郭玫彤 張含宇

一、引言

近年來，勞動力流動和區(qū)域協(xié)調發(fā)展受到極大的關注。自2014年《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020年)》正式發(fā)布以來，中國的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略不斷推進。其中勞動力是影響地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的關鍵要素，其數(shù)量與質量既是實現(xiàn)人口和區(qū)域協(xié)調發(fā)展的關鍵因素，也是國家推進多重戰(zhàn)略與促進中西部地區(qū)發(fā)展的必然要求。然而自改革開放以來，中西部地區(qū)的勞動力大量外流，該現(xiàn)象嚴重阻礙了區(qū)域發(fā)展和社會進步。相關數(shù)據(jù)顯示，勞動年齡人口占比最低的10個省份分別是貴州、山東、湖南、河南、安徽、新疆、四川、重慶、西藏和廣西。除了山東外，主要是中西部地區(qū)省份(1)來源：第一財經(jīng)2020年12月08日http://www.itangjiu.com/news/20201208/51627.html.。青壯年勞動力流失率方面，貴州、河南、安徽和廣西流失率最高，2015年分別流失了29%、21%、20%和20%，這些地區(qū)同時存在嚴重的留守危機(2)來源：轉載自財經(jīng)雜志2019年02月09日https://mp.weixin.qq.com/s/s7_4Cbjwe6dWev-bWITYGw.。但是近年來，勞動力選擇回流返鄉(xiāng)的趨勢日漸明顯，正在對中國不同區(qū)域之間的發(fā)展關系和格局產(chǎn)生影響。相比于外來勞動力的流入，本地外出勞動力的回流一方面有利于勞動力回歸家庭，緩解“留守兒童”和“空巢老人”等問題，改善家庭整體的福祉；另一方面能夠利用家庭稟賦和社會資本等優(yōu)勢創(chuàng)造更大的投資回報，且相對而言更愿意為家鄉(xiāng)建設而出力。那么，引導和促進勞動力的回流，就需要通過對勞動力回流意愿的研究，進一步分析和把握影響回流意愿的邏輯。

“勞動力回流”指的是外出務工人員回鄉(xiāng)生活和工作，“勞動力回流意愿”指目前外出務工但尚未返鄉(xiāng)的人員的意愿。但影響實際回流與回流意愿的因素是相同的，增強外出勞動力的回流意愿是引導勞動力實際回流的重要前提，而勞動力的實際回流也是回流意愿的最終體現(xiàn)。外出勞動力的回流受兩種作用力影響：流入地的推力和流出地的拉力。相應的，勞動力的回流意愿也會在此類作用下產(chǎn)生。過去，勞動力更多時候是受到城市壓力(白南生、何宇鵬，2002；任遠、施聞，2017；厲偉等，2020)和戶籍限制(張吉鵬等，2020；吳賈、張俊森，2020)所帶來的推力，以及個人和家庭(王利偉等，2014；王子成，2013)等因素所產(chǎn)生影響而導致的被動回流，但是被動回流的勞動力普遍面臨著失業(yè)、就業(yè)不穩(wěn)定以及退回傳統(tǒng)農(nóng)耕等問題(白南生、何宇鵬，2002)；如今的勞動力回流傾向于受到流出地經(jīng)濟發(fā)展和就業(yè)機會增加(汪三貴等，2010)的拉力而主動回流，主動回流的勞動力具有一定的目的性和方向性，其通過家鄉(xiāng)經(jīng)濟和特定產(chǎn)業(yè)的發(fā)展尋求到生存和發(fā)展的機遇，從事較為高效的工作并獲得較為可觀的收益，滿足自身需求的同時也為家鄉(xiāng)帶來活力。如何充分利用流出地的積極因素提高勞動力的回流意愿，促進城鄉(xiāng)建設所需要的勞動力“主動回流”成為當今社會發(fā)展的重要議題。因此了解和把握勞動力回流意愿的特征差異及邏輯關系，有利于為中西部地區(qū)的協(xié)調發(fā)展提供經(jīng)驗，并對鞏固脫貧攻堅成果，進一步推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展等戰(zhàn)略的實施具有重要的現(xiàn)實意義。

其中旅游業(yè)的發(fā)展對部分較為不發(fā)達地區(qū)的影響越來越受到關注。近年來，作為服務業(yè)主導部門的旅游業(yè)在其自身產(chǎn)業(yè)鏈的縱向延伸和在與其他產(chǎn)業(yè)的橫向關聯(lián)上為地區(qū)經(jīng)濟增長和城鄉(xiāng)轉型升級注入活力。相關數(shù)據(jù)顯示，旅游消費對住宿業(yè)、民航和鐵路客運業(yè)、文娛業(yè)和餐飲業(yè)的貢獻率分別超過90%、80%、50%和40%(3)來源：中國青年報http://www.cyol.net/zqb/content/2009-11/06/content_2922576.htm.。目前旅游業(yè)在我國的發(fā)展極為迅速，休閑旅游已經(jīng)成為國人生活中不可或缺的一部分。根據(jù)相關統(tǒng)計，2019年旅游總收入達6.63萬億元，中國居民旅游支出在消費總支出中比重升至21.9%(4)來源：艾媒數(shù)據(jù)中心https://www.iimedia.cn/c1061/71582.html.。此外，疫情促使旅游需求呈現(xiàn)從國際向國內的顯性“內”化趨勢，且中西部地區(qū)因其獨特的自然生態(tài)、地廣人稀的空間格局、獨具特色的內陸文化，既滿足了大眾游客的安全需求，也滿足了閱歷漸豐的游客對自由、私密以及獨特體驗的向往，受到游客青睞(5)來源：《向內而生：中國旅行服務業(yè)發(fā)展報告2021》在京發(fā)布http://www.ctaweb.org.cn/cta/gzdt/202111/f02886941fc2414699e5ec1649cb6366.shtml.。而且近些年來，中西部區(qū)域的國內旅游接待人數(shù)增長速度更快(下降速度更慢)，與東部區(qū)域的差距不斷縮小。2020年東部、中部和西部的國內旅游接待人數(shù)分別為32.18億人次、30.35億人次和32.14億人次，預計中部和西部區(qū)域的國內旅游接待人數(shù)將超過東部區(qū)域(6)來源：《中國國內旅游發(fā)展年度報告2021》發(fā)布——“十四五”開局，國內旅游邁進高質量發(fā)展新階段https://baijiahao.baidu.com/s?id=1714035058988948225&wfr=spider&for=pc.。

