程雅雯 孔东民｜教育公共品调整与人口流动——基于撤点并校的实证研究

教育公共品调整与人口流动

——基于撤点并校的实证研究

程雅雯，北京大学教育学院博士研究生

孔东民（通讯作者），华中科技大学经济学院教授、博士研究生导师

原载《华中科技大学学报(社会科学版)》

2024年第5期

摘要：在新型城镇化下，教育公共品如何有效配置至关重要。本文利用2001年撤点并校作为外生冲击，使用地市间政策力度差异和出生队列变化构造队列双重差分模型进行研究。研究发现，撤点并校显著提高了农村个体的流动概率——个体上小学其间所在地市每千名小学生每年每减少1所学校，将使其成年后流入城市的概率提高1%。该结果经过一系列稳健性检验后仍然成立。机制分析表明，撤点并校通过提高农村个体的人力资本积累而促进其成年后流入城市。男性、生活在条件较差地区、家庭背景较好的个体受撤点并校的影响更大。此外，撤点并校有助于提高农村个体的未来收入。本研究结果为相关政策制定者如何优化教育资源配置以及提高城乡融合提供了实证依据。

关键词：撤点并校；人口流动；人力资本

城镇化是各国经济发展的必经之路，这已成为普遍共识。城镇化对提升居民收入、促进经济增长、实现共同富裕具有重要意义。过去数十年间，我国经历了快速的城镇化进程，流动人口已成为中国城镇人口的重要组成部分。第七次人口普查数据显示，我国常住人口城镇化率已达63.89%。在城镇化的趋势下，城乡基础教育格局也发生了巨大变化。2001年全国范围内开展的撤点并校大力推动了“教育城镇化”。已有文献主要探讨了撤点并校导致的教育公共产品调整对个体的短期影响。例如，有研究表明，学校关闭会因中断效应而不利于儿童的学习表现；也有学者发现，学习环境的改善对受影响儿童产生了积极影响。

然而，现有研究几乎均避开了对个体流动行为的讨论。例如，梁超和王素素（2020）将样本限定为农村地区个体，删除了不在本市出生、不是本市户籍的流动样本。值得注意的是，首先，关于教育与流动决策的讨论对于理解人口流动和社会阶层变迁具有重要意义。教育布局与人口空间分布密切相关、相互依存。其次，教育公共品调整以及由此引发的上学成本提升或资源配置改善，均可能对个人或家庭的流动行为产生影响。已有部分研究为教育公共品调整对个体的早期流动提供了数据支撑。然而，关于教育公共品对个体流动的影响研究尚缺乏因果识别，且较少研究探讨教育公共品对个体流动的长期影响。最后，忽略流动人口不仅会忽视教育对流动的重要作用，也可能造成样本选择问题，进而带来结果估计的偏误。

为此，使用2014年中国劳动力动态调查数据（CLDS），利用2001年撤点并校作为外生冲击，本文试图回答以下三个问题：首先，撤点并校导致的教育公共品调整是否会影响个体成年后的流动行为？其次，这种影响是如何作用于个体流动行为的？最后，撤点并校对个体流动行为的影响在不同群体中是否表现出差异性？

本文对已有研究的创新与贡献之处可能体现在以下三个方面。

第一，本文对研究教育基础设施配置对个体长期影响的相关文献进行了补充。在城镇化的进程中，中央政府出于提升教育质量和推动教育公平的目的，对基础教育阶段的学校布局进行了调整。然而，地方政府执行中央政策的效果如何，仍然存在较大不确定性。教育基础设施配置中的短期上学成本提升效应和长期资源配置改善效应孰轻孰重值得我们深入探讨。此外，现有研究多关注交通基础设施或公共卫生设施对个体的作用，而较少探讨教育基础设施配置对个体的影响，为此，本文通过考察撤点并校对农村个体后期的流动行为的影响，不仅为评估撤点并校的长期影响提供了全新视角，也对教育基础设施配置对个体的长期影响的研究形成了补充。除了影响人力资本以外，本文揭示了撤点并校对城镇化进程的一个意外作用——撤点并校显著提高了农村个体成年后的流动概率。

