劳动力转移对村庄集体行动的影响

李雪峰,戚军凯

(西南财经大学 中国西部经济研究院，四川 成都 611130)

农村治理是国家治理的基石，处于承上启下的关键环节[1]。然而，我国农村正面临着“发展悖论”，即农村经济发展、农民收入增长、硬件设施不断改善的同时，农田水利、生态环境等农村公共事务治理却无人组织、少人参与，呈现出普遍衰败的景象[2]。造成农村公共事务治理衰败景象的因素是复杂的，但从根源来看可归结于农村集体行动困境[3]。已有研究结合农村公共事务治理的不同场景，包括农田水利设施维护[4]、村庄道路修建[5]、公共产品投资[6]等，为破解农村集体行动困境提供了有益建议。部分研究进一步对农村集体行动的影响因素进行研究发现，除经济发展和制度变迁等宏观因素外，村民异质性[7]、土地细碎化[8]、村庄地形地貌[9]等都是造成农村集体行动困境的重要因素。但也有研究认为，伴随大规模劳动力转移而产生的农村空心化、老龄化和女性化现象，使得农村集体行动的有力主体日益匮乏，进而才导致了农村集体行动困境[10]。

我国1978年的改革开放促使了城镇大门向农村人口开放，并从1995年开始出现了前所未有的人口流动大潮[11]。根据第三次全国农业普查行政村普查抽样数据，人口净流出行政村数量占比为79.1%，其中空心化率不低于5%的空心村占比为57.50%，特别是中西部地区的空心村占比普遍偏高[12]。区别于西方国家以家庭化迁居为主，我国农村人口流动以青壮年劳动力为主[13]，逐渐导致农村人口结构失衡，给农村产业发展、基础设施维护、社会自我管理、传统文化保护等方面带来诸多挑战[14]。已有研究以农田水利设施维护为例，就劳动力转移对农村集体行动的影响展开了有益探讨，并证实了劳动力转移所发挥的显著抑制效应[10]。但也有研究指出，外出务工仅会弱化农村居民对农业生产的依赖程度，降低其对农业生产相关公共事务治理的参与意愿，但由于收入水平的快速提高，他们对农村生活相关公共事务治理的参与意愿反而会增强[15]。因此，关于劳动力转移抑制农村集体行动这一结论，还需在不同的农村公共事务治理场景中进行验证。

农村人居环境治理是实施乡村振兴战略的重要任务，而村民集体的有效参与是达成农村人居环境有效治理的关键所在[16]。基于此，本文以农村人居环境治理为例，系统考察了劳动力转移对农村集体行动的影响及其作用机制。本文的主要贡献在于：第一，已有文献对农村生产领域公共事务治理场景中的集体行动展开了丰富研究，但相关结论仍待在农村生活领域公共事务治理场景中进行验证。本文以农村人居环境治理为例，尝试在农村生活领域公共事务治理场景中探讨劳动力转移对农村集体行动的影响，为理解我国农村集体行动提供新场景和新证据。第二，已有文献就劳动力转移对农村集体行动的影响展开了实证研究，但就其作用机制的检验仍待丰富。本文基于村级大样本数据，在证实劳动力转移抑制农村集体行动的基础上，通过中介效应检验考察了劳动力转移是否会通过村庄集体经济和村干部领导力等中介渠道影响农村集体行动，为更好地理解和应对劳动力转移所带来的农村集体行动困境提供理论支持与决策参考。