回到家鄉(xiāng)是否能滿足其生存和生活的需求直接影響勞動力的回流意愿。增強回流意愿的方式莫過于提供維持個人及家庭美好生活所需的就業(yè)待遇及生活環(huán)境。旅游業(yè)作為一種勞動密集型產(chǎn)業(yè)，能提供多種類型的就業(yè)崗位，且相比于傳統(tǒng)制造業(yè)及工業(yè)，旅游業(yè)在其產(chǎn)業(yè)鏈延伸及降低能耗上具有一定的優(yōu)勢。在新型城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟消費結構升級的背景下，產(chǎn)業(yè)融合升級和社會文化發(fā)展逐漸成為地區(qū)發(fā)展的動力機制。旅游業(yè)能夠通過引導城鎮(zhèn)化的建設，推動經(jīng)濟和文化的發(fā)展(周少雄，2002；葛敬炳等，2009；翁鋼民等，2021)，從而改善人居環(huán)境，提高勞動力的回流意愿。

鑒于此，本文首先基于推拉理論分析中西部地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的影響機理，形成邏輯框架。其次根據(jù)國家衛(wèi)健委2017年的流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)(China migrants dynamic survey，簡稱 CMDS)對微觀個體勞動力的回流意愿進行識別，并將微觀數(shù)據(jù)與城市旅游業(yè)等宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行匹配，構建實證模型，從微觀個體層面考察旅游業(yè)發(fā)展對于勞動力回流意愿的影響。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是將城市宏觀數(shù)據(jù)與個體微觀數(shù)據(jù)進行匹配，同時控制城市、個體和家庭層面的影響，對勞動力回流意愿進行實證研究；二是進一步探究旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的影響機制以及所受到的調節(jié)作用；三是進一步考察個體和區(qū)域之間的異質性，為地方政府制定政策提供參考。

二、文獻綜述

(一)勞動力回流

在理論研究方面，回流問題作為勞動力人口遷移流動的一部分，其理論主要來自遷移理論。20世紀60年代，美國學者Lee(1966)提出了系統(tǒng)的人口遷移理論——“推拉理論”，將人口的遷移因素劃分為“推力”和“拉力”兩個部分，并進一步認為遷移受到流出地、流入地、遷移障礙和個人因素等四個方面的影響?！靶鹿诺浣?jīng)濟理論”將流動的原因解釋為追求個人利益最大化，傾向于將回流的勞動力視為“失敗者”(Constant and Massey，2002)。美國經(jīng)濟學家Lewis(1954)基于發(fā)展中國家勞動力遷移的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟模型，認為城鄉(xiāng)收入差距是影響流動的核心因素。相對于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門，現(xiàn)代工業(yè)部門較高的工資收益吸引大量勞動力不斷向城市中心地區(qū)轉移，但由于受到中國部分制度的局限，這部分外出勞動力難以在城市地區(qū)沉淀下來，面臨著回流和被回流的局面(康姣姣等，2021)?！靶逻w移經(jīng)濟理論”將決策個體轉向家庭，從家庭收入風險最小化的角度上分析勞動力的流動。通過流動，家庭中的成員被安排在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以外的城市部門，以收入組合多樣化在一定程度上分散家庭的收入風險(石智雷，2013)。當外出勞動力的資本積累達到家庭期望后，勞動力最終會回流，因此該理論將勞動力的回流視作一種“成功者”的行為(Constant and Massey，2002)?！靶鹿诺浣?jīng)濟理論”和“新遷移經(jīng)濟理論”雖然都是從經(jīng)濟決策角度對問題進行研究，但是二者的差異在于，前者是以“失敗者”定義的個人決策，后者則更傾向于以“成功者”定義的家庭決策。除了對“成功者”與“失敗者”的辨析之外，“結構主義理論”將回流的原因歸結為結構和制度的限制阻礙了流動人口獲取資源，從而導致勞動力被動回流(Chen and Wang，2015)，此外也還有“生命周期理論”和“社會網(wǎng)絡理論”等理論從不同的角度對回流進行深入的分析。但是多數(shù)理論側重于個體的分析，而缺乏對宏觀經(jīng)濟因素的解釋，因此需要將勞動力的遷移回流與國家區(qū)域經(jīng)濟的長遠發(fā)展有機結合起來。相比之下，“推拉理論”較為基礎且全面地概括了勞動力流動的微觀和宏觀因素，更適合分析流出地旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的影響。

在實證研究方面，國外學者對回流的研究多集中于跨國領域，從個人、家庭和社會制度等多方面對勞動力的遷移回流進行分析(Gmelch，1980；Stark，2003；Masferrer and Roberts，2012)。國內對回流問題的研究出現(xiàn)于20世紀末，李紅衛(wèi)(1990)指出，由于城鄉(xiāng)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)吸納勞動力的能力萎縮，國內已經(jīng)出現(xiàn)一股勞動力回流的浪潮。從微觀層面上看，勞動力回流是個人和家庭根據(jù)自身的特征所做的選擇。王利偉等(2014)和王子成、趙忠(2013)的研究指出，因年老難以負擔務工壓力，年齡越大回流的可能性越高。另有研究指出，人力資本要素對勞動力回流的影響存在積極和消極兩方面的影響(Zhao，1999；侯風云、張鳳兵，2007；李楠，2010；牛建林，2015)。同時，家庭的羈絆和家庭稟賦在影響勞動力的回流決策方面也發(fā)揮重要作用(石智雷、楊云彥，2012；任遠、施聞，2017)。康姣姣等(2021)的研究發(fā)現(xiàn)，受非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定和期望與家人團聚的影響，越來越多的外出勞動力選擇回流，其中西部外出勞動力回流率最高。此外，就社會關系而言，流出地的良好社會網(wǎng)絡則有利于回流者回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)(汪三貴，2010)。從宏觀層面上看，回流的主要原因在于流入地的就業(yè)困難，收入低和缺乏社會保障，以及流入地的戶籍和教育等方面的制度限制(白南生、何宇鵬，2002；任遠等，2017；張吉鵬等，2020；吳賈、張俊森，2020)。我國流動人口相比于本地人口在許多方面受到一定的限制，缺少社會保障、工作不穩(wěn)定、崗位和收入受到一定歧視、缺少住房條件等這些因素均會減弱流動人口融入本地的程度，讓流動人口產(chǎn)生“外來人”的身份感知，沒有本地人身份認知使得他們未來返回老家的可能性也較大(孫文凱等，2019)。同時，流出地的經(jīng)濟發(fā)展、就業(yè)機會的增加和基礎設施的完善等不僅為勞動力帶來更多生存發(fā)展的機會，也帶來更好的生活體驗，是拉動勞動力回流(汪三貴等，2010；趙磊，2015)的重要力量。

