1 引言

相比于城镇地区，农村地区人居环境整治工作具有监管机制薄弱、区域差异明显、污染量大等特点^[1]。近年来随着各级政府加大对农业面源污染的防治力度和农村人居环境的整治力度，农村人居环境整治工作取得显著成效。政府主导下的人居环境整治模式具有推广面大、效率高、责权明确的优势，但由于此种管理模式过于依赖科层制度，缺乏灵活调整的功能，造成农户参与不足、供给效率低下的问题，难以满足当前农村人居环境整治需要^[2]。如何激发农户参与人居环境整治的内生动力，是改善农村人居环境，促进乡村振兴的重要内容。

长期以来，农村劳动力流动经历了从无限供给的盲目流动到有限供给的理性流动，使农村人居环境面临城市化外源污染与农业内源污染的夹击^[3]。农户作为农村人居环境整治的主要参与者，其家庭劳动力的择优性转移在促进城市发展的同时必然也会对农村人居环境整治的过程和效果产生不利影响^[4]。一方面，大量农村精英人士流向城市使得乡村地区人居环境整治主体日益匮乏，增加了环境污染治理的成本和难度，掣肘了农村人居环境的有效治理^{[5, 6]}；另一方面，进城务工使得外流劳动力与原本熟悉的乡村社会相疏离，造成农户“地方感”的缺失，降低了农户参与人居环境整治的意愿^[7]。随着城镇化的推进，到2035年农村人口将从6亿减少到4.5亿，农村劳动力外流趋势仍未结束^[8]；与此同时，2019年《农民工检测报告》显示，劳动力转移的增速由2017年的1.7%下降到2019年的0.8%。这表明随着经济下行压力持续加大以及乡村振兴战略的实施，农村劳动力返乡现象也逐渐凸显。劳动力返乡能否弥补劳动力外流对人居环境整治产生的不利影响？地方感在劳动力流动影响人居环境整治的过程中起到什么作用？解决这些问题，对进一步优化相关政策设计、摆脱人居环境整治困境，具有重要意义。

2 文献回顾与理论分析 2.1 文献回顾

目前对于农村人居环境整治问题的研究主要集中于以下几个方面：农村环境污染表现形式及成因、农村人居环境整治主体与治理模式以及农村人居环境整治行为影响因素。农村环境污染主要包括资源不合理开发导致的农村生态环境污染、化肥农药不合理使用导致的农业生产环境污染以及人畜粪便生活垃圾处理不当导致的农村生活环境污染。成因主要包括宏观层面相关法律法规的欠缺、城乡资源分配不合理、现行治理模式效率低下^[9]，以及微观层面农户主体参加环境治理的外部性难以界定，造成个人成本收益与社会成本收益的背离^[10]。现代农村人居环境整治是市场、政府、社会共同作用下的多主体治理模式^[2]。不同主体从生活环境改善中获得的效用不同，合理利用农村社会资本、健全监管体系、构建合作治理模式是实现农村生态善治的有效途径^[10]。农村人居环境整治的复杂性是由于受到内外部两方面因素叠加影响导致的。外部因素主要包含规章制度、政策宣传、处罚力度等^{[11, 12]}；内部因素主要包含节约意识、环境感知、受教育程度、家庭收入、就业结构、家庭人口、信任水平、社会地位等^{[1, 7, 12-14]}。

优质劳动力在城乡间流动会带来经济资源、人力资本的再配置，对流入地和流出地人居环境整治产生不同的影响^[3]。现有研究从微观视角出发，证实了农村劳动力外流会带来农民收入结构变化、村民异质性凸显，导致农户对土地依附度下降，降低了农户参与集体行动的积极性^[6]；劳动力外流使劳动力在村庄的时间减少、从环境改善中获益较小，导致其环境感知下降，对环境治理行为表现出较低的参与意愿^[5]。由于户籍制度不完善、劳动力市场分割等原因，在众多外流劳动力中，部分劳动力会出现返乡回流现象^[15]。一方面，发展经济学理论认为返乡回流是“失败者”的被动选择，会加剧流出地劳动力冗余；另一方面，较为积极的观点认为，农户外出经历会显著促进劳动力返乡后职业转换，返乡带来了物质资本和人力资本的双重回流^[16]，能够发挥其在知识技能、社会网络等方面的相对优势^[15]，通过传递技术和观念给流出地乡村发展带来无形影响^[17]。