第二，现有的政策评估研究往往没有将流动人口纳入考量。与农村家庭教育和流动相关的研究主要关注留守儿童和流动儿童，而且它们往往将流动视为因、教育视为果，忽略了个体流动的具体机制以及教育对流动的重要作用。撤点并校实施以后，农村小学快速缩减，并可能由此引发农村人口的早期流动和成年后流动。邢春冰（2016）发现，农村地区学校数量的减少显著提高了居民迁出的概率。撤点并校推进了学龄人口及其父母的城镇化进程，阻碍了流动人口回流，实现了“城镇化”的第一步。遗憾的是，现有研究均仅考察了撤点并校对家庭早期迁移的作用，少有探讨撤点并校对城镇化进程是否具有深远影响。此外，上述部分研究存在仅依赖简单线性回归、未能准确识别个体在受政策影响期间的上学地点、研究样本中包括了未受政策影响的群体（例如，没有子女的成人）等不足，这些缺陷导致现有研究未能清晰地识别撤点并校与受影响个体的行为之间的因果关系。利用2001年撤点并校作为外生冲击，本文证实了教育公共品调整对个体流动存在长期影响，同时也为探究教育与流动的相关研究提供了实证依据——受教育程度越高，个体的流动性越强。

第三，在老龄化和少子化的背景下，本研究也为地方政府如何有效吸引人才提供了抓手。劳动力流动对我国生产率的提升有着重要贡献，流动人口及其子女已成为推动地区经济增长的主要动力。同时，子女教育作为影响家庭决策的关键，已被证实为个体以及家庭流动的决定因素。提供公共服务是政府引导劳动要素合理配置的重要手段。长远来看，统筹布局建设教育等公共服务资源，将有力推动农村人口合理流动，并确保地区未来的人才储备和经济的持续健康发展。本文发现撤点并校不仅能增加农村儿童的教育机会，还能通过鼓励农村个体向城市迁移，进而促进他们未来收入的增长。在此意义上，本研究为相关政策制定者如何优化教育资源配置以及如何促进人才资源增长提供了解决方案。

本文余下结构如下：第二部分介绍背景并提出研究框架，第三部分介绍数据、变量和研究设计，第四部分报告实证分析结果，第五部分总结全文并提出政策建议。

自1986年《中华人民共和国义务教育法》颁布以来，我国几乎每个村庄都建立了至少一所小学。然而，当时各村庄学校的教育质量存在较大差异，加之计划生育政策的实施和经济的迅猛发展，这些因素共同导致了农村地区适龄儿童入学率的持续下降。为提高小学教育水平并缩小城乡教育差距，2001年《关于基础教育改革与发展的决定》明确提出，要“因地制宜调整农村义务教育学校布局，农村小学和教学点在方便学生就近入学的前提下适当合并”。该计划主要是关闭偏远的农村学校和教学点，并将其并入集中的镇或县级学校。

然而，学校布局的快速调整过程中也出现了一些不合理的做法，为此，2006年教育部印发了《关于实事求是地做好农村中小学布局调整工作的通知》，提出农村小学和教学点要确保就近招生。自2006年起，学校数量减少的速度已经明显减缓。2012年，国务院进一步出台了《关于深入推进义务教育均衡发展的意见》以及《关于规范农村义务教育学校布局调整的意见》，旨在遏制地方政府在撤点并校过程中的不规范行为。此后，各地区对学校的撤并力度开始逐步减轻。

自2001年开始的撤点并校具有以下特点：第一，农村小学的数量在短时间内急剧下降。2001年至2012年间，全国农村小学的数量从44万所减少到15.5万所，下降幅度高达65%。第二，政府积极推动农村地区的撤点并校工作。该政策一经发布，便迅速在全国范围内得到执行。第三，各地区采取了不同的政策措施，不同地区的撤点并校力度存在较大差异。第四，近十年的学校调整以农村小学为主。以上特征为本文进一步的分析提供了良好的实证场景。

首先，撤点并校直接影响农村个体的就学环境。一方面，撤点并校可能对个体的就学环境产生不利影响。第一，教学点的撤回和学校的合并迫使大量孩子搬到其他地方，可能因此扰乱同伴和教师关系网络。此外，新的学习环境可能对学生的身心健康产生不利影响。第二，撤点并校可能会降低学校的可及性。例如，撤点并校往往使得学生的通勤距离增加，而过早的寄宿生活可能不利于儿童发展。已有研究表明，撤点并校引发的中断效应可能对个人的人力资本积累及其长远发展产生负面影响。另一方面，撤点并校的实施往往会关停规模较小以及办学不佳的学校，原本在条件较差的学校就读的学生，可能会因撤点并校而被转移到规模更大、条件更优越的学校，而这些学校往往配备了更优秀的教师团队和更先进的教育设施。例如，梁超和王素素（2020）发现，撤点并校提高了农村儿童就读高中的概率，从而显著促进了他们长期人力资本的增长。