农村集体行动是指具有依赖关系的村民在一定的制度安排下，就农村公共事务进行协商并达成一致行动，进而增进共同利益的活动[17]。但在现实实践中，村民个体理性选择与村庄集体理性选择往往存在差异，容易导致村民采取搭便车、逃避责任等机会主义行为，使农村集体行动难以达成[18]。已有研究表明，劳动力转移对生产领域的农村集体行动具有显著的负向影响[10]，抑制村民合作开展村庄公共事务治理的意愿[9]。一方面，劳动力转移将导致协商活动遭遇协商主体“虚置化”、协商渠道“堵塞化”、协商会议“形式化”、协商成本“高企化”、协商监督“短缺化”等诸多困境[19]，不利于村民通过协商达成一致的行动意愿。另一方面，相较于其他村民而言，外流村民与村庄关联更弱、对村庄资源的依附程度更低，参加村庄公共事务治理的机会成本更高而感知收益不足[20]，可能导致个体理性选择与村庄集体理性选择出现更大的偏差，进而抑制农村集体行动的达成。据此，本文提出如下假说：

H1：劳动力转移对农村集体行动具有显著的负向影响。

大规模劳动力转移不利于农村集体经济发展。一方面，农村集体经济的发展离不开优质生产要素的持续投入和高效配置[21]。我国农村人口外流以青壮年劳动力为主，而青壮年劳动力作为优质生产要素，其大规模外流将造成村庄集体经济发展面临人力资源困境。另一方面，村庄集体经济发展不仅面向城市消费市场，也面向农村消费市场。大规模劳动力转移势必造成农村消费市场萎靡，进而对集体经济的培育、发展和壮大造成负面影响[22]。换言之，劳动力转移不仅会从供给侧削弱村庄集体经济发展的生产要素保障，还会从需求侧压缩村庄集体经济的整体发展空间。然而，经济发展基础薄弱是导致村民集体行动困境与自主治理能力欠缺的重要缘由[23]。作为社会主义公有制经济的重要形式，集体经济可以为农村集体行动直接提供资金支持，降低村民合作成本，提高村民合作收益，进而提升村民参与集体行动的意愿和能力，对促进农村集体行动具有显著的正向效应[24]。据此，本文提出如下假说：

H2：劳动力转移会阻碍村庄集体经济发展，进而抑制农村集体行动。

公共领导力在促进集体行动中发挥重要作用[25]。村庄领导人能够将个人领导力转化为公共领导力，通过充分整合各类治理资源，有效应对集体内部经济利益的异质性，为执行规则和解决冲突提供必要的权力结构[26]，增强村民对公共部门的信任[27]，从而影响村民的集体行动选择。在我国农村地区，村干部是组织农村公共事务治理的核心主体，其公共领导力的不足将导致村民自治制度难以得到正常发挥，基层村社组织丧失组织村民的能力，所造成的直接后果便是农村集体行动的衰败和农村公共事务治理的无效[26]。已有实证研究也表明，以村干部领导力为代表的村级公共领导力能够显著地促进农村集体行动[24]。但在城市经济社会发展带来的高福利预期吸引下，大量农村青壮年劳动力选择外出务工或经商，有文化、懂技能、会经营的乡村精英流失严重，导致村干部队伍建设难以按序实现正常的人员更新和升级，难以适应新时期多元化和现代化的基层治理要求[28]。据此，本文提出如下假说：

H3：劳动力转移会削弱村干部领导力，进而抑制农村集体行动。

(一)研究对象与数据来源

农村人居环境治理是一项长期任务，需要长效的管理机制与长期的资金投入。适度引导村民参与，探索村民筹资筹劳的有效实践路径是保障农村人居环境可持续治理的有效途径。村民参与农村人居环境治理实质上是农村集体行动的实现。以农村生活垃圾处理付费为例，若仅个别村民具有强烈的付费意愿，而其他村民的付费意愿不足，所筹资金可能难以满足运行管护的经费需求。即便部分村民选择付费并且所筹资金能够满足运行管护的经费需求，但由于其他村民搭便车现象的长期存在，也会严重影响付费村民的积极性，不利于农村生活垃圾可持续治理。可以看出，农村生活垃圾治理特别是筹资环节中存在大量的集体行动，需要村民间通过相互协商、相互配合才能达成。基于此，本文将以农村人居环境治理为例，在农村生活领域公共事务治理场景中实证检验劳动力转移对农村集体行动的影响。

