摘要： 在新型城鎮(zhèn)化下，教育公共品如何有效配置至關(guān)重要。本文利用2001年撤點(diǎn)并校作為外生沖擊，使用地市間政策力度差異和出生隊(duì)列變化構(gòu)造隊(duì)列雙重差分模型進(jìn)行研究。研究發(fā)現(xiàn)，撤點(diǎn)并校顯著提高了農(nóng)村個(gè)體的流動(dòng)概率——個(gè)體上小學(xué)其間所在地市每千名小學(xué)生每年每減少1所學(xué)校，將使其成年后流入城市的概率提高1%。該結(jié)果經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。機(jī)制分析表明，撤點(diǎn)并校通過提高農(nóng)村個(gè)體的人力資本積累而促進(jìn)其成年后流入城市。男性、生活在條件較差地區(qū)、家庭背景較好的個(gè)體受撤點(diǎn)并校的影響更大。此外，撤點(diǎn)并校有助于提高農(nóng)村個(gè)體的未來收入。本研究結(jié)果為相關(guān)政策制定者如何優(yōu)化教育資源配置以及提高城鄉(xiāng)融合提供了實(shí)證依據(jù)。

關(guān)鍵詞： 撤點(diǎn)并校； 人口流動(dòng)； 人力資本

中圖分類號(hào)： F299.24；F323.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)： 1671-7023（2024）05-0041-12

一、引 言

城鎮(zhèn)化是各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必經(jīng)之路，這已成為普遍共識(shí)。城鎮(zhèn)化對(duì)提升居民收入、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要意義[1]。過去數(shù)十年間，我國(guó)經(jīng)歷了快速的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，流動(dòng)人口已成為中國(guó)城鎮(zhèn)人口的重要組成部分[2]。第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)常住人口城鎮(zhèn)化率已達(dá)63.89%①。在城鎮(zhèn)化的趨勢(shì)下，城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育格局也發(fā)生了巨大變化。2001年全國(guó)范圍內(nèi)開展的撤點(diǎn)并校大力推動(dòng)了“教育城鎮(zhèn)化”②。已有文獻(xiàn)主要探討了撤點(diǎn)并校導(dǎo)致的教育公共產(chǎn)品調(diào)整對(duì)個(gè)體的短期影響[3]。例如，有研究表明，學(xué)校關(guān)閉會(huì)因中斷效應(yīng)而不利于兒童的學(xué)習(xí)表現(xiàn)[4][5]；也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)環(huán)境的改善對(duì)受影響兒童產(chǎn)生了積極影響[6][7]。

然而，現(xiàn)有研究幾乎均避開了對(duì)個(gè)體流動(dòng)行為的討論。例如，梁超和王素素（2020）[3]將樣本限定為農(nóng)村地區(qū)個(gè)體，刪除了不在本市出生、不是本市戶籍的流動(dòng)樣本。值得注意的是，首先，關(guān)于教育與流動(dòng)決策的討論對(duì)于理解人口流動(dòng)和社會(huì)階層變遷具有重要意義[8]。教育布局與人口空間分布密切相關(guān)、相互依存。其次，教育公共品調(diào)整以及由此引發(fā)的上學(xué)成本提升或資源配置改善，均可能對(duì)個(gè)人或家庭的流動(dòng)行為產(chǎn)生影響[9]。已有部分研究為教育公共品調(diào)整對(duì)個(gè)體的早期流動(dòng)提供了數(shù)據(jù)支撐[10][11]。然而，關(guān)于教育公共品對(duì)個(gè)體流動(dòng)的影響研究尚缺乏因果識(shí)別，且較少研究探討教育公共品對(duì)個(gè)體流動(dòng)的長(zhǎng)期影響。最后，忽略流動(dòng)人口不僅會(huì)忽視教育對(duì)流動(dòng)的重要作用，也可能造成樣本選擇問題，進(jìn)而帶來結(jié)果估計(jì)的偏誤。

為此，使用2014年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），利用2001年撤點(diǎn)并校作為外生沖擊，本文試圖回答以下三個(gè)問題：首先，撤點(diǎn)并校導(dǎo)致的教育公共品調(diào)整是否會(huì)影響個(gè)體成年后的流動(dòng)行為？其次，這種影響是如何作用于個(gè)體流動(dòng)行為的？最后，撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體流動(dòng)行為的影響在不同群體中是否表現(xiàn)出差異性？

本文對(duì)已有研究的創(chuàng)新與貢獻(xiàn)之處可能體現(xiàn)在以下三個(gè)方面。

第一，本文對(duì)研究教育基礎(chǔ)設(shè)施配置對(duì)個(gè)體長(zhǎng)期影響的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了補(bǔ)充。在城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，中央政府出于提升教育質(zhì)量和推動(dòng)教育公平的目的，對(duì)基礎(chǔ)教育階段的學(xué)校布局進(jìn)行了調(diào)整。然而，地方政府執(zhí)行中央政策的效果如何，仍然存在較大不確定性[12]。教育基礎(chǔ)設(shè)施配置中的短期上學(xué)成本提升效應(yīng)和長(zhǎng)期資源配置改善效應(yīng)孰輕孰重值得我們深入探討。此外，現(xiàn)有研究多關(guān)注交通基礎(chǔ)設(shè)施或公共衛(wèi)生設(shè)施對(duì)個(gè)體的作用[13]，而較少探討教育基礎(chǔ)設(shè)施配置對(duì)個(gè)體的影響[14]，為此，本文通過考察撤點(diǎn)并校對(duì)農(nóng)村個(gè)體后期的流動(dòng)行為的影響，不僅為評(píng)估撤點(diǎn)并校的長(zhǎng)期影響提供了全新視角，也對(duì)教育基礎(chǔ)設(shè)施配置對(duì)個(gè)體的長(zhǎng)期影響的研究形成了補(bǔ)充。除了影響人力資本以外，本文揭示了撤點(diǎn)并校對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的一個(gè)意外作用——撤點(diǎn)并校顯著提高了農(nóng)村個(gè)體成年后的流動(dòng)概率。