其次，撤点并校通过影响农村个体的就学环境，进而对其后期的流动行为产生了作用。一方面，撤点并校如果改善了个人的就学环境，将降低接受教育的边际成本，个人更有可能接受更高层次的教育，从而积累更多的人力资本。由于流动的教育回报率高于不流动的教育回报率，并且流动成本随着教育水平的提高而下降，因此撤点并校对人力资本产生正面影响进而将提高个体流入城市的概率。另一方面，撤点并校如果对个体的就学环境造成不利影响，将导致接受教育的边际成本上升。在这种情况下，撤点并校不仅不利于个人获得更多教育机会，而且通过削弱人力资本，增加了个人的流动成本，因此撤点并校对人力资本产生负面影响进而将降低个体流入城市的概率。

综上所述，撤点并校通过改变个体早期的就学环境，进而影响个体后期的流动行为。为此，本文提出假设1a，假设1b，假设2a和假设2b：

假设1a  撤点并校降低了个体成年后的流动概率。

假设1b  撤点并校提高了个体成年后的流动概率。

假设2a  撤点并校通过中断效应对个体上学阶段的就学环境产生了负面影响，降低了个体的受教育水平，从而降低了个体成年后的流动概率。

假设2b  撤点并校通过规模效应对个体上学阶段的就学环境产生了正面影响，提高了个体的受教育水平，从而提高了个体成年后的流动概率。

针对撤点并校对教育与流动的作用，本文还参考Dustmann和Glitz（2011）的研究，构造了一个简单的流动模型。此外，Caruso（2017）指出，如果以个体参与调查时的地理位置作为评估其受冲击影响的依据，将忽略个体因冲击而产生的选择性流动，进而导致估计结果出现偏差，为此，为了准确评估个体所经历的政策冲击，本文的研究重点放在那些出生地和14岁时的居住地保持一致的个体上（主要研究撤点并校对这些个体后期的流动行为的影响）。值得注意的是，各地区的撤点并校力度具有显著的外生性，且其主要目标在于提升小学教育质量以及缩小城乡教育差异。在此研究背景下，撤点并校与农村个体成年后流动之间的反向因果问题并不严重，换言之，撤点并校对个体未来流动的影响是单向作用，即撤点并校的实施导致了学校布局的调整，而非成年后流动的潜在需求推动了撤点并校的实施。

（一）数据和样本选取

本文的数据来源于2014年中国劳动力动态调查数据（CLDS）。该数据自2012年起由中山大学社科调查中心执行，每两年追踪一次。CLDS是国内首个以劳动力为主题的跨学科、跟踪性调查，调查范围涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等诸多研究课题，覆盖全国29个省份（港澳台、西藏、海南除外）的样本家庭户中15岁至64岁的全部劳动力。CLDS收集并建立了我国劳动力、家庭和社区三个层次的数据库，为劳动力相关的学术研究和政策分析提供了扎实的数据基础。特别地，CLDS涵盖了个体流动行为和流动原因的相关信息，较好地满足了本文的研究需要。此外，地区层面数据来自《中国城市统计年鉴》和《中国教育统计年鉴》，其中包括地市级小学学校数、小学学生数、人口规模对数和人均国内生产总值对数。最后，本文根据2000年全国人口普查微观数据计算得出地市级人均受教育年限和适龄儿童小学入学率。

具体分析中，本文以成人个体为研究单位，将成人问卷数据和对应家庭问卷数据合并，并根据研究需要进行了以下样本选取：（1）为考察撤点并校对个体流动的长期影响，且考虑到撤点并校的实施节点，参考梁超和王素素（2020）的做法，本文根据成人问卷，将个体年龄限制在20岁至33岁（出生年份在1981年至1994年）。其中，调查年份（2014年）在20岁至26岁的个体在2001年政策年份为7岁至13岁，为撤点并校主要影响的群体；而调查年份（2014年）在27岁至33岁的个体在2001年政策年份为14岁至20岁，几乎不受撤点并校的影响。（2）为了准确识别个体所经历的政策冲击，本文的研究对象限定于那些出生地和14岁时的居住地保持一致的个体。（3）由于撤点并校主要针对农村地区，本文将样本限定在出生户口为农业户口的个体。经删除缺失关键变量的样本后，最终处理得到2451个有效样本。

