鄉村治理對農村勞動力外流影響的分析*
——基于CFPS2018 的微觀證據

曾尉峰

（湖南農業大學，湖南 長沙 410000）

0 引言

黨的十九大報告提出了實施鄉村振興戰略，指出農業農村農民問題是關系國計民生的根本性問題。此后，各地的鄉村治理有一定程度的發展，大學生村官、駐村干部等政策的實施，為鄉村帶來了活力，農村的新面貌逐漸展現出來。目前，農村地區缺少青壯年勞動力成為亟待解決的問題。有數據顯示，2016—2019 年我國農民工總規模上升了906 萬人。農村勞動力是實現鄉村振興的關鍵因素，要想實現鄉村的進一步發展，吸引有能力有想法的村民主動留在鄉村是至關重要的。

當前，我國鄉村治理的困境體現在基層黨組織建設滯后、村民自治虛置、鄉村文化衰弱、生態環境惡化、治理目標驅動缺少空間系統性思維等方面[1-2]（黃博琛，2022；李娜，2021）。針對治理困境，現有研究從民事習慣、黨領導鄉村文化、增強農民自治能力等各個方面提出鄉村治理改進方案[1]（黃博琛，2022）。此外，引入不同的參與主體也能促進鄉村產業的發展，助力鄉村振興，鄉村振興的關鍵在于農村勞動力資源的配置[3]（文豐安，2021）。有學者提出農村勞動力轉移會對農地效率、宅基地退出行為產生影響[4-5]（孫學濤，2021；張慧利，2022）。而農業勞動力的回流涉及多方因素，在經濟效益越高的家庭中，中青年女性的回流概率與回流彈性越大[6]（李芳華等，2022）。

綜上，雖然我國對于鄉村治理和農村勞動力的研究比較豐富，但對于二者內在聯系的分析尚缺乏。在鄉村振興大背景下，研究鄉村治理水平如何影響農村勞動力外流，對吸引農村人才主動在鄉就業、激發農村地區活力與內生動力具有重要的現實意義。

1 理論假說和數據變量說明

1.1 理論假說

良好的鄉村治理對構建現代農業體系、發展特色農業產業、促進農民就業創業、提升居民保障水平等方面具有推動作用[7]（李聰等，2021）。這不僅能為鄉村帶來新的面貌，也能為農民指明另一條出路，選擇留在家鄉就業的農民也能保證日常生活所需，這吸引更多的人主動留在農村地區。基于此，本文提出研究假說H1。

H1：良好的鄉村治理能減緩農村勞動力外出流動。

在農村社會，年齡是影響外出務工的重要因素。農村中老年勞動力由于身體素質等各項機能逐漸退化，選擇外出務工的意愿相對降低；相反，年輕人基于自身素質、心理等方面的優勢，即使良好的鄉村治理給當地帶來新的就業機會，更多的也會選擇外出務工。基于此，本文提出研究假說H2。

H2：良好的鄉村治理對農村中老年外出務工的影響更為顯著。

1.2 數據選取與變量說明

本文數據來源于2018 年中國家庭追蹤調查項目（CFPS），數據覆蓋全國31 個省份。對數據進行清洗處理后，最終有效樣本為17 226 戶，涉及個人、家庭、社會、地區等特征數據。

本文選擇是否外出務工作為被解釋變量，反映農村勞動力外流程度。參考已有研究[7-8]（李聰等，2021；羅美娟，2021），選擇對政府的評價作為核心解釋變量，反映鄉村治理水平的高低。關于控制變量，本文選擇性別、年齡、社會保障問題、健康狀況等可能對外出務工產生影響的相關變量進行研究，具體見表1。

表1 變量定義及描述性統計

由表1 可知，“work”均值大于0.5，說明被調查對象中，農民外出流動仍是目前的主流趨勢；“eval”均值大于2.5，表示被調查村民群體認為鄉村治理水平成效并不明顯，總體治理水平有待提高；控制變量中，“soci”的平均值為5.982，說明在農村地區社會保障問題較嚴重，社會保障水平亟待提升；“medi”變量均值為0.862，該數據結構并非正態分布，對于后文的回歸結果有影響。

本文將30 歲以下、30～60 歲、60 歲以上的農民分類為青年、中年、老年，由表2 可知，隨著年齡的增長，農民外出務工的選擇意愿逐漸降低。此外，老年人群對鄉村治理水平的評價最高，青年人次之，中年人評價最低。在家庭人數方面，本文將家庭成員數為0～3 人、4～7 人、8 人及以上的分類為小規模、中等規模、大規模，分析得出，三者“外出務工”表現出較強的異質性，其中大規模家庭中選擇外出務工的更多，規模較小的家庭對于外出務工的意愿較弱。在三種規模對于政府鄉村治理的評價中，中等規模家庭的評價較低，大規模家庭對于鄉村治理的評價相對較高。

表2 異質性變量描述性統計結果

2 模型選定與實證結果分析

2.1 模型選定

本文被解釋變量為是否外出務工，樣本只有1 和0 來表示是或否。因此，本文選擇適用于離散變量的二元選擇模型Logit 模型，檢驗鄉村治理對農村勞動力外出流動的影響。模型公式如下：