第二，現(xiàn)有的政策評(píng)估研究往往沒有將流動(dòng)人口納入考量。與農(nóng)村家庭教育和流動(dòng)相關(guān)的研究主要關(guān)注留守兒童和流動(dòng)兒童，而且它們往往將流動(dòng)視為因、教育視為果，忽略了個(gè)體流動(dòng)的具體機(jī)制以及教育對(duì)流動(dòng)的重要作用[9]。撤點(diǎn)并校實(shí)施以后，農(nóng)村小學(xué)快速縮減，并可能由此引發(fā)農(nóng)村人口的早期流動(dòng)和成年后流動(dòng)。邢春冰（2016）[9]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)學(xué)校數(shù)量的減少顯著提高了居民遷出的概率。撤點(diǎn)并校推進(jìn)了學(xué)齡人口及其父母的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，阻礙了流動(dòng)人口回流[11]，實(shí)現(xiàn)了“城鎮(zhèn)化”的第一步[10]。遺憾的是，現(xiàn)有研究均僅考察了撤點(diǎn)并校對(duì)家庭早期遷移的作用，少有探討撤點(diǎn)并校對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程是否具有深遠(yuǎn)影響。此外，上述部分研究存在僅依賴簡(jiǎn)單線性回歸、未能準(zhǔn)確識(shí)別個(gè)體在受政策影響期間的上學(xué)地點(diǎn)、研究樣本中包括了未受政策影響的群體（例如，沒有子女的成人）等不足，這些缺陷導(dǎo)致現(xiàn)有研究未能清晰地識(shí)別撤點(diǎn)并校與受影響個(gè)體的行為之間的因果關(guān)系。利用2001年撤點(diǎn)并校作為外生沖擊，本文證實(shí)了教育公共品調(diào)整對(duì)個(gè)體流動(dòng)存在長(zhǎng)期影響，同時(shí)也為探究教育與流動(dòng)的相關(guān)研究提供了實(shí)證依據(jù)——受教育程度越高，個(gè)體的流動(dòng)性越強(qiáng)[15][16]。

第三，在老齡化和少子化的背景下，本研究也為地方政府如何有效吸引人才提供了抓手。勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的提升有著重要貢獻(xiàn)，流動(dòng)人口及其子女已成為推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿14]。同時(shí)，子女教育作為影響家庭決策的關(guān)鍵，已被證實(shí)為個(gè)體以及家庭流動(dòng)的決定因素[11]。提供公共服務(wù)是政府引導(dǎo)勞動(dòng)要素合理配置的重要手段。長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，統(tǒng)籌布局建設(shè)教育等公共服務(wù)資源，將有力推動(dòng)農(nóng)村人口合理流動(dòng)，并確保地區(qū)未來的人才儲(chǔ)備和經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。本文發(fā)現(xiàn)撤點(diǎn)并校不僅能增加農(nóng)村兒童的教育機(jī)會(huì)，還能通過鼓勵(lì)農(nóng)村個(gè)體向城市遷移，進(jìn)而促進(jìn)他們未來收入的增長(zhǎng)。在此意義上，本研究為相關(guān)政策制定者如何優(yōu)化教育資源配置以及如何促進(jìn)人才資源增長(zhǎng)提供了解決方案。

本文余下結(jié)構(gòu)如下：第二部分介紹背景并提出研究框架，第三部分介紹數(shù)據(jù)、變量和研究設(shè)計(jì)，第四部分報(bào)告實(shí)證分析結(jié)果，第五部分總結(jié)全文并提出政策建議。

二、背景介紹及研究框架

自1986年《中華人民共和國(guó)義務(wù)教育法》頒布以來，我國(guó)幾乎每個(gè)村莊都建立了至少一所小學(xué)[6]。然而，當(dāng)時(shí)各村莊學(xué)校的教育質(zhì)量存在較大差異，加之計(jì)劃生育政策的實(shí)施和經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，這些因素共同導(dǎo)致了農(nóng)村地區(qū)適齡兒童入學(xué)率的持續(xù)下降。為提高小學(xué)教育水平并縮小城鄉(xiāng)教育差距，2001年《關(guān)于基礎(chǔ)教育改革與發(fā)展的決定》國(guó)務(wù)院關(guān)于基礎(chǔ)教育改革與發(fā)展決定——中華人民共和國(guó)教育部政府門戶網(wǎng)站.http：∥www.gov.cn/govweb/gongbao/content/2001/content_60920.htm.明確提出，要“因地制宜調(diào)整農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)校布局，農(nóng)村小學(xué)和教學(xué)點(diǎn)在方便學(xué)生就近入學(xué)的前提下適當(dāng)合并”。該計(jì)劃主要是關(guān)閉偏遠(yuǎn)的農(nóng)村學(xué)校和教學(xué)點(diǎn)，并將其并入集中的鎮(zhèn)或縣級(jí)學(xué)校。

然而，學(xué)校布局的快速調(diào)整過程中也出現(xiàn)了一些不合理的做法，為此，2006年教育部印發(fā)了《關(guān)于實(shí)事求是地做好農(nóng)村中小學(xué)布局調(diào)整工作的通知》教育部關(guān)于實(shí)事求是地做好農(nóng)村中小學(xué)布局調(diào)整工作的通知.http：∥www.moe.gov.cn/srcsite/A06/s3321/200606/t20060609_81816.html？from=timelineamp;isappinstalled=0.，提出農(nóng)村小學(xué)和教學(xué)點(diǎn)要確保就近招生。自2006年起，學(xué)校數(shù)量減少的速度已經(jīng)明顯減緩。2012年，國(guó)務(wù)院進(jìn)一步出臺(tái)了《關(guān)于深入推進(jìn)義務(wù)教育均衡發(fā)展的意見》國(guó)務(wù)院關(guān)于深入推進(jìn)義務(wù)教育均衡發(fā)展的意見——政府信息公開專欄.http：∥www.gov.cn/zwgk/2012-09/07/content_2218783.htm.以及《關(guān)于規(guī)范農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)校布局調(diào)整的意見》國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于規(guī)范農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)校布局調(diào)整的意見（國(guó)辦發(fā)〔2012〕48號(hào)）.http：∥www.gov.cn/zhengce/content/2012-09/07/content_5334.htm.，旨在遏制地方政府在撤點(diǎn)并校過程中的不規(guī)范行為。此后，各地區(qū)對(duì)學(xué)校的撤并力度開始逐步減輕。

自2001年開始的撤點(diǎn)并校具有以下特點(diǎn)：第一，農(nóng)村小學(xué)的數(shù)量在短時(shí)間內(nèi)急劇下降。2001年至2012年間，全國(guó)農(nóng)村小學(xué)的數(shù)量從44萬所減少到15.5萬所，下降幅度高達(dá)65%[3]。第二，政府積極推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)的撤點(diǎn)并校工作。該政策一經(jīng)發(fā)布，便迅速在全國(guó)范圍內(nèi)得到執(zhí)行[17]。第三，各地區(qū)采取了不同的政策措施，不同地區(qū)的撤點(diǎn)并校力度存在較大差異[6]。第四，近十年的學(xué)校調(diào)整以農(nóng)村小學(xué)為主。以上特征為本文進(jìn)一步的分析提供了良好的實(shí)證場(chǎng)景。