（二）变量和研究设计

参考Huang et al.（2021）的研究，为明确个体所受撤点并校的影响，本文采用以下模型进行分析：

其中，Y_ijc为j市c出生队列i个体的流动状态。若个体的户口所在地与现居地不在同一地市级，且现居地为城市时设为1，否则为0。撤点并校力度_jc代表出生队列c在7岁至13岁时所在地j市的撤点并校平均力度。具体来说，首先计算出每个地区每年的撤点并校力度，计算方式见式（2），而后根据个体的出生年份确定个体7岁至13岁时所在地j市的撤点并校平均力度。为便于解读，最后将该指标乘以1000，表示个体上小学期间所在地每千名小学生每年对应的学校数变化。σ_c表示出生队列虚拟变量，ε_ijc为残差项，ρ_j表示城市虚拟变量，分别控制了出生队列固定效应和地市固定效应。X表示一系列控制变量，为避免坏控制（bad control）的影响，仅控制个体是否男性、父亲受教育年限、母亲受教育年限。此外，本文还控制了调查年份个体所在地的人口规模对数和人均GDP对数。鉴于同一地市级内的个体可能存在潜在相关性，回归中的所有标准误都在地市级聚类。

此外，主回归采用以下三种方式来解决内生性的问题。首先，参照Li et al.（2016）的做法，本文在控制出生队列固定效应和地市固定效应的同时，进一步控制了事先地区特征的一、二、三阶时间趋势，即允许事先地区特征对个体流动产生不同类型的趋势影响。具体来说，本文在地区层面选择了以下可能对撤点并校和个体流动产生潜在影响的变量：人均GDP对数、城镇化率、人口规模对数、人均受教育年限和适龄儿童小学入学率。其次，参照Duflo（2001）做法，本文控制了政策前地区特征和出生队列虚拟变量之间的交乘项，以控制地区特征异质性造成的偏差。此处选取的地区特征变量与前述的地区特征变量保持一致。最后，由于本文样本的出生年份在1981年至1994年，处于我国1986年义务教育法颁布前后，因而本文进一步控制了农村个体是否在1986年义务教育法颁布后出生的哑变量和地市固定效应哑变量的交乘项。

表1是本文主要变量的定义。感兴趣的是回归系数β，正的β意味着撤点并校对个体流动具有正面影响，负的β则意味着负面影响。具体来说，系数大小代表个体上小学期间所在地市每千名小学生每年减少1所学校，个体的流动概率平均变动β×100个百分点。

表2是主要变量的描述性统计。平均而言，个体读小学期间所在地市每千名小学生每年平均减少0.2所学校。离开户口所在的地市并流入城市的个体占比为11.1%。个体层面，样本的平均出生年份在1987年，调查年份时平均年龄为27岁；45.8%样本为男性。家庭层面，个体父亲的平均受教育年限为7.4年，个体母亲的平均受教育年限为5.8年。

（一）基准回归

表3报告了基准回归的结果。（1）列只包含了一系列控制变量和地市固定效应以及出生队列固定效应，交乘项的系数显示，撤点并校与农村个体的流动存在正相关关系。（2）至（4）列包含了所有控制变量，并逐步控制了地区特征的一、二、三阶时间趋势，在排除以上地区特征的趋势影响后，交乘项的系数仍然显著为正。（5）列则采用了更加严格的设定，控制了事先地区特征与出生队列虚拟变量之间的交乘项。

结果表明，撤点并校对农村个体的流动产生了正向影响。具体而言，个体上小学期间所在地市每千名小学生每年减少1所学校，其成年后流入城市的概率平均增加了1%；个体上小学期间所在地市每千名小学生每年学校数每减少一个标准差，其成年后流入城市的概率将平均提高2.2%。由于在调查年份样本流动的平均概率为11.1%，撤点并校的影响不容忽视。