其中，work為被解釋變量，eval為核心解釋變量，X為控制變量；α為截距項，β1為核心解釋變量的回歸系數，β2為控制變量的回歸系數。

2.2 基準回歸

1）在個人特征變量方面，性別對外出務工的影響并不顯著，而傳統觀念認為女性受到家庭、性別觀念等方面的制約，其外出務工的選擇應該明顯不同于男性。王春凱（2019）[9]認為由于女性性別觀念、社會容納度等方面的提升，性別差異對外出務工的影響越來越小，與本文結論具有一致性。年齡與農民外出務工呈顯著負相關，原因在于年齡較小的人在身體素質、社會崗位接納程度等方面都具有優勢。

2）在家庭特征變量方面，家庭成員數量與農民外出務工呈顯著正相關，原因在于成員多的家庭支出成本較大，無法從鄉村社會得到所需。家庭生產規模與農民外出務工呈顯著負相關，由于土地資源稟賦較少或資金、技術不足，農民無法產生規模效益，這一部分細碎化、小規模農戶為了更高利益，選擇外出務工。農業經營性收入與農民外出務工呈顯著負相關，表明較低的農業收入會導致農民外出流動務工。

3）在社會特征變量方面，社會保障問題嚴重程度與外出務工呈顯著正相關，原因在于不完善的社會保障并不能帶給農民安全感，為了賺取收入農民選擇外出務工，說明我國農村社會保障體系還有待完善。醫療保險與農民外出務工呈顯著正相關，該變量取值并非正態分布，導致回歸估計有偏誤，醫保對于外出務工的影響有待商榷。

4）關于地區特征變量方面，選擇地方人均GDP增長率作為控制變量引入模型回歸，地區經濟因素對于農民外出務工影響并不顯著。基于CFPS 數據的可得性，本文選擇省級層面進行人均GDP 增長率的統計，并未精確到農戶的村級單位，這一部分的實證有待后續完善。

3 進一步研究

3.1 穩健性檢驗

為了避免變量選取有誤對回歸模型造成影響，本文采用替換核心解釋變量的方式進行穩健性檢驗。“對干部的信任度”變量在一定程度上也能代表地區鄉村治理水平，因此用該變量替換“eval”引入模型。結果顯示，農民對干部的信任度對是否外出務工的影響系數為-0.026，且在99%的水平下通過顯著性檢驗，說明農民對干部的信任度越低，選擇外出務工的農民越多。該檢驗與基準回歸的結論基本一致，說明結果是穩健的。

表3 基準回歸結果

3.2 異質性分析

根據受訪者的不同，本文從年齡差異、家庭成員規模差異兩方面進行異質性分析，為政府針對具體特征人群制定不同的措施提供政策性參考。結果如表4 所示。

表4 異質性分析

1）對不同年齡的異質性檢驗。研究表明，青年并未通過顯著性檢驗，而鄉村治理對中老年外出務工的影響依舊顯著。原因是影響青年外出務工的主要因素并非鄉村治理水平，青年人不用養育家庭，加之身體素質較好，隨著知識水平得到提升，更愿意外出打拼。而中老年人更多考慮社會保障，在鄉村治理有所好轉、農村各方面逐漸完善的前提下，中老年人外出務工的意愿降低。綜上，鄉村治理水平對于中老年外出務工的影響更為顯著，假說H2得以驗證。

2）對不同家庭人數的異質性檢驗。結果表明，鄉村治理水平對于中小規模家庭外出務工的影響較為顯著，大規模家庭并未通過顯著性檢驗。原因在于，中小規模家庭所承受的壓力較小，在鄉村治理水平得到改善的條件下，在農村就能保證家庭基本收支；而大規模家庭在現有條件下，即使鄉村治理水平得到一定的提高，依舊無法在鄉村獲得保證家庭基本所需。因此，鄉村治理對農民外出流動的影響在中小規模家庭中更為顯著。

4 結論與啟示

隨著農村地區勞動力外出流動規模越來越大，如何激發鄉村活力，讓農村地區產生內生發展動力是鄉村振興亟待解決的問題。本文從鄉村治理的視角，研究良好的鄉村治理是否能吸引農民主動在鄉就業[10-11]。結論如下：1）良好的鄉村治理能有效減緩農村勞動力外出流動；2）鄉村治理水平對于農民外出務工的影響在中老年人群中更為顯著；3）鄉村治理水平對農村勞動力外流的影響在中小規模家庭中更為顯著。

鑒于此，得到以下啟示：1）政府要加強鄉村治理措施在吸引勞動力在鄉就業中的效果，加強農村各項基礎設施建設，如農村水利建設、道路建設、廁所改革等，完善農村社會養老保障體系，培養一批合格的村級領導隊伍，提高鄉村治理水平；2）在農村地區引進具有活力的新興產業，促進三產融合，鄉村治理水平的提升對年輕人的影響并不顯著，而鄉村振興更需要具有創造性與活力的年輕人，引進新興產業能吸引更多年輕人的目光；3）鄉村治理措施的制定與執行要考慮到家庭成員特征的不同，對于成員較多的家庭提供力度更大的社會保障扶持；4）加大農村土地平整與土地流轉力度，擴大土地的規模效應，使更多有一定規模的農戶主動留在農村地區，為廣大鄉村帶來新的生機與活力。