首先，撤點(diǎn)并校直接影響農(nóng)村個(gè)體的就學(xué)環(huán)境。一方面，撤點(diǎn)并?？赡軐?duì)個(gè)體的就學(xué)環(huán)境產(chǎn)生不利影響。第一，教學(xué)點(diǎn)的撤回和學(xué)校的合并迫使大量孩子搬到其他地方，可能因此擾亂同伴和教師關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[18]。此外，新的學(xué)習(xí)環(huán)境可能對(duì)學(xué)生的身心健康產(chǎn)生不利影響[19]。第二，撤點(diǎn)并校可能會(huì)降低學(xué)校的可及性。例如，撤點(diǎn)并校往往使得學(xué)生的通勤距離增加，而過早的寄宿生活可能不利于兒童發(fā)展[6]。已有研究表明，撤點(diǎn)并校引發(fā)的中斷效應(yīng)可能對(duì)個(gè)人的人力資本積累及其長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響[5]。另一方面，撤點(diǎn)并校的實(shí)施往往會(huì)關(guān)停規(guī)模較小以及辦學(xué)不佳的學(xué)校，原本在條件較差的學(xué)校就讀的學(xué)生，可能會(huì)因撤點(diǎn)并校而被轉(zhuǎn)移到規(guī)模更大、條件更優(yōu)越的學(xué)校，而這些學(xué)校往往配備了更優(yōu)秀的教師團(tuán)隊(duì)和更先進(jìn)的教育設(shè)施[7]。例如，梁超和王素素（2020）[3]發(fā)現(xiàn)，撤點(diǎn)并校提高了農(nóng)村兒童就讀高中的概率，從而顯著促進(jìn)了他們長(zhǎng)期人力資本的增長(zhǎng)。

其次，撤點(diǎn)并校通過影響農(nóng)村個(gè)體的就學(xué)環(huán)境，進(jìn)而對(duì)其后期的流動(dòng)行為產(chǎn)生了作用。一方面，撤點(diǎn)并校如果改善了個(gè)人的就學(xué)環(huán)境，將降低接受教育的邊際成本，個(gè)人更有可能接受更高層次的教育，從而積累更多的人力資本。由于流動(dòng)的教育回報(bào)率高于不流動(dòng)的教育回報(bào)率，并且流動(dòng)成本隨著教育水平的提高而下降[20]，因此撤點(diǎn)并校對(duì)人力資本產(chǎn)生正面影響進(jìn)而將提高個(gè)體流入城市的概率。另一方面，撤點(diǎn)并校如果對(duì)個(gè)體的就學(xué)環(huán)境造成不利影響，將導(dǎo)致接受教育的邊際成本上升。在這種情況下，撤點(diǎn)并校不僅不利于個(gè)人獲得更多教育機(jī)會(huì)，而且通過削弱人力資本，增加了個(gè)人的流動(dòng)成本，因此撤點(diǎn)并校對(duì)人力資本產(chǎn)生負(fù)面影響進(jìn)而將降低個(gè)體流入城市的概率。

綜上所述，撤點(diǎn)并校通過改變個(gè)體早期的就學(xué)環(huán)境，進(jìn)而影響個(gè)體后期的流動(dòng)行為。為此，本文提出假設(shè)1a，假設(shè)1b，假設(shè)2a和假設(shè)2b：

假設(shè)1a 撤點(diǎn)并校降低了個(gè)體成年后的流動(dòng)概率。

假設(shè)1b 撤點(diǎn)并校提高了個(gè)體成年后的流動(dòng)概率。

假設(shè)2a 撤點(diǎn)并校通過中斷效應(yīng)對(duì)個(gè)體上學(xué)階段的就學(xué)環(huán)境產(chǎn)生了負(fù)面影響，降低了個(gè)體的受教育水平，從而降低了個(gè)體成年后的流動(dòng)概率。

假設(shè)2b 撤點(diǎn)并校通過規(guī)模效應(yīng)對(duì)個(gè)體上學(xué)階段的就學(xué)環(huán)境產(chǎn)生了正面影響，提高了個(gè)體的受教育水平，從而提高了個(gè)體成年后的流動(dòng)概率。

針對(duì)撤點(diǎn)并校對(duì)教育與流動(dòng)的作用，本文還參考Dustmann和Glitz（2011）[16]的研究，構(gòu)造了一個(gè)簡(jiǎn)單的流動(dòng)模型若需要可向作者索取。。此外，Caruso（2017）[21]指出，如果以個(gè)體參與調(diào)查時(shí)的地理位置作為評(píng)估其受沖擊影響的依據(jù)，將忽略個(gè)體因沖擊而產(chǎn)生的選擇性流動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差，為此，為了準(zhǔn)確評(píng)估個(gè)體所經(jīng)歷的政策沖擊，本文的研究重點(diǎn)放在那些出生地和14歲時(shí)的居住地保持一致的個(gè)體上（主要研究撤點(diǎn)并校對(duì)這些個(gè)體后期的流動(dòng)行為的影響）本研究的數(shù)據(jù)顯示，大部分樣本14歲時(shí)的居住地和出生地保持一致（占比高達(dá)98.1%），表明農(nóng)村個(gè)體上學(xué)期間的早期流動(dòng)性相對(duì)較低。此處理對(duì)結(jié)果影響不大。。值得注意的是，各地區(qū)的撤點(diǎn)并校力度具有顯著的外生性，且其主要目標(biāo)在于提升小學(xué)教育質(zhì)量以及縮小城鄉(xiāng)教育差異。在此研究背景下，撤點(diǎn)并校與農(nóng)村個(gè)體成年后流動(dòng)之間的反向因果問題并不嚴(yán)重，換言之，撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體未來流動(dòng)的影響是單向作用，即撤點(diǎn)并校的實(shí)施導(dǎo)致了學(xué)校布局的調(diào)整，而非成年后流動(dòng)的潛在需求推動(dòng)了撤點(diǎn)并校的實(shí)施。

