外出打工率對農戶教育支出的影響

【摘 要】 人力資本成為中國農村實現新質生產力發展的關鍵因素，然而人口流失又是短期內不會改變的趨勢，因此我們需要思考的是農村如何在人口規模減少的背景下實現人力資本積累。文章從微觀農戶的視角分析當村莊外出打工率增加時，農戶是否會由于未來遷出就業的高回報而加大對子女的教育支出，這既是對人力資本投資激勵效應的理論完善，也為農村實現人力資本積累提供了路徑思考。本文基于2010年和2014年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據庫的兩期追蹤兒童數據構建帶有調節變量的中介效應模型，驗證人力資本投資激勵效應在中國農村的存在性、發生條件與影響機制。實證分析發現：只有在村莊外出打工率超過43.54%、家庭收入超過3.994萬元之后，人力資本投資激勵效應才會顯著，即村莊外出打工率促進農戶教育支出。該結論在考慮樣本選擇的干擾、遷移原因的干擾以及抽樣數據可靠性的干擾后依然穩健。當納入父母教育期望這一影響機制時，人力資本投資激勵效應的條件被拓寬，村莊外出打工率的拐點從43.54%下降到37.65%。再加入調節變量之后機制更加清晰，母親的人緣關系指代的家庭信息接收能力作為調節變量，發揮了直接調節作用和對中介效應第一階段的間接調節作用。人均村務布告欄數量指代的村莊信息傳輸通暢程度作為另一調節變量，也同樣發揮了直接調節作用。進一步的異質性分析發現遷出率急劇增長的村莊中的人力資本投資激勵效應最明顯，反映出外部環境的動態變化對人們心理影響更大。在地區分布上，只有中部地區的農村存在顯著的人力資本投資激勵效應，而東部地區和西部地區的這一作用并不顯著。因此，對于人口流失的中國農村而言，要實現人力資本積累，應當在發展非農產業提升農民收入的同時注重完善村莊信息傳輸渠道、鼓勵城鄉交流、提升農民教育期望。

【關鍵詞】 外出打工率；教育期望；人力資本投資激勵效應；農戶；教育支出

【中圖分類號】 C924.24 【文獻標志碼】 A   doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2024.05.002

【文章編號】 1004-129X（2024）05-0017-17

一、問題的提出

人口普查數據顯示中國總人口2020年底相比2010年增加7206萬人，同時鄉村人口減少16436萬人，中國農村處于人口大量流失狀態。對當前中國農村而言，農業科技人才的培養和農業勞動力素質的提升已經成為農村發展的關鍵，［1］而農村人口外流又是短期內不可逆轉的趨勢。那么，農村該如何實現人口流失情況下的人力資本積累呢？人口流失是不是一定導致流出地的人力資本損失呢？事實上，已有多項對國際勞動力遷移的研究發現人口遷出不僅不會減少當地人力資本，反而可能會激勵流出國的家庭為了追求國外更高的工資回報而加大教育支出，由于其中一部分高技能工人會留在本國，從而提高了流出國的人力資本水平，［2］被稱為人力資本投資激勵效應。這一效應為當前人口流失的農村實現可持續發展提供了理論支撐。本文將基于中國的農戶數據實證分析農村勞動力外流對農戶教育支出的影響，討論人力資本投資激勵效應在中國產生的過程與條件。

以往對人口流出地家庭教育支出的研究主要從家庭內部資源分配決策的角度，認為由于成員外出就業帶來的高收入幫助家庭克服了教育投資成本約束，從而有利于家庭教育支出。［3-4］隨著研究的深入，多位學者開始跳出家庭的范疇，從外部環境變化的角度探討遷移對教育支出的影響。郭劍雄、劉葉認為在可實現遷移的情況下，農民會比較農業部門和非農業部門的人力資本回報率，從而做出教育投資的決策。當較高的文化技能成為勞動力實現跨部門“套利”的必要條件時，必然會刺激農村家庭增加其成員的教育投資，有可能出現農村在人口規模減少的情況下人力資本深化。［5］孫艷銘通過分析同樣得出“當農村勞動力遷出概率在一定范圍內時，鄉城勞動力遷移能夠提高農業部門勞動力受教育水平，促進農業部門人力資本積累”［6］的結論。這一思路和西方學者提出的人力資本投資激勵效應不謀而合，但這兩篇文章并未進行實證檢驗。王小龍、蘭永生的實證研究則印證了這一問題的另一面：當農村外出打工的教育回報率預期較低時，農戶子女將會提前輟學降低教育支出，從而勞動力外流對農戶人力資本投資產生負向激勵作用。［7］農村人口外流對教育支出的影響不僅體現為家庭收入提高的正效應、父母照料陪伴減少的負效應，還可能表現為心理效應，即在一個流動的經濟體中，個體在決定是否繼續投資教育時會權衡外出打工和本地就業之間的教育回報。［8］如果預期未來有通過外出就業實現高回報的可能性，但能夠外出就業的條件是需要擁有較高教育水平時，則會形成對當前人力資本投資的正向激勵效應，反之則為人力資本投資負向激勵。在當前科技助農、科教興農、以新質生產力推動農村高質量發展的大背景下，對農村人口遷出所產生的人力資本投資激勵效應的研究，為人口流失地區實現人力資本積累提供了數據支持和發展路徑的啟發，具有現實意義。

