勞動力轉移對村莊集體行動的影響

李雪峰,戚軍凱

(西南財經(jīng)大學 中國西部經(jīng)濟研究院，四川 成都 611130)

一、勞動力轉移與農(nóng)村治理

農(nóng)村治理是國家治理的基石，處于承上啟下的關鍵環(huán)節(jié)[1]。然而，我國農(nóng)村正面臨著“發(fā)展悖論”，即農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、農(nóng)民收入增長、硬件設施不斷改善的同時，農(nóng)田水利、生態(tài)環(huán)境等農(nóng)村公共事務治理卻無人組織、少人參與，呈現(xiàn)出普遍衰敗的景象[2]。造成農(nóng)村公共事務治理衰敗景象的因素是復雜的，但從根源來看可歸結于農(nóng)村集體行動困境[3]。已有研究結合農(nóng)村公共事務治理的不同場景，包括農(nóng)田水利設施維護[4]、村莊道路修建[5]、公共產(chǎn)品投資[6]等，為破解農(nóng)村集體行動困境提供了有益建議。部分研究進一步對農(nóng)村集體行動的影響因素進行研究發(fā)現(xiàn)，除經(jīng)濟發(fā)展和制度變遷等宏觀因素外，村民異質性[7]、土地細碎化[8]、村莊地形地貌[9]等都是造成農(nóng)村集體行動困境的重要因素。但也有研究認為，伴隨大規(guī)模勞動力轉移而產(chǎn)生的農(nóng)村空心化、老齡化和女性化現(xiàn)象，使得農(nóng)村集體行動的有力主體日益匱乏，進而才導致了農(nóng)村集體行動困境[10]。

我國1978年的改革開放促使了城鎮(zhèn)大門向農(nóng)村人口開放，并從1995年開始出現(xiàn)了前所未有的人口流動大潮[11]。根據(jù)第三次全國農(nóng)業(yè)普查行政村普查抽樣數(shù)據(jù)，人口凈流出行政村數(shù)量占比為79.1%，其中空心化率不低于5%的空心村占比為57.50%，特別是中西部地區(qū)的空心村占比普遍偏高[12]。區(qū)別于西方國家以家庭化遷居為主，我國農(nóng)村人口流動以青壯年勞動力為主[13]，逐漸導致農(nóng)村人口結構失衡，給農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展、基礎設施維護、社會自我管理、傳統(tǒng)文化保護等方面帶來諸多挑戰(zhàn)[14]。已有研究以農(nóng)田水利設施維護為例，就勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響展開了有益探討，并證實了勞動力轉移所發(fā)揮的顯著抑制效應[10]。但也有研究指出，外出務工僅會弱化農(nóng)村居民對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴程度，降低其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關公共事務治理的參與意愿，但由于收入水平的快速提高，他們對農(nóng)村生活相關公共事務治理的參與意愿反而會增強[15]。因此，關于勞動力轉移抑制農(nóng)村集體行動這一結論，還需在不同的農(nóng)村公共事務治理場景中進行驗證。

農(nóng)村人居環(huán)境治理是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要任務，而村民集體的有效參與是達成農(nóng)村人居環(huán)境有效治理的關鍵所在[16]。基于此，本文以農(nóng)村人居環(huán)境治理為例，系統(tǒng)考察了勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響及其作用機制。本文的主要貢獻在于：第一，已有文獻對農(nóng)村生產(chǎn)領域公共事務治理場景中的集體行動展開了豐富研究，但相關結論仍待在農(nóng)村生活領域公共事務治理場景中進行驗證。本文以農(nóng)村人居環(huán)境治理為例，嘗試在農(nóng)村生活領域公共事務治理場景中探討勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響，為理解我國農(nóng)村集體行動提供新場景和新證據(jù)。第二，已有文獻就勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響展開了實證研究，但就其作用機制的檢驗仍待豐富。本文基于村級大樣本數(shù)據(jù)，在證實勞動力轉移抑制農(nóng)村集體行動的基礎上，通過中介效應檢驗考察了勞動力轉移是否會通過村莊集體經(jīng)濟和村干部領導力等中介渠道影響農(nóng)村集體行動，為更好地理解和應對勞動力轉移所帶來的農(nóng)村集體行動困境提供理論支持與決策參考。

