【摘要】基于2015—2017年“中国流动人口动态监测”调查数据和2000—2016年县级小学数据，研究撤点并校对农村未成年人外出务工的影响及其机制。研究发现，撤点并校的强度越大，农村未成年人外出务工的概率越高，对义务教育年龄段的儿童也有显著影响；与男性和经济发展较好地区的农村未成年人相比，撤点并校对女性和落后地区的农村未成年人的影响更大；撤点并校产生的人力资本积累中断效应和人口挤出效应是农村未成年人外出务工的重要机制。研究结论为探究农村未成年人外出务工原因提供了经验证据，对合理布局农村基础教育资源具有启示意义。
【关键词】撤点并校；农村；教育；未成年人；外出务工
【文献来源】石智雷,周小强.撤点并校对农村未成年人外出务工的影响[J].青年研究,2023,(05):17-32+94.
一、问题的提出
未成年人就业因其具有重大的经济和社会影响而受到社会各界的广泛关注。未成年人就业不仅阻碍其人力资本积累(O＇Donnell et al．，2005；Le＆Homel，2015)、危害其身体健康(Trinh，2020)，甚至会演变为威胁经济可持续增长和国家长期发展的风险因素(Edmonds，2005)。各国政府普遍通过制定法律、给在校生发放经济补贴等举措来减少未成年人参与经济活动(Schultz，2004；Sefa et al．，2021)。但在世界许多国家和地区，未成年人就业尤其是童工仍然是一个严重的问题。国际劳工组织和联合国儿童基金会发布的最新报告显示，2021年全球童工人数出现反弹，升至1.6亿人，从事可能损害健康安全等危险工作的5岁至17岁的童工有7900万人。中国政府早在1991年便出台了保护未成年人权益的专门法律《中华人民共和国未成年人保护法》，此后相继在2006年、2012年和2020年进行修订；2002年国务院令第364号公布了《禁止使用童工规定》，明令禁止用人单位招录不满16岁的未成年人。即便如此，中国未成年人就业现象仍屡禁不止，2016年曝光的常熟童工产业链、2022年某知名奶茶企业招用女童等恶性事件时有发生。
在减少未成年人就业的众多举措中，学校教育是与未成年人及其家庭联系最为紧密的制度之一。中国历来重视教育，尤其是农村基础教育的建设与发展。新中国成立后，党中央、国务院(原政务院)先后出台了《政务院关于整顿和改进小学教育的指示》(雷万鹏、王浩文，2019)、《中共中央、国务院关于普及小学教育若干问题的决定》(中发〔1980〕84号)等政策文件，要求各地在20世纪80年代普及小学教育、在90年代末普及初中教育。到20世纪末，中国小学数量从1949年的34.68万所增至1999年的58.23万所，农村地区基本形成了“一村一校”的格局。
进入21世纪后，基本实施九年义务教育和基本扫除青壮年文盲目标初步实现，但“一村一校”办学模式显现出财政资金利用效率低、教学质量不高等问题。为优化农村义务教育资源配置，推动农村义务教育由“有学上”向“上好学”转型升级，国务院于2001年5月颁布了《关于基础教育改革与发展的决定》(国发〔2001〕21号)，提出“因地制宜调整农村义务教育学校布局，按照小学就近入学、初中相对集中、优化教育资源配置的原则，合理规划和调整学校布局”(邬志辉、史宁中，2011)。该政策文件的出台标志着撤点并校正式拉开序幕(梁超、王素素，2020)。
撤点并校政策实施后，各地政府掀起了撤并农村小学的浪潮。农村小学数量在2001—2012年间累计减少26.12万所，占政策实施前(2000年)小学存量的59.32%，平均每天约有65所农村小学撤销。从缩减速度看，中国农村小学在2001年至2012年以平均每年5.7%的速度被撤并。在现代社会发展的不确定性和不均衡性背景下，如果某地区的基础教育资源减少了，对未成年人的影响可能更为直接。那么农村地区基础教育资源供给的减少，是否会导致未成年人外出务工?如果会，背后的作用机制又是怎样的?本研究拟基于2015—2017年“中国流动人口动态监测”(China Migrants Dynamic Survey，CMDS)调查数据和782个县的小学数据，考察教育资源收缩对农村未成年人外出务工的长期影响及其作用机制。