三、數(shù)據(jù)、變量和研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)和樣本選取

本文的數(shù)據(jù)來源于2014年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）由于2014年新出臺(tái)的《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》可能影響個(gè)體的流動(dòng)決策，本文未采用2014年后的調(diào)查數(shù)據(jù)。。該數(shù)據(jù)自2012年起由中山大學(xué)社科調(diào)查中心執(zhí)行，每?jī)赡曜粉櫼淮?。CLDS是國(guó)內(nèi)首個(gè)以勞動(dòng)力為主題的跨學(xué)科、跟蹤性調(diào)查，調(diào)查范圍涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、基層組織等諸多研究課題，覆蓋全國(guó)29個(gè)省份（港澳臺(tái)、西藏、海南除外）的樣本家庭戶中15歲至64歲的全部勞動(dòng)力。CLDS收集并建立了我國(guó)勞動(dòng)力、家庭和社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)庫(kù)，為勞動(dòng)力相關(guān)的學(xué)術(shù)研究和政策分析提供了扎實(shí)的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。特別地，CLDS涵蓋了個(gè)體流動(dòng)行為和流動(dòng)原因的相關(guān)信息，較好地滿足了本文的研究需要。此外，地區(qū)層面數(shù)據(jù)來自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中包括地市級(jí)小學(xué)學(xué)校數(shù)、小學(xué)學(xué)生數(shù)、人口規(guī)模對(duì)數(shù)和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)，后文簡(jiǎn)稱人均GDP對(duì)數(shù)。。最后，本文根據(jù)2000年全國(guó)人口普查微觀數(shù)據(jù)計(jì)算得出地市級(jí)人均受教育年限和適齡兒童小學(xué)入學(xué)率。

具體分析中，本文以成人個(gè)體為研究單位，將成人問卷數(shù)據(jù)和對(duì)應(yīng)家庭問卷數(shù)據(jù)合并，并根據(jù)研究需要進(jìn)行了以下樣本選?。海?）為考察撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體流動(dòng)的長(zhǎng)期影響，且考慮到撤點(diǎn)并校的實(shí)施節(jié)點(diǎn)，參考梁超和王素素（2020）[3]的做法，本文根據(jù)成人問卷，將個(gè)體年齡限制在20歲至33歲（出生年份在1981年至1994年）。其中，調(diào)查年份（2014年）在20歲至26歲的個(gè)體在2001年政策年份為7歲至13歲，為撤點(diǎn)并校主要影響的群體；而調(diào)查年份（2014年）在27歲至33歲的個(gè)體在2001年政策年份為14歲至20歲，幾乎不受撤點(diǎn)并校的影響。（2）為了準(zhǔn)確識(shí)別個(gè)體所經(jīng)歷的政策沖擊，本文的研究對(duì)象限定于那些出生地和14歲時(shí)的居住地保持一致的個(gè)體。（3）由于撤點(diǎn)并校主要針對(duì)農(nóng)村地區(qū)，本文將樣本限定在出生戶口為農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體。經(jīng)刪除缺失關(guān)鍵變量的樣本后，最終處理得到2451個(gè)有效樣本。

（二）變量和研究設(shè)計(jì)

參考Huang et al.（2021）[22]的研究，為明確個(gè)體所受撤點(diǎn)并校的影響，本文采用以下模型進(jìn)行分析：

Yijc=α+β×撤點(diǎn)并校力度jc+δX+ρj+σc+εijc（1）

其中，Yijc為j市c出生隊(duì)列i個(gè)體的流動(dòng)狀態(tài)。若個(gè)體的戶口所在地與現(xiàn)居地不在同一地市級(jí)，且現(xiàn)居地為城市時(shí)設(shè)為1，否則為0穩(wěn)健性檢驗(yàn)重新設(shè)定了個(gè)體的流動(dòng)狀態(tài)變量，結(jié)果變化不大。。撤點(diǎn)并校力度jc代表出生隊(duì)列c在7歲至13歲時(shí)所在地j市的撤點(diǎn)并校平均力度。具體來說，首先計(jì)算出每個(gè)地區(qū)每年的撤點(diǎn)并校力度，計(jì)算方式見式（2）梁超和王素素（2020）[3]指出，采用該指標(biāo)具有以下三個(gè)好處：首先，基于學(xué)?；虼迩f的數(shù)據(jù)會(huì)遺漏輟學(xué)學(xué)生，并難以識(shí)別政策對(duì)學(xué)生的具體影響；其次，此指標(biāo)可以消除由于學(xué)生人數(shù)變化導(dǎo)致的學(xué)校數(shù)量的自然變化；最后，這種設(shè)置允許學(xué)校數(shù)量的減少比學(xué)生數(shù)量的減少慢，使得指標(biāo)設(shè)定更加合理。此外，為避免撤點(diǎn)并校的糾偏和農(nóng)村義務(wù)教育政策的影響，本文沒有考慮更早期的出生隊(duì)列，原因在于：一方面，撤點(diǎn)并校于2006年開始出現(xiàn)調(diào)整；另一方面，農(nóng)村義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)保障體制改革于2006年開啟。，而后根據(jù)個(gè)體的出生年份確定個(gè)體7歲至13歲時(shí)所在地j市的撤點(diǎn)并校平均力度穩(wěn)健性檢驗(yàn)根據(jù)個(gè)體匯報(bào)的上小學(xué)年份重新計(jì)算了撤點(diǎn)并校力度，結(jié)果變化不大。。為便于解讀，最后將該指標(biāo)乘以1000，表示個(gè)體上小學(xué)期間所在地每千名小學(xué)生每年對(duì)應(yīng)的學(xué)校數(shù)變化。σc表示出生隊(duì)列虛擬變量，εijc為殘差項(xiàng)，ρj表示城市虛擬變量，分別控制了出生隊(duì)列固定效應(yīng)和地市固定效應(yīng)。X表示一系列控制變量，為避免壞控制（bad control）的影響[23]，僅控制個(gè)體是否男性、父親受教育年限、母親受教育年限。此外，本文還控制了調(diào)查年份個(gè)體所在地的人口規(guī)模對(duì)數(shù)和人均GDP對(duì)數(shù)。鑒于同一地市級(jí)內(nèi)的個(gè)體可能存在潛在相關(guān)性，回歸中的所有標(biāo)準(zhǔn)誤都在地市級(jí)聚類。

此外，主回歸采用以下三種方式來解決內(nèi)生性的問題后續(xù)還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)以考察估計(jì)結(jié)果的可靠性。。首先，參照Li et al.（2016）[24]的做法，本文在控制出生隊(duì)列固定效應(yīng)和地市固定效應(yīng)的同時(shí)，進(jìn)一步控制了事先地區(qū)特征的一、二、三階時(shí)間