地方感是人们对特定环境的感知，是人与地方之间情感的依附与满足，是身份的构建与认同，是具有文化与社会特征的人地关系^{[18, 19]}。地方感涵义的界定有两种观点：一种观点认为地方感是可感受的人地关系，是整体性、多层级的概念^{[20, 21]}；另一种观点认为从不同维度划分地方感更有利于对这一概念的认知，指导实践活动^[22]，一般比较常见的划分方式是将地方感划分为地方依恋、地方认同、地方依赖等不同的维度^{[19, 23]}。现有研究证实，地方感作为环境心理学的重要组成部分，积极的地方感使农户表现出更强的环保意愿，参与环境保护愿意付出更高成本^{[7, 22]}；消极的地方感会引起农户地方意义的丧失、扰乱农户对地方的情感依恋^[24]，进而抑制了农户参与人居环境整治行为。

综上所述，已有研究还存在以下不足：首先，关于农村环境治理的研究只考虑了劳动力外流对农村环境治理产生的影响，然而随着劳动力转移增速放缓，返乡劳动力对流出地人居环境整治行为的影响同样不容小觑；其次，现有研究虽然证实了劳动力流动和地方感会对农户参与环境治理行为产生影响，但鲜有文献将三者纳入同一理论框架进行分析；最后，已有研究较少考虑农户层面家庭劳动力流动与参与人居环境整治之间相互影响的内生性问题。因此，本文将构建“劳动力流动——地方感——人居环境整治行为”的理论分析框架，利用微观调研数据，运用有序Probit模型考察劳动力外流与返乡对农户参与人居环境整治行为的影响，并使用工具变量法解决其可能产生的内生性问题，以期为促进农村人居环境整治的政策设计提供参考。

2.2 理论分析与研究假说 2.2.1 劳动力流动对农户参与人居环境整治行为的直接影响

农村劳动力外流给人居环境整治造成了负向影响；而返乡劳动力的外出经历使其个人能力得到了发展，会显著促进劳动力返乡后职业转换，带来了物质资本和人力资本的双重回流^[16]，在参与人居环境整治时能够发挥其在知识技能、社会网络等方面的相对优势^[15]。因此劳动力外流与返乡对农户参与人居环境整治行为的影响存在着截然相反的两条路径。文章的理论分析框架见图 1。

（1）劳动力外流与农户参与人居环境整治行为

家庭优质劳动力外流导致剩余劳动力文化水平与知识技能低下，环保知识的缺乏使其对于保护环境的重要性认识不足，导致参与人居环境整治行为积极性不高，给农村生活环境改善目标的实现造成了困难。劳动力外流一方面使得劳动力在村庄生活的时间减少，使得家庭生产经营活动对于土地资源的依存度下降，致使农户对于环境改善的利益感知以及公共事务的关注度降低，且随着在村庄劳动力比重的降低而下降^{[5, 6]}；另一方面，随着劳动力外出就业带来收入水平的提高，拉大了群体内部的经济差距，农户异质性凸显降低了其参与集体行动的积极性，给公共治理与公共生产设施维护带来一定挑战^[6]，不利于人居环境整治工作开展。基于以上分析，文章提出假说1。

假说1：劳动力外流抑制了农户参与人居环境整治行为。

（2）劳动力返乡与农户参与人居环境整治行为

外出经历使返乡劳动力开拓眼界、增长见识，其个人能力与环保观念的提高使其能充分认识到保护环境的重要性，在一定程度上减少了政策实施过程中的摩擦。与外流劳动力相比，返乡劳动力对于村集体有更高的信任水平，会更加关注村庄人居环境整治等行动，并且返乡劳动力大多具有在村庄长期居住的意向。尤其是年长的返乡人员有一种“落叶归根”的归属感，对于村集体的充分信任使得他们在身体允许的情况下，响应保护环境号召、参与人居环境整治的可能性提高。另外，返乡劳动力因其生活在本村，生产经营活动与环境联系密切，生活环境改善对其个人福利改善程度更大，因此，返乡劳动力参与人居环境整治的可能性更大。基于以上分析，文章提出假说2。