有關中西部地區(qū)勞動力的回流的研究主要集中在產(chǎn)業(yè)與勞動力的“雙轉移”上。經(jīng)過三十年勞動力外流,中西部地區(qū)出現(xiàn)不同程度的勞動力空心化現(xiàn)象,金融危機爆發(fā)后，東部沿海經(jīng)濟發(fā)展受到制約，加速了部分產(chǎn)業(yè)往中西部地區(qū)轉移的步伐，并伴隨著中西部地區(qū)戶籍勞動力的回流(陳浩、郭力，2012)。隨著中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)得到大力發(fā)展，其對勞動力的吸引力也逐漸增強，外流勞動力的回流意愿也有所提高。勞動力的回流不僅能夠增加中西部地區(qū)的勞動力供給,而且能夠提供大量具有一定人力資本的勞動力，為中西部地區(qū)發(fā)展提供必要的人力資源支撐(傅允生，2013)。林李月等(2020)學者進一步指出，要落實西部大開發(fā)和中部地區(qū)崛起等國家戰(zhàn)略，提升中西部地區(qū)對人才和優(yōu)質勞動力的吸引力，同時擴大產(chǎn)業(yè)承接力度、創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，以提高外出流動人口主動回流創(chuàng)業(yè)或就業(yè)的積極性和可持續(xù)性。

(二)旅游業(yè)發(fā)展影響研究

對于旅游業(yè)發(fā)展的影響，已有學者主要從旅游的經(jīng)濟、社會和環(huán)境影響三方面進行研究(王子新等，2005)。在經(jīng)濟方面，Shan and Wilson(2001)提出“旅游導向型經(jīng)濟增長假說(tourism-led growth hypothesis, TLGH)”，并且多位學者也從吸引外部投資、刺激地區(qū)消費和增加稅收等方面論證了假說的存在性(Sinclair，1998；Divisekera，2010；Lean and Tang，2010)。張華初、李永杰(2007)利用投入產(chǎn)出表定量測度，發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)對拉動關聯(lián)產(chǎn)業(yè)和促進國民經(jīng)濟發(fā)展具有重要作用。并且在促進不同產(chǎn)業(yè)部門和群體，尤其是女性群體的就業(yè)以及推動城鎮(zhèn)化上做出貢獻(Hemmati，1999；石培華，2003；鐘家雨等，2014；唐鴻等，2017)。在社會方面，旅游業(yè)發(fā)展還會通過個人行為、生活方式和文化價值等方面影響當?shù)氐纳鐣?劉振禮，1992；Fox，1997)。環(huán)境方面，基于自然的旅游業(yè)反過來也會對自然產(chǎn)生影響，一方面有助于開發(fā)并保護歷史遺跡，改善環(huán)境(Green et al.，1990)，但另一方面也會帶來負面的影響(宋力夫等，1985)。近幾年，中西部地區(qū)省市的文化產(chǎn)業(yè)和旅游產(chǎn)業(yè)綜合發(fā)展水平逐漸實現(xiàn)了對東部地區(qū)的趕超(劉祥輝，2021)。極為豐富且廣泛分布的旅游資源、得天獨厚的自然環(huán)境、源遠流長的文化歷史以及風格各異的民族文化是中西部地區(qū)發(fā)展旅游業(yè)的核心優(yōu)勢。在中西部經(jīng)濟發(fā)展過程中,旅游開發(fā)逐漸成為推動經(jīng)濟發(fā)展的重要推力。

除上述外，作為地區(qū)發(fā)展的關鍵產(chǎn)業(yè)之一，旅游業(yè)發(fā)展對于勞動力回流的影響作用在近年來也開始受到學者們的關注。旅游業(yè)的快速發(fā)展帶動經(jīng)濟的發(fā)展，提供大量就業(yè)機會的同時也提供勞動力就近就地就業(yè)的選擇，提高勞動力流出地對勞動力的拉力(蔣運華等，2012；姚海琴，2014；Liu et al.，2016)。旅游業(yè)作為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，能夠帶動一系列關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增強當?shù)氐木蜆I(yè)吸納能力，是拉動勞動力就業(yè)的關鍵，同時也帶動自主經(jīng)營，各類型的就業(yè)機會增多，勞動力的工資性收入和經(jīng)營性收入也隨之有所增加(張眾，2019；蘇彩云，2020)。此外，王心蕊、孫九霞(2021)指出旅游業(yè)發(fā)展能夠顯著提高勞動力回流意愿，并且新生代勞動力在家鄉(xiāng)發(fā)展旅游業(yè)的情況下，更傾向于發(fā)生回流。

綜上所述，不同理論和研究從不同角度對回流進行了較為深入的分析，雖然“回流”與“回流意愿”存在區(qū)別，但是二者都可使用相同的理論框架，一方面原因在于目前還沒有明確的理論來解釋回流意愿的決定因素；另一方面，研究表明有回流意愿的勞動力更有可能回流(Tezcan,2019)。現(xiàn)有文獻從個體特征、家庭稟賦、社會制度等方面分析了影響勞動力回流及其意愿的各種因素，但大部分研究多將回流的勞動力視為受到流入地推力的“被動”回流，較少注意到勞動力流出地區(qū)的發(fā)展對勞動力回流意愿的影響。部分關于旅游業(yè)與勞動力回流意愿的實證分析僅僅通過模型表現(xiàn)，亦或是基于某些案例地而進行的實地問卷調查，基于大范圍地區(qū)從宏觀角度進行的實證研究較為稀缺，缺少對二者之間理論機制的梳理與討論。在總結整理有關勞動力回流的理論發(fā)展和旅游業(yè)拉動勞動力回流的影響因素分析、機制分析以及存在的異質性分析等相關文獻的基礎上，本文將在區(qū)域宏觀發(fā)展的背景下，通過對理論和邏輯的梳理，著重分析流出地旅游業(yè)發(fā)展對流出勞動力回流意愿的影響。

三、理論分析與研究假設

以推拉理論為基礎的回流意愿分為兩類: 一類是流入地經(jīng)濟結構調整與社會制度限制給流入的勞動力帶來巨大的生活壓力與成本，同時也缺乏各種保障，該情況下產(chǎn)生的城市推力使其被迫回流；另一類是隨著政府支持發(fā)展的政策力度加大，各地區(qū)的基礎設施和公共服務等逐漸完善，為勞動力回流創(chuàng)造了條件，同時家鄉(xiāng)及家鄉(xiāng)附近的家庭稟賦、社會關系網(wǎng)絡和社會融入程度等因素也是拉動勞動力回流的重要拉力。從“推拉理論”的角度出發(fā)，作為流出地方面積極的“拉力”因素，旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的影響主要體現(xiàn)在宏觀方面。