本文將基于中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數據，以2010年和2014年1的兩期追蹤農村在學兒童為研究樣本，構建帶有調節變量的中介效應模型，從微觀層面上實證分析本村莊外出打工率對農戶子女教育支出的影響，對這一影響過程的機制探討和群體異質性分析進一步凝練出人力資本投資激勵效應在中國農村發展的過程和存在激勵效應的條件。

研究的創新點在于：一是從微觀視角分析了人力資本投資激勵效應。本文認同“家庭的教育支出行為應置于社會結構和制度環境之中”的觀點，但本文認為和國際國內大環境相比，更小范圍的環境帶來的示范和激勵效應是研究農村教育支出時更加不可忽視的視角。已有研究一般都假設每個農戶均為理性的經濟人，他們對外部信息完全知曉，但實際上農村教育支出具有顯著的同群效應，［9］受到鄰近農戶行為以及由此形成的周邊“小環境”的影響。考慮村莊內農戶具有相似的文化和制度環境，政策實施也通常以行政村為單位的特點，［10］本研究將本村莊劃定為鄰里的邊界，以本村莊外出打工率指代農戶所處的遷移“小環境”。從村莊層面的分析提高了研究的準確性，也規避了由于國家間更多的難以量化的異質性而導致的遺漏變量等問題，理論層面上也是對人力資本投資激勵效應的思路完善。

二是完善了人力資本投資激勵效應的影響機制研究。關于遷出率和家庭教育支出之間關系的實證分析，一般都認同二者間的非線性關系，如 Docquier等認為遷移對于流出地而言，雖然同時存在著人力資本高預期回報帶來的正向影響和人力資本流失帶來的負向影響作用，但在不同的遷出率范圍內，正向和負向發揮作用的強弱可能會此消彼長。［11］但是已有的研究并沒有對影響發生的過程進行深入的探討。本文從理論層面分析了遷出率與農戶教育支出之間的非線性關系，并基于此構建了帶有調節變量的中介效應模型，用以驗證二者間的影響機制并得出人力資本投資激勵效應在中國農村發生的可能性與條件，為中國農村在人口流失背景下實現人力資本發展提供了數據支撐。

二、文獻綜述與研究假設

1. 人力資本投資激勵效應發生的條件

基于人口遷移的“推拉理論”，農村人口外遷決策受到農村推力和城市拉力的雙重影響。因此分析遷出率對農戶教育支出之間的影響關系時，還需要考慮城市發展對農村流動人口需求狀況的改變。本文將城市化進程分為四個發展階段，影響過程表述為：

第一階段表示經濟處于發展初期，此時城鄉工資差異并不明顯，遷出率也不高，勞動力是初期經濟體的主要生產要素，此時遷出對流出地的影響主要呈現為由于勞動力減少而帶來的生產效率下降。村莊遷出率對農戶教育支出的影響比較小。第二階段，逐漸發展起來的城市經濟產生了對農村剩余勞動力的大量需求，較高的城鄉工資差異導致農村人口遷出率不斷提高，但由于此時的經濟發展仍主要依賴于制造業等傳統產業，勞動力需求擴張創造的就業崗位以低技能勞動力需求為主，導致農戶教育投資機會成本提高、個體對未來教育回報的預期降低，［12］農戶傾向于讓子女結束教育階段并提早進入勞動力市場。這一階段遷出率增加會顯著影響農戶教育支出，但影響作用為負向。第三階段，隨著經濟的繼續增長，經濟增長動力開始逐漸從資源投入轉向技術創新，呈現為經濟發展水平較高，同時遷出率也較高的特征，但此時的遷出人口結構已經發生變化，從前兩個階段以勞動力為主轉向較高教育水平的人力資本占比不斷增多的趨勢，人們開始逐漸認識到教育的高回報率，再加上不斷提高的家庭收入幫助農戶克服了教育投資的成本約束，因此這一階段人力資本投資激勵效應超過抑制效應而占據主導。經濟沿著技術創新路徑繼續增長，農村剩余勞動力從無限供給轉向有限剩余，遷出率降低、工資差異下降甚至實現城鄉平衡。第四階段，這一階段如果遷出率繼續增加，那么流出的就是人力資本，由于遷出率較低，遷出對教育的影響作用也比較微弱。