二、勞動力轉移影響農(nóng)村集體行動的理論分析

農(nóng)村集體行動是指具有依賴關系的村民在一定的制度安排下，就農(nóng)村公共事務進行協(xié)商并達成一致行動，進而增進共同利益的活動[17]。但在現(xiàn)實實踐中，村民個體理性選擇與村莊集體理性選擇往往存在差異，容易導致村民采取搭便車、逃避責任等機會主義行為，使農(nóng)村集體行動難以達成[18]。已有研究表明，勞動力轉移對生產(chǎn)領域的農(nóng)村集體行動具有顯著的負向影響[10]，抑制村民合作開展村莊公共事務治理的意愿[9]。一方面，勞動力轉移將導致協(xié)商活動遭遇協(xié)商主體“虛置化”、協(xié)商渠道“堵塞化”、協(xié)商會議“形式化”、協(xié)商成本“高企化”、協(xié)商監(jiān)督“短缺化”等諸多困境[19]，不利于村民通過協(xié)商達成一致的行動意愿。另一方面，相較于其他村民而言，外流村民與村莊關聯(lián)更弱、對村莊資源的依附程度更低，參加村莊公共事務治理的機會成本更高而感知收益不足[20]，可能導致個體理性選擇與村莊集體理性選擇出現(xiàn)更大的偏差，進而抑制農(nóng)村集體行動的達成。據(jù)此，本文提出如下假說：

H1：勞動力轉移對農(nóng)村集體行動具有顯著的負向影響。

大規(guī)模勞動力轉移不利于農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展。一方面，農(nóng)村集體經(jīng)濟的發(fā)展離不開優(yōu)質生產(chǎn)要素的持續(xù)投入和高效配置[21]。我國農(nóng)村人口外流以青壯年勞動力為主，而青壯年勞動力作為優(yōu)質生產(chǎn)要素，其大規(guī)模外流將造成村莊集體經(jīng)濟發(fā)展面臨人力資源困境。另一方面，村莊集體經(jīng)濟發(fā)展不僅面向城市消費市場，也面向農(nóng)村消費市場。大規(guī)模勞動力轉移勢必造成農(nóng)村消費市場萎靡，進而對集體經(jīng)濟的培育、發(fā)展和壯大造成負面影響[22]。換言之，勞動力轉移不僅會從供給側削弱村莊集體經(jīng)濟發(fā)展的生產(chǎn)要素保障，還會從需求側壓縮村莊集體經(jīng)濟的整體發(fā)展空間。然而，經(jīng)濟發(fā)展基礎薄弱是導致村民集體行動困境與自主治理能力欠缺的重要緣由[23]。作為社會主義公有制經(jīng)濟的重要形式，集體經(jīng)濟可以為農(nóng)村集體行動直接提供資金支持，降低村民合作成本，提高村民合作收益，進而提升村民參與集體行動的意愿和能力，對促進農(nóng)村集體行動具有顯著的正向效應[24]。據(jù)此，本文提出如下假說：

H2：勞動力轉移會阻礙村莊集體經(jīng)濟發(fā)展，進而抑制農(nóng)村集體行動。

公共領導力在促進集體行動中發(fā)揮重要作用[25]。村莊領導人能夠將個人領導力轉化為公共領導力，通過充分整合各類治理資源，有效應對集體內(nèi)部經(jīng)濟利益的異質性，為執(zhí)行規(guī)則和解決沖突提供必要的權力結構[26]，增強村民對公共部門的信任[27]，從而影響村民的集體行動選擇。在我國農(nóng)村地區(qū)，村干部是組織農(nóng)村公共事務治理的核心主體，其公共領導力的不足將導致村民自治制度難以得到正常發(fā)揮，基層村社組織喪失組織村民的能力，所造成的直接后果便是農(nóng)村集體行動的衰敗和農(nóng)村公共事務治理的無效[26]。已有實證研究也表明，以村干部領導力為代表的村級公共領導力能夠顯著地促進農(nóng)村集體行動[24]。但在城市經(jīng)濟社會發(fā)展帶來的高福利預期吸引下，大量農(nóng)村青壯年勞動力選擇外出務工或經(jīng)商，有文化、懂技能、會經(jīng)營的鄉(xiāng)村精英流失嚴重，導致村干部隊伍建設難以按序實現(xiàn)正常的人員更新和升級，難以適應新時期多元化和現(xiàn)代化的基層治理要求[28]。據(jù)此，本文提出如下假說：