趨勢(shì)，即允許事先地區(qū)特征對(duì)個(gè)體流動(dòng)產(chǎn)生不同類型的趨勢(shì)影響考慮數(shù)據(jù)的可得性以及地區(qū)特征對(duì)個(gè)體流動(dòng)的潛在影響，本文選取了2000年的地區(qū)特征變量。。具體來說，本文在地區(qū)層面選擇了以下可能對(duì)撤點(diǎn)并校和個(gè)體流動(dòng)產(chǎn)生潛在影響的變量：人均GDP對(duì)數(shù)、城鎮(zhèn)化率、人口規(guī)模對(duì)數(shù)、人均受教育年限和適齡兒童小學(xué)入學(xué)率。其次，參照Duflo（2001）[25]的做法，本文控制了政策前地區(qū)特征和出生隊(duì)列虛擬變量之間的交乘項(xiàng)，以控制地區(qū)特征異質(zhì)性造成的偏差。此處選取的地區(qū)特征變量與前述的地區(qū)特征變量保持一致。最后，由于本文樣本的出生年份在1981年至1994年，處于我國(guó)1986年義務(wù)教育法頒布前后，因而本文進(jìn)一步控制了農(nóng)村個(gè)體是否在1986年義務(wù)教育法頒布后出生的啞變量和地市固定效應(yīng)啞變量的交乘項(xiàng)。

表1是本文主要變量的定義。感興趣的是回歸系數(shù)β，正的β意味著撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體流動(dòng)具有正面影響，負(fù)的β則意味著負(fù)面影響。具體來說，系數(shù)大小代表個(gè)體上小學(xué)期間所在地市每千名小學(xué)生每年減少1所學(xué)校，個(gè)體的流動(dòng)概率平均變動(dòng)β×100個(gè)百分點(diǎn)。

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。平均而言，個(gè)體讀小學(xué)期間所在地市每千名小學(xué)生每年平均減少0.2所學(xué)校。離開戶口所在的地市并流入城市的個(gè)體占比為11.1%。個(gè)體層面，樣本的平均出生年份在1987年，調(diào)查年份時(shí)平均年齡為27歲；45.8%樣本為男性。家庭層面，個(gè)體父親的平均受教育年限為7.4年，個(gè)體母親的平均受教育年限為5.8年。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表3報(bào)告了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。（1）列只包含了一系列控制變量和地市固定效應(yīng)以及出生隊(duì)列固定效應(yīng)，交乘項(xiàng)的系數(shù)顯示，撤點(diǎn)并校與農(nóng)村個(gè)體的流動(dòng)存在正相關(guān)關(guān)系。（2）至（4）列包含了所有控制變量，并逐步控制了地區(qū)特征的一、二、三階時(shí)間趨勢(shì)，在排除以上地區(qū)特征的趨勢(shì)影響后，交乘項(xiàng)的系數(shù)仍然顯著為正。（5）列則采用了更加嚴(yán)格的設(shè)定，控制了事先地區(qū)特征與出生隊(duì)列虛擬變量之間的交乘項(xiàng)除另有說明，本文余下部分均使用（5）列的模型。。

結(jié)果表明，撤點(diǎn)并校對(duì)農(nóng)村個(gè)體的流動(dòng)產(chǎn)生了正向影響。具體而言，個(gè)體上小學(xué)期間所在地市每千名小學(xué)生每年減少1所學(xué)校，其成年后流入城市的概率平均增加了1%；個(gè)體上小學(xué)期間所在地市每千名小學(xué)生每年學(xué)校數(shù)每減少一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，其成年后流入城市的概率將平均提高2.2%。由于在調(diào)查年份樣本流動(dòng)的平均概率為11.1%，撤點(diǎn)并校的影響不容忽視。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.樣本選取

為檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行以下樣本選取。首先，個(gè)體是否流動(dòng)可能受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況的影響[26]，為此，表4（1）列按照基期2000年地區(qū)人均GDP排序，刪除地區(qū)人均GDP最高和最低（排在前5%和后5%）的樣本。其次，個(gè)體調(diào)查時(shí)未流動(dòng)，也可能是由于其已遷過戶口此部分樣本的占比較小。2014年CLDS數(shù)據(jù)顯示，有15.97%的個(gè)體曾經(jīng)遷移過戶口。，為此，表4（2）列僅保留未遷過戶口的樣本。再次，為考察撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體流動(dòng)的長(zhǎng)期影響，且考慮農(nóng)村地區(qū)后續(xù)的政策存在干擾，本文將樣本設(shè)定在20歲至33歲的個(gè)體，該階段群體的回流概率較低。為進(jìn)一步減少個(gè)體回流的影響，表4（3）列進(jìn)而刪除了曾有過6個(gè)月及以上外出務(wù)工經(jīng)歷且不準(zhǔn)備繼續(xù)外出的農(nóng)村地區(qū)農(nóng)業(yè)戶口樣本。最后，表4（4）列采用了廣義精確匹配以提高實(shí)驗(yàn)組和控制組的可比性廣義精確匹配（CEM）可以通過控制觀測(cè)數(shù)據(jù)中混雜因素對(duì)政策結(jié)果的影響而使實(shí)驗(yàn)組與控制組的協(xié)變量分布盡可能保持平衡，從而增強(qiáng)兩組群體之間的可比性。。具體而言，本文選擇地區(qū)層面事先特征（包括人均GDP對(duì)數(shù)、城鎮(zhèn)化率、人口規(guī)模對(duì)數(shù)、人均受教育年限、適齡兒童小學(xué)入學(xué)率）以匹配實(shí)驗(yàn)組和控制組，而后利用匹配后權(quán)重進(jìn)行回歸。以上結(jié)果均顯示，個(gè)體上小學(xué)期間所在地市每千名小學(xué)生減少的小學(xué)數(shù)越多，受影響個(gè)體在成年后流入城市的可能性更大。

2.衡量誤差

本文進(jìn)一步考察核心解釋變量與被解釋變量的衡量誤差。

首先，我國(guó)入學(xué)年齡和小學(xué)學(xué)制的地區(qū)差異可能導(dǎo)致樣本選擇偏差。具體而言，參照梁超和王素素（2020）[3]的做法，表5（1）列剔除了2001年時(shí)年齡在11歲至13歲的樣本，旨在減少年齡因素對(duì)研究結(jié)果的潛在干擾。此外，通過分析問卷記錄的個(gè)體開始上小學(xué)的年份，表5（2）列重新計(jì)算個(gè)體所受到的撤點(diǎn)并校的影響。表5的結(jié)果表明，即便在調(diào)整了上述衡量誤差之后，本研究的核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

其中，表5（1）列的估計(jì)結(jié)果略高于基準(zhǔn)估計(jì)，表明每千名小學(xué)生每年減少1所學(xué)校，個(gè)體成年后流入城市的概率平均增加了1.5%。這一發(fā)現(xiàn)符合直觀預(yù)期，即撤點(diǎn)并校對(duì)年輕群體的影響更為顯著。而表5（2）列的估計(jì)結(jié)果則略低于基準(zhǔn)，這暗示著可能存在部分群體在非規(guī)定年齡入學(xué)的情況。