考慮本文是對2014年的中國農村進行的研究，此時經濟發展處于第二和第三階段，也就是說已經處于遷出率對農戶教育支出影響顯著的階段，但作用的方向受到流入地經濟發展水平的影響。當遷出率較高但外部經濟發展水平較弱時，需要的是低教育水平的普通勞動力，遷出率不利于農戶教育支出，而當外部經濟體發展水平較高，對高教育水平勞動力的需求旺盛時，遷出率才會促進農戶教育支出，從而實現農村人口規模減少背景下的人力資本積累。據此提出假設1：

假設1：只有當村莊遷出率超過拐點，且外部經濟體的發展水平較高時，才會出現人力資本投資激勵效應，即農村遷出率正向促進農戶教育支出。

2. 村莊外出打工率、父母教育期望、農戶教育支出

William等最早將教育期望作為核心解釋變量，與家庭經濟條件、個人智力等傳統影響因素并列，分析個體教育獲得的差異性與原因。［13］之后的研究進一步發現教育期望作為中介路徑可以解釋很大一部分個體認知、家庭背景等因素對個體教育獲得的影響。影響過程分為以下兩個階段：

第一階段：周邊勞動力外流對農戶教育期望產生影響。和早期的威斯康星學派主要從父母心理學角度分析教育期望不同，當前越來越關注社會結構相關因素對教育期望的影響，如家庭經濟收入地位、父母社會地位以及居住地分割、學校分割等體現出的社會分離等，對中國的研究還關注了戶籍分割的影響。對于中國而言，在遷出率較低的發展早期階段，二元分割的勞動力市場使農民工在城市就業時處于較低的社會地位，那些隨父母一起進入城市上學的農民工子女也往往受到學校階層的限制，抑制了教育期望。［14］但隨著遷移率的增加，城鄉人口不斷融合，外出打工獲得更高收入的同時，也更能深切感受教育對城市就業的作用，從而提高了父母對子女的教育期望。［15］也就是說村莊人口遷出率對教育期望的影響可能呈現“U”型關系。

第二階段：父母教育期望對家庭教育支出的影響。和一般認為的社會階層背景、經濟收入等不同，社會學家更強調非經濟特征，如信念、動機、期望等對家庭教育支出產生的影響。學業期望對學業表現和最終教育獲得具有重要的預測力，那些對教育抱有更高期望的家庭往往也會對教育付出更多的投資（包括時間和金錢）。［16］據此，本研究提出假設2：

假設2：本村莊人口外出打工率會通過影響農戶教育期望進而影響家庭教育支出。其中遷出率對農戶教育期望的影響作用呈“U”型特征。

3. 村莊信息傳輸通暢程度與家庭信息接收能力的調節作用

費孝通認為鄉村社會是基于一系列關系的“差序格局”，事實上，農戶日常交往的“親密感”也存在著差異，基于自己人意識的“我們感”并非均質。［17］對個體行為的理解要置于社會交往結構中，以血緣、地緣為基礎，以日常社會交往和情感互動為目的的交流方式建立起人際傳播網。［18］緊密、活躍的社會交往帶來更豐富的信息，農戶只有在能夠順暢、準確地獲知周邊人口外出打工得到高回報的信息之后，才可能產生人力資本投資正向激勵效應。而已有研究均忽視了信息傳播環境發揮的調節作用，包括村莊信息傳播的順暢程度和該農戶的信息接收能力。

第一，大眾媒介作為鄉村公共性的載體，發揮著聯結整合的作用。［19］王劍鋒等使用“村莊村務公告欄數量”作為村莊民主監督的指代變量，［20］公告欄作為公布村級事務的大眾媒介，多集中在村委、商店、廣場等村民居住相對集中的地方，［21］村民在此交流大小事情，有利于信息的傳輸。因此，本研究以問卷中人均“村務公告欄”數量來指代村莊的信息傳播順暢程度，作為一個調節變量。

第二，處于同一信息傳播情境中的不同家庭，也會由于信息接收能力的差異而接收到數量不等的信息。村莊中農民的社會交往存在不同的頻率和強度，反映出農戶社會關系的可觸及位置及其嵌入性資源的可達性。已有研究一般使用農民辦喜事的送禮頻率、［22］人情禮金支出金額［23］等來度量農民社交頻率。但考慮本文研究的是子女教育支出，而母親在此過程中發揮更重要的決策作用。［24］因此本研究以問卷中“該小孩母親的人緣”來指代其家庭對外部信息的接收能力，作為另一個調節變量。據此本文提出假設3：

假設3：村莊信息傳播的順暢程度和家庭的信息接收能力會在人力資本投資激勵效應發生過程中發揮調節作用。

三、模型、數據與變量

1. 基準模型

為考察村莊人口外出打工率對農村家庭教育支出的影響，本文構建了OLS模型：

[invi=α0+α1pofi，0+α2pof2i，0+α3Xi+εi] （1）

被解釋變量[invi]表示子女當期（2014年）獲得的教育支出。解釋變量[pofi，0]為個體[i]所在村莊在2010年時的外出打工率，表示該家庭所面對的外遷環境。2014年農村家庭教育支出不會反向影響2010年的外出打工率，既反映了村莊人口打工率對農戶教育支出的影響可能存在滯后性，［25］也回避了由于反向因果而導致的模型內生性。[Xi]為一系列控制變量，[εi]為殘差項，[α0]為截距項。