本文的研究数据来源于四川省乡村振兴战略监测数据(1)详见：四川乡村振兴战略统计监测制度[EB/OL]国家统计局.(2010-05-23)[2022-07-06]http://www.stats.gov.cn/tjfw/dftjxmgl/dftjdczd/sc/201905/t20190523_1666730.html.。该数据是四川省统计局于2019年2月在全省范围内组织实施的涉农基层单位数据调查，具有调查内容全、样本大等特征，调查对象覆盖了四川省所有的县(区、市)、乡镇(街道)、村(涉农社区)，能够全方位展示四川省乡村振兴战略落地落实状态。在样本筛选方面，根据农村生活垃圾集中处理资金来源，可将样本村分为政府出资、村集体出资和村民自筹三类。本文旨在探讨人口外流对以村民自筹生活垃圾处理付费为代表的农村集体行动的影响及作用机制，而政府出资和村集体出资会对村民自筹产生挤出效应。若将这两类村庄纳入分析，将导致相应的回归结果产生偏误。因此，本文将政府出资和村集体出资两类样本村进行剔除，仅保留村民自筹出资的样本村和未进行生活垃圾集中处理的样本村，最终得到覆盖21个市(州)157个县(市、区)的9585个样本村在2018年的截面数据。

(二)变量选取与说明

1.被解释变量

本文实证模型选取的被解释变量是农村集体行动。借鉴已有研究，本文采用产出法(Output method)，即用集体行动的结果对其加以衡量[8]，并构建了农村集体行动响应以及农村集体行动强度作为农村集体行动的代理变量。就农村集体行动响应而言，若村庄进行了生活垃圾的集中处理，且主要资金来源于村民自筹，则认为是村民内部达成自筹付费的集体行动，此时赋值为1，反之为0。就农村集体行动强度而言，若村民内部达成自筹付费的集体行动，并且对全部生活垃圾进行集中处理，则认为是农村集体行动的响应强度大，此时赋值为2；
若村民内部达成自筹付费的集体行动，但仅对部分生活垃圾进行集中处理，赋值为1；
未对生活垃圾进行集中处理的村庄，赋值为0。

2.核心解释变量

劳动力转移是本文实证模型所关注的核心解释变量。已有研究通常使用村庄外流人口占比作为代理变量[9]，但并未对外流人口的概念界定进行明确，特别是外流时间达到多长才能被认定为外流人口。参考国家统计局发布的《2020年农民工监测调查报告》对农民工的概念界定(2)详见：《2020年农民工监测调查报告》[EB/OL]中国政府网.(2021-04-30)[2022-07-06]http://www.gov.cn/xinwen/2021-04/30/content_5604232.htm.，本文将外流人口界定为户籍仍在农村，年内外出时间超过半年以上的人口，并选用“村庄户籍人口中全年外出时间超过半年以上的人口占比”作为衡量劳动力转移程度的指标。

3.中介变量

村庄集体经济和村干部领导力是本文实证模型重点考察的中介变量。就前者而言，集体经济收入是衡量村庄集体经济发展水平的主要指标。本文使用2018年村庄集体经济收入衡量村庄集体经济的发展水平，以此作为村庄集体经济的代理变量。就后者而言，基于村“两委”班子专业化能力的综合评价(3)该结果由行政村自评，所在县(市、区)上级部门进行数据质量审核与数据验收，并由四川省统计局进行填报指导、逻辑性审核、数据质量评估分析等，由此确保数据的有效性与科学性。，将评价结果为不合格、合格、较强和强的依次赋值1～4，以此构建村干部领导力的代理变量。

4.控制变量

借鉴苏毅清等[17]选择控制变量的思路，从村庄社会经济属性、具体制度规则、自然地域条件等方面选择控制变量。村庄社会属性主要包括村庄人口规模，同时加入村庄人口规模的平方项以检验村庄人口规模与农村集体行动是否存在非线性关系；
村庄经济属性主要包括村民收入水平、农业发展条件、乡村旅游发展；
具体制度规则主要包括村民代表会议；
自然地域条件主要包括行政区域面积、平原地区、丘陵地区和山地地区。各控制变量的具体定义和描述性统计结果见表1。