（二）稳健性检验

1.样本选取 

为检验结果的可靠性，本文进行以下样本选取。首先，个体是否流动可能受到地区经济状况的影响，为此，表4（1）列按照基期2000年地区人均GDP排序，删除地区人均GDP最高和最低（排在前5%和后5%）的样本。其次，个体调查时未流动，也可能是由于其已迁过户口，为此，表4（2）列仅保留未迁过户口的样本。再次，为考察撤点并校对个体流动的长期影响，且考虑农村地区后续的政策存在干扰，本文将样本设定在20岁至33岁的个体，该阶段群体的回流概率较低。为进一步减少个体回流的影响，表4（3）列进而删除了曾有过6个月及以上外出务工经历且不准备继续外出的农村地区农业户口样本。最后，表4（4）列采用了广义精确匹配以提高实验组和控制组的可比性。具体而言，本文选择地区层面事先特征（包括人均GDP对数、城镇化率、人口规模对数、人均受教育年限、适龄儿童小学入学率）以匹配实验组和控制组，而后利用匹配后权重进行回归。以上结果均显示，个体上小学期间所在地市每千名小学生减少的小学数越多，受影响个体在成年后流入城市的可能性更大。

2.衡量误差

本文进一步考察核心解释变量与被解释变量的衡量误差。

首先，我国入学年龄和小学学制的地区差异可能导致样本选择偏差。具体而言，参照梁超和王素素（2020）的做法，表5（1）列剔除了2001年时年龄在11岁至13岁的样本，旨在减少年龄因素对研究结果的潜在干扰。此外，通过分析问卷记录的个体开始上小学的年份，表5（2）列重新计算个体所受到的撤点并校的影响。表5的结果表明，即便在调整了上述衡量误差之后，本研究的核心结论依然稳健。其中，表5（1）列的估计结果略高于基准估计，表明每千名小学生每年减少1所学校，个体成年后流入城市的概率平均增加了1.5%。这一发现符合直观预期，即撤点并校对年轻群体的影响更为显著。而表5（2）列的估计结果则略低于基准，这暗示着可能存在部分群体在非规定年龄入学的情况。

其次，为全面捕捉个体的流动情况，并深入分析撤点并校对人口流动的多维效应，本文采用多种指标来衡量个体的流动状态。具体来说，根据问卷信息，本文将个体是否离开户口所在地市半年以上、个体户口所在地与当前居住地是否位于不同省份作为判断个体是否流动的依据。表6的结果显示，不同的流动衡量方式对研究结论的影响并不显著，这进一步验证了本文结果的稳健性。具体而言，每千名小学生每年减少1所学校，个体成年后离开户口所在地市半年以上的概率平均增加了0.9%，个体成年后户口所在地与现居地位于不同省份的概率平均增加了1.1%。这些结果表明，撤点并校不仅增加了农村人口的流动性，还促使他们选择了跨省份的较远距离迁移。

以上发现对于深入理解教育政策对人口流动的影响具有重要的启示作用，为政策制定者提供了关于如何通过教育政策促进人口流动的宝贵信息：政策制定者在制定和执行教育政策时，须全面考虑个体的流动动机与模式，以兼顾教育公平和社会效率的双重目标。

3.安慰剂检验

为减少不可观测变量的潜在干扰，本文进而考虑安慰剂检验。首先，在原始数据的基础上随机分配个体所受到的撤点并校的影响，并构造1000次数据集；而后使用这些伪数据进行回归分析。图1通过比较安慰剂子样本和真实样本的t值，发现伪数据下的交乘项的t值分布均集中在0，且获得高于真实t值的概率极低。

4.排除竞争性解释

本文进一步考察并排除其他竞争性解释。

首先，2001年我国加入世贸组织（WTO），贸易自由化可能鼓励个体流动。此外，贸易自由化还会提高教育投资的机会成本，降低教育回报率，从而抑制人力资本的积累。为对WTO事件进行控制，表7（1）列进一步加入各地区第二第三产业占比和出生队列哑变量的交乘项。

其次，1999年出台的高校扩招政策也可能会大幅提高教育回报率，并由此促进个体流动。由于高考在省份层面竞争，为减少高校扩招的干扰，表7（2）列进一步控制个体户口所在省份哑变量和出生队列哑变量的交乘项。

最后，我国于2000年代开始的快速城镇化以及一系列户籍改革可能影响个体的流动行为，为此，表7（3）列和（4）列分别控制了个体15岁时的户籍改革力度和所在城市城镇化率。其中，户籍改革力度来自Fan（2019）的研究，城镇化率则根据各地区非农人口数量除以常住人口数量计算得出。