假说2：劳动力返乡促进了农户参与人居环境整治行为。

2.2.2 劳动力流动通过地方感对农户参与人居环境整治行为的间接影响

劳动力流动对人居环境整治行为产生直接影响的同时，还会通过改变农户个体的生活环境、生产方式以及价值观念对地方感产生影响，进而对其参与人居环境整治行为产生间接影响。社会学研究认为，劳动力外流会对其地方感产生消极影响：一方面使得劳动力离开熟悉生活环境，失去基本劳作技能，冲淡了在浓厚乡土气息中亲缘、地缘、业缘融为一体的熟人之间的交往文化^[8]；另一方面，在逐渐接受城市现代生活之后，“主动城市化”的意愿使其更加主动的参与城镇化建设中，淡化了故乡情结^[19]。而对于返乡劳动力而言，返乡这一行为有助于提高其地方感：具有强烈返乡意愿的个体虽身处异地，但其真实的关系、利益及生活记忆却仍留在乡村，因而返乡这一行为符合其故乡怀恋情结，有利于其实现广泛的个人认同和社会认同，进而提高了地方感^[15]。

地方感在调节人地关系中发挥着重要作用，是构成环境治理体系的重要组成部分^{[7, 18]}。其所蕴含的“乡土情结”改变了农户的内在偏好，如果参与人居环境整治与农户的内在偏好相符合，那么农户就会付诸于积极的情感，使得对村庄的内在地方感外化为参与改善家乡环境的人居环境整治行为。相关研究证实，地方感对农户参与环境保护行为具有积极影响^{[7, 23]}。此外，地方感也能够促使农户更多地关注环境保护，并加大对环境保护的投入力度，同时，也能够激发农户对于自己家乡的情感表达，进而使得以牺牲环境为代价换取经济利益的短视理念和行为尽可能地减少，农户更加积极主动地参与到人居环境整治的行动中^[7]。基于以上分析，文章提出假说3、假说4。

假说3：劳动力外流通过削弱农户地方感，抑制农户参与人居环境整治行为。

假说4：劳动力返乡通过增强农户地方感，促进农户参与人居环境整治行为。

3 数据来源、变量设置及模型选择 3.1 数据来源

本文数据来自课题组于2018年7月至9月在四川、陕西、山东、河南四省的实地调研。调查遵循了分层抽样与简单随机抽样相结合的原则，在各县区随机选取劳动力流出及返乡比重有差异的3—4个乡镇，在每个样本乡镇随机选取2—4个行政村，并在每个样本村随机选择10—15个样本农户，采取一对一入户访谈形式开展调查。样本共涵盖24个县市区、81个村庄。此次调研剔除信息缺失、异常值后共回收有效问卷913份，问卷有效率91.30%。调查问卷分为村级与户级两个层面，村级问卷内容涉及村庄自然环境、社会环境、经济发展状况、人居环境整治政策等信息；户级问卷涉及家庭特征、生产经营情况、人居环境整治参与情况等信息。

3.2 样本特征

从统计结果（表 1）可以看出：农户个人特征方面，中共党员所占比例为18.2%，平均年龄为50.56岁，其中45岁以上的受访者达到了65.83%，这印证了当前农村青壮年多外出务工，在村人口老龄化现象明显；受访者平均受教育年限为9.15年，文化水平为初中及以下的受访者占到了71.19%，说明受访者整体文化程度偏低。家庭特征方面，农户平均家庭规模为4.55人，其中家庭人口数为3—5人的家庭占总数的52.68%；家庭平均年收入为66486.68元。样本特征中各指标均值与根据统计年鉴数据计算出的结果接近，说明样本数据具有一定的代表性。

3.3 变量设置及说明 3.3.1 被解释变量

本文被解释变量为人居环境整治行为，参照国务院印发的《农村人居环境整治三年行动方案》中提出的重点任务并借鉴相关研究^[1]，选择以下三种代表性强、对生活环境改善较为显著、采用可能性高的人居环境整治措施作为该措施集合的元素，具体问题包括：“您家是否使用水冲式厕所”、“您家是否进行生活垃圾分类投放”、“您家是否按规定排放生活污水”^①。三项人居环境整治行为每一项均设定为一个虚拟变量，若参与则赋值为1，未参与赋值为0，加总三项措施得分得到农户人居环境整治行为变量。农户参与人居环境整治行为变量的含义及描述性统计见表 2。