表1 变量说明与描述性统计

由表1可知，在本文所使用的9585个样本村中，仅有1292个样本村达成村民自筹付费的集体行动，占比为13.5%。其中，村民自筹进行全部生活垃圾集中处理的有800个样本村，进行部分生活垃圾集中处理的有492个。可以看出，在推进村民自筹生活垃圾处理付费过程中，多数样本村的表现并不理想，在村民内部未能达成有效的集体行动。就劳动力转移而言，户籍人口中全年外出时间超过半年以上的人口占比小于5%、5%～15%、15%～25%和大于25%的样本村所占比重分别为24.3%、24.1%、16.1%和35.5%。这表明，样本村普遍存在大规模劳动力转移现象，与四川省作为劳动力输出大省的现实相符。同时，村干部的整体评价得分较好，村干部专业化能力评级为强、较强、合格和不合格的样本村占比分别为58.1%、27.1%、14.7%和0.15%。对于村庄集体经济而言，样本村的集体经济收入平均值为9.1万元，但存在较为明显的两极分化现象。集体经济收入小于1万元的样本村占比为44.6%，并且仍有28.1%的样本村没有村集体经济收入。

(三)模型设定

1.基准回归模型

为检验劳动力转移对农村集体行动的影响，本文设定如下基准模型：

Collectivei=α1+β1Migrationi+δ1Xi+εi

(1)

其中，下标i代表样本村编号。Collectivei是本文关注的被解释变量，主要包括农村集体行动响应和农村集体行动强度。Migrationi是本文重点考察的核心解释变量，表示i村户籍人口中全年外出时间超过半年以上的人口占比。Xi是一系列影响农村集体行动的社会经济属性、具体制度规则、自然地域条件等控制变量。εi是随机扰动项。

2.中介效应模型

本文采用中介效应模型检验劳动力转移对农村集体行动的作用机制。借鉴温忠麟和叶宝娟[29]的方法，本文设定如下中介效应模型：

Channeli=α2+β2Migrationi+δ2Xi+εi

(2)

Collectivei=α3+β3Migrationi+ωChanneli+δ3Xi+εi

(3)

其中，Channeli是本文关注的中介变量，主要包括村庄集体经济和村干部领导力。若(2)式中的Migrationi的系数β2以及(3)式中的Channeli的系数ω均显著，则表示中介效应存在。

(一)基准回归结果

由于本文关注的被解释变量农村集体行动响应和农村集体行动强度分别为二分类变量和有序分类变量，故分别使用Probit模型和有序Probit模型进行实证分析。表2是劳动力转移对农村集体行动响应的概率及强度影响的回归结果。在(1)和(3)列中，本文仅控制了村庄社会经济属性和具体制度规则相对应的事前特征变量。结果表明，劳动力转移在1%水平上对农村集体行动响应有负面影响，并且还会显著地降低村民对集体行动的响应强度。这一结果与已有在农村生产领域公共事务治理场景中的相关研究结论一致[10]。在(2)和(4)列中，本文加入了新的控制变量，包括行政区域面积、平原地区和丘陵地区。回归结果表明，劳动力转移对农村集体行动响应的概率及强度产生的负面影响依然显著，假说H1得到验证。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

为了保证基准结果的稳健性，本文进行了一系列稳健性检验，包括改变核心解释变量、重新筛选样本、工具变量(IV)估计等。具体的回归结果见表3。

第一，替代核心解释变量。农村人口空心化对村庄公共事务治理带来了严峻的挑战[2]，而劳动力转移是造成这一现象的直接原因。本文使用农村人口空心化对劳动力转移进行替代，在一定程度上能够更加直接地反映劳动力转移对农村集体行动的影响。借鉴李玉红和王皓[12]对农村人口空心化的识别方法，本文构建人口空心村作为劳动力转移的代理变量，若样本村全年外出时间超过半年以上人口占户籍人口的比例超过5%，赋值为1，否则为0。利用这一变量重新进行估计，表3中(1)和(4)列结果显示，劳动力转移对农村集体行动响应的概率及强度均有显著负向影响的结论依然成立。