圖1 理論框架

首先，旅游業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)(張華初、李永杰，2007)，其所涉及的“食(餐飲)、住(住宿)、行(交通)、游(游玩)、購(購物)、娛(娛樂)、體(體驗)”等各種要素涵蓋了交通運輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文化體育行業(yè)等眾多第三產(chǎn)業(yè)，并交叉滲透到第一和第二產(chǎn)業(yè)(楊穎，2008)。其具有勞動力需求量大，勞動力需求種類廣等特點，在改善產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構方面發(fā)揮重要作用，能夠有效滿足回流勞動力的生存和生活需求，是不容小覷的拉力之一。而且，旅游業(yè)被視為外生總需求的一部分通過乘數(shù)效應對地區(qū)收入和就業(yè)產(chǎn)生積極影響(趙磊，2015)，能夠縮小該遷出地與遷入地的的預期回報率的差距。當勞動力認為其回家鄉(xiāng)所能獲得的預期收益與外出務工所獲的收益差距不大，甚至優(yōu)于外出務工時，勞動力的回流意愿會增強。

此外，已有國外學者研究了旅游對城鎮(zhèn)化的影響(Van Loon et al.，2014)。城鎮(zhèn)化的發(fā)展是宏觀經(jīng)濟結構轉型發(fā)展的過程，也是促進經(jīng)濟增長的動力。外出勞動力處于一個往返流動的狀態(tài)，對工作地點的選擇不僅考慮經(jīng)濟發(fā)展情況，也會將生活條件考慮進去。隨著城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，一系列都市圈、城市群和城市帶等也不斷涌現(xiàn)，經(jīng)濟快速發(fā)展的同時也在提高人居環(huán)境的質量。家鄉(xiāng)經(jīng)濟和社會環(huán)境的變化與進步，能夠對外出勞動力的回流決策產(chǎn)生影響。中西部地區(qū)旅游資源豐富，發(fā)展?jié)摿薮?，豐富的旅游資源吸引資金流向中西部地區(qū)，發(fā)展旅游業(yè)是帶動經(jīng)濟發(fā)展的重要途徑。此外旅游帶來的文化交流影響，能夠起到增強民族團結的作用，是城鎮(zhèn)化進程的重要驅動力(吳必虎，2014；唐鴻等，2017)。旅游業(yè)的發(fā)展能帶動經(jīng)濟發(fā)展和促進一二三產(chǎn)業(yè)的融合，有利于改善地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構，促進城鄉(xiāng)聯(lián)動，特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提高了地區(qū)對勞動力的需求，從經(jīng)濟方面提高城鎮(zhèn)化水平(吳必虎，2014)；同時能夠推進城鄉(xiāng)人居環(huán)境和自然環(huán)境的建設，帶動新農(nóng)村的建設，促進城鎮(zhèn)現(xiàn)代化水平的提升，并通過文旅融合促進地區(qū)精神文化建設，滿足人民群眾的精神文化需求，從社會方面提高城鎮(zhèn)化水平(周少雄，2002；翁鋼民等，2021)。可以說，旅游業(yè)發(fā)展能夠通過各方面的效應提高當?shù)氐某擎?zhèn)化水平，增強了外出勞動力的回流意愿。

因此，本文提出以下假設：

H1：我國中西部地區(qū)旅游業(yè)的發(fā)展能夠提升外出勞動力的回流意愿。流出地所在的城市旅游發(fā)展越好，外出的勞動力回流意愿越強。

H1a：旅游業(yè)發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)的交叉滲透提高當?shù)氐膭趧恿π枨笏剑瑸樵摰貐^(qū)提供更多的就業(yè)機會，增強家鄉(xiāng)對外出勞動力的拉力，提高其回流意愿。

H1b：旅游業(yè)發(fā)展通過經(jīng)濟和社會效應提高當?shù)氐某擎?zhèn)化水平，改善了地區(qū)的生存發(fā)展環(huán)境，增強家鄉(xiāng)對外出勞動力的拉力，提高其回流意愿。

根據(jù)Rosen-Roback的城市空間均衡理論，勞動力的流動會受到收入、生活成本和城市宜居性等多方面的影響。類似的，在旅游業(yè)的發(fā)展背景下，回流意愿也會受到與旅游業(yè)發(fā)展息息相關的基礎交通與空氣污染兩方面因素的調節(jié)作用。

基礎交通是當?shù)鼐用窈屯獾赜慰统鲂杏斡[的基礎。改善基礎交通條件會提高當?shù)氐纳钏胶托腋８?，進而影響勞動力的回流意愿?，F(xiàn)有研究表明，基礎交通條件會對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展(黃書雷等，2021)、產(chǎn)業(yè)結構(俞峰等，2021)、農(nóng)村剩余勞動力轉移(李斌等，2019)以及收入水平(任曉紅等，2018；楊茜、石大千，2019)等產(chǎn)生不同程度的影響?；A交通條件對旅游業(yè)發(fā)展與勞動力回流意愿之間的關系存在兩方面的影響：一方面，基礎交通條件的提高改善了出行條件，增強對外出勞動力的回流拉力。家鄉(xiāng)經(jīng)濟的發(fā)展、就業(yè)結構的變化和社會的進步會對勞動力的回流意愿產(chǎn)生影響，尤其是當基礎交通條件越好時，生產(chǎn)經(jīng)營和生活出行將得到更大的便利，外出勞動力的回流意愿會因此得到提升。另一方面，交通條件的改善有助于提高旅游目的地的交通通達性，對當?shù)芈糜萎a(chǎn)品的開發(fā)以及旅游空間結構的優(yōu)化升級均有重要影響(余菲菲等，2015)?；A交通條件的改善，能夠更加充分地保障旅游活動的開展，兩者存在一個互補的關系。

除了日常生活的便利程度，空氣污染也會對人們的主觀幸福感產(chǎn)生影響，同時影響人們的身體健康和心理健康。近年來，城市的空氣質量逐漸受到重視，成為影響勞動力做出流動決策的重要因素。已有研究指出，空氣污染越來越成為影響勞動力選址的重要因素(孫偉增等，2019)。隨著人們對于良好環(huán)境需求的提升，城市的空氣質量在旅游業(yè)發(fā)展與勞動力回流意愿之間的關系上也存在作用。國家對旅游景區(qū)質量等級的劃分與評定標準著重強調了包括環(huán)境空氣質量標準在內的一系列指標，空氣質量對旅游業(yè)發(fā)展具有重要的影響。部分生活在密集都市圈的游客往往為了享受到新鮮的空氣而踏上旅途，優(yōu)質的空氣會對城市的旅游資源與旅游市場發(fā)展帶來直接或間接的影響，并從經(jīng)濟社會和生態(tài)文化等方面影響到當?shù)氐穆糜涡б?。良好的空氣質量既能提高旅游地的旅游質量，也能吸引勞動力。與此同時，空氣污染程度高，也會抑制勞動力的回流意愿?？諝馕廴緯档蜕钚腋８?，對人體健康產(chǎn)生不利的影響，一方面降低城市對勞動力的吸引力，一方面也削弱了旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的積極作用。