另外，村莊人口遷出率與個體教育支出間可能存在非線性關系，這也為人力資本投資激勵效應的存在性提供了佐證，因此模型中加入了外出打工率的平方項[pof2i，0]。當人口遷出率增加時，農戶教育支出同方向增加，表示該農戶存在人力資本投資激勵效應。系數[α2]顯著則表示非線性關系存在。

從已有文獻來看，子女獲得的教育支出受到子女學習狀況、［26］所在家庭經濟狀況以及所在區域發展狀況的影響，［27-28］因此控制變量來自個體、家庭和村莊三個方面，均為2014年數據。首先，考慮智商較高的子女更有可能通過教育實現成功，從而獲得更多的家庭教育支出，但“智商”變量難以量化，使用其母親的受教育程度來指代；其次，考慮家庭其他支出對子女教育支出的擠出效應，選用家庭人口規模表示家庭負擔狀況，家庭收入表示家庭支付能力；最后，已有研究分析了農戶擁有的主要生產資料（土地）和教育支出之間的促進或者替代效應，［29］以此反映當農業生產給農民帶來的長期保障發生改變時，農戶是否會加大教育投資，因此本文同時控制了和農業生產相關的村莊產業發展變量（農業勞動人口占比和農業總產值），從而也一定程度上規避了遺漏變量帶來的內生性。

2. 帶有調節變量的中介模型

基于以上分析框架，本文構建了以父母教育期望為中介變量，以村莊的信息傳輸順暢程度和家庭的信息接收能力為調節變量的模型，即帶有調節變量的中介效應模型。

父母對子女的教育期望（[Eedui]）表現為心理關切和行動監督兩個方面，如表1所示。

注：括號內為采用熵值法測算出的權重。

構建帶調節變量的中介效應模型，［30］借鑒溫EUwBWrR/qtNX58iJGTxrvw==忠麟、葉寶娟對帶調節的“U”型中介效應模型的檢驗方法，［31］構建模型如下：

[invi=α0+α1pofi，0+α2pof2i，0+α3relai/notii+α4relai/notii×pofi，0+α5relai/notii×pof2i，0+α6Xi+εi] （2）

[Eedui=β0+β1pofi，0+β2pof2i，0+β3relai/notii+β4relai/notii×pofi，0+β5relai/notii×pof2i，0+β6Xi+εi] （3）

[invi=γ0+γ1pofi，0+γ2pof2i，0+γ3Eedui+γ4relai/notii+γ5relai/notii×pofi，0+γ6relai/notii×pof2i，0+γ7relai/notii×Eedui+γ8Xi+εi] （4）

[pofi，0]為解釋變量，表示所在村居的外出打工率；[invi]為被解釋變量，表示該子女獲得的教育支出；[Eedui]為中介變量，表示父母對該子女的教育期望。兩個調節變量分別是：[relai]表示母親的人緣，用來指代家庭信息接收能力；[notii]為人均村務布告欄數量，用來指代村莊信息傳輸順暢程度。控制變量[Xi]與基準模型（1）相同，[εi]為殘差項。

模型（2）為不考慮中介效應的直接調節作用模型，如果模型中系數[α4]和[α5]具有統計顯著性，則表示存在直接調節作用。模型（3）和模型（4）為帶有調節變量的中介效應模型，模型（3）為中介效應的前一階段，即外出打工率對農村家庭教育期望的影響，如果模型中系數[β4]和[β5]均顯著，則表示存在這一階段上的間接調節作用。模型（4）為中介效應的后一階段，即農村家庭教育期望對其教育支出的影響，重點看的是系數[γ7]，如果顯著則表示存在這一階段的間接調節作用。

3. 數據來源與變量描述

本文數據來自中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數據庫，由于只有2010年和2014年公布了社區層面數據，本研究使用2010年和2014年的兩期追蹤數據匹配了村莊和家庭。本研究是對農戶在2014年的截面分析，但考慮影響可能存在的滯后性，解釋變量使用2010年村莊外出打工率。

本村莊的外出打工率是解釋變量。本文將“村莊”界定為影響效應發生作用的邊界，社會互動研究中，在過大的地域中或者過多的人口之間都會導致民眾互動困難，不利于準確識別社會互動效應。［32］而村莊不僅是一個人群聚集的地理概念，更是與文化習俗等相一致的社會概念，是恰當的研究邊界。

家庭對該子女的教育支出是被解釋變量。本文使用“過去12個月中家庭對該子女的教育投資額”表示家庭教育支出，比其他學者使用的指代變量，如花費的時間、［33］在書本和資料上的支出金額［34］等更為直接和全面。