表7的结果显示，在排除了以上竞争性解释后，撤点并校依然显著提高了个体成年后的流入城市的概率。

5.工具变量估计

为解决撤点并校和人口流动的反向因果问题，以及其他不可观测因素的潜在干扰，本文进一步采用工具变量估计。具体来说，首先计算出各地区基期撤点并校力度占全国基期撤点并校力度的份额，而后将此份额与全国各年份撤点并校力度交乘，计算得出地区层面各年份的撤点并校情况，如式（3）所示。而后，同基准模型一致，根据各出生队列计算出相应工具变量。表8的结果显示，采用工具变量估计的结果依然稳健。

综上所述，一系列稳健性检验均表明，撤点并校对个体成年后的流动存在显著正向影响。

（三）机制分析

以上分析表明，撤点并校显著提高了农村个体的流动概率，在这一基础上，本文进一步探讨流动背后的可能原因。如第二部分所述，撤点并校通过影响个体早期的就学环境，进而影响了他们后期的流动行为。本文发现的流动效应是否源自撤点并校对人力资本的正向作用？已有研究表明，撤点并校对农村个体的长期人力资本积累存在正面影响，这主要体现在农村学生升入高中阶段学习的概率显著增加，而教育水平的提升往往伴随着个体流动概率的增加。为此，本文首先考察撤点并校的学习效应。具体而言，表9（1）列更换被解释变量为个体是否读高中。同梁超和王素素（2020）的发现一致，表9（1）列表明，撤点并校力度越大的地区，个体读高中的概率越大。其次，本文考察撤点并校的中断效应。在我国现实情境下，撤点并校可能导致部分个体辍学，进而选择外出务工，由此提高了个体的流动概率。表9（2）列根据个体回答的14岁以后的第一次流动原因，更换被解释变量为是否外出务工。当且仅当个体流动原因为工作、第一次流动在完成最高学历以后、第一次流动年龄小于或等于16岁时设为1，否则为0。本文假设此设定下的流动并非典型的工作流动，而更可能是由于中断效应导致的外出务工。表9（2）列显示，撤点并校对个体是否外出务工无显著影响，外出务工并非本文主要发现的驱动因素。

值得注意的是，为精准刻画个体所受到的撤点并校的影响，本文参照Caruso（2017）的做法，将样本限定在出生地和14岁时的居住地保持一致的个体，早期因教育公共品调整引起的“用脚投票”行为不在本文的考虑范围内。综上所述，本文证实了教育公共品调整不仅存在早期流动效应，还存在长期流动效应。

撤点并校何以促进了农村个体长期人力资本的积累？撤点并校使农村学生集中在城市地区、县城、镇中心或较大的农村学校，更大规模的学校会通过规模效应提升学生表现——由于提高了教师专业化程度和学生多样化程度，学校规模扩大对个体的人力资本积累具有积极作用。遗憾的是，CLDS缺乏个体上学期间的学校层面数据，为此，本文通过分析地市级层面的平均学校规模和教师数量来评估撤点并校政策的规模效应。

具体而言，本文首先根据地区层面2001—2006年的撤点并校平均力度将地区分为两组，而后绘制政策前后不同力度地区的学校规模变化和教师数量变化（图2）。图2显示，撤点并校实施以前，不同撤点并校力度地区的学校规模变化趋势和教师数量变化趋势大致相同，撤点并校实施以后，撤点并校力度较强地区的学校规模和教师数量都有了明显增长。

由此可见，撤点并校产生的规模效应有助于个体人力资本的积累，这可能进一步增加了农村个体成年后流动的可能性。

（四）进一步讨论

进一步探讨撤点并校对个体流动的异质性影响及其对个体工作情况的影响，将有助于深化我们对撤点并校长期效应的理解，并为本文的核心发现提供更充分的支持。

1.异质性分析

首先，不同地区的基础教育资源存量存在较大差异，地区的早期教育发展水平可能影响政策的实施有效性，为此，本文以2000年地区人均受教育年限的中位数进行分组，而后考察撤点并校对不同地区的影响。表10（1）列和（2）列显示，生活在教育发展水平较差地区的个体从撤点并校中获得了更多好处。此结果也间接证实了撤点并校的潜在作用机制——撤点并校可能改善了地区的教育资源配置，从而显著提高了个体成年后的流动概率。

