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(gòu)建二元Logit模型與門檻回歸模型，實證分析外出務(wù)工、村莊認同對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①外出務(wù)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(shè)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(wù)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(wù)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(wù)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(wù)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(jié)果發(fā)現(xiàn)外出務(wù)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(wù)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(wù)創(chuàng)造了稟賦條件，但只有觸發(fā)村莊認同這一關(guān)鍵機制，方能實現(xiàn)外出務(wù)工“揚長避短”效果的發(fā)揮?；诖?，從培育與增強村莊認同程度、促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、加大環(huán)境保護相關(guān)知識的宣傳力度及增加垃圾集中處理等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)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(guān)鍵詞 外出務(wù)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(shè)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?，政府主導(dǎo)下的農(nóng)村人居環(huán)境整治行動效果尚未達到預(yù)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(dǎo)農(nóng)戶參與積極性的關(guān)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(guān)系我國農(nóng)村環(huán)境改善和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)成效的重要問題。

1 相關(guān)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(wù)工是造成農(nóng)戶參與村莊建設(shè)動力薄弱、農(nóng)村公共事務(wù)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(wù)工群體將導(dǎo)致農(nóng)村公共事務(wù)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(xué)術(shù)界普遍就外出務(wù)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(shè)主體[8]，其外出務(wù)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(wù)的參與度和關(guān)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(wù)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(jié)果。高村莊認同度的農(nóng)戶往往對村莊事務(wù)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(jié)果預(yù)期較好。因此，即便其外出務(wù)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(wù)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(wù)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(guān)聯(lián)[13]，導(dǎo)致他們在參與整治上的預(yù)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(wù)興致不高?？梢?，不同程度的村莊認同將導(dǎo)致外出務(wù)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(wù)工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的內(nèi)在機理，所得結(jié)論也恐難以有效指導(dǎo)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(wù)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(chǔ)，但仍有改進空間：第一，研究內(nèi)容上，已普遍關(guān)注到外出務(wù)工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治等農(nóng)村公共事務(wù)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(guān)文獻尚未關(guān)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(gòu)建二元Logit模型與門檻回歸模型，實證分析外出務(wù)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(shè)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(wù)工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響

外出務(wù)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(wù)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(wù)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(wù)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(wù)工地，而對村內(nèi)的環(huán)境建設(shè)問題缺乏關(guān)心和參與熱情。二是外出務(wù)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(wù)的決策者[14]。但不同于男性關(guān)注公共領(lǐng)域、愿意在公共事務(wù)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(lǐng)域與家庭事務(wù)的處理上[7]，從而對人居環(huán)境整治等村莊事務(wù)缺乏關(guān)心[15-16]。

但事實上，外出務(wù)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(wù)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(wù)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(wù)工引發(fā)農(nóng)戶轉(zhuǎn)變生活面向與女性決策，外出務(wù)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(wù)工強化農(nóng)村勞動力的資本稟賦，外出務(wù)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(jié)關(guān)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(yù)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(wù)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(wù)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(xué)的相關(guān)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(guān)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(wù)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(wù)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(jié)關(guān)系較弱，而外出務(wù)工所引致的空間距離將導(dǎo)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(wù)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(jié)關(guān)系較強，這類農(nóng)戶即便是長期在外務(wù)工、不在村莊，也將格外關(guān)注村莊事務(wù)動態(tài)、心系村莊建設(shè)[9]，故而，他們不僅會積極響應(yīng)環(huán)境整治行動，將部分務(wù)工收入所得投入到人居環(huán)境整治中，還將借助其在外務(wù)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(shù)、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(wù)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(wù)工人數(shù)達1 129.99萬，是我國中部地區(qū)勞務(wù)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(wù)工狀況。黃岡的農(nóng)村勞動力外出務(wù)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(wù)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(jié)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(guān)培訓(xùn)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(guān)系到農(nóng)村生態(tài)文明建設(shè)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(gòu)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(wù)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(wù)工影響農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治中的作用，并構(gòu)建門檻回歸模型，比較不同村莊認同程度下外出務(wù)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(wù)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(wù)工與村莊認同。就外出務(wù)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(wù)工人數(shù)占家庭總?cè)丝诒戎亍弊鳛楸碚?。村莊認同方面，本文參考唐林等[22]、李芬妮等[25]，設(shè)定了“我認同本村的傳統(tǒng)文化習(xí)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(guān)心村莊事務(wù)”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(quán)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(dǎo)致回歸結(jié)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(guān)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(guān)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(shè)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(jié)果分析

4.1 外出務(wù)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(gòu)建二元Logit模型，結(jié)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(wù)工。由表2中模型3可知，外出務(wù)工在5%的統(tǒng)計水平上負向顯著，表明外出務(wù)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?wù)工成員占比越大，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(guān)心村莊的長遠發(fā)展與建設(shè)[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(yīng)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(shè)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?？赡艿脑蚴?，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(shè)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(shè)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(wù)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(wù)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(wù)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(guān)性，在構(gòu)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(jié)果如表3所示。由表3中模型4可以看出，外出務(wù)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(jié)果一致，說明模型估計結(jié)果是基本穩(wěn)健的。進一步可知，外出務(wù)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(wù)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(wù)工對其參與人居環(huán)境整治的影響，結(jié)果如表4所示?？梢钥闯觯煌迩f認同度下外出務(wù)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(wù)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(wù)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(jié)果如表5所示。由IV Probit一階段回歸結(jié)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(jié)果意味著在村居住年限滿足了工具變量的相關(guān)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(jié)果可知，Wald檢驗拒絕了村莊認同是外生變量的原假設(shè)，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(jié)果的穩(wěn)定性，本文采用“外出務(wù)工收入占比”替代“外出務(wù)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(jié)果，與表2、表3結(jié)果相似，表明本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

5 結(jié)論與啟示

本文利用湖北省1 061份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，構(gòu)建二元Logit模型與門檻回歸模型，實證分析了外出務(wù)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(dǎo)外出務(wù)工農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治上“同途殊歸”的問題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，外出務(wù)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(shè)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(wù)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(wù)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(wù)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(wù)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(wù)工在中國鄉(xiāng)村公共事務(wù)治理中的作用，同時揭示了村莊認同的內(nèi)在功效。雖然學(xué)術(shù)界普遍就外出務(wù)工引發(fā)的鄉(xiāng)村事務(wù)“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(chǔ)。但本文的結(jié)果表明，外出務(wù)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(wù)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(wù)工為紐帶，資本、信息、技術(shù)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(wù)的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略而言，勞動力外出務(wù)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(wù)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(guān)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(wù)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(shè)美麗鄉(xiāng)村和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的關(guān)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(yīng)注重對祠堂、寺廟、牌坊等原有傳統(tǒng)風(fēng)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(fēng)俗習(xí)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(jié)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(wù)、網(wǎng)絡(luò)參政等形式減少信息的不對稱，提高農(nóng)戶對村莊事務(wù)、發(fā)展現(xiàn)狀等信息的知曉度，也方便在外務(wù)工人員及時、便捷地獲取村莊動態(tài)、參與事務(wù)決策，增強自身對村域事務(wù)的參與感。同時，村干部和黨員等基層工作人員也應(yīng)主動加強與外出務(wù)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(guān)懷、記掛與溫暖，從而強化外出務(wù)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(shè)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(dǎo)人才、資金、技術(shù)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(guān)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(chǔ)設(shè)施的修建投入，在指定專人定期清理、維護與檢修設(shè)施的同時，引導(dǎo)農(nóng)戶主動監(jiān)督并愛護設(shè)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）