二、文献综述与研究假设
(一)文献综述
与本研究相关的文献有两类。第一类文献探讨未成年人就业的影响因素，主要从家庭特征和经济环境两个方面进行解释。家庭特征涉及收入、文化观念、父母受教育程度、兄弟姐妹数量等(Kharisma et al．，2022；Gemechu et al．，2022)。在多数学者看来，经济困难是导致未成年人过早就业的重要因素(Basu＆Van，1998；Das，2022)。贫困家庭的父母为了减轻家庭经济负担和改善生活条件，会选择让子女提前结束学业参加工作(Edmonds＆Schady，2012)。也有学者认为，在儿童成长过程中，父母缺席也在很大程度上影响未成年人的就业选择。与非留守儿童相比，留守儿童辍学率明显较高(Meng＆Chikako，2017)。经济环境则强调外在于个体和家庭的宏观经济运行，如较高的童工回报率(Bai＆Wang，2020)、信贷市场不完善(Dammert et al．，2018)、劳动力市场缺陷(Dumas，2020)等。例如，基于美国数据的研究发现，有接近8%的儿童因为无法获得当地金融机构的信贷支持而被迫在上学期间从事有报酬的工作，以便为他们在中学毕业后继续接受教育积累物质资本(Carneiro＆Heckman，2002)。此外，贸易自由化也在未成年人就业中扮演着重要角色。基于对巴西2000—2010年贸易数据的研究发现，贸易出口会减少未成年人就业，而贸易进口则会导致未成年人过早进入劳动力市场(Figueiredo＆Luiz)。
上述文献在考虑经济环境或者家庭特征带来的影响时，基本都有一个共同的前提假定，即在新技术和全球化的推动下，各国处于社会经济发展过程中，被研究区域的基础教育资源供给不断增长。但是如果一些本就落后地区的基础教育资源减少了，对未成年人发展的影响可能更为直接和重要。
第二类文献是评估撤点并校政策效果的研究。该政策实施之初便争议不断(蔡志良、孔令新，2014)，并形成了两种截然不同的观点。第一种观点认为，撤点并校改善了农村儿童的福利。范先佐和郭清扬(2009)在实地调研湖北、云南、陕西等地的177个乡镇中小学的撤点并校情况后，发现学校撤并促进了区域内教育均衡发展，提高了农村学校的教学质量。吴海军和杨继东(2021)基于云南省鹤庆县学生考试成绩的追踪数据发现，学校合并后的第3和第4学期，学生成绩得到显著提高。第二种观点则认为，撤点并校损害了农村儿童的福利。地方政府在政策执行过程中借撤点并校的名义压缩教育财政比例，减少面向农村儿童的教育投入(丁冬、郑风田，2015)。有研究表明，撤点并校一方面使得农村小学生就近上学成为奢望，一些偏远地区因为山坡陡峭、河道纵横等恶劣自然条件还存在严重的安全隐患；另一方面也加重了农村家庭供养子女上学的经济负担，由于上学路途遥远，一些农村家庭不得不承担子女的交通和食宿费用(庞丽娟，2006)。也有学者考察了撤点并校对农村儿童人力资本积累的影响。梁超(2017)基于“中国西部少数民族地区经济社会状况家庭调查”数据的研究表明，受到撤点并校影响的农村儿童的受教育年限平均降低0.74年，接受高中教育的概率下降了18%。随着研究的推进，学者在关注撤点并校影响农村儿童的同时，也将研究主题拓展至了生育和人口回流等话题(李明、郑礼明，2021；江涛，2020)。例如，江涛(2020)利用地级市层面的小学数量数据发现，撤点并校增加了家庭养育成本，抑制了生育需求。不难看出，现有关于撤点并校影响效应的研究一方面尚未形成统一的结论，另一方面忽视了规模巨大的农村教育资源布局调整对未成年人就业产生的深远影响。