H3：勞動力轉移會削弱村干部領導力，進而抑制農(nóng)村集體行動。

三、數(shù)據(jù)來源、變量說明與模型設定

(一)研究對象與數(shù)據(jù)來源

農(nóng)村人居環(huán)境治理是一項長期任務，需要長效的管理機制與長期的資金投入。適度引導村民參與，探索村民籌資籌勞的有效實踐路徑是保障農(nóng)村人居環(huán)境可持續(xù)治理的有效途徑。村民參與農(nóng)村人居環(huán)境治理實質上是農(nóng)村集體行動的實現(xiàn)。以農(nóng)村生活垃圾處理付費為例，若僅個別村民具有強烈的付費意愿，而其他村民的付費意愿不足，所籌資金可能難以滿足運行管護的經(jīng)費需求。即便部分村民選擇付費并且所籌資金能夠滿足運行管護的經(jīng)費需求，但由于其他村民搭便車現(xiàn)象的長期存在，也會嚴重影響付費村民的積極性，不利于農(nóng)村生活垃圾可持續(xù)治理。可以看出，農(nóng)村生活垃圾治理特別是籌資環(huán)節(jié)中存在大量的集體行動，需要村民間通過相互協(xié)商、相互配合才能達成?；诖耍疚膶⒁赞r(nóng)村人居環(huán)境治理為例，在農(nóng)村生活領域公共事務治理場景中實證檢驗勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響。

本文的研究數(shù)據(jù)來源于四川省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略監(jiān)測數(shù)據(jù)(1)詳見：四川鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略統(tǒng)計監(jiān)測制度[EB/OL]國家統(tǒng)計局.(2010-05-23)[2022-07-06]http://www.stats.gov.cn/tjfw/dftjxmgl/dftjdczd/sc/201905/t20190523_1666730.html.。該數(shù)據(jù)是四川省統(tǒng)計局于2019年2月在全省范圍內(nèi)組織實施的涉農(nóng)基層單位數(shù)據(jù)調查，具有調查內(nèi)容全、樣本大等特征，調查對象覆蓋了四川省所有的縣(區(qū)、市)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)、村(涉農(nóng)社區(qū))，能夠全方位展示四川省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略落地落實狀態(tài)。在樣本篩選方面，根據(jù)農(nóng)村生活垃圾集中處理資金來源，可將樣本村分為政府出資、村集體出資和村民自籌三類。本文旨在探討人口外流對以村民自籌生活垃圾處理付費為代表的農(nóng)村集體行動的影響及作用機制，而政府出資和村集體出資會對村民自籌產(chǎn)生擠出效應。若將這兩類村莊納入分析，將導致相應的回歸結果產(chǎn)生偏誤。因此，本文將政府出資和村集體出資兩類樣本村進行剔除，僅保留村民自籌出資的樣本村和未進行生活垃圾集中處理的樣本村，最終得到覆蓋21個市(州)157個縣(市、區(qū))的9585個樣本村在2018年的截面數(shù)據(jù)。

(二)變量選取與說明

1.被解釋變量

本文實證模型選取的被解釋變量是農(nóng)村集體行動。借鑒已有研究，本文采用產(chǎn)出法(Output method)，即用集體行動的結果對其加以衡量[8]，并構建了農(nóng)村集體行動響應以及農(nóng)村集體行動強度作為農(nóng)村集體行動的代理變量。就農(nóng)村集體行動響應而言，若村莊進行了生活垃圾的集中處理，且主要資金來源于村民自籌，則認為是村民內(nèi)部達成自籌付費的集體行動，此時賦值為1，反之為0。就農(nóng)村集體行動強度而言，若村民內(nèi)部達成自籌付費的集體行動，并且對全部生活垃圾進行集中處理，則認為是農(nóng)村集體行動的響應強度大，此時賦值為2；若村民內(nèi)部達成自籌付費的集體行動，但僅對部分生活垃圾進行集中處理，賦值為1；未對生活垃圾進行集中處理的村莊，賦值為0。