本文的研究樣本為幼兒園、小學和初中階段的受教育者，沒有加入高中階段的樣本，一方面是由于CFPS兒童庫中高中樣本較少，另一方面參考余麗甜、詹宇波的研究中提到的“學前、小學和初中階段教育支出更容易受到同社區家庭教育支出的影響，同時這一階段是人力資本形成的關鍵階段，害怕子女‘輸在起跑線上’的效應會激勵家庭跟隨社區其他家庭的支出行為。”［35］最終，本文經過村/居問卷、家庭問卷、子女問卷匹配和剔除遺漏樣本等步驟，得到在2010年和2014年被重復抽取到的兒童樣本1931個，分布在252個農村社區中。各變量的描述分析如表2所示。

從圖1來看，總體人口流失較嚴重，平均遷出率達22.4%；不同村莊之間人口外流情況差異明顯，最高遷出率的村莊（79.677%）是最低遷出率（0.556%）的140多倍。本文對村莊外出打工率和戶均教育支出額二者間做了散點圖（見圖2），發現兩變量間的spearman相關系數為-0.051（[P]=0.024）且大體呈“U”型關系。

四、實證結果與分析

1. 基準回歸結果

本文分析了村莊外出打工率對農戶教育支出的影響（見表3）。逐次引入個體與家庭因素以及村莊因素，發現隨著控制變量的增加，模型解釋力度不斷增強，且遷移對教育的作用始終保持穩健。

表3中模型（1）到模型（3）都證實了人力資本投資激勵效應的存在性，表現為村莊外出打工率平方項的系數顯著為正，關系呈“U”型特征，這和阮榮平等人的研究結論相一致。［36］當外出打工率超過拐點時，人口遷出的增加會對農戶教育投資產生促進作用，即存在人力資本投資激勵效應，假設1得以驗證。按照模型（3）測算的拐點為43.54%，本樣本中有21個村莊打工率高于43.54%，包含196個個體樣本。將這部分激勵型樣本和處于拐點左側的抑制型樣本相比較（見表2），發現激勵型樣本呈現出顯著特征：個體獲得的家庭教育支出少（0.209萬元）、所在家庭人口規模較大（5.9人/家庭）、所在村莊農業不發達（農業勞動力占比和農業總產值都低于平均水平）、村莊人口較多、距離縣城較遠等。這和耿鵬鵬、羅必良發現的“長期地權不穩定的地區，農民更認為讀書改變命運”的結論一致。［22］雖然總體上遷移對教育支出呈抑制作用，但對于具有以上特征的村莊，本村莊人口外出就業具有促進農戶教育支出的作用。

母親受教育程度顯著促進了家庭教育支出，母親學歷每提升一檔，家庭教育支出增加0.047萬元，這一影響作用甚至超過了家庭收入，家庭收入每增加1萬元，對應的家庭教育支出僅增加0.009萬元。家庭成員人數越多，每個子女所分得的家庭教育資源就會越少，每增加一個家庭成員，每個子女獲得的家庭教育投資將會減少0.016萬元，這一結論和大多數相關研究一致。受教育階段和家庭教育支出之間顯著負相關，這可能由于其中幼兒園樣本的平均支出較高所導致。從所在村莊的影響來看，那些更加倚重農業生產而現代產業欠缺的村莊往往家庭教育支出較少，呈現出土地對教育的擠出作用。農業勞動力占比每增加1%，家庭教育支出減少10元。

懷特檢驗發現模型存在異方差問題，采用“OLS+穩健標準誤”方法加以處理；方差膨脹因子檢驗認為模型不存在多重共線性問題。

假設1中提到外部經濟發展達到一定水平之后，人力資本投資激勵效應才會發生作用。由于難以獲得每個村莊外出打工的城市范圍，本文以農戶的家庭收入為門檻變量指代本村外出打工目的地的經濟發展水平，構建了門檻回歸模型。對門檻的檢驗（見表4）可知，當家庭收入作為門檻變量時，只有單一門檻模型在1%的誤差范圍內顯著，對應門檻值為3.994，即家庭收入水平為3.994萬元。

本文以家庭收入的門檻值（3.994萬元）為界，區分了低收入樣本和高收入樣本進行門檻兩側分樣本回歸，如表3中的模型（4）和模型（5）所示。處于門檻右側的高收入家庭樣本村莊外出打工率和其平方項系數均顯著且呈現出“U”型特征，與基準模型一致。但門檻左側樣本的回歸結果不顯著，即只有當收入達到一定門檻值之后，人力資本投資激勵效應才會發揮作用，從而印證了假設1。

2. 內生性分析

在模型中盡量增加了控制變量，但仍可能存在內生性問題：村莊外出打工率和農村家庭教育支出之間可能互為因果關系，從而影響OLS估計的一致性。本研究使用了2010年的本村莊外出打工率，分析其對2014年家庭教育支出的影響，前一期變量不會受當期變量的影響，從而排除了互為因果引起的內生性。