在已有研究的基础上，本研究可能在以下三个方面推进了相关领域的研究。第一，本研究利用2015—2017年54.5万人的流动人口调查数据，对农村地区未成年人外出务工状况做了全景式描绘。目前国内文献关于农民工和农村儿童发展的相关研究很多，但是缺乏对未成年人外出务工状况的测度和描述。“中国流动人口动态监测调查”不仅覆盖区域广、样本量大，而且还有流动人口首次外出务工时间的信息收集，为研究未成年人外出务工提供了难得的数据。第二，本研究利用队列双重差分模型研究农村基础教育资源调整影响未成年人外出务工的因果效应。目前国内学界少有对未成年人外出务工驱动因素的相关研究；国外文献更多关注家庭特征或外部经济环境对未成年人就业的影响(Dumas，2020；Kharisma et al．，2022；Gemechu et al．，2022)，忽视了与儿童发展紧密联系的基础教育资源的分布不均衡及变动的影响，本研究是对相关研究的有益补充。本研究进一步厘清了撤点并校的作用机制，发现撤点并校主要通过人力资本积累中断效应和人口挤出效应两个机制，导致未成年人外出务工。第三，2017年的流动人口调查中新增加了对流动人口户籍所在县信息的收集。区别于现有研究使用地级市或省级层面的学校数据，本研究使用县级层面的数据来测度小学数量变化，能够更加真实地反映农村小学的撤并情况，降低因测量误差而导致的估计偏误。
(二)研究假设
撤点并校带来人力资本积累的中断效应和人口挤出效应。
对农村儿童来说，一旦结束学业，他们短期内外出务工是多数人的选择。因此，要厘清撤点并校与未成年人外出务工的内在联系，关键在于从撤点并校与受教育年限的关系出发进行探讨。
理论上，撤点并校至少会通过两种途径影响农村儿童的受教育年限。第一，撤点并校增加了农村儿童辍学的风险，导致其过早结束学业(李春玲，2021)。撤点并校后，农村儿童需要到邻村甚至更远的乡镇继续上学，家庭和学校的距离变得更远。一项基于全国11个省市的调研数据显示，撤点并校后农村儿童家庭和学校的平均距离由1.6公里增至4.05公里(雷万鹏、徐璐，2011)。在此背景下，农村儿童往往需要乘车上学或者在校寄宿，导致农村家庭不得不承担更高的交通和食宿成本。有调查研究表明，如果儿童到合并后的学校上学，那么农村家庭平均每年在交通和食宿上的开销增加约300元(庞丽娟，2006)，占2001年中国农村居民人均纯收入(2366元)的12.68%。可见，撤点并校在一定程度上加重了农村家庭的经济负担，增加了农村儿童尤其是贫困家庭儿童在义务教育阶段辍学的风险。根据小学入学年龄和各阶段学制推断，农村儿童一般是在15岁完成整个义务教育。这意味着撤点并校会增加农村儿童在15岁前外出务工的概率。
第二，由撤点并校带来的通勤距离的增加会压缩农村儿童的学习时间，不利于人力资本积累。撤点并校发生后，对那些到合并后的新学校上学的农村儿童来说，他们从家到学校的通勤距离和通勤时间普遍会增加，无疑会压缩他们的学习时间。尽管部分地区在撤点并校后兴建了寄宿制学校，一定程度上能够缓解远距离通勤带来的负向影响，但寄宿尤其是低龄寄宿并不利于农村儿童认知能力、非认知能力、心理健康等人力资本的发展(朱志胜等，2019)。与小学和初中不同，高中并非义务教育，农村儿童需要通过考试竞争入学名额。撤点并校对早期人力资本积累产生的负向影响使得农村儿童在高中入学考试中处于劣势地位，导致其获得高中教育机会的概率降低。由于多数农村儿童是在15岁完成初中教育，这些受撤点并校影响而未考上高中的农村儿童很可能在16岁前外出务工。
人口挤出效应是指由于农村教育资源的收缩，导致子女教育成本的增加和受教育机会的减少，收入水平较低或重视子女教育的居民会被挤出撤点并校地区。如果某地实施了撤点并校政策，该地的农村儿童不得不面临选择:是到合并后的新学校继续就读还是直接辍学或者随父母进城接受教育。
对选择到合并后的新学校继续就读的农村儿童及其家庭来说，由于只是到附近学校或者乡镇上学，因而这类家庭本质上并未被挤出。但对因撤点并校而辍学以及随父母进城接受教育的这两类家庭来说，则会产生明显的人口挤出效应，具体表现在如下三个方面。