第二，重新筛选样本。受经济、文化及地理位置等因素限制，四川省民族地区在脱贫攻坚时期是全国贫困面最大、贫困人口最多、贫困程度最深的地区之一[30]。经过多年的持续努力，四川省民族地区虽已摆脱贫困，并同步实现全面小康目标，但与省内其他地区相比，经济社会发展水平仍存在较大的差距。若将四川省民族地区的村庄纳入研究样本，可能导致估计结果存在偏差。为解决这一问题，本文剔除了四川省民族地区中3个自治州和4个自治县的村庄样本，然后进行重新估计。表3中(2)和(5)列汇报的结果表明，重新筛选样本后，前文研究结论仍然成立。

第三，工具变量估计。为排除遗漏变量和反向因果关系所产生的内生性问题对估计结果的影响，本文使用“公共交通”和“进村道路”作为劳动力转移的工具变量。其中，公共交通变量采用村庄是否开通公共交通进行衡量，开通赋值为1，否则为0；
进村道路变量采用进村主要道路路面状况进行衡量，回答为“砖、石板”、“砂石”、“水泥”和“柏油”的分别赋值为1-4。从实践情况看，上述工具变量同时满足与关键解释变量相关但与模型误差项无关两个条件。一方面，公共交通和进村道路变量均能有效地反映村庄交通基础设施建设水平，而交通基础设施改善能够降低劳动力转移成本，对农业劳动力的转移发挥“推力”效应[31]。另一方面，公共交通和进村道路变量很难直接影响村民自筹生活垃圾处理付费的决策，进而与模型中可能的遗漏变量无关。根据第一阶段的回归结果，公共交通和进村道路变量的系数均在1%的水平上显著为正，与预期结果一致，并且根据Stock和Yogo[32]提供的判断标准，第一阶段F值远大于10的临界值，通过了弱工具变量检验，说明“公共交通”和“进村道路”可作为劳动力转移的工具变量。如表3中(3)和(6)列所示，基于工具变量的估计结果支持基准回归结果。

表3 稳健性检验结果

(三)机制分析

根据前文研究假说，劳动力转移不仅能够直接影响农村集体行动，还能通过阻碍村庄集体经济发展和削弱村干部领导力，对农村集体行动产生间接影响。接下来，本文将使用中介效应模型对其进行检验。

1.基于村庄集体经济的中介渠道

表4的(1)列结果表明，劳动力转移会抑制村庄集体经济发展，回归系数为-0.059，这一结果在5%水平上显著。由(2)列可知，在引入中介变量后，核心解释变量和中介变量均对农村集体行动响应具有显著的影响，说明劳动力转移会通过阻碍村庄集体经济发展进而降低村民自筹生活垃圾处理付费决议的达成概率。同理，(3)列的结果表明，劳动力转移还会通过阻碍村庄集体经济发展进而削弱农村集体行动强度。这表明，劳动力转移会通过阻碍村庄集体经济发展进而降低农村集体行动强度，验证了假说H2。可能的解释是，劳动力转移导致农村地区不再是部分村民主要的生产与生活场所。这部分转移劳动力成为城市工业与服务业部门的重要生产要素投入，其消费能力对经济的拉动作用也从农村转移到城市，不利于村庄集体经济发展。集体经济的衰落进一步降低了村集体的公共事务治理能力，难以发挥对农村集体行动的带动作用。