此外，遺漏變量與測量誤差也可能產生內生性問題。這里使用IV工具變量法，選取“村莊男性勞動力占比”作為村莊外出打工率的工具變量。村莊男性勞動力占比與村莊外出打工率之間是具有相關性的，中國流動人口動態監測調查（CMDS）數據發現2014年流動人口性別比達到141.25，說明了人口流出的男性偏好。在“男主外，女主內”的家庭分工觀念和性別工資差距的影響下，農村男性外出打工傾向要高于女性。［37］擁有更多的男性勞動力的家庭外出打工的概率更高。［38］而且農村勞動力外出打工還面臨著異地勞動力市場信息不充分等問題，他們更可能選擇“抱團”遷移規避單個勞動力的進城風險。［39］因而男性勞動力占比越高的村莊整體的外出打工率越高，滿足相關性要求。同時，村莊男性勞動力占比與某個家庭的教育支出之間并沒有直接聯系，滿足外生性要求，是較為合適的工具變量。從表5可知：在一階段回歸中，男性勞動力占比對村莊外出打工率的影響關系呈“U”型，并通過了弱工具變量檢驗。第二階段回歸中，外出打工率的平方項系數顯著為正，與基礎回歸結果一致。工具變量估計系數高于OLS回歸系數，意味著之前的OLS條件下的估計系數存在低估的問題。

3. 穩健性檢驗

本文主要從以下三個角度進行模型的穩健性檢驗：

首先，家庭教育方面可能存在多種干擾：就子女受教育階段這一變量而言，幼兒園不屬于義務教育，與小學和初中階段的家庭教育支出可能存在影響機制上的不同，因此剔除幼兒園階段的樣本進行回歸；就父母學歷變量而言，較高的教育支出可能因為高學歷父母更重視子女教育，因而將母親擁有本科及以上學歷的樣本進行剔除處理。此外，還對家庭教育支出分別進行雙側1%和5%縮尾，以矯正極端值的影響（見表6）。

其次，遷移的原因也可能給模型帶來干擾。本文的基本邏輯認為：隨著農村遷出率的增加，農戶會為了追求外出就業的高回報而加大當前的教育支出。這里就存在遷移原因的干擾，比如村民在遭遇干旱、洪澇等自然災害后被迫外出謀生，或者村莊內有高污染企業也可能影響村民健康而導致村民外出。這種被迫遷移的村民并不是為了追求高收入而主動遷出，由此產生的高外出打工率也并不能使人們產生增加子女教育投資的積極性。同樣地，為減少異常值風險，也對村莊外出打工率分別進行雙側1%和5%縮尾（見表7）。

最后，考慮訪談過程帶來的數據可靠性的干擾。本文所使用數據來自問卷調研，受訪者的配合程度、對調查的興趣、對調查的疑惑程度等都可能影響數據質量從而導致估計偏誤。以上三個變量均為1（很差/很低）至7（很好/很高）的分類變量，根據變量均值，保留了配合程度、感興趣程度大于等于5、疑惑程度小于等于3的樣本（見表8）。

無論采取何種穩健性檢驗方法，村莊外出打工率對家庭教育支出的“U”型影響都顯著存在，說明基準回歸的結果是穩健的。

五、影響機制

1. 中介效應檢驗

為驗證本村莊的外出打工率通過影響農戶教育期望，進而影響家庭教育支出這一影響路徑，本文構建了中介效應模型（見表9）。

模型（2）用于驗證中介效應的第一階段，即本村莊人口外出就業對家庭教育期望的影響。研究發現村莊人口外出打工率對農村家庭教育期望影響顯著，呈“U”型特征，拐點位于20.15%。即當本村莊外出打工率超過20.15%之后將會正向激勵農村家庭的教育期望。模型（3）用于驗證中介效應的第二階段，發現教育期望的上升顯著促進家庭教育投資，證明了假設2。中介效應模型拐點（37.65%）低于基準模型拐點（43.54%），即在考慮了教育期望這一中介效應之后，更多的村莊滿足了人力資本投資激勵效應的發生條件。本文采用Sobel檢驗方法對中介效應進行穩健性檢驗，[P]值為0.048，在5%水平上顯著，證明了中介效應模型的穩健性。