因此，本文提出以下兩個假設：

H2a：基礎交通條件的提高，會強化旅游業(yè)發(fā)展與勞動力回流意愿的正相關關系。

H2b：空氣污染程度的提高，會弱化旅游業(yè)發(fā)展與勞動力回流意愿的正相關關系。

四、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

本文基于2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查(CMDS)數(shù)據(jù)與169個城市數(shù)據(jù)匹配，并控制個人、家庭以及城市特征等因素，選用城市旅游人次比作為衡量城市旅游業(yè)發(fā)展水平的變量，分析流出地旅游業(yè)發(fā)展對流動勞動力回流意愿的影響。模型構建如下：

returnij=α+βtourismj+λXi+γZj+φh+μij

(1)

其中，returnij是一個二元變量，表示來自j城市的個體i的回流意愿；tourismj表示城市j的旅游人次比，代表該城市的旅游規(guī)模；Xi表示個體和家庭層面的控制變量，Zj表示流出地城市和流入地城市特征的控制變量；φh代表控制流入地省份的固定效應；μij為隨機擾動項。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文的微觀數(shù)據(jù)采用2017年CMDS數(shù)據(jù)。CMDS是一項大規(guī)模的全國性流動人口抽樣調查項目，采用分層、與流動人口成比例的PPS抽樣法于31個省、直轄市、自治區(qū)和新疆生產(chǎn)建設兵團對流動人口開展抽樣調查。CMDS 將在流入地居住一個月以上，非本地戶口的15—59周歲的人口定義為流動人口。2017年涉及的樣本量為16.999萬人。該調查包含流動家庭和人口的基本信息、流動性與就業(yè)特征以及衛(wèi)生計生和社會融合等方面的內容。流動人口調查樣本中勞動力占主要成分，能夠比較好地代表流動勞動力。本文主要考慮城鄉(xiāng)流動勞動力的回流意愿，因此將數(shù)據(jù)篩選范圍定義在年齡為15—59周歲的跨市流動勞動力樣本，其中不包括上學和參軍的樣本，并且經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗，剔除掉不完整的樣本數(shù)據(jù)。

城市層面的宏觀數(shù)據(jù)主要來源于2012—2017年《中國城市統(tǒng)計年鑒》與萬得數(shù)據(jù)庫，同時采用對應年份各地級市《國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、中國縣域統(tǒng)計年鑒以及部分地級市的統(tǒng)計年鑒對部分缺失值進行補充。CMDS數(shù)據(jù)的調查時間為2017年，因為考慮到經(jīng)濟發(fā)展的波動性以及某年可能出現(xiàn)的特殊情況，本文根據(jù)已有文獻的方法(張莉等，2017；武優(yōu)勐，2020)，采用2012—2016年的宏觀城市數(shù)據(jù)均值進行匹配。將兩者匹配后，剔除掉特征數(shù)據(jù)缺失嚴重的城市，最終匹配到的城市為中西部地區(qū)除新疆生產(chǎn)建設兵團外的18個省份，共計169個城市，得到51774個流出地屬于上述城市的微觀個體樣本。

(三)變量選取及特征

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為流動勞動力的回流意愿，指其未來一段時間返回家鄉(xiāng)生活的意愿。在研究回流意愿時，本文依據(jù)CMDS 問卷中提問被訪者“是否打算在本地長期居住以及居住幾年”的相關問題將被訪者進行分類，如果被訪者回答“不打算在本地居住并返鄉(xiāng)”或者“居住時間在5年及以下”，則將其定義為有回流意愿，賦值為1，否則賦值為0(吳賈、張俊森，2020；林李月等，2021)，同時將其中回答“沒想好”的樣本剔除。在篩選出的51774個樣本中，有回流意愿的勞動力樣本數(shù)量為19944人，占比約為39%。

值得一提的是，本文所指的“鄉(xiāng)”是“家鄉(xiāng)”的“鄉(xiāng)”，而不是“鄉(xiāng)村”的“鄉(xiāng)”。目前學界許多關于勞動力回流的研究多集中在農(nóng)村勞動力從城市回流等現(xiàn)象，但從一個城市流向另一個城市務工也是普遍存在的現(xiàn)象。流動勞動力包括農(nóng)村戶籍和城市戶籍的人口，他們會因為當?shù)氐陌l(fā)展落后或是為了追求更好的發(fā)展機會和上升空間而離鄉(xiāng)務工。一個城市包含著農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)地區(qū)兩部分，拋開城鎮(zhèn)談農(nóng)村和拋開農(nóng)村談城鎮(zhèn)這兩者均有失偏頗，因此需要從整體上看。鄉(xiāng)村勞動力可以回流到當?shù)爻擎?zhèn)就業(yè)，城市勞動力也可以到鄉(xiāng)村發(fā)展創(chuàng)業(yè)?？h城是良好的城鄉(xiāng)接點，“城-鎮(zhèn)-村”是全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的一大核心線索(7)來源：羅必良：發(fā)展縣域經(jīng)濟是鄉(xiāng)村振興重要路徑https://new.qq.com/rain/a/20210404A01IY800。。鄉(xiāng)村旅游、縣域旅游、城市旅游的發(fā)展都能創(chuàng)造出大量就業(yè)崗位，回流勞動力的選擇不僅僅可以是本鄉(xiāng)，也可以是本縣甚至是本市，就近工作既可以獲得經(jīng)濟收入，也可以兼顧家庭，具有較強的吸引力。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為樣本個體流出地的地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展，“旅游人次比”可以反映旅游者活動強度和流動規(guī)模，用地區(qū)旅游總人次與地區(qū)人口數(shù)之比來度量，為客觀反映各地市旅游規(guī)模狀況，本文選用此項指標作為旅游業(yè)發(fā)展的觀測指標(Sequeira and Nunes，2008；吳雪飛、趙磊，2019)。旅游總人次為國內外旅游人次的總和，地區(qū)人口數(shù)采用地區(qū)常住人數(shù)。

3.其他控制變量

為了控制其他因素的影響，根據(jù)已有文獻的基礎和本文的分析框架，本文控制了個體、家庭和城市特征這3個層面的影響因素。個體因素主要包括性別、年齡、受教育年限和就業(yè)性質；家庭因素包括是否有配偶、是否有子女留在家鄉(xiāng)、是否有父母留在家鄉(xiāng)、家庭月均收入、流入地是否有自己的房子、是否有宅基地、是否有承包地以及是否有集體分紅，其中在放入模型進行回歸時家庭月均收入進行了+1后取對數(shù)的處理；城市特征包括流出地人均GDP、全市二產(chǎn)從業(yè)人數(shù)占比、全市三產(chǎn)從業(yè)人數(shù)占比、城市規(guī)模和職工平均工資，以及流入地城市的人均GDP和城市規(guī)模，其中城市特征數(shù)據(jù)與核心解釋變量同樣取了2012-2016年的均值，放入模型進行回歸時人均GDP和職工平均工資均做了對數(shù)處理。為了進一步降低檢驗過程出現(xiàn)的偏誤，模型還加入了流入地省份的省份固定效應。