其次，家庭背景可能对撤点并校的实施存在一定影响。为此，本文根据个体14岁时的家庭社会地位的中位数对样本进行分组，而后对不同子样本进行异质性分析。表10（3）列和（4）列显示，家庭条件较好的个体更可能受益于撤点并校。条件较好的家庭在政策实施以后更有能力将孩子送到更好的学校，而条件较差的家庭在政策实施以后则可能因为通勤和寄宿等原因而减少对教育的投入。因此，从长期视角来看，家庭条件较好的个体更可能因撤点并校而在成年后流动。

最后，重男轻女的传统观念可能会使得在有限条件下，家庭倾向于选择提供有限资源给男性而非女性，这一现象在农村家庭中尤为明显。为此，本文分别分析了男性子样本和女性子样本。表10（5）列和（6）列显示，撤点并校显著提高了男性的流动概率，而对女性的流动行为没有显著作用。此结果的可能原因在于，中国家庭的性别偏好可能使得家庭教育资源倾斜，导致男孩更有可能受益于教育公共品调整。

2.个体的工作情况

自由流动有助于提高个体收入，尤其对于农村个体。此外，劳动力外出就业能够比在本地就业增加收入。为此，本文通过分析撤点并校对个体未来工作的影响，进一步考察撤点并校对农村个体福利的长期作用。

具体来说，表11更改被解释变量为个体收入对数。表11的结果显示，个体上小学期间每千名小学生每年每减少1所学校，个体收入将提高5.5%。结合本文发现和已有研究，除了对人力资本和自由流动的正面影响以外，撤点并校还提高了农村个体的未来收入，增加了受影响群体在劳动力市场上的福利。

“以人为本”的新型城镇化不仅要求解决流动的物理障碍，更需要帮助流动人口完成社会融合。其中，教育公共品的有效配置在城镇化进程中的作用举足轻重，然而，撤点并校对个体影响的好坏以及大小仍然存在较大争议。使用2014年中国劳动力动态调查数据，本文基于地市间撤点并校力度差异和不同出生队列差异构造队列双重差分模型，考察了撤点并校对农村个体流动行为的长期作用，并为城镇化进程中如何优化教育资源配置以及提高城乡地区融合提供了实证依据。具体而言，本文发现撤点并校显著提高了个体的流动概率——个体上小学期间所在地市每千名小学生每年每减少1所学校将使得其成年后流入城市的概率提高1%。撤点并校通过促进个体人力资本积累的方式提高了农村个体的流动概率，并提升了农村个体未来的工作收入。男性、生活在条件较差地区、家庭背景较好的个体受撤点并校的影响更大。

结合本文的研究发现，为贯彻落实党的二十大报告中提出的“以人为本”的新型城镇化战略，同时响应国家对教育和人才培养的高度重视，本文提出以下政策建议。首先，尽管撤点并校在短期内可能带来一些负面影响，但本文的研究结果表明，这些影响随着时间的推移在逐渐消退，而个体的长期发展与表现有望得到改善。这一发现不仅验证了现有关于撤点并校对农村个体长期人力资本具有积极作用的研究结论，而且还进一步指出，该政策有助于提升农村个体成年后的地理流动性，从而可能提高其在劳动力市场上的福利水平。因此，地方政府应合理规划和调配农村以及城镇地区的教育资源，通过规模效应优化教育设施布局，以促进农村个体的人力资本积累，并为城镇发展培养和储备人才资源。其次，本研究揭示了撤点并校对不同地区、家庭和个体的异质性影响。政府在推进新型城镇化建设时，应注重区域均衡发展，充分认识到不同地区早期教育发展水平的差异，以及这些差异对政策效果的影响。地方政府须根据地区的经济状况和财政能力，优化转移支付的结构，提高资源配置的效率。此外，鉴于农村家庭资源的有限性以及一些地区存在的性别偏见，政府应向条件较差的农村家庭提供教育经济补贴，并特别关注农村女童的潜在教育需求，以减少教育资源配置优化过程中可能出现的性别不平等，从而推动城乡教育融合，实现城乡教育公平。 

综上所述，本文的研究发现不仅为理解撤点并校的长期效应提供了新的视角，而且为制定更加公平和有效的教育政策提供了实证依据，有助于实现教育强国和人才强国的战略目标。然而，本文也存在以下不足和缺陷：首先，为避免其他政策的干扰，本文未能考察撤点并校对还未上小学群体的影响；其次，囿于数据原因，本文未能直接观测到个体层面的就学环境变化。为此，如何减少撤点并校的短期负面影响仍是后续研究的重要课题。