3.3.2 核心解释变量

本文核心解释变量为劳动力流动，借鉴现有研究成果，以“外出务工劳动力人数占家庭劳动力总数的比重”以及“返乡劳动力人数占家庭劳动力总数的比重”分别表示劳动力外流和劳动力返乡^{[5, 25]}。具体而言，将务工地点为本乡镇之外，且外出时间大于3个月的劳动力定义为外出务工劳动力^{[5, 6]}；将有外出务工经历且目前从事生产经营活动地点在本乡镇之内的定义为返乡劳动力^[26]。劳动力流动变量的含义及其描述性统计见表 2。

3.3.3 中介变量

通过梳理地方感的文献并借鉴实证研究结论，将地方感从情感与认知维度划分为“地方依恋”、“地方认同”两个层次^{[18, 19]}。“地方依恋”是指人们建立起来的与某个特定的地方之间的情感联系，以表达自身留在这个地方倾向性的态度和意愿，并反映出自身安全与舒适的心理状态和心理感知，在研究中用于表达地方的不可替代性^{[7, 19]}；“地方认同”是指个体或者群体在与某个地方互动的过程中实现其社会化的过程，通过这一过程，使得个体和群体将自身定义为某个特定地方的一份子^{[19, 27]}。借鉴现有研究成果^[4]，通过设置“生活在本村我觉得很有归属感”、“我觉得在本村生活很舒适”、“如果离开本村，我会很难过”三个题项来测度地方依恋^[7]；通过设置“我认同本村的社会规范”、“我认同本村的风俗习惯”、“我在村里社会地位很高”三个题项来测度地方认同^[27]。每项指标均从“非常不同意”到“非常同意”分别赋值为1—5。地方感变量的含义及其描述性统计见表 2。

3.3.4 控制变量

结合现有研究成果，为更准确测度劳动力流动对人居环境整治行为的影响，本文从农户的家庭特征、个人特征、生态认知、村庄状况等方面选取了控制变量。相关变量设置说明及描述性统计情况见表 2。

3.4 模型选择 3.4.1 有序Probit模型

基于前文理论分析，本文主要分析家庭劳动力外流和返乡对农户参与人居环境整治行为的影响，将“人居环境整治行为”设为被解释变量，对于此类离散有序变量宜采用有序Probit模型进行估计。本文构建以下回归方程：

(1)

(2)

（1）、（2）式中，Y₁、Y₂表示人居环境整治行为，Egress表示劳动力外流，Return表示劳动力返乡；Control表示控制变量。α₀、α′₀为常数项，α₁、α₂，α′₁、α′₂分别为以上解释变量的回归系数；ε、ε′为服从正态分布的随机干扰项。那么被解释变量的选择规则为：

(3)

其中，Y为可观测到的农户参与人居环境整治行为，r₁、r₂、r₃、r₄为切点，由模型估计而得。

3.4.2 中介效应模型

为进一步检验地方感在劳动力流动与农户参与人居环境整治行为之间是否发挥显著中介效应，借鉴现有研究成果，采用基于Bootstrap的中介效应检验方法^[28]。与逐步回归法相比，Bootstrap法有效避免了“遮蔽效应”对检验结果的影响。Bootstrap法对中介效应的检验由95%的置信区间是否包含“0”值来判断。模型设定为：

(4)

(5)

(6)

(7)

其中（1）、（2）式中α₁、α₁' 反映了劳动力流动影响农户参与人居环境整治行为的直接效应；（4）、（5）式中β₁、β′₁反映了劳动力流动对中介变量地方感的影响；β₁ × γ₂、β′₁ × γ′₂反映了劳动力流动的中介效应，即劳动力流动通过地方感这一中介变量对农户参与人居环境整治行为产生的间接影响。

4 实证检验与结果分析 4.1 探索性因子分析

首先运用SPSS25.0通过探索性因子分析进行降维，并在因子分析前检验量表数据的信度和效度。信度检验结果显示，基于标准化项的Cronbach值为0.806，且每一维度内潜在变量的Cronbach值均大于0.7，表明衡量地方感的量表总体上信度较高、内部一致性良好。采用因子分析进行降维后的结果显示，量表的KMO统计量为0.758，巴特利特球形度检验近似卡方为1654.530，自由度为15，p值通过了显著性水平为1%的显著性检验，说明衡量地方感的量表总体上效度较高、适用于因子分析。