4.統(tǒng)計描述

表1列出了相關變量的說明及描述性統(tǒng)計。樣本中有39%的勞動力在未來五年內有回流的意愿，回流意愿總體較低。從個體特征可以看出，男女比例接近1∶1，平均年齡為35.33歲，受教育年限平均為10.31年，流動勞動力總體比較年輕，受教育程度較低，其中有32%的勞動力為雇主或者自主經(jīng)營。從家庭特征看，大部分受訪者擁有配偶，家庭月均收入在7653元左右，有孩子留在老家的占30%。但是否有父母留在老家的均值為0.02，比較低，可能原因在于“是否有父母留在老家”是根據(jù)問卷中被訪者所回答的“家庭成員情況”中“關系為父母”以及“父母留在戶籍地”所篩選出來的，但部分家庭可能由于分家或者多兄弟共同贍養(yǎng)等原因，沒有將留在老家的父母納入受調查的家庭成員中的一員，所以得到的占比偏低。此外，大約30%的受訪者在流出地擁有自己的住房，其中，45%的受訪者擁有承包地，60%的受訪者擁有宅基地，但僅有2%的受訪者享受到集體分紅。

五、實證結果分析

(一)基準回歸分析

被解釋變量是二元離散變量，用線性概率模型(LPM)和Logit模型進行分析各有優(yōu)劣之處，不少學者同時采用兩種模型進行估計(姚洋、張牧揚，2013；尹志超等，2014；董昕，2015)，并對二者結果進行比較。因此，本文參照已有文獻的做法，同時采用LPM模型和Logit模型進行估計，估計結果如表2所示。其中①列和②列分別是不納入任何控制變量的LPM模型和Logit模型的結果，③列和④列分別是加入個體特征控制變量、家庭特征控制變量和城市特征控制變量的LPM模型和Logit模型，⑤列和⑥列分別是進一步控制了流入地省份固定效應的LPM模型和Logit模型。其中將家庭月均收入、城市人均GDP和職工平均工資進行了對數(shù)的處理。

通過逐漸加入控制變量以及控制流入地省份固定效應，兩個模型的擬合效果均逐漸增強。從表2 的⑤、⑥列可以看出，兩個模型的估計結果基本一致，各解釋變量對回流意愿的影響基本一致，大部分變量均在1%的水平上顯著。且在兩個模型中，各解釋變量對流動勞動力回流意愿的影響方向也是一致的。第⑦列給出了第⑥列Logit模型的幾率比，幾率比指勞動力回流發(fā)生的可能性與不發(fā)生的可能性之比：若變量的回歸系數(shù)為正值，意味著勞動力回流發(fā)生的比率會增加，幾率比值大于1；若變量的回歸系數(shù)為負，則勞動力回流發(fā)生的比率會減少，幾率比值小于1。鑒于整體回歸中LPM模型和Logit模型的估計結果基本相同，且機制變量與調節(jié)變量均為連續(xù)變量，為了保持機制分析的統(tǒng)一性以及便估計檢驗，下文的機制檢驗和調節(jié)效應均采用LPM模型。

表1 變量說明及其特征

核心解釋變量旅游業(yè)發(fā)展對勞動力的回流意愿產(chǎn)生正向影響，流出地旅游業(yè)發(fā)展水平越高，流動勞動力回流意愿越強，表明了家鄉(xiāng)旅游業(yè)發(fā)展對外出勞動力的吸引，驗證了H1。從幾率比可以看出，當家鄉(xiāng)旅游規(guī)模提升1單位時，勞動力回流意愿會提高1.1%。在控制其他條件不變的情況下，男性、年齡較小和受教育程度較低的勞動力更傾向于發(fā)生回流。對于男性群體來說，其在外所面臨的置業(yè)壓力更大，但若其回鄉(xiāng)則實現(xiàn)置業(yè)的機會更大且相對來說能過上更加體面的生活，因此男性勞動力回鄉(xiāng)的意愿相對更強，而部分家鄉(xiāng)小城市的生活狀況、工作環(huán)境和輿論氛圍等對女性來講比較不友好，因此男性的回流意愿會大于女性。目前的外出打工的年輕人往往面臨更大的子女教育門檻和住房門檻，大城市的過度擁擠以及機會渺茫滿足不了許多年輕人的追求，且現(xiàn)在中西部地區(qū)各城市的發(fā)展前景越來越好，更多年輕人會因此受到吸引而回流返鄉(xiāng)。相比之下有一定年紀的人已經(jīng)在外積累了一定的資產(chǎn)與人脈關系，逐漸適應了大城市的生活，回流意愿會比較低。受教育水平越高的人積累的物質資本和人力資本越高，有助于其在外的打拼和生活，相反，在中西部經(jīng)濟快速增長的情形下，受教育水平較低的勞動力返回家鄉(xiāng)更能找到生存發(fā)展的機會。有無孩子或者父母留在老家也會對回流意愿有影響，有孩子或者父母留在老家的個體與家鄉(xiāng)之間的聯(lián)系更緊密，也更傾向于回流返鄉(xiāng)。若家中仍保留著宅基地，則個體的回流意愿會顯著增強，而在流入地擁有自己房子的勞動力則更加愿意留在本地。但家鄉(xiāng)是否有承包地與分紅對勞動力回流意愿影響不顯著。小規(guī)模分散的承包地種植收益不高，大部分外出打工者不愿意依靠細碎零散的土地從事小農(nóng)經(jīng)濟，而且土地承包經(jīng)營權具有可流轉性，可以通過流轉獲得額外的收益，補貼其在外打工的生活開支，但是該部分對其是否有回流意愿影響不顯著。

(二)內生性問題

在基準回歸中，雖然采用滯后五年內的均值數(shù)據(jù)以及部分相關性較強的控制變量在一定程度上克服了潛在的內生性問題，但仍可能會存在無法被捕捉的某些因素，因此旅游業(yè)對勞動力回流意愿影響的估計可能會發(fā)生內生性風險，如存在同時影響兩者的遺漏變量或者統(tǒng)計存在測量誤差問題等。一般情況下，當存在遺漏變量、變量的內生性問題和測量誤差時，需要利用工具變量對模型進行重新檢驗，以便考察結論的穩(wěn)健性。利用“豪斯曼檢驗”和“杜賓—伍—豪斯曼檢驗”進行內生性檢驗，P值為0.00，均在1%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設，說明存在較強的內生性問題，這將會導致模型的最小二乘估計有偏和非一致。