2.核心解釋變量

勞動力轉移是本文實證模型所關注的核心解釋變量。已有研究通常使用村莊外流人口占比作為代理變量[9]，但并未對外流人口的概念界定進行明確，特別是外流時間達到多長才能被認定為外流人口。參考國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2020年農(nóng)民工監(jiān)測調查報告》對農(nóng)民工的概念界定(2)詳見：《2020年農(nóng)民工監(jiān)測調查報告》[EB/OL]中國政府網(wǎng).(2021-04-30)[2022-07-06]http://www.gov.cn/xinwen/2021-04/30/content_5604232.htm.，本文將外流人口界定為戶籍仍在農(nóng)村，年內(nèi)外出時間超過半年以上的人口，并選用“村莊戶籍人口中全年外出時間超過半年以上的人口占比”作為衡量勞動力轉移程度的指標。

3.中介變量

村莊集體經(jīng)濟和村干部領導力是本文實證模型重點考察的中介變量。就前者而言，集體經(jīng)濟收入是衡量村莊集體經(jīng)濟發(fā)展水平的主要指標。本文使用2018年村莊集體經(jīng)濟收入衡量村莊集體經(jīng)濟的發(fā)展水平，以此作為村莊集體經(jīng)濟的代理變量。就后者而言，基于村“兩委”班子專業(yè)化能力的綜合評價(3)該結果由行政村自評，所在縣(市、區(qū))上級部門進行數(shù)據(jù)質量審核與數(shù)據(jù)驗收，并由四川省統(tǒng)計局進行填報指導、邏輯性審核、數(shù)據(jù)質量評估分析等，由此確保數(shù)據(jù)的有效性與科學性。，將評價結果為不合格、合格、較強和強的依次賦值1～4，以此構建村干部領導力的代理變量。

4.控制變量

借鑒蘇毅清等[17]選擇控制變量的思路，從村莊社會經(jīng)濟屬性、具體制度規(guī)則、自然地域條件等方面選擇控制變量。村莊社會屬性主要包括村莊人口規(guī)模，同時加入村莊人口規(guī)模的平方項以檢驗村莊人口規(guī)模與農(nóng)村集體行動是否存在非線性關系；村莊經(jīng)濟屬性主要包括村民收入水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展條件、鄉(xiāng)村旅游發(fā)展；具體制度規(guī)則主要包括村民代表會議；自然地域條件主要包括行政區(qū)域面積、平原地區(qū)、丘陵地區(qū)和山地地區(qū)。各控制變量的具體定義和描述性統(tǒng)計結果見表1。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

由表1可知，在本文所使用的9585個樣本村中，僅有1292個樣本村達成村民自籌付費的集體行動，占比為13.5%。其中，村民自籌進行全部生活垃圾集中處理的有800個樣本村，進行部分生活垃圾集中處理的有492個?？梢钥闯?，在推進村民自籌生活垃圾處理付費過程中，多數(shù)樣本村的表現(xiàn)并不理想，在村民內(nèi)部未能達成有效的集體行動。就勞動力轉移而言，戶籍人口中全年外出時間超過半年以上的人口占比小于5%、5%～15%、15%～25%和大于25%的樣本村所占比重分別為24.3%、24.1%、16.1%和35.5%。這表明，樣本村普遍存在大規(guī)模勞動力轉移現(xiàn)象，與四川省作為勞動力輸出大省的現(xiàn)實相符。同時，村干部的整體評價得分較好，村干部專業(yè)化能力評級為強、較強、合格和不合格的樣本村占比分別為58.1%、27.1%、14.7%和0.15%。對于村莊集體經(jīng)濟而言，樣本村的集體經(jīng)濟收入平均值為9.1萬元，但存在較為明顯的兩極分化現(xiàn)象。集體經(jīng)濟收入小于1萬元的樣本村占比為44.6%，并且仍有28.1%的樣本村沒有村集體經(jīng)濟收入。