首先，因撤点并校而辍学的儿童群体中的一部分人会赋闲在家，而另一部分人则可能在短期内进城尤其是前往父母所在城市打工。其次，对留在农村的父母尤其是女性来说，他们留在家乡很大程度上是因为家中有正在上学的子女(石智雷、余驰，2011)。在子女因撤点并校而辍学后，由于城市有更多的就业机会和更高的工资收入，他们可能会独自外出或者带着子女一起外出打工。最后，农村劳动力外出务工或者返乡是考虑家庭禀赋状况和家庭成员需求后的家庭决策结果(石智雷、杨云彦，2012)。由于农村地区失去了原本的教育资源，而城市的教育条件更优越，重视子女教育的家庭为让孩子接受好的教育，他们更倾向于外出务工，以便带着孩子在城市读书(夏怡然、陆铭，2015)。
除以上三个方面外，撤点并校的人口挤出效应还体现在外出务工人员的返乡意愿降低上。李明和郑礼明(2021)基于2005年全国1%人口抽样调查数据和295个地级市层面特征数据研究发现，当流出地教育公共品减少时，有适龄入学子女的流动人口的回流意愿会显著下降。
无论是原本留在农村的居民因撤点并校而进城，还是已经在城市生活的居民因撤点并校而不愿返乡，都预示着撤点并校地区的外出务工人数会不断增加，并且会形成一种城乡劳动力迁移中的“先驱效应”，即早期外出务工人数越多的农村地区，该地农民在今后外出务工的概率也越高(谭华清等，2017)。事实上，城乡劳动力迁移中的“先驱效应”在国外文献中也已被证实(Jackline&Zenou，2012)。这种“先驱效应”自然也会影响到那些因撤点并校而辍学但尚留在农村的儿童，进而导致这类群体在成年前外出务工的概率增加。
基于以上分析，提出本研究的分析框架(见图1)以及相应研究假设。
假设1:户籍所在县撤点并校的强度越大，该县农村未成年人外出务工的概率越高。
假设2:撤点并校会通过阻碍人力资本积累导致未成年人外出务工。
假设3:撤点并校会通过产生人口挤出效应导致未成年人外出务工。
三、研究设计与数据
(一)研究设计
为研究撤点并校对农村未成年人外出务工的影响，本文借鉴迪弗洛(Duflo，2001)的思路，利用不同地区撤点并校强度和不同人群出生队列的差异构建了队列双重差分模型，具体如下:
其中，下标i和c分别表示受访者及其户籍所在县。yic为被解释变量，本研究用首次外出务工年龄是否在18(16/15)岁前度量。18岁、16岁和15岁分别是未成年人、童工以及中国多数儿童完成初中学业时的年龄，同时用这三个年龄标准来定义被解释变量，有助于不断深入分析撤点并校产生的影响。
参考已有文献(陈媛媛、傅伟，2017；林文声等，2017)，并考虑首次外出务工年龄，对未成年人外出务工概率的界定和测度可以分为两类方法:第一类是从本地儿童视角出发，采用一个地区某个年龄(段)外出务工的儿童人数与该年龄(段)儿童总人数的比值来界定未成年人外出务工发生概率。由于很难完整统计某个年龄段内所有外出务工儿童的数量，因此该方法易导致未成年人外出务工概率被低估。第二类则是基于外出务工群体视角，将未成年人外出务工概率定义为同一时间段内一个地区外出务工群体中未成年人的数量与该地区外出务工总人数的比值。由于CMDS是在中国流动人口集中的流入地进行，且采用的是随机抽样原则，相当于是对流出地外出务工群体的随机抽样。因而，结合本研究所使用的CMDS数据，第二类界定方法能够更加准确测度未成年人外出务工的概率。