为了检验探索性因子分析效度检验结果的稳健性，按照探索性因子分析提取的公因子，进一步利用Amos软件进行验证性因子分析，分析结果表明，量表的结构效度、聚敛效度、区分效度均达到要求，说明量表效度良好^②。

最终通过因子提取和因子旋转技术从量表的6个指标中获得了2个公因子，分别反映的是“地方依恋”维度以及“地方认同”维度。最终，根据各因子得分和方差贡献率可测算出农户地方感的综合指标，即地方感=（39.426%×地方依恋得分+45.517%×地方认同得分）/84.942%。地方感变量说明及因子分析结果见表 3。

4.2 基准回归

首先对模型进行多重共线性检验，结果显示所有变量的方差膨胀因子（VIF）均小于1.5，说明各变量之间存在多重共线性的可能很小^③。表 4汇报了通过逐步引入解释变量对农户参与人居环境整治行为的影响因素模型进行回归的结果。回归1、4解释变量仅包含劳动力外流和劳动力返乡，Pseudo R²为0.017和0.037；回归2、5在回归1、4基础上加入了控制变量，此时模型的Pseudo R²上升为0.073和0.077，表明模型的解释力进一步增强。为了保证回归结果的稳健性，采用OLS方法进行对照。回归1—6估计结果显示，系数正负号与变量显著性均未发生变化，说明估计结果是稳健的。

表 4中回归2、5的结果显示，劳动力外流与劳动力返乡分别在1%的显著性水平上显著，劳动力流动对于农户参与人居环境整治行为有显著影响：劳动力外流对于农户参与人居环境整治行为有显著的负向影响，即家中劳动力外出比例越大，农户参与人居环境整治的概率越低；劳动力返乡对于农户参与人居环境整治行为有显著的正向影响，即家中返乡劳动力比例越大，农户参与人居环境整治的概率越高。这与当前农村实际情况一致。由此，假说1、假说2得到了证实。

控制变量中，年龄对于农户参与人居环境整治行为有显著的负向影响，即年纪越大的农户参与人居环境整治的概率越低，年纪大的受访者对于环保政策了解较少，环保观念在老年群体中普及率不高；环境感知对农户参与人居环境整治行为具有显著的正向影响，这表明良好的环境认知对于农户保护环境观念的树立有积极的促进作用。而健康状况、性别、文化程度等变量未通过显著性检验。地形变量中，村庄所在地形为山地对于农户参与人居环境整治行为有显著的负向影响，主要原因在于山地村庄地形起伏较大、土村庄规模偏小且分散，相较于平原地区开展人居环境整治工作更加困难。

4.3 内生性问题的处理

有劳动力流动的家庭在物质资本、人力资本、心理特征方面与无劳动力流动的家庭差异显著，而这在计量检验的过程中可能会引起选择性偏差的问题^[29]，同时也无法排除遗漏变量以及由此导致的内生性问题。为此，本文拟采用工具变量法解决潜在的内生性问题。借鉴已有研究^[29]，分别选取了“除了本人之外，所在村庄外出劳动力数量占劳动力总数比重”以及“除了本人以外，所在村庄返乡劳动力数量占劳动力总数比重”作为劳动力外流和劳动力返乡的工具变量。经验认为所在村除被访者以外外出劳动力比重与返乡劳动力比重的平均水平与受访者的相应指标高度相关，但却不会对受访者参与人居环境整治行为产生直接影响，满足工具变量的相关性及外生性的要求。表 5第一阶段回归结果显示，工具变量选择合理。第二阶段结果表明，劳动力外流、劳动力返乡对因变量人居环境整治行为的影响在方向与显著性水平上与基准回归相似。这表明在克服模型潜在的内生性问题后，前文结论依然成立。