(三)模型設定

1.基準回歸模型

為檢驗勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響，本文設定如下基準模型：

Collectivei=α1+β1Migrationi+δ1Xi+εi

(1)

其中，下標i代表樣本村編號。Collectivei是本文關注的被解釋變量，主要包括農(nóng)村集體行動響應和農(nóng)村集體行動強度。Migrationi是本文重點考察的核心解釋變量，表示i村戶籍人口中全年外出時間超過半年以上的人口占比。Xi是一系列影響農(nóng)村集體行動的社會經(jīng)濟屬性、具體制度規(guī)則、自然地域條件等控制變量。εi是隨機擾動項。

2.中介效應模型

本文采用中介效應模型檢驗勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的作用機制。借鑒溫忠麟和葉寶娟[29]的方法，本文設定如下中介效應模型：

Channeli=α2+β2Migrationi+δ2Xi+εi

(2)

Collectivei=α3+β3Migrationi+ωChanneli+δ3Xi+εi

(3)

其中，Channeli是本文關注的中介變量，主要包括村莊集體經(jīng)濟和村干部領導力。若(2)式中的Migrationi的系數(shù)β2以及(3)式中的Channeli的系數(shù)ω均顯著，則表示中介效應存在。

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

由于本文關注的被解釋變量農(nóng)村集體行動響應和農(nóng)村集體行動強度分別為二分類變量和有序分類變量，故分別使用Probit模型和有序Probit模型進行實證分析。表2是勞動力轉移對農(nóng)村集體行動響應的概率及強度影響的回歸結果。在(1)和(3)列中，本文僅控制了村莊社會經(jīng)濟屬性和具體制度規(guī)則相對應的事前特征變量。結果表明，勞動力轉移在1%水平上對農(nóng)村集體行動響應有負面影響，并且還會顯著地降低村民對集體行動的響應強度。這一結果與已有在農(nóng)村生產(chǎn)領域公共事務治理場景中的相關研究結論一致[10]。在(2)和(4)列中，本文加入了新的控制變量，包括行政區(qū)域面積、平原地區(qū)和丘陵地區(qū)。回歸結果表明，勞動力轉移對農(nóng)村集體行動響應的概率及強度產(chǎn)生的負面影響依然顯著，假說H1得到驗證。

表2 基準回歸結果

(二)穩(wěn)健性檢驗

為了保證基準結果的穩(wěn)健性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗，包括改變核心解釋變量、重新篩選樣本、工具變量(IV)估計等。具體的回歸結果見表3。

第一，替代核心解釋變量。農(nóng)村人口空心化對村莊公共事務治理帶來了嚴峻的挑戰(zhàn)[2]，而勞動力轉移是造成這一現(xiàn)象的直接原因。本文使用農(nóng)村人口空心化對勞動力轉移進行替代，在一定程度上能夠更加直接地反映勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響。借鑒李玉紅和王皓[12]對農(nóng)村人口空心化的識別方法，本文構建人口空心村作為勞動力轉移的代理變量，若樣本村全年外出時間超過半年以上人口占戶籍人口的比例超過5%，賦值為1，否則為0。利用這一變量重新進行估計，表3中(1)和(4)列結果顯示，勞動力轉移對農(nóng)村集體行動響應的概率及強度均有顯著負向影響的結論依然成立。

第二，重新篩選樣本。受經(jīng)濟、文化及地理位置等因素限制，四川省民族地區(qū)在脫貧攻堅時期是全國貧困面最大、貧困人口最多、貧困程度最深的地區(qū)之一[30]。經(jīng)過多年的持續(xù)努力，四川省民族地區(qū)雖已擺脫貧困，并同步實現(xiàn)全面小康目標，但與省內(nèi)其他地區(qū)相比，經(jīng)濟社會發(fā)展水平仍存在較大的差距。若將四川省民族地區(qū)的村莊納入研究樣本，可能導致估計結果存在偏差。為解決這一問題，本文剔除了四川省民族地區(qū)中3個自治州和4個自治縣的村莊樣本，然后進行重新估計。表3中(2)和(5)列匯報的結果表明，重新篩選樣本后，前文研究結論仍然成立。