2. 調節效應檢驗

首先，以母親的人緣關系作為調節變量指代家庭信息接收能力（見表10）。模型（1）為不考慮中介變量時母親人緣關系的直接調節作用。結果顯示外出打工率和平方項的系數均顯著，且與母親人緣關系的交互項系數也是顯著的，說明母親人緣關系在本村莊外出打工率影響家庭教育支出的過程中具有直接調節效應。模型（2）和模型（3）則用于驗證中介過程的兩階段上分別發生的調節關系。模型（2）中母親人緣關系和本村莊外出率以及平方項的交互項都是顯著的，說明母親人緣關系在本村莊外出打工率影響教育期望的“U”型中介模型中發揮了調節作用。模型（3）中母親人緣關系和教育期望的交互項系數不顯著，即對中介效應后半段的調節作用不顯著。將模型（4）的回歸系數與模型（2）直接效應的回歸系數對比，兩個交互項的系數絕對值都在下降，證明母親人緣關系的調節總效應有一部分是通過中介路徑來實現的。因此，家庭信息接收能力顯著調節了人力資本投資激勵效應，調節作用發生在直接調節和中介效應的前半段上。圖3顯示母親人緣關系較好時，本村莊外出打工率的提高會正向激發家庭教育支出。但是當母親人緣關系較差時，家庭受外界的影響較小，圖形中多數時期是呈現為遷出抑制家庭教育支出，即沒有人力資本投資激勵效應。

其次，用人均村務公告欄數量指代村莊信息傳播順暢程度。模型（1）中人均公告欄數量和本村莊外出打工率及其平方項的交互項系數均顯著，證明人均公告欄數量對人力資本投資激勵效應具有直接調節作用。如圖4所示，信息傳播越順暢的村莊越容易產生人力資本投資激勵效應。模型（2）和模型（3）中人均公告欄數量和外出打工率及平方項的交互項系數，以及人均布告欄數量和教育期望的交互項系數均不顯著（見表11），證明人均村務公告欄數量這一變量并未在中介過程中發揮調節作用，只調節了村莊外出打工率影響農村家庭教育支出的直接路徑。

3. 村莊的差異性：基于遷出率變化的動態分析

余麗甜、詹宇波在分析家庭教育支出的鄰里效應時發現家庭收入差距擴大使家庭教育支出受到社區平均教育支出的影響更加敏感，［35］從而證明了是環境改變而非環境本身帶來的影響作用。本文也區分在不同的村莊遷出率變化情況下，人力資本投資激勵效應的敏感程度，實現從靜態分析到動態分析的轉變。2010年和2014年各村莊的平均外出打工率均在20%左右，本文據此將村莊劃分為四類：2010年遷出率低于20%、2014年遷出率高于20%的“低-高”類型，2010年遷出率高于20%、2014年低于20%的“高-低”類型，以及2個年份遷出率都高于20%的“高-高”類型和2個年份遷出率都低于20%的“低-低”類型。其中前兩類即“外部環境急劇變化”的村莊（見表12）。

實證結果印證了前文猜想，發現所居住的村莊外出打工率明顯增加的“低-高”類型家庭，其子女教育支出受遷出率的影響最為顯著，且存在人力資本投資激勵效應。遷出率和農村家庭教育支出之間呈“U”型關系，拐點在25.44%，與機制分析部分測算的拐點基本一致。從而印證了遷出率急劇增長帶來的心理沖擊更為明顯。

4. 地區的差異性：基于東、中、西部的地區劃分

本研究包含了一個假定：所有樣本都面向同樣的外部就業市場，遷出回報只受到遷移者個體人力資本水平的影響，而實際情況卻是不同省份的勞動力遷移的目的地呈現分散化特征，［40］從而導致他們遷出后的教育回報也并不一致，產生的激勵效應也不同。本文以農村留守家庭為研究樣本，數據中缺乏人口外流的目的地信息，為了彌補這一不足，本研究以村莊所在省份為依據，將樣本分為東部（黑龍江、吉林、遼寧、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東）、中部（山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西）、西部（陜西、甘肅、貴州、四川、重慶、云南、廣西）三大地區的子樣本進行差異性分析（見表13）。

回歸結果顯示東、中、西部三個區域中樣本均呈現村莊外出打工率和農戶教育支出之間的“U”型關系，這與前面的分析結果相一致，但是只有中部地區的結果顯著。在中部地區，當村莊外出打工率高于23.17%時，就會產生人力資本投資激勵效應。

六、結論與討論

中國農村在人口持續流失背景下如何實現人力資本積累是學界和政策制定者共同關心的問題。本文從微觀角度入手，以2014年CFPS調查數據中的在學兒童為研究樣本，運用帶有調節變量的中介效應模型驗證了中國農村存在人力資本投資激勵效應，即在一定條件下，村莊人口的外出打工率會正向激勵農村家庭的教育支出，從而為人口流失的中國農村實現人力資本積累探索了一條新的可能路徑。通過一系列實證分析，本文的研究結果如下：

中國農村產生人力資本投資激勵效應的條件有：一是村莊外出打工率要超過拐點。拐點的數值在基準模型中為43.54%，在進一步考慮了中介效應和調節效應之后，拐點基本穩定在37.65%左右。二是家庭收入要超過一定門檻值。在將家庭收入作為門檻變量納入基準模型之后，發現只有收入超過3.994萬元的家庭才會出現村莊人口外流顯著影響家庭教育支出的情況。