表4 机制分析：村庄集体经济

2.基于村干部领导力的中介渠道

表5的(1)列结果表明，劳动力转移会对村干部领导力造成负向影响，这一结果在5%水平上显著。由(2)列可知，在引入中介变量后，核心解释变量和中介变量均对农村集体行动响应具有显著的影响，说明劳动力转移会通过削弱村干部领导力进而降低村民响应集体行动的概率。同理，(3)列的结果表明，劳动力转移也会通过削弱村干部领导力进而削弱农村集体行动强度。这表明，劳动力转移会通过削弱村干部领导力进而降低农村集体行动强度，验证了假说H3。可能的解释是，劳动力转移以青壮年劳动力为主，他们既是农村经济发展的中坚力量，也是村庄治理的重要参与者，带来的结果是农村经济社会发展衰落与乡村治理主体严重缺位。伴随劳动力转移规模加大，以地缘和血缘为主的社会网络关系的约束作用逐渐减弱，而乡村精英流失进一步导致村干部等公共领导力“后继无人”[28]。缺乏村干部的有效带动激励与监督约束，原子化村民因以个人利益为先，难以达成促进共同利益的集体行动。

表5 机制分析：村干部领导力

(四)异质性考察

本文试图从村民收入水平和村庄人口规模考察劳动力转移对农村集体行动影响的异质性，以此揭开前述全样本基准回归结果中掩藏的有益信息。

1.基于村民收入水平的异质性

表2中的结果显示，村民收入水平对农村集体行动响应和农村集体行动强度均具有显著的正向影响。可能的解释在于，收入水平提升不仅能够增强村民的经济能力，其参与集体事务的热情也越高且负担越低，相应的集体行动也越容易达成[33]。但对于外流村民而言，随着收入水平的提升，他们在常住地的留居和落户意愿均会显著提升[34]，相应地也进一步会降低对村庄的关联与依附程度。本文根据样本村的村民收入水平分布，将样本按照人均年收入分为15000元以下、15000～20000元以及20000元以上三组，分别表示低收入村庄、中收入村庄和高收入村庄三个类别。表6结果表明，劳动力转移对不同村民收入水平样本村的集体行动均产生了显著的负面影响。但从系数大小来看，以农村集体行动响应为例，劳动力转移的系数在低收入村庄、中收入村庄和高收入村庄分别为-0.522、-0.742和-1.423，说明随着村民收入水平的提升，劳动力转移对农村集体行动的抑制效应将逐渐增加。由此可以判断，劳动力转移对不同收入水平样本村的集体行动具有异质性影响。其中，高收入村在大规模劳动力转移背景下会更加容易陷入农村集体行动困境。

表6 异质性检验：村民收入水平

2.基于村庄人口规模的异质性

成员规模是影响集体行动的重要因素，规模过大会加剧搭便车问题，进而造成集体行动困境[35]。根据表2中的结果也可发现，村庄人口规模扩大会显著地抑制农村集体行动。在组织农村集体行动过程中，人口大村不仅需要协调更多的个人理性选择偏差，并且在大规模劳动力转移背景下，即便是转移程度相同，人口大村的转移规模也会明显大于其他村庄，进而带来更高的协商成本。换言之，相较于其他村庄，劳动力转移对人口大村所造成的负面影响可能更大。结合已有文献的做法，本文以户籍人口数量为标准，将样本按照村庄人口分为1500人以下以及1500人以上两组，分别表示非人口大村和人口大村两个类别。根据表7中的结果显示，劳动力转移对不同户籍人口规模样本村的集体行动均产生了显著的负面影响，但相应的系数大小存在异质性特征。不论是对农村集体行动响应还是农村集体行动强度，劳动力转移在人口大村中产生的负面影响均明显大于其在非人口大村的表现。由此可见，人口大村在大规模劳动力转移背景下会更加容易陷入农村集体行动困境。