removeic表示受访者i户籍所在县c的小学撤点并校的强度，在本研究中使用每千名小学生拥有的小学减少的数量进行度量，该指标能够避免因学龄儿童自然减少而带来的内生性问题。I(1988≤g≤2002)为出生队列虚拟变量，该变量是为区分受撤点并校影响和未受影响的群体。根据《中华人民共和国义务教育法》，儿童在6—7岁开始接受小学教育，在12—13岁完成小学学业。撤点并校政策于2001年实施，在2001年时小于或等于13岁以及尚未出生的儿童会受到影响；而在政策实施时年满14岁的儿童，一般已经进入中学，不会受到小学撤并的影响。因此，如果受访者在1988—2002年出生，即他们在2001年时小于或等于13岁，则变量I(1988≤g≤2002)取值1；若受访者是在1980—1987年出生，即他们在2001年时已经年满14岁，则I(1988≤g≤2002)取值0。将2002年作为截至年份的原因在于，2017年流动人口动态监测调查中最小受访者即是2002年出生。交互项removeic×I(1988≤g≤2002)的系数β1识别的正是撤点并校对受访者首次外出务工年龄和未成年人外出务工概率的平均因果效应。Xic是控制变量向量，涵盖个体特征和户籍地特征。个体特征具体包括性别、民族和父母是否有外出务工经历，户籍地特征包括地区生产总值、生师比和生校比。λt和ρc分别是出生队列固定效应和地区固定效应。
除上述变量外，本研究在机制分析部分还将受教育年限、是否获初中学历、是否获高中学历、返乡意愿、首次外出务工时子女的年龄是否在0—13岁、本次外出务工时子女的年龄是否在0—13岁这六个变量作为被解释变量，来验证假设2和假设3。
CMDS询问了受访者的最高学历，本研究据此定义受教育年限、是否获初中学历和是否获高中学历，变量取值见表1。此外，CMDS还询问了受访者今后是否打算留在流入地以及预计在流入地留多久。参考吴贾和张俊森(2020)的做法，本研究将今后一段时间不打算留在流入地且计划返乡和打算留在流入地但居住时间不超过5年这两类群体视为有返乡意愿，并取值1；将不打算留在流入地但计划去其他地方和打算留在流入地且计划居住时间超过5年的受访者视为无返乡意愿，并取值0。需要说明的是，CMDS在询问返乡意愿相关问题时，有大量受访者回答“没想好”，本研究将这类群体的返乡意愿处理为缺失值。对首次和本次外出务工时子女年龄是否在0—13岁这两个变量的测度，为使机制分析的估计结果更准确，本研究先将样本限定在目前仅有一个子女且该子女年龄在0—13岁的受访者，以及目前没有子女的受访者这两类群体；前者受到撤点并校的影响，而后者未受影响。在此基础上，本研究根据受访者首次和本次外出务工的年份以及子女的年龄来定义上述两个变量。
(二)数据来源
本研究所使用的数据来自两个层面:一是个体数据，二是县域数据。
个体数据来自2015—2017年“中国流动人口动态监测调查”。该调查遵循随机原则，采用分层、多阶段、与规模成比例的概率抽样法(probability proportionate to size sampling，PPS抽样法)在全国流动人口集中的流入地抽取样本点。
2015—2017年CMDS分别调查了20.60万人、16.90万人和17.00万人，三年累计54.50万人。这些流动人口的户籍所在地分布在31个省、自治区和直辖市，为本研究提供了具有全国代表性的样本数据。更为重要的是，在2015—2017年CMDS数据中，43.25万受访者为乡城流动人口，占79.36%，为研究农村地区未成年人外出务工问题提供了数据基础。
在描述统计分析部分，本研究基于2015—2017三年的CMDS数据进行分析。这样做的优点在于，大样本的分析结果更加接近真实情况，能够更加准确地掌握中国农村地区未成年人外出务工的基本特征。而在回归分析部分，由于本研究在讨论撤点并校对未成年人外出务工的影响时需要将县级层面的学校数据与受访者的户籍县进行匹配，而2015年和2016年的CMDS数据并未提供受访者户籍所在区县，因此本研究在回归分析部分只使用了2017年的CMDS数据。
县域数据包括县层面的小学学校数量、小学在校生规模、小学专任教师人数、地区生产总值等。县级数据来自2000—2016年的《中国县域统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》。有别于现有研究主要使用地级市层面的学校数据，本研究选择县级层面数据的原因在于:地级市层面的数据既包含农村，也包含县城和市辖区的学校数量变化，而本研究关注农村小学撤并产生的影响，县级层面的数据更合适。撤点并校政策始于2001年，故本研究需要使用2000年的小学数据。由于时间较为久远，最终收集到782个县的小学数据。