借鑒吳雪飛、趙磊(2019)的文章，選取森林覆蓋率作為旅游業(yè)的工具變量。森林覆蓋率體現(xiàn)了地理因素對旅游業(yè)的影響，并且與回流意愿的相關性不強，符合工具變量外生性的要求; 此外，森林覆蓋率反映了地區(qū)的生態(tài)環(huán)境狀況，而生態(tài)環(huán)境狀況是吸引旅游者的一大前提條件，因而森林覆蓋率又與旅游業(yè)相關。其中，“最小特征值統(tǒng)計量(minimum eigenvalue statistic)”為9968.95，大于10%水平臨界值16.38，經(jīng)驗上此統(tǒng)計量大于10則視為拒絕“存在弱工具變量”，且Cragg-Donald wald F統(tǒng)計量和Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量和均大于10%水平的Stock-Yogo檢驗臨界值16.38，所以顯著拒絕“工具變量弱識別”的原假設。

綜合來看，可以判斷出工具變量與內生變量之間具有較強相關性且有效。表3報告出以森林覆蓋率作為工具變量的兩階段最小二乘法回歸結果?；貧w系數(shù)分別為0.00993，在1%的水平上顯著，同基準回歸結果比較，運用工具變量回歸得到的旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的促進效應更大，進而說明利用普通最小二乘法回歸時核心解釋變量的內生性問題會導致回歸結果產(chǎn)生明顯地向下偏倚。

表2 基本回歸結果

表3 工具變量回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步考察研究結論的有效性，本文采用了改變模型設定形式、更換核心解釋變量和改變固定效應設定的方式進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗同基準回歸模型納入的控制變量一致。表4中的檢驗①通過改變數(shù)據(jù)的分布形式采用Probit模型進行估計，檢驗②采用人均旅游收入來衡量地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展水平，進行穩(wěn)健性檢驗，并將人均旅游收入進行對數(shù)形式的處理，①②同時也控制了省份固定效應，檢驗③將省份固定效應更改為控制流入地的城市固定效應，檢驗②③采用的是LPM模型。表4顯示相應的回歸結果均是一致的。

表4 穩(wěn)健性檢驗

六、拓展分析

(一)機制檢驗

本文通過構建以下模型來進一步探討旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的影響機制。機制變量為“勞動力需求水平”和“城鎮(zhèn)化水平”。其中“勞動力需求水平”借鑒孫偉增等(2019)的做法，構造了Bartik Index來反映各個城市對勞動力的需求水平(8)Bartik Index的計算方法：以本城市分行業(yè)就業(yè)人數(shù)比例作為權重，以全國分行業(yè)就業(yè)人數(shù)增長率作為勞動力需求的度量指標，通過求取加權平均計算得到城市綜合勞動力需求指數(shù)。，“城鎮(zhèn)化水平”則用該城市的城鎮(zhèn)化率表示。具體模型設定如下：

BIj=a1+a2tourismj+a3Xi+a4Zj+φh+μij

(2)

returni=a5+a6tourismj+a7BIj+a8Xi+a9Zj+φh+μij

(3)

urbanj=a10+a11tourismj+a12Xi+a13Zj+φh+μij

(4)

returni=a14+a15tourismj+a16urbanj+a17Xi+a18Zj+φh+μij

(5)

首先，將自變量tourismj與因變量returni進行模型(1)的回歸，自變量的系數(shù)β顯著；接著將自變量tourismj與變量BIj進行模型(2)的回歸，自變量的系數(shù)a2顯著；最后，將自變量tourismj和變量BIj同時與因變量returni進行模型(3)的回歸，若變量urbanj的系數(shù)a16顯著則證明該機制存在。模型(4)和(5)同理。

模型的估計結果如表5所示。首先，在模型(1)中β在1%的顯著性水平上顯著，同時在模型(2)中，a2在1%的顯著性水平上顯著，說明旅游業(yè)發(fā)展能提高當?shù)貙趧恿Φ男枨?，在模?3)中，將旅游業(yè)發(fā)展水平與勞動力需求水平同時加入模型中，可以發(fā)現(xiàn)a6和β的符號相同，均為正號，但a6相對于β在數(shù)值上降低了，且a7符號為正，并且在10%的顯著性水平上顯著，說明在該模型中，勞動力需求水平的加入使得旅游業(yè)發(fā)展水平對勞動力回流意愿的效應降低了，同時也說明了城鎮(zhèn)化水平這一機制的存在，驗證了H1a。同理，模型(4)(5)也驗證了城鎮(zhèn)化水平是旅游業(yè)發(fā)展與勞動力回流意愿之間的一個影響機制。

表5 機制分析

(二)調節(jié)效應分析

調節(jié)效應主要分析外出勞動力的家鄉(xiāng)基礎交通條件和空氣污染程度對旅游業(yè)發(fā)展與回流意愿影響的調節(jié)作用。其中，基礎交通條件用變量“人均道路鋪裝面積”來表示，空氣污染程度用變量“PM2.5的濃度”來表示。在模型(1)的基礎上，加入調節(jié)變量以及調節(jié)變量與自變量的乘積項，構造調節(jié)效應模型(6)和(7)。

returni=b1+b2tourismj+b3perroadj+b4tourismj*perroadj+b5Xi+b6Zj+φh+μij

(6)

returni=b7+b8tourismj+b9pm2.5j+b10tourismj*pm2.5j+b11Xi+b12Zj+φh+μij

(7)

由模型(6)可得模型(8)：

returni=b1+tourismj(b2+b4perroadj)+b3perroadj+b5Xi+b6Zj+φh+μij

(8)

由模型(7)可得模型(9)：

returni=b7+tourismj(b8+b10pm2.5j)+b9pm2.5j+b11Xi+b12Zj+φh+μij

(9)

由模型(8)和(9)可得，基礎交通條件作為調節(jié)變量時，旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的調節(jié)效應為(b2+b4perroadj)；同理，空氣污染作為調節(jié)變量時，旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的調節(jié)效應為(b8+b10pm2.5j)。

調節(jié)效應的估計結果及其對比如表6所示。表6的模型(6)和模型(7)均在基準回歸模型(1)的基礎上分別加入了基礎交通與旅游業(yè)發(fā)展的交乘項和空氣污染與旅游業(yè)發(fā)展的交乘項。從估計結果來看，旅游業(yè)發(fā)展對回流意愿的影響依舊呈現(xiàn)顯著的正向影響；而基礎交通與旅游業(yè)發(fā)展的交乘項系數(shù)在10%的顯著性水平上為正，說明基礎交通對旅游業(yè)發(fā)展與回流意愿之間的關系具有積極的調節(jié)作用，驗證了H2a；同時，空氣污染與旅游業(yè)發(fā)展的交乘項系數(shù)在5%的顯著性水平上為負，說明空氣污染對旅游業(yè)發(fā)展與回流意愿之間的關系具有消極的調節(jié)作用，驗證了H2b。