表7 异质性检验：村庄人口规模

本文利用2018年四川省乡村振兴战略监测数据，以农村人居环境治理为例，系统考察了劳动力转移对农村集体行动的影响及其作用机制。研究结果表明，劳动力转移对农村集体行动具有显著的负向影响。经过改变核心解释变量、重新筛选样本、工具变量估计等一系列稳健性检验后，发现这一结论依然成立。进一步的机制分析表明，劳动力转移能够通过阻碍村庄集体经济发展和削弱村干部领导力来抑制农村集体行动。在对样本村的人口规模特征和收入水平特征进行异质性分析时发现，劳动力转移对农村集体行动的影响存在异质性，高收入村庄和人口大村在大规模劳动力转移背景下更加容易陷入集体行动困境。

在实施乡村振兴战略和新型城镇化进程持续加快的背景下，农村劳动力跨区域转移是我国当前与今后相当长时期的发展态势与特征。本文的研究结论表明，在农村生活公共事务治理场景中，劳动力转移仍是造成农村集体行动困境的主要因素，证实了劳动力转移所引致的消极公共事务治理效应。诚然，村民就公共事务进行协商达成的集体行动，确实能够增进集体共同利益，但常住村民和外流村民对集体共同利益的主观价值感知存在差异性。充分理解和尊重外流村民的个体理性选择及其行为逻辑，突出外流村民和常住村民的权责差异，是促成农村集体行动的基本原则，需要贯彻在协商活动开展、行动成本分担等各个行动环节。此外，造成农村集体行动困境的因素是多样的，而劳动力转移对农村经济社会发展所造成的负面冲击也是全方位的。如本文研究发现，阻碍集体经济发展和削弱村干部领导力都能够成为劳动力转移抑制农村集体行动的作用路径，因而要系统应对劳动力转移的消极效应，切忌“头疼医头”“脚疼医脚”，全面保障农村集体行动的经济资源和治理资源。

基于上述研究结论，有如下政策建议：第一，根据不同村庄公共事务治理场景特点，建立健全村民参与农村集体行动的成本分担机制，适当减少外流村民的成本分担份额，并在筹资筹劳的基础上，创新外流村民的成本分担形式，充分激活外流村民的在村闲置资产。第二，为有效应对劳动力转移所带来的村民协商活动组织难问题，应加快推进数字化赋能乡村治理，突破村民协商活动的物理空间限制，探索外流村民通过数字化方式参与村庄公共事务治理的有效实现途径，促进村民协商活动在线上线下实现同频共振，降低协商成本、提高协商效率。第三，辩证看待劳动力转移对村庄集体经济发展所带来的机遇与挑战，以壮大集体经济组织为抓手，通过土地流转、入股等方式实现闲置耕地和宅基地的集中，优化生产要素资源配置，促进集体经济高质量发展，夯实农村集体行动的经济基础。第四，因地制宜推进村干部职业化建设试点，加强村干部岗位对乡村精英的吸引力，并坚持实施驻村第一书记和工作队选派工作，保障村干部队伍建设的人才基础，加快提升村干部的公共领导力，切实发挥村干部在农村公共事务治理中的“组织员”职能。

猜你喜欢 集体行动公共事务领导力 几百万鲱鱼的集体行动思维与智慧·下半月(2022年5期)2022-05-17社区冲突：社区居民参与公共事务的路径研究中国非营利评论(2019年1期)2019-06-18领导力拓新 2018年度最具领导力中国医院院长评选揭晓中国医院院长(2018年20期)2018-12-21领导力愿望清单商业文化(2017年23期)2017-04-23《领导力21法则》人力资源(2017年2期)2017-03-10提高行政机关工作人员公文写作水平途径研究财会学习(2016年19期)2016-11-10微博时代：参与集体行动对群体情绪和行动意愿的影响心理研究(2015年1期)2015-10-27公共事务管理体制新模式分析中国管理信息化(2015年18期)2015-09-17我国第三部门发展：现状、问题与对策陕西行政学院学报(2014年3期)2014-09-04什么帖子容易被“小秘书”删除华声(2014年3期)2014-03-10