的支持態(tài)度和親環(huán)境行為[28-29]，而“地方”的概念可延伸到“村莊”[21]。由此，當農(nóng)戶擁有高村莊認同時，將對村莊人居環(huán)境表現(xiàn)出更友好的態(tài)度，從而積極參與人居環(huán)境整治。

基于上述分析，本文提出假說2：村莊認同對農(nóng)戶人居環(huán)境整治參與行為存在直接的促進作用。

不同村莊認同度下外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響可能存在差異，即隨著村莊認同的增強，農(nóng)戶將外出務工積累的資本稟賦用于人居環(huán)境整治上的可能性越大。具體來說，當農(nóng)戶是低村莊認同度時，其自身與村莊的情感聯(lián)結關系較弱，而外出務工所引致的空間距離將導致農(nóng)戶與村莊之間的紐帶聯(lián)系愈趨脆弱[12]，因此，該類農(nóng)戶即便通過外出務工積累了一定稟賦，低村莊認同也使得他們不愿意投入人力、物力、財力到村莊人居環(huán)境整治中。相反，當農(nóng)戶是高村莊認同度時，意味著其與村莊的情感聯(lián)結關系較強，這類農(nóng)戶即便是長期在外務工、不在村莊，也將格外關注村莊事務動態(tài)、心系村莊建設[9]，故而，他們不僅會積極響應環(huán)境整治行動，將部分務工收入所得投入到人居環(huán)境整治中，還將借助其在外務工的信息獲取優(yōu)勢，主動積累有利于村莊環(huán)境改善的技術、方式等。

基于上述分析，本文提出假說3：村莊認同會增強外出務工在農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治上的正向作用。

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文所用數(shù)據(jù)來自課題組2018年7—8月對湖北省鄂州市、黃岡市、武漢市和荊門市農(nóng)戶開展的抽樣調(diào)查。選擇湖北省作為調(diào)查區(qū)域的原因在于：根據(jù)《湖北農(nóng)村統(tǒng)計年鑒2018》的數(shù)據(jù)顯示，湖北省2017年農(nóng)村勞動力外出務工人數(shù)達1 129.99萬，是我國中部地區(qū)勞務輸出大省。選取這4個地區(qū)主要基于以下考慮：一是經(jīng)濟發(fā)展水平。武漢是湖北省經(jīng)濟發(fā)展水平最高的城市，荊門和黃岡處于中等水平，而鄂州的經(jīng)濟發(fā)展水平較弱。二是外出務工狀況。黃岡的農(nóng)村勞動力外出務工人數(shù)位居省內(nèi)第一，武漢和荊門分列第八位與第十位，而鄂州的外出務工人數(shù)位居省內(nèi)倒數(shù)第二位。三是環(huán)境質(zhì)量狀況。四地均屬于國家推廣環(huán)境治理行為的重點區(qū)域，在研究農(nóng)戶人居環(huán)境整治參與行為方面具有較好的代表性。本次調(diào)研采取分層逐級抽樣和隨機抽樣相結合的方式選取樣本農(nóng)戶，具體的抽樣過程為：在每個縣（市）隨機選取3～4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再在每個樣本鎮(zhèn)隨機選取2～3個樣本村，最后在每個村隨機選取10戶農(nóng)戶進行調(diào)研。剔除無效問卷后，適用于本研究目的的有效問卷共1 061份。此外，數(shù)據(jù)的收集由調(diào)研人員與農(nóng)戶“一對一”訪談入戶和觀察所得，調(diào)研問卷的編制和管理均為接受過相關培訓的調(diào)研人員負責，問卷內(nèi)容涉及家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況、環(huán)境治理認知、參與意愿及行為等方面。

樣本農(nóng)戶的基本特征為：男性戶主占比達89.92%;戶主多為60歲及以上的老年人，占比達50.42%;戶主受教育程度多為初中及以下，占比達85.39%，受到過高中及以上教育的戶主較少;73.61%的農(nóng)戶家里沒有黨員或干部;家庭規(guī)模多以3～5人的中小型家庭為主，占比達57.68%;家庭年收入集中在1～10萬元之間，占比達69.46%。根據(jù)《湖北省統(tǒng)計年鑒2018》的數(shù)據(jù)顯示，2017年湖北省農(nóng)村居民平均每戶家庭可支配收入為5.15萬元，戶均常住人口為2.87人，由此可知，本文研究樣本基本符合湖北農(nóng)村現(xiàn)實情況，具有一定代表性。