將教育期望作為中介變量，將村莊信息傳輸順暢程度和家庭信息接收能力作為調節變量納入研究框架之中時，解釋力度更大、機制分析也更清晰。教育期望的加入降低了人力資本投資激勵效應發生的條件，村莊外出打工率拐點從基準模型時的43.54%下降到37.65%。同時，那些信息傳輸更加順暢的村莊以及信息接收能力更強的家庭也更容易發生人力資本投資激勵效應。這與晏艷陽等發現的“鄰里之間的直接信息傳播是不可忽視的重要途徑”的結論相一致。［32］因此，我們需要一方面加強農戶信息素養、提升信息能力，另一方面也要關注我國農村在信息傳輸上的效率提升，可充分利用當前更先進的傳輸方式（如微信群、論壇等），也要加強傳統傳輸方式（如公告欄等）的使用效率。

對研究樣本的進一步細分得出了一系列有意思的結論：按照所在村莊外出打工率的變化狀況細分，發現村莊遷出率急劇上升會對農戶產生更大的心理沖擊，進而產生最為顯著的人力資本投資激勵效應；按照村莊所在省份細分，發現只有中部地區的農村存在顯著的人力資本投資激勵效應。

本文的其他一些發現也是值得關注的，所在村莊的農業發展水平作為控制變量，對農戶教育支出是負向影響，也就是說農業勞動力占比越高、農業總產值越高的農村，其農戶的教育支出越少，表現出土地對教育的擠出作用。因此，農村要實現人力資本積累不能只依賴于農業生產，應大力推進鄉村旅游業、服務業等非農產業。

本文尚有一些問題需要進一步探討。一是從留守家庭加大教育支出到人口流出地區實現人力資本積累，文章只是認為雖然在加大教育支出之后會有部分（甚至更多）勞動力遷出，但普遍教育水平都提高了，因此留守的勞動力也是高教育水平的。但這一過程并沒有進行實證檢驗。二是由于數據限制，沒有考慮各村莊外出勞動力會由于遷移目的地的不同，而產生差異性的人力資本投資激勵效應。雖然基于樣本所在省份做了差異性分析，對這一缺憾做了一定彌補，但仍需進一步做針對性的分析。

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［責任編輯 李新偉］

The Impact of Migration Rate on Education

Expenditure of Farm Household

——Based on the Incentive Effect of Human Capital Investment

LIANG Hui，ZHU Yixuan，FENG Enliang

（School of Public Administration，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan Hubei，430073，China）

Abstract：Human capital has become a crucial factor for the development of new quality productive forces in rural China. However，population loss is a trend that will not change in the short term. Therefore，we need to consider how rural areas can accumulate human capital in a decreasing population. From the perspective of households，the article analyzes whether households will increase their education expenditure on children due to the expectation of higher returns from future migration as the rate of working outside increases. This not only theoretically refines the incentive effect of human capital investment but also provides pathways for achieving human capital accumulation in rural areas. Using data from the China Family Panel Studies （CFPS） database for the years 2010 and 2014，a mediation model with moderating variables was constructed to verify the existence，conditions，and influencing mechanisms of the incentive effect of human capital investment in rural China. Empirical analysis reveals that the incentive effect of human capital investment is significant only when the migration rate exceeds 43.54% and household income surpasses 39，940 RMB. In other words，working outside increases household education expenditure. This conclusion remains robust even after considering sample selection bias，migration reasons，and data reliability concerns. When considering parental education expectations as an influencing mechanism，the conditions for the incentive effect of human capital investment are broadened，and the threshold for migration rate decreases from 43.54% to 37.65%. Furthermore，when moderating variables are added，the mechanism becomes clearer. The family's information reception ability，represented by the mother's social connections，acts as a direct moderator and also indirectly moderates the first stage of the mediation effect. The number of village bulletin boards per capita，representing the efficiency of village information transmission，also plays a direct moderating role. Further heterogeneity analysis reveals that the incentive effect of human capital investment is most evident in villages with rapidly increasing migration rates，reflecting the greater psychological impact of dynamic changes in the external environment on individuals. Regionally，the significant incentive effect of human capital investment is only observed in the central region's rural areas，whereas this effect is not significant in the eastern and western regions. Therefore，for rural China facing population loss，achieving human capital accumulation requires not only the development of non-agricultural industries to increase incomes but also the improvement of information transmission channels，encouragement of urban-rural exchanges，and enhancement of educational expectations.

Key Words：Migration Rate，Educational Expectation，Incentive Effect of Human Capital Investment，Retained Families，Education Expenditures

【收稿日期】 2024-04-01

【基金項目】 國家社會科學基金項目：勞動力流出、專業化分工與中部傳統農業縣開發型發展研究（19BRK003）

【作者簡介】 梁 輝（1979-），女，山東臨清人，中南財經政法大學公共管理學院副教授；朱奕璇（1999-），女，河北邯鄲人，中南財經政法大學公共管理學院碩士研究生；馮恩亮（1997-），男，山東濰坊人，中南財經政法大學公共管理學院碩士研究生。