(三)数据处理
结合本研究的研究设计，我们对描述统计和回归分析部分使用的数据分别处理。
在描述统计分析部分，本研究将2015—2017年的CMDS数据合并，仅保留农业户口且首次流动原因为“务工/工作”的样本，在剔除首次外出务工年龄小于12岁的受访样本后，最终得到255599个样本。
在回归分析部分，本研究结合具体研究问题，针对2017年CMDS数据做了更为细致的处理，具体如下:首先，剔除非农户口、非农转居民以及农业转居民的样本，仅保留农业户口的样本。剔除农业转居民户口样本的原因在于，不能追溯农转居之前的户籍县，无法匹配这类受访者在撤点并校政策出台前一年(2000年)对应的户籍县。其次，为识别受访者首次务工年龄，根据问题“您第一次离开户籍地(县级)的原因”，仅保留回答“务工/工作”的样本。再次，剔除在1980年之前出生的样本。撤点并校政策于2001年实施，而儿童一般在12—13岁完成小学学业，只有在1988年及之后出生的受访者才受撤点并校的影响。为利用队列双重差分模型研究撤点并校对首次外出务工的影响，本研究主要关注在1980年及之后出生的受访者。其中，1980—1987年出生的受访者为控制组，在1988年及之后出生的受访者为处理组。最后，由于小学撤并主要集中在农村，而农村又主要分布在县域，因而本研究剔除户籍地为市辖区的样本。在剔除首次外出务工年龄、撤并强度等关键变量缺失的观测值后，共得到12654个样本。表1报告的是基于2017年CMDS数据以及县级层面数据的描述统计结果。
四、主要研究发现
(一)农村未成年人外出务工的基本特征
基于2015—2017年CMDS数据和县级层面的学校数据，分析了中国农村地区未成年人外出务工和撤点并校的基本特征，有以下研究发现。
1.接近两成的乡城流动人口在未成年前外出务工
基于2015—2017年CMDS数据，本研究测算了中国2015—2017年的乡城流动人口中未成年人外出务工的情况(见表2)。结果显示，19.83%的乡城流动人口首次外出务工年龄小于18岁，首次外出务工时年龄小于16岁和15岁的分别占到7.07%和3.39%。分性别来看，乡城流动人口中女性未成年人外出务工的概率更高，为21.11%，高出男性2.24%。分户籍地区域来看，中部地区未成年人外出务工概率最高，为22.86%；东北地区最低，为10.41%；西部和东部地区居中，分别为19.38%和17.90%。
2.中国农村未成年人外出务工概率整体呈下降趋势但仍维持在较高水平
图2报告了1992—2017年乡城流动人口的未成年人外出务工概率。CMDS数据提供了受访者首次外出务工的年份和年龄，本研究据此测算历年首次外出人口中未成年人外出务工的概率。
整体来看，中国农村未成年人外出务工概率呈现下降趋势，但仍然处于较高水平。即便是在最近的2017年，未成年人外出务工概率也达到了10%。这意味着，每10个首次外出务工的农村居民中，就有1个未成年人。值得注意的是，2001—2004年未成年人外出务工概率有持续3年的回升，而撤点并校政策的实施正是2001年，这在一定程度上说明撤点并校可能导致未成年人外出务工。
3.受政策影响的出生队列中未成年人外出务工的概率显著更高
本研究将在1988—2002年出生的受访者视为处理组，将在1980—1987年出生的受访者视为控制组。表3显示，处理组和控制组的首次外出务工年龄、18(16/15)岁前外出务工的比例存在显著的差异。处理组首次外出务工年龄的均值为19.30岁，比控制组低3.15岁；处理组在18岁、16岁和15岁前外出务工的比例分别为37.44%、13.73%和6.49%，而控制组则分别为23.20%、8.29%和3.83%。据此可以看出，受撤点并校影响的受访者首次外出务工的平均年龄明显更小，未满18(16/15)岁便外出务工的概率显著更高。