3.2 模型選擇

本文的因變量為農(nóng)戶是否參與人居環(huán)境整治?；跀?shù)據(jù)的有限性，并參考閔師等[1]、唐林等[22]、李芬妮等[25]的研究，用農(nóng)戶是否參與生活垃圾集中處理予以表征。之所以選取生活垃圾集中處理的原因在于：生活垃圾的隨意丟棄是造成農(nóng)村人居環(huán)境臟、亂、差的重要源頭之一，農(nóng)戶能否集中處理生活垃圾不僅是當前農(nóng)村人居環(huán)境整治最迫切的工作，更關系到農(nóng)村生態(tài)文明建設的實現(xiàn)[11]。由于農(nóng)戶是否

參與生活垃圾集中處理屬于二分類變量，因此，本文選擇構建二元Logit模型。模型的基本形式為：

式中，Y.*是不可觀測的潛變量，LM是外出務工變量，VI是村莊認同變量，Control是控制變量，α、、δ為待估系數(shù)，ε代表隨機擾動項。

進一步地，在（1）式中加入LM與VI的乘積項，以檢驗村莊認同在外出務工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治中的作用，并構建門檻回歸模型，比較不同村莊認同程度下外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響。模型的基本形式為：

其中，Yit代表農(nóng)戶是否參與人居環(huán)境整治，q是閾值變量，即農(nóng)戶的村莊認同程度，γ是要估計的閾值。（2）式可以寫成：

式中，ε服從獨立齊次分布，I是指標函數(shù)。估計原理是基于最小殘差平方和（SSR）。（3）式可以有效識別出不同村莊認同程度下，外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響在閾值以下和閾值以上的差異。

3.3 變量說明

本文的主要解釋變量為外出務工與村莊認同。就外出務工而言，本文參考王翌秋和陳玉珠[30]、錢龍和錢文榮[20]等研究，以“外出務工人數(shù)占家庭總?cè)丝诒戎亍弊鳛楸碚鳌４迩f認同方面，本文參考唐林等[22]、李芬妮等[25]，設定了“我認同本村的傳統(tǒng)文化習俗”“如果搬離村莊，我會感到很留戀”“我與村里其他成員具有共同的價值觀念”“我很喜歡生活的村莊”“我非常關心村莊事務”5個指標。參考李芬妮[25]的做法，本文進一步對表征村莊認同的5個具體指標進行等權重加總?cè)∑骄?，求得農(nóng)戶總體的“村莊認同”。

此外，村莊認同可能同農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治相互影響，產(chǎn)生內(nèi)生性問題，導致回歸結果的估計有偏。這是因為農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治后，隨著整治帶來的村莊環(huán)境優(yōu)化與改善，農(nóng)戶可能會增強其對村莊的認同度。為解決模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文使用“在村居住年限”作為工具變量。選擇的原因是：首先，一般來說，農(nóng)戶在村的居住年限越長，農(nóng)戶對村莊的認同度會越高，滿足工具變量與內(nèi)生變量相關性的條件;其次，農(nóng)戶在村的居住年限同農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治本身并沒有直接關聯(lián)，滿足工具變量的外生性要求。因此，“在村居住年限”是一個合適的工具變量。

為排除干擾，本文還設置了個人特征、家庭特征、收益特征、認知特征和地區(qū)特征可能會影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的控制變量。所有變量的含義與賦值見表1。

4 結果分析

4.1 外出務工、村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響

本文運用Stata15.0軟件，通過逐步引入解釋變量構建二元Logit模型，結果如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著變量的逐步納入，模型的偽對數(shù)似然值和偽決定系數(shù)逐漸提升，說明回歸模型的解釋力也在逐步提高;此外，模型1～模型3中各變量的系數(shù)符號基本一致，顯著性水平也未發(fā)生變化，Wald chi.2值在1%檢驗水平顯著，表明模型擬合效果較好。

（1）外出務工。由表2中模型3可知，外出務工在5%的統(tǒng)計水平上負向顯著，表明外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治具有負向作用，這與高瑞等[6]、賈蕊和陸遷[7]的研究發(fā)現(xiàn)類似?？赡艿慕忉屖牵彝ネ獬鰟展こ蓡T占比越大，農(nóng)戶的生活面向越傾向于村外，引發(fā)女性決策的可能性越大，同時，其所能享受到人居環(huán)境改善等整治利益的程度越少，因此這類農(nóng)戶參與整治的積極性較弱。

（2）村莊認同。由表3中模型3可知，村莊認同在10%的統(tǒng)計水平上正向顯著，表明村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治具有積極作用，假說2得到驗證。農(nóng)戶的村莊認同度越高，意味著農(nóng)戶從心理上接受并認可村莊成員身份[31]，不僅愈發(fā)重視與關心村莊的長遠發(fā)展與建設[9，22]，同時對參與整治獲得的宜居生活環(huán)境等共同利益的認知越多，從而響應并參與人居環(huán)境整治的可能性更高。