第三，工具變量估計。為排除遺漏變量和反向因果關系所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題對估計結果的影響，本文使用“公共交通”和“進村道路”作為勞動力轉移的工具變量。其中，公共交通變量采用村莊是否開通公共交通進行衡量，開通賦值為1，否則為0；進村道路變量采用進村主要道路路面狀況進行衡量，回答為“磚、石板”、“砂石”、“水泥”和“柏油”的分別賦值為1-4。從實踐情況看，上述工具變量同時滿足與關鍵解釋變量相關但與模型誤差項無關兩個條件。一方面，公共交通和進村道路變量均能有效地反映村莊交通基礎設施建設水平，而交通基礎設施改善能夠降低勞動力轉移成本，對農(nóng)業(yè)勞動力的轉移發(fā)揮“推力”效應[31]。另一方面，公共交通和進村道路變量很難直接影響村民自籌生活垃圾處理付費的決策，進而與模型中可能的遺漏變量無關。根據(jù)第一階段的回歸結果，公共交通和進村道路變量的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，與預期結果一致，并且根據(jù)Stock和Yogo[32]提供的判斷標準，第一階段F值遠大于10的臨界值，通過了弱工具變量檢驗，說明“公共交通”和“進村道路”可作為勞動力轉移的工具變量。如表3中(3)和(6)列所示，基于工具變量的估計結果支持基準回歸結果。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

(三)機制分析

根據(jù)前文研究假說，勞動力轉移不僅能夠直接影響農(nóng)村集體行動，還能通過阻礙村莊集體經(jīng)濟發(fā)展和削弱村干部領導力，對農(nóng)村集體行動產(chǎn)生間接影響。接下來，本文將使用中介效應模型對其進行檢驗。

1.基于村莊集體經(jīng)濟的中介渠道

表4的(1)列結果表明，勞動力轉移會抑制村莊集體經(jīng)濟發(fā)展，回歸系數(shù)為-0.059，這一結果在5%水平上顯著。由(2)列可知，在引入中介變量后，核心解釋變量和中介變量均對農(nóng)村集體行動響應具有顯著的影響，說明勞動力轉移會通過阻礙村莊集體經(jīng)濟發(fā)展進而降低村民自籌生活垃圾處理付費決議的達成概率。同理，(3)列的結果表明，勞動力轉移還會通過阻礙村莊集體經(jīng)濟發(fā)展進而削弱農(nóng)村集體行動強度。這表明，勞動力轉移會通過阻礙村莊集體經(jīng)濟發(fā)展進而降低農(nóng)村集體行動強度，驗證了假說H2?？赡艿慕忉屖?，勞動力轉移導致農(nóng)村地區(qū)不再是部分村民主要的生產(chǎn)與生活場所。這部分轉移勞動力成為城市工業(yè)與服務業(yè)部門的重要生產(chǎn)要素投入，其消費能力對經(jīng)濟的拉動作用也從農(nóng)村轉移到城市，不利于村莊集體經(jīng)濟發(fā)展。集體經(jīng)濟的衰落進一步降低了村集體的公共事務治理能力，難以發(fā)揮對農(nóng)村集體行動的帶動作用。