4.4 中介效应检验

利用Bootstrap方法^[28]，进一步实证检验了地方感在劳动力流动与农户参与人居环境整治行为之间的中介效应，分析结果见表 6。表 6中回归9、10结果表明，地方感的间接效应在95%水平下的置信区间分别为[-0.213, -0.028]和[0.141, 0.327]，表明地方感在劳动力外流影响农户参与人居环境整治行为的过程中发挥了负向中介效应，在劳动力返乡影响农户参与人居环境整治行为的过程中发挥了正向中介效应。这表明，劳动力外流削弱了农户的地方感，进而抑制农户参与人居环境整治行为；劳动力返乡提升了农户的地方感，进而促进农户参与人居环境整治行为。劳动力的外流与返乡在客观上改变劳动力在村时间的同时也改变了农户的内在价值观念^[5]，进而通过激发或弱化农户的地方感，对农户参与人居环境整治行为产生影响，即在其他条件不变的情况下，农户的地方感越强，参与人居环境整治的概率也会越高。由此，假说3、假说4得到了证实。

4.5 稳健性检验

基准回归采用劳动力流动比重对劳动力流动状况进行界定，但仍存在不可控因素导致的偏误。为了检验基准回归结果的可靠性，本文采用替换自变量的方法进行稳健性检验。借鉴现有研究，采用家庭劳动力平均在村时间^④来代替劳动力流动比重^{[5, 30]}。同时，为了进一步考察劳动力外流的空间效应对于农户参与环境治理行为的影响，参考现有研究^[25]，分别对家庭主要劳动力在本乡镇务工、本县务工、本市务工和跨市务工的农户样本进行回归，分析劳动力外流的空间效应对农户参与人居环境整治行为的影响。稳健性检验的回归结果见表 7。回归11、12结果显示，核心自变量估计结果与基准回归相一致，证明基准回归结果是稳健的。由回归13—16的结果可以看出，劳动力外流对农户参与人居环境整治的负向影响随着务工距离的增加而增大，可能的解释是在其他县市务工的劳动力返乡成本高、在村时间少，其对于生活环境改善的感知力较低，这也进一步验证了现有研究的结论。

5 结论与启示

在劳动力流动背景下，农村人居环境的改善是乡村振兴战略的应有之义。本文聚焦当今劳动力外流与返乡现象并存的实际，构建了“劳动力流动——地方感——人居环境整治行为”的理论分析框架，利用913户微观调研数据，采用有序Probit模型与工具变量法分析了劳动力流动对农户参与人居环境整治行为的影响，在此基础上运用Bootstrap法验证了地方感在劳动力流动影响农户参与人居环境整治过程中发挥的中介效应。丰富了有关“地方感”以及“农村人居环境治理行为”的研究内容。

研究结果表明：①家庭劳动力外流抑制了农户参与人居环境整治行为，家庭劳动力返乡促进了农户参与人居环境整治行为；解决模型可能存在的内生性问题后，影响依然显著。②地方感在劳动力流动影响农户参与人居环境整治行为过程中发挥显著中介作用：劳动力外流通过削弱农户地方感，抑制农户参与人居环境整治行为；劳动力返乡通过增强农户地方感，促进农户参与人居环境整治行为。③劳动力外流对农户参与人居环境整治的负向影响随着外出务工距离的增加而增大。

依据本文研究结论，可以得到如下几点政策启示：①强化宣传教育。针对农村剩余人口文化素质偏低这一情况，可通过微信群、明白纸、倡议书、大喇叭等农民喜闻乐见的形式向农户宣传当前环境污染的严峻程度，提高农户对保护环境重要性的认识，引导农户自觉树立保护环境的观念。②健全监督体系。通过提供物质补偿与设立“红黑榜”等措施完善环境保护奖惩机制，激发农户参与人居环境整治的获得感。③加强对返乡劳动力的引导。返乡劳动力的外出经历会显著提升其在知识技能、社会网络等方面的相对优势，应科学合理地引导返乡劳动力参与人居环境整治，充分发挥返乡劳动力的带头作用。④提升农户地方感。地方感的缺失是人居环境整治参与不足的重要原因，在乡村振兴过程中应注重乡村文化的振兴，增强农户的地方自豪感与文化认同感，进而激发农户参与人居环境整治工作的积极性和主动性。

注释：

① 是否按规定排放生活污水是指将生活污水排放至排水沟或下水道。

② 由于篇幅限制并未展示验证性因子分析结果，有兴趣的读者可以联系作者索要。

③ 限于篇幅并未展示多重共线性检验结果，有兴趣的读者可以向作者索要。

④ 劳动力平均在村时间=家庭劳动力在村时间（月）/家庭劳动力总数/12。