其次，為全面捕捉個(gè)體的流動(dòng)情況，并深入分析撤點(diǎn)并校對(duì)人口流動(dòng)的多維效應(yīng)，本文采用多種指標(biāo)來衡量個(gè)體的流動(dòng)狀態(tài)。具體來說，根據(jù)問卷信息，本文將個(gè)體是否離開戶口所在地市半年以上、個(gè)體戶口所在地與當(dāng)前居住地是否位于不同省份作為判斷個(gè)體是否流動(dòng)的依據(jù)。表6的結(jié)果顯示，不同的流動(dòng)衡量方式對(duì)研究結(jié)論的影響并不顯著，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。具體而言，每千名小學(xué)生每年減少1所學(xué)校，個(gè)體成年后離開戶口所在地市半年以上的概率平均增加了0.9%，個(gè)體成年后戶口所在地與現(xiàn)居地位于不同省份的概率平均增加了1.1%。這些結(jié)果表明，撤點(diǎn)并校不僅增加了農(nóng)村人口的流動(dòng)性，還促使他們選擇了跨省份的較遠(yuǎn)距離遷移。

以上發(fā)現(xiàn)對(duì)于深入理解教育政策對(duì)人口流動(dòng)的影響具有重要的啟示作用，為政策制定者提供了關(guān)于如何通過教育政策促進(jìn)人口流動(dòng)的寶貴信息：政策制定者在制定和執(zhí)行教育政策時(shí)，須全面考慮個(gè)體的流動(dòng)動(dòng)機(jī)與模式，以兼顧教育公平和社會(huì)效率的雙重目標(biāo)。

3.安慰劑檢驗(yàn)

為減少不可觀測(cè)變量的潛在干擾，本文進(jìn)而考慮安慰劑檢驗(yàn)。首先，在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上隨機(jī)分配個(gè)體所受到的撤點(diǎn)并校的影響，并構(gòu)造1000次數(shù)據(jù)集；而后使用這些偽數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。圖1通過比較安慰劑子樣本和真實(shí)樣本的t值，發(fā)現(xiàn)偽數(shù)據(jù)下的交乘項(xiàng)的t值分布均集中在0，且獲得高于真實(shí)t值的概率極低。

4.排除競(jìng)爭(zhēng)性解釋

本文進(jìn)一步考察并排除其他競(jìng)爭(zhēng)性解釋。

首先，2001年我國(guó)加入世貿(mào)組織（WTO），貿(mào)易自由化可能鼓勵(lì)個(gè)體流動(dòng)。此外，貿(mào)易自由化還會(huì)提高教育投資的機(jī)會(huì)成本，降低教育回報(bào)率，從而抑制人力資本的積累[27]。為對(duì)WTO事件進(jìn)行控制，表7（1）列進(jìn)一步加入各地區(qū)第二第三產(chǎn)業(yè)占比和出生隊(duì)列啞變量的交乘項(xiàng)。

其次，1999年出臺(tái)的高校擴(kuò)招政策也可能會(huì)大幅提高教育回報(bào)率[28]，并由此促進(jìn)個(gè)體流動(dòng)。由于高考在省份層面競(jìng)爭(zhēng)，為減少高校擴(kuò)招的干擾，表7（2）列進(jìn)一步控制個(gè)體戶口所在省份啞變量和出生隊(duì)列啞變量的交乘項(xiàng)根據(jù)我國(guó)的高考制度，個(gè)體一般在戶口所在省份進(jìn)行高考。。

最后，我國(guó)于2000年代開始的快速城鎮(zhèn)化以及一系列戶籍改革可能影響個(gè)體的流動(dòng)行為，為此，表7（3）列和（4）列分別控制了個(gè)體15歲時(shí)的戶籍改革力度和所在城市城鎮(zhèn)化率。其中，戶籍改革力度來自Fan（2019）[29]的研究，城鎮(zhèn)化率則根據(jù)各地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)量除以常住人口數(shù)量計(jì)算得出。

表7的結(jié)果顯示，在排除了以上競(jìng)爭(zhēng)性解釋后，撤點(diǎn)并校依然顯著提高了個(gè)體成年后的流入城市的概率。

5.工具變量估計(jì)

為解決撤點(diǎn)并校和人口流動(dòng)的反向因果問題，以及其他不可觀測(cè)因素的潛在干擾，本文進(jìn)一步采用工具變量估計(jì)。具體來說，首先計(jì)算出各地區(qū)基期撤點(diǎn)并校力度占全國(guó)基期撤點(diǎn)并校力度的份額，而后將此份額與全國(guó)各年份撤點(diǎn)并校力度交乘，計(jì)算得出地區(qū)層面各年份的撤點(diǎn)并校情況，如式（3）所示。而后，同基準(zhǔn)模型一致，根據(jù)各出生隊(duì)列計(jì)算出相應(yīng)工具變量。表8的結(jié)果顯示，采用工具變量估計(jì)的結(jié)果依然穩(wěn)健。

綜上所述，一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)均表明，撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體成年后的流動(dòng)存在顯著正向影響。

（三）機(jī)制分析

以上分析表明，撤點(diǎn)并校顯著提高了農(nóng)村個(gè)體的流動(dòng)概率，在這一基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探討流動(dòng)背后的可能原因。如第二部分所述，撤點(diǎn)并校通過影響個(gè)體早期的就學(xué)環(huán)境，進(jìn)而影響了他們后期的流動(dòng)行為。本文發(fā)現(xiàn)的流動(dòng)效應(yīng)是否源自撤點(diǎn)并校對(duì)人力資本的正向作用？已有研究表明，撤點(diǎn)并校對(duì)農(nóng)村個(gè)體的長(zhǎng)期人力資本積累存在正面影響，這主要體現(xiàn)在農(nóng)村學(xué)生升入高中階段學(xué)習(xí)的概率顯著增加[3]，而教育水平的提升往往伴隨著個(gè)體流動(dòng)概率的增加[16]。為此，本文首先考察撤點(diǎn)并校的學(xué)習(xí)效應(yīng)。具體而言，表9（1）列更換被解釋變量為個(gè)體是否讀高中。同梁超和王素素（2020）[3]的發(fā)現(xiàn)一致，表9（1）列表明，撤點(diǎn)并校力度越大的地區(qū)，個(gè)體讀高中的概率越大。其次，本文考察撤點(diǎn)并校的中斷效應(yīng)。在我國(guó)現(xiàn)實(shí)情境下，撤點(diǎn)并?？赡軐?dǎo)致部分個(gè)體輟學(xué)，進(jìn)而選擇外出務(wù)工，由此提高了個(gè)體的流動(dòng)概率。表9（2）列根據(jù)個(gè)體回答的14歲以后的第一次流動(dòng)原因，更換被解釋變量為是否外出務(wù)工。當(dāng)且僅當(dāng)個(gè)體流動(dòng)原因?yàn)楣ぷ?、第一次流?dòng)在完成最高學(xué)歷以后、第一次流動(dòng)年齡小于或等于16歲時(shí)設(shè)為1，否則為0。本文假設(shè)此設(shè)定下的流動(dòng)并非典型的工作流動(dòng)，而更可能是由于中斷效應(yīng)導(dǎo)致的外出務(wù)工。表9（2）列顯示，撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體是否外出務(wù)工無顯著影響，外出務(wù)工并非本文主要發(fā)現(xiàn)的驅(qū)動(dòng)因素囿于數(shù)據(jù)原因，本文未能直接檢驗(yàn)個(gè)體可能存在的輟學(xué)行為，此處須謹(jǐn)慎解讀。。