表4 機制分析：村莊集體經(jīng)濟

2.基于村干部領導力的中介渠道

表5的(1)列結果表明，勞動力轉移會對村干部領導力造成負向影響，這一結果在5%水平上顯著。由(2)列可知，在引入中介變量后，核心解釋變量和中介變量均對農(nóng)村集體行動響應具有顯著的影響，說明勞動力轉移會通過削弱村干部領導力進而降低村民響應集體行動的概率。同理，(3)列的結果表明，勞動力轉移也會通過削弱村干部領導力進而削弱農(nóng)村集體行動強度。這表明，勞動力轉移會通過削弱村干部領導力進而降低農(nóng)村集體行動強度，驗證了假說H3。可能的解釋是，勞動力轉移以青壯年勞動力為主，他們既是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的中堅力量，也是村莊治理的重要參與者，帶來的結果是農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展衰落與鄉(xiāng)村治理主體嚴重缺位。伴隨勞動力轉移規(guī)模加大，以地緣和血緣為主的社會網(wǎng)絡關系的約束作用逐漸減弱，而鄉(xiāng)村精英流失進一步導致村干部等公共領導力“后繼無人”[28]。缺乏村干部的有效帶動激勵與監(jiān)督約束，原子化村民因以個人利益為先，難以達成促進共同利益的集體行動。

表5 機制分析：村干部領導力

(四)異質性考察

本文試圖從村民收入水平和村莊人口規(guī)?？疾靹趧恿D移對農(nóng)村集體行動影響的異質性，以此揭開前述全樣本基準回歸結果中掩藏的有益信息。

1.基于村民收入水平的異質性

表2中的結果顯示，村民收入水平對農(nóng)村集體行動響應和農(nóng)村集體行動強度均具有顯著的正向影響。可能的解釋在于，收入水平提升不僅能夠增強村民的經(jīng)濟能力，其參與集體事務的熱情也越高且負擔越低，相應的集體行動也越容易達成[33]。但對于外流村民而言，隨著收入水平的提升，他們在常住地的留居和落戶意愿均會顯著提升[34]，相應地也進一步會降低對村莊的關聯(lián)與依附程度。本文根據(jù)樣本村的村民收入水平分布，將樣本按照人均年收入分為15000元以下、15000～20000元以及20000元以上三組，分別表示低收入村莊、中收入村莊和高收入村莊三個類別。表6結果表明，勞動力轉移對不同村民收入水平樣本村的集體行動均產(chǎn)生了顯著的負面影響。但從系數(shù)大小來看，以農(nóng)村集體行動響應為例，勞動力轉移的系數(shù)在低收入村莊、中收入村莊和高收入村莊分別為-0.522、-0.742和-1.423，說明隨著村民收入水平的提升，勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的抑制效應將逐漸增加。由此可以判斷，勞動力轉移對不同收入水平樣本村的集體行動具有異質性影響。其中，高收入村在大規(guī)模勞動力轉移背景下會更加容易陷入農(nóng)村集體行動困境。

表6 異質性檢驗：村民收入水平

2.基于村莊人口規(guī)模的異質性

成員規(guī)模是影響集體行動的重要因素，規(guī)模過大會加劇搭便車問題，進而造成集體行動困境[35]。根據(jù)表2中的結果也可發(fā)現(xiàn)，村莊人口規(guī)模擴大會顯著地抑制農(nóng)村集體行動。在組織農(nóng)村集體行動過程中，人口大村不僅需要協(xié)調更多的個人理性選擇偏差，并且在大規(guī)模勞動力轉移背景下，即便是轉移程度相同，人口大村的轉移規(guī)模也會明顯大于其他村莊，進而帶來更高的協(xié)商成本。換言之，相較于其他村莊，勞動力轉移對人口大村所造成的負面影響可能更大。結合已有文獻的做法，本文以戶籍人口數(shù)量為標準，將樣本按照村莊人口分為1500人以下以及1500人以上兩組，分別表示非人口大村和人口大村兩個類別。根據(jù)表7中的結果顯示，勞動力轉移對不同戶籍人口規(guī)模樣本村的集體行動均產(chǎn)生了顯著的負面影響，但相應的系數(shù)大小存在異質性特征。不論是對農(nóng)村集體行動響應還是農(nóng)村集體行動強度，勞動力轉移在人口大村中產(chǎn)生的負面影響均明顯大于其在非人口大村的表現(xiàn)。由此可見，人口大村在大規(guī)模勞動力轉移背景下會更加容易陷入農(nóng)村集體行動困境。