（3）控制變量。由表2中模型3可知，家庭總收入、環(huán)保政策的了解程度與住所周邊垃圾集中處理設施通過了顯著性檢驗。家庭總收入在10%的統(tǒng)計水平上正向顯著，表明農(nóng)戶的家庭收入越高，參與人居環(huán)境整治的積極性更高。一般來說，收入水平越高的農(nóng)戶對居住環(huán)境的品質(zhì)要求更高[32]，對改善生活環(huán)境衛(wèi)生狀況的需求更強烈;加之其具備較好的經(jīng)濟實力，能夠負擔一定的環(huán)境治理成本，因而越有可能選擇參與整治。環(huán)保政策的了解程度在10%的統(tǒng)計水平上正向顯著，表明農(nóng)戶對環(huán)保政策的了解程度越高，參與人居環(huán)境整治的可能性更高。可能的原因是，農(nóng)戶越了解環(huán)保政策，往往也更能意識到參與農(nóng)村人居環(huán)境整治不僅有助于村莊整體生態(tài)環(huán)境的改善，同時也有利于為自身創(chuàng)造一個整潔舒適宜居的生活環(huán)境，故而參與整治的積極性更高。住所周邊垃圾集中處理設施在1%的統(tǒng)計水平上正向顯著。住所周邊具備垃圾集中處理設施不僅有利于減少農(nóng)戶自行購買垃圾桶等人居環(huán)境整治的交易成本[22]，同時還增加了農(nóng)戶集中處理生活垃圾的便利性，從而有效調(diào)動農(nóng)戶參與整治的積極性。

4.2 村莊認同在外出務工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治中的作用

為了探究村莊認同在外出務工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治中的作用，本文將外出務工與村莊認同的交互項納入模型?？紤]到交互項與原變量之間可能存在較高的相關性，在構建交互項之前，本文對原變量進行中心化處理，即將原變量分別減去其均值后重新回歸，結果如表3所示。由表3中模型4可以看出，外出務工與村莊認同均通過了顯著性檢驗，與表2中模型3的回歸結果一致，說明模型估計結果是基本穩(wěn)健的。進一步可知，外出務工與村莊認同的交互項在5%的統(tǒng)計水平上正向顯著，表明村莊認同在外出務工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治中起到顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

進一步，本文采用門檻回歸模型，探究農(nóng)戶不同村莊認同度下外出務工對其參與人居環(huán)境整治的影響，結果如表4所示?？梢钥闯觯煌迩f認同度下外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響存在差異，且存在明顯的門檻值。當農(nóng)戶的村莊認同度高于一定門檻值時，外出務工的系數(shù)將發(fā)生變化，即隨著農(nóng)戶的村莊認同持續(xù)增強，外出務工的正向作用得以強化并促進農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治。

4.3 內(nèi)生性檢驗

為解決內(nèi)生性問題，本文使用在村居住年限作為村莊認同的工具變量進行IV Probit估計，結果如表5所示。由IV Probit一階段回歸結果可知，在村居住年限在1%的統(tǒng)計水平上正向顯著，表明隨著農(nóng)戶在村居住地時間越久，對村莊的認同度越高，同時這一結果意味著在村居住年限滿足了工具變量的相關性條件;且F統(tǒng)計量為33.78，大于10，表明在村居住年限不是村莊認同的弱工具變量。由IV Probit二階段回歸結果可知，Wald檢驗拒絕了村莊認同是外生變量的原假設，故可以認為村莊認同是內(nèi)生變量。在村居住年限對于內(nèi)生變量村莊認同具有較強的解釋力。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述結果的穩(wěn)定性，本文采用“外出務工收入占比”替代“外出務工人員人數(shù)占比”進行重新回歸。表6為替換變量的穩(wěn)健性檢驗結果，與表2、表3結果相似，表明本文結果是穩(wěn)健的。

5 結論與啟示

本文利用湖北省1 061份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，構建二元Logit模型與門檻回歸模型，實證分析了外出務工、村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響，并試圖回答村莊認同在引導外出務工農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治上“同途殊歸”的問題。結果發(fā)現(xiàn)：第一，外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治具有顯著影響，而村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治具有顯著的正向作用;同時，家庭總收入、環(huán)保政策的了解程度與住所周邊垃圾集中處理設施亦能有效推動農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治。第二，對于村莊認同程度不同的農(nóng)戶，外出務工對其參與人居環(huán)境整治的作用存在差異，隨著農(nóng)戶的村莊認同增強，外出務工對其參與人居環(huán)境整治的正向作用得以強化;尤其是當農(nóng)戶的村莊認同度超過門檻值時，外出務工的影響將由負轉(zhuǎn)正。第三，運用IV Probit法處理內(nèi)生性問題后，外出務工及村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響仍然顯著。