表6 調節(jié)效應分析

(三)異質性分析

由于流動勞動力在個體特征上存在較大差異，因此本文從戶籍性質和流出地區(qū)的角度對流動勞動力樣本進行分組回歸，考察旅游業(yè)發(fā)展對流動勞動力回流意愿的異質性影響效果。在分組回歸中采用表2第⑤列的LPM模型和第⑥列的Logit模型進行估計，并回報幾率比。估計結果如表7所示。

1.農(nóng)業(yè)戶籍與非農(nóng)戶籍的異質性。

張吉鵬等(2020)的研究指出，勞動力回流以農(nóng)村戶籍群體為主，但是也有很大比重是城市戶籍，其中不同戶籍性質的群體受到旅游業(yè)發(fā)展的影響不同。從表中結果可以看出，樣本中農(nóng)業(yè)戶籍人數(shù)占比約為81.2%，農(nóng)業(yè)戶籍勞動力樣本的系數(shù)顯著為正，旅游業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)戶籍勞動力具有正向且更顯著的影響，旅游規(guī)模提高1單位，回流意愿提高1.4%。這可能與農(nóng)村戶籍勞動力具有較為濃厚的鄉(xiāng)土情結以及對家鄉(xiāng)的變化更具有敏感度有關。加之近年來，現(xiàn)代鄉(xiāng)村旅游作為旅游產(chǎn)業(yè)的一大重要組成部分，越來越受到各界人士的關注，鄉(xiāng)村旅游的迅速發(fā)展以及一系列鄉(xiāng)村旅游政策的提出使得農(nóng)村戶籍勞動力的回流意愿越來越強烈。

表7 異質性分析

2.中部地區(qū)與西部地區(qū)的異質性。

按照地理區(qū)位劃分，本文將169個中西部地區(qū)城市劃分為“中部城市”和“西部城市”兩類，樣本中從中部地區(qū)和西部地區(qū)流出的勞動力大約各占一半。旅游業(yè)發(fā)展對遷移勞動力回流意愿影響效果的大小，不僅受到城市特征的影響，同時也會受到環(huán)境發(fā)展變化程度的影響。從表中可以看出，西部地區(qū)勞動力樣本的系數(shù)顯著為正，旅游規(guī)模提升1單位，回流意愿提高3%，而中部地區(qū)勞動力樣本的系數(shù)為負，旅游業(yè)發(fā)展對西部地區(qū)勞動力具有更強烈的影響。這可能由于中部地區(qū)相對來說經(jīng)濟較為發(fā)達，生存環(huán)境一直以來均優(yōu)于西部地區(qū)，因此對于中部地區(qū)的人來說，家鄉(xiāng)旅游業(yè)發(fā)展帶來的變化對該地區(qū)的影響較為不顯著，而西部地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展帶來的變化較大，并對該地區(qū)的勞動力產(chǎn)生更加顯著的影響，從而西部地區(qū)的外出勞動力受到該變化的吸引更強，由此產(chǎn)生更強的回流意愿。

七、結論及啟示

勞動力由中西部地區(qū)大規(guī)模流出是我國改革開放以來的普遍現(xiàn)象。勞動力在持續(xù)“外流”的同時也一直伴隨著部分回流。在國家戰(zhàn)略推進和旅游業(yè)蓬勃發(fā)展的經(jīng)濟社會背景下，勞動力回流到中西部地區(qū)將逐漸成為區(qū)域協(xié)調發(fā)展的新趨勢。本文利用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)與169個中西部地區(qū)城市匹配，研究分析了家鄉(xiāng)旅游業(yè)發(fā)展對勞動力回流意愿的影響，實證分析結果顯示，旅游業(yè)發(fā)展水平顯著影響外出勞動力的回流意愿，家鄉(xiāng)旅游業(yè)發(fā)展水平越高，回流意愿就越強。并且旅游業(yè)發(fā)展會通過提高勞動力需求水平和城鎮(zhèn)化水平進而提升勞動力的回流意愿，同時，當?shù)氐幕A交通狀況與空氣污染程度均會對兩者之間的關系產(chǎn)生調節(jié)作用。通過異質性分析發(fā)現(xiàn)，旅游業(yè)發(fā)展帶來的變化對農(nóng)業(yè)戶籍勞動力和西部地區(qū)勞動力的吸引力更強。不同于以往大部分基于流入地“擠出效應”的視角對勞動力回流的研究，本文從“主動回流”的視角出發(fā)，對旅游業(yè)發(fā)展如何提高勞動力回流意愿的問題進行研究，將中西部地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展作為核心變量，關注流出地產(chǎn)生的拉力，從宏觀層面探究旅游對勞動力回流意愿的影響。

當今社會依舊是一個充滿鄉(xiāng)土情結的社會，“離土不離鄉(xiāng)”一直是中國大部分遷移者的常態(tài)，每位游子身上都帶著濃厚的家鄉(xiāng)情懷。相比于外出到陌生的城市務工，留在本土城市就業(yè)也是勞動力回流的一大選擇，這對于降低務工成本、照顧家庭、緩解留守兒童和空巢老人問題以及緩解貧困問題都有重要的幫助。無論是從中國傳統(tǒng)文化孕育形成的鄉(xiāng)土情結，還是從旅游業(yè)發(fā)展所帶來的積極的經(jīng)濟和社會發(fā)展趨勢，都突顯了對勞動力回流意愿的拉動作用。2014年，國務院出臺的《關于促進旅游業(yè)改革發(fā)展的若干意見》進一步指出：旅游業(yè)發(fā)展在促進我國中西部地區(qū)協(xié)調發(fā)展，帶動中西部貧困地區(qū)脫貧致富，促進我國經(jīng)濟增長及生態(tài)改善方面的重大意義。因此，本文得出以下幾方面的啟示：

第一，中西部地區(qū)應利用自身獨特的地理環(huán)境與人文景觀優(yōu)勢，積極發(fā)展旅游等多元產(chǎn)業(yè)，并積極發(fā)揮旅游業(yè)的產(chǎn)業(yè)帶動優(yōu)勢和就業(yè)帶動效果，積極招商引資，促進資本的流入，增加對人的吸引力，進而形成產(chǎn)業(yè)發(fā)展與勞動力回流相互促進的正向循環(huán)。

第二，通過旅游經(jīng)濟發(fā)展推動城鄉(xiāng)基礎交通和設施進行不斷改善，并積極促進文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時也要依據(jù)回流勞動力的特點和需求制定合理的政策，引導產(chǎn)業(yè)、生產(chǎn)要素和人力資本向小城鎮(zhèn)流動，實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化和勞動力回流的雙向循環(huán)。

第三，因地制宜發(fā)展特色的鄉(xiāng)村旅游和城市旅游，充分挖掘旅游價值，同時也需要大力保護旅游資源與生態(tài)環(huán)境，營造一個充滿自然和文化魅力的城鄉(xiāng)協(xié)調聯(lián)動格局，塑造獨特的優(yōu)勢以吸引勞動力的回流。