表7 異質性檢驗：村莊人口規(guī)模

五、研究結論與政策建議

本文利用2018年四川省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略監(jiān)測數(shù)據(jù)，以農(nóng)村人居環(huán)境治理為例，系統(tǒng)考察了勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響及其作用機制。研究結果表明，勞動力轉移對農(nóng)村集體行動具有顯著的負向影響。經(jīng)過改變核心解釋變量、重新篩選樣本、工具變量估計等一系列穩(wěn)健性檢驗后，發(fā)現(xiàn)這一結論依然成立。進一步的機制分析表明，勞動力轉移能夠通過阻礙村莊集體經(jīng)濟發(fā)展和削弱村干部領導力來抑制農(nóng)村集體行動。在對樣本村的人口規(guī)模特征和收入水平特征進行異質性分析時發(fā)現(xiàn)，勞動力轉移對農(nóng)村集體行動的影響存在異質性，高收入村莊和人口大村在大規(guī)模勞動力轉移背景下更加容易陷入集體行動困境。

在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和新型城鎮(zhèn)化進程持續(xù)加快的背景下，農(nóng)村勞動力跨區(qū)域轉移是我國當前與今后相當長時期的發(fā)展態(tài)勢與特征。本文的研究結論表明，在農(nóng)村生活公共事務治理場景中，勞動力轉移仍是造成農(nóng)村集體行動困境的主要因素，證實了勞動力轉移所引致的消極公共事務治理效應。誠然，村民就公共事務進行協(xié)商達成的集體行動，確實能夠增進集體共同利益，但常住村民和外流村民對集體共同利益的主觀價值感知存在差異性。充分理解和尊重外流村民的個體理性選擇及其行為邏輯，突出外流村民和常住村民的權責差異，是促成農(nóng)村集體行動的基本原則，需要貫徹在協(xié)商活動開展、行動成本分擔等各個行動環(huán)節(jié)。此外，造成農(nóng)村集體行動困境的因素是多樣的，而勞動力轉移對農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展所造成的負面沖擊也是全方位的。如本文研究發(fā)現(xiàn)，阻礙集體經(jīng)濟發(fā)展和削弱村干部領導力都能夠成為勞動力轉移抑制農(nóng)村集體行動的作用路徑，因而要系統(tǒng)應對勞動力轉移的消極效應，切忌“頭疼醫(yī)頭”“腳疼醫(yī)腳”，全面保障農(nóng)村集體行動的經(jīng)濟資源和治理資源。

基于上述研究結論，有如下政策建議：第一，根據(jù)不同村莊公共事務治理場景特點，建立健全村民參與農(nóng)村集體行動的成本分擔機制，適當減少外流村民的成本分擔份額，并在籌資籌勞的基礎上，創(chuàng)新外流村民的成本分擔形式，充分激活外流村民的在村閑置資產(chǎn)。第二，為有效應對勞動力轉移所帶來的村民協(xié)商活動組織難問題，應加快推進數(shù)字化賦能鄉(xiāng)村治理，突破村民協(xié)商活動的物理空間限制，探索外流村民通過數(shù)字化方式參與村莊公共事務治理的有效實現(xiàn)途徑，促進村民協(xié)商活動在線上線下實現(xiàn)同頻共振，降低協(xié)商成本、提高協(xié)商效率。第三，辯證看待勞動力轉移對村莊集體經(jīng)濟發(fā)展所帶來的機遇與挑戰(zhàn)，以壯大集體經(jīng)濟組織為抓手，通過土地流轉、入股等方式實現(xiàn)閑置耕地和宅基地的集中，優(yōu)化生產(chǎn)要素資源配置，促進集體經(jīng)濟高質量發(fā)展，夯實農(nóng)村集體行動的經(jīng)濟基礎。第四，因地制宜推進村干部職業(yè)化建設試點，加強村干部崗位對鄉(xiāng)村精英的吸引力，并堅持實施駐村第一書記和工作隊選派工作，保障村干部隊伍建設的人才基礎，加快提升村干部的公共領導力，切實發(fā)揮村干部在農(nóng)村公共事務治理中的“組織員”職能。