本文的研究有利于重新審視外出務工在中國鄉(xiāng)村公共事務治理中的作用，同時揭示了村莊認同的內(nèi)在功效。雖然學術界普遍就外出務工引發(fā)的鄉(xiāng)村事務“治理性困境”達成了共識，認為勞動力大量外流削弱了鄉(xiāng)村振興的社會基礎。但本文的結果表明，外出務工并不必然引起農(nóng)村的衰敗，相反，一方面，農(nóng)戶依靠外出務工增強了自身實力，已成為鄉(xiāng)村振興的重要力量;另一方面，以外出務工為紐帶，資本、信息、技術等要素得以較快地由城市流向鄉(xiāng)村。因此，對于以人居環(huán)境整治為重要任務的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略而言，勞動力外出務工為其順利實施注入一劑強心針，既衍生出挑戰(zhàn)，又提供了機會。但需要強調(diào)的是，外出務工雖然實現(xiàn)了人才、資金、信息等要素的流動，但只有觸發(fā)村莊認同這一關鍵機制，方能實現(xiàn)其“揚長避短”效果的發(fā)揮，即在村莊認同的驅(qū)動下，外出務工將通過強化農(nóng)村勞動力資本稟賦實現(xiàn)對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的積極作用。因此，如何培育與增強農(nóng)戶的村莊認同，成為建設美麗鄉(xiāng)村和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的關鍵所在。對此，本文提出政策啟示，希望能對當前農(nóng)村人居環(huán)境整治工作的推進與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的順利實施有所裨益。

一是發(fā)掘村莊特有的歷史記憶，增強農(nóng)戶的文化認同。一方面，村莊在改造與變遷的過程中，應注重對祠堂、寺廟、牌坊等原有傳統(tǒng)風貌的保護，留住農(nóng)戶的家鄉(xiāng)記憶與情感載體;另一方面，挖掘和傳承村莊特有的風俗習慣、社會禮儀等物質(zhì)與精神財富，合理、有序地開展祭祀宗族、舞龍舞獅舞燈等節(jié)慶民俗與集體文娛活動，為農(nóng)戶提供豐富多彩的公共生活，喚醒其鄉(xiāng)土情結和家園意識。二是完善村莊治理模式，增強農(nóng)戶村莊生活的舒適度。依靠公眾號、微信群等互聯(lián)網(wǎng)平臺，采取電子村務、網(wǎng)絡參政等形式減少信息的不對稱，提高農(nóng)戶對村莊事務、發(fā)展現(xiàn)狀等信息的知曉度，也方便在外務工人員及時、便捷地獲取村莊動態(tài)、參與事務決策，增強自身對村域事務的參與感。同時，村干部和黨員等基層工作人員也應主動加強與外出務工人員的聯(lián)系互動，始終把他們的意愿、訴求記在心上，使其時刻體會到家鄉(xiāng)的關懷、記掛與溫暖，從而強化外出務工人員對村莊的認同意識。

此外，鑒于家庭總收入、環(huán)保政策的了解程度與住所周邊垃圾集中處理設施等亦能促進農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治，因此，還可從以下幾方面著手;一是促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，鼓勵和引導人才、資金、技術等更多要素流向和投資農(nóng)村，為農(nóng)戶創(chuàng)造更多的增收機會。二是強化環(huán)境保護相關知識的宣傳力度，創(chuàng)新生態(tài)環(huán)保知識的宣傳手段，如借助微信公眾號、微博等互聯(lián)網(wǎng)平臺，擴大宣傳普及范圍，提升農(nóng)戶對環(huán)保政策的認知水平;同時，充分利用墻畫、標語等生動形象的方式向農(nóng)戶普及人居環(huán)境“臟亂差”的危害性及其可能引發(fā)的健康損害，以增強農(nóng)戶對環(huán)境整治重要性的充分認識。三是增加垃圾集中處理等基礎設施的修建投入，在指定專人定期清理、維護與檢修設施的同時，引導農(nóng)戶主動監(jiān)督并愛護設施，延長其使用壽命，降低農(nóng)戶參與環(huán)境整治的活動成本。

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（責任編輯：劉照勝）