值得注意的是，為精準(zhǔn)刻畫個(gè)體所受到的撤點(diǎn)并校的影響，本文參照Caruso（2017）[21]的做法，將樣本限定在出生地和14歲時(shí)的居住地保持一致的個(gè)體，早期因教育公共品調(diào)整引起的“用腳投票”行為不在本文的考慮范圍內(nèi)。綜上所述，本文證實(shí)了教育公共品調(diào)整不僅存在早期流動(dòng)效應(yīng)，還存在長(zhǎng)期流動(dòng)效應(yīng)。

撤點(diǎn)并校何以促進(jìn)了農(nóng)村個(gè)體長(zhǎng)期人力資本的積累？撤點(diǎn)并校使農(nóng)村學(xué)生集中在城市地區(qū)、縣城、鎮(zhèn)中心或較大的農(nóng)村學(xué)校，更大規(guī)模的學(xué)校會(huì)通過規(guī)模效應(yīng)提升學(xué)生表現(xiàn)——由于提高了教師專業(yè)化程度和學(xué)生多樣化程度，學(xué)校規(guī)模擴(kuò)大對(duì)個(gè)體的人力資本積累具有積極作用[7]。遺憾的是，CLDS缺乏個(gè)體上學(xué)期間的學(xué)校層面數(shù)據(jù)，為此，本文通過分析地市級(jí)層面的平均學(xué)校規(guī)模和教師數(shù)量來評(píng)估撤點(diǎn)并校政策的規(guī)模效應(yīng)。

具體而言，本文首先根據(jù)地區(qū)層面2001—2006年的撤點(diǎn)并校平均力度各地區(qū)的撤點(diǎn)并校力度計(jì)算方式見式（2）。將地區(qū)分為兩組，而后繪制政策前后不同力度地區(qū)的學(xué)校規(guī)模變化和教師數(shù)量變化（圖2）。圖2顯示，撤點(diǎn)并校實(shí)施以前，不同撤點(diǎn)并校力度地區(qū)的學(xué)校規(guī)模變化趨勢(shì)和教師數(shù)量變化趨勢(shì)大致相同，撤點(diǎn)并校實(shí)施以后，撤點(diǎn)并校力度較強(qiáng)地區(qū)的學(xué)校規(guī)模和教師數(shù)量都有了明顯增長(zhǎng)。

由此可見，撤點(diǎn)并校產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)有助于個(gè)體人力資本的積累，這可能進(jìn)一步增加了農(nóng)村個(gè)體成年后流動(dòng)的可能性值得注意的是，由于數(shù)據(jù)原因，本文未能直接檢驗(yàn)個(gè)體層面的就學(xué)環(huán)境變化，此部分留給未來研究進(jìn)一步探討。。

（四）進(jìn)一步討論

進(jìn)一步探討撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體流動(dòng)的異質(zhì)性影響及其對(duì)個(gè)體工作情況的影響，將有助于深化我們對(duì)撤點(diǎn)并校長(zhǎng)期效應(yīng)的理解，并為本文的核心發(fā)現(xiàn)提供更充分的支持。

1.異質(zhì)性分析

首先，不同地區(qū)的基礎(chǔ)教育資源存量存在較大差異，地區(qū)的早期教育發(fā)展水平可能影響政策的實(shí)施有效性，為此，本文以2000年地區(qū)人均受教育年限的中位數(shù)進(jìn)行分組，而后考察撤點(diǎn)并校對(duì)不同地區(qū)的影響。表10（1）列和（2）列顯示，生活在教育發(fā)展水平較差地區(qū)的個(gè)體從撤點(diǎn)并校中獲得了更多好處。此結(jié)果也間接證實(shí)了撤點(diǎn)并校的潛在作用機(jī)制——撤點(diǎn)并?？赡芨纳屏说貐^(qū)的教育資源配置，從而顯著提高了個(gè)體成年后的流動(dòng)概率。

其次，家庭背景可能對(duì)撤點(diǎn)并校的實(shí)施存在一定影響[4]。為此，本文根據(jù)個(gè)體14歲時(shí)的家庭社會(huì)地位的中位數(shù)對(duì)樣本進(jìn)行分組，而后對(duì)不同子樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析。表10（3）列和（4）列顯示，家庭條件較好的個(gè)體更可能受益于撤點(diǎn)并校。條件較好的家庭在政策實(shí)施以后更有能力將孩子送到更好的學(xué)校，而條件較差的家庭在政策實(shí)施以后則可能因?yàn)橥ㄇ诤图乃薜仍蚨鴾p少對(duì)教育的投入。因此，從長(zhǎng)期視角來看，家庭條件較好的個(gè)體更可能因撤點(diǎn)并校而在成年后流動(dòng)。

最后，重男輕女的傳統(tǒng)觀念可能會(huì)使得在有限條件下，家庭傾向于選擇提供有限資源給男性而非女性，這一現(xiàn)象在農(nóng)村家庭中尤為明顯[30]。為此，本文分別分析了男性子樣本和女性子樣本。表10（5）列和（6）列顯示，撤點(diǎn)并校顯著提高了男性的流動(dòng)概率，而對(duì)女性的流動(dòng)行為沒有顯著作用。此結(jié)果的可能原因在于，中國(guó)家庭的性別偏好可能使得家庭教育資源傾斜，導(dǎo)致男孩更有可能受益于教育公共品調(diào)整。

2.個(gè)體的工作情況

自由流動(dòng)有助于提高個(gè)體收入，尤其對(duì)于農(nóng)村個(gè)體[20]。此外，勞動(dòng)力外出就業(yè)能夠比在本地就業(yè)增加收入[15]。為此，本文通過分析撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體未來工作的影響，進(jìn)一步考察撤點(diǎn)并校對(duì)農(nóng)村個(gè)體福利的長(zhǎng)期作用。

具體來說，表11更改被解釋變量為個(gè)體收入對(duì)數(shù)個(gè)體收入采用個(gè)體對(duì)于“您2013年的工資性收入（包括所有的工資、各種獎(jiǎng)金、補(bǔ)貼，扣除個(gè)人所得稅、社會(huì)保險(xiǎn)、住房公積金）”的回答結(jié)果并取對(duì)數(shù)。。表11的結(jié)果顯示，個(gè)體上小學(xué)期間每千名小學(xué)生每年每減少1所學(xué)校，個(gè)體收入將提高5.5%。結(jié)合本文發(fā)現(xiàn)和已有研究，除了對(duì)人力資本和自由流動(dòng)的正面影響以外，撤點(diǎn)并校還提高了農(nóng)村個(gè)體的未來收入，增加了受影響群體在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的福利。

五、結(jié)論與政策建議

“以人為本”的新型城鎮(zhèn)化不僅要求解決流動(dòng)的物理障礙，更需要幫助流動(dòng)人口完成社會(huì)融合[31]。其中，教育公共品的有效配置在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的作用舉足輕重，然而，撤點(diǎn)并校對(duì)個(gè)體影響的好壞以及大小仍然存在較大爭(zhēng)議。使用2014年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，本文基于地市間撤點(diǎn)并校力度差異和不同出生隊(duì)列差異構(gòu)造隊(duì)列雙重差分模型，考察了撤點(diǎn)并校對(duì)農(nóng)村個(gè)體流動(dòng)行為的長(zhǎng)期作用，并為城鎮(zhèn)化進(jìn)程中如何優(yōu)化教育資源配置以及提高城鄉(xiāng)地區(qū)融合提供了實(shí)證依據(jù)。具體而言，本文發(fā)現(xiàn)撤點(diǎn)并校顯著提高了個(gè)體的流動(dòng)概率——個(gè)體上小學(xué)期間所在地市每千名小學(xué)生每年每減少1所學(xué)校將使得其成年后流入城市的概率提高1%。撤點(diǎn)并校通過促進(jìn)個(gè)體人力資本積累的方式提高了農(nóng)村個(gè)體的流動(dòng)概率，并提升了農(nóng)村個(gè)體未來的工作收入。男性、生活在條件較差地區(qū)、家庭背景較好的個(gè)體受撤點(diǎn)并校的影響更大。

結(jié)合本文的研究發(fā)現(xiàn)，為貫徹落實(shí)黨的二十大報(bào)告中提出的“以人為本”的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，同時(shí)響應(yīng)國(guó)家對(duì)教育和人才培養(yǎng)的高度重視，本文提出以下政策建議。首先，盡管撤點(diǎn)并校在短期內(nèi)可能帶來一些負(fù)面影響，但本文的研究結(jié)果表明，這些影響隨著時(shí)間的推移在逐漸消退，而個(gè)體的長(zhǎng)期發(fā)展與表現(xiàn)有望得到改善。這一發(fā)現(xiàn)不僅驗(yàn)證了現(xiàn)有關(guān)于撤點(diǎn)并校對(duì)農(nóng)村個(gè)體長(zhǎng)期人力資本具有積極作用的研究結(jié)論，而且還進(jìn)一步指出，該政策有助于提升農(nóng)村個(gè)體成年后的地理流動(dòng)性，從而可能提高其在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的福利水平。因此，地方政府應(yīng)合理規(guī)劃和調(diào)配農(nóng)村以及城鎮(zhèn)地區(qū)的教育資源，通過規(guī)模效應(yīng)優(yōu)化教育設(shè)施布局，以促進(jìn)農(nóng)村個(gè)體的人力資本積累，并為城鎮(zhèn)發(fā)展培養(yǎng)和儲(chǔ)備人才資源。 其次，本研究揭示了撤點(diǎn)并校對(duì)不同地區(qū)、家庭和個(gè)體的異質(zhì)性影響。政府在推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)時(shí)，應(yīng)注重區(qū)域均衡發(fā)展，充分認(rèn)識(shí)到不同地區(qū)早期教育發(fā)展水平的差異，以及這些差異對(duì)政策效果的影響。地方政府須根據(jù)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況和財(cái)政能力，優(yōu)化轉(zhuǎn)移支付的結(jié)構(gòu)，提高資源配置的效率。此外，鑒于農(nóng)村家庭資源的有限性以及一些地區(qū)存在的性別偏見，政府應(yīng)向條件較差的農(nóng)村家庭提供教育經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼，并特別關(guān)注農(nóng)村女童的潛在教育需求，以減少教育資源配置優(yōu)化過程中可能出現(xiàn)的性別不平等，從而推動(dòng)城鄉(xiāng)教育融合，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)教育公平。

綜上所述，本文的研究發(fā)現(xiàn)不僅為理解撤點(diǎn)并校的長(zhǎng)期效應(yīng)提供了新的視角，而且為制定更加公平和有效的教育政策提供了實(shí)證依據(jù)，有助于實(shí)現(xiàn)教育強(qiáng)國(guó)和人才強(qiáng)國(guó)的戰(zhàn)略目標(biāo)。然而，本文也存在以下不足和缺陷：首先，為避免其他政策的干擾，本文未能考察撤點(diǎn)并校對(duì)還未上小學(xué)群體的影響；其次，囿于數(shù)據(jù)原因，本文未能直接觀測(cè)到個(gè)體層面的就學(xué)環(huán)境變化。為此，如何減少撤點(diǎn)并校的短期負(fù)面影響仍是后續(xù)研究的重要課題。

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The Public School Allocation and Population Mobility：

Empirical Study Based onthe School Consolidation

Abstract： Under the new urbanization， the effective allocation of educational public goods is crucial. This study uses the school consolidation policy implemented in 2001 as an exogenous shock， employing the variation in policy intensity across different regions and changes in birth cohorts to construct a cohort difference-in-difference model. The findings reveal that school consolidation significantly increases the mobility probability of individuals from rural areas： for every reduction of one school per thousand primary school students per year in the locality where an individual attended primary school， their probability of moving to urban areas as an adult increases by 1%. This result stays still after a series of robustness tests. Mechanism analysis indicates that school consolidation promotes the urban inflow of rural individuals in their adulthood by enhancing their human capital accumulation. Males， individuals from areas with poorer conditions， and those with better family backgrounds are more affected by school consolidation. Furthermore， school consolidation increases the future income of rural individuals. The conclusions of this study provide empirical evidence for policymakers on how to optimize the allocation of educational resources and enhance the integration of urban and rural areas.

Key words： school consolidation; population mobility; human capital