(二)撤点并校对农村未成年人外出务工的影响
基于式(1)的队列双重差分模型，本研究分析了撤点并校对农村未成年人外出务工的影响。
表4中模型(1)—(4)呈现的结果显示，撤并强度与出生队列交互项的回归系数分别为-0.872、0.068、0.034和0.024，且至少在10%的水平上显著。从影响大小看，户籍县每千名小学生所拥有的小学数每减少1所，受到撤点并校影响的受访者首次外出务工年龄提前0.872岁，在18岁、16岁和15岁前外出务工的概率分别增加6.8%、3.4%和2.4%。而根据表1，在本研究的样本县中，每千名在校生小学数减少的均值为2.3所，这表明撤点并校政策大约导致受影响的受访者首次外出务工年龄提前2岁(0.872×2.3)，导致在18岁、16岁和15岁前外出务工的概率分别提高15.64%(6.8%×2.3)、7.82%(3.4%×2.3)、5.52%(2.4%×2.3)。
无论是从统计水平上还是从影响大小上看，撤点并校对首次外出务工年龄均产生显著的影响。学校撤并强度越大，首次外出务工年龄越小，18岁、16岁和15岁前外出务工的概率越高。从控制变量看，相较女性而言，男性在18(16/15)岁前外出务工的概率显著更高；与少数民族相比，汉族首次外出务工年龄更大，且在18岁前外出的概率显著更低；户籍地经济发展水平更高的地区，受访者首次外出务工年龄更大，在18(16/15)岁前外出的概率更小；从教育资源看，无论是生校比还是生师比，都与首次外出务工年龄呈负相关，与未成年人外出务工概率呈正相关，这意味着学生拥有的教师和学校资源的减少会导致农村儿童更早地外出务工。
(三)双重差分模型的有效性检验
1.平行趋势检验
双重差分模型(differences-in-differences，DID模型)的应用需要满足平行趋势检验，即政策发生前处理组和控制组的结果变量在时间趋势上不存在显著差异。本研究采用事件研究法开展平行趋势检验，以1980年出生的受访者为基准组，考察在1981—2002年出生的受访者受到的影响。参考迪弗洛(Duflo，2000)的做法，回归模型设定如下:
其中，yic为被解释变量，与式(1)相同。dc是指示函数，若受访者在c年出生，则dc=1；否则，dc=0。βc反映的是撤点并校对在c年出生的受访者的首次外出务工年龄和是否在18(16/15)岁前外出的影响。如果政策发生时已经年满14岁(在1981—1987年出生)的受访者未受到政策影响，则平行趋势检验通过；否则，平行趋势检验不成立。从图3呈现的结果看，1981—1987年出生队列与撤点并校强度的交互项系数在统计水平上并不显著，这表明平行趋势假设成立。另外，出生时间越晚，交互项系数的绝对值越大，这说明在撤点并校政策实施时年龄越小的受访者，受到的影响更大。
2.“安慰剂”检验
本研究还按照如下思路进行了“安慰剂”检验。第一，将农村户口样本替换为城镇户口样本，由于撤点并校主要发生在农村，因此撤并强度对未成年人外出务工的影响只会发生在农村户口样本中，而对城镇户口受访者的影响很小，甚至不存在影响。第二，“虚构”处理组。将在1980—1983年出生的受访者视为控制组，将在1984—1987年出生的受访者“虚构”为处理组，并再次采用队列双重差分模型进行估计。实际上，在1984—1987年出生的受访者并未受到撤点并校政策的影响，因而，此时的交互项系数理论上并不会在统计水平上具有显著意义。本研究发现，撤点并校对城镇户口受访者和虚构的处理组均未产生显著的影响。
(四)稳健性检验
1.排除入学年龄的干扰
在基准回归中，本研究将2001年时0—13岁的受访者作为处理组，将14—21岁的受访者作为控制组。由于入学年龄差异的存在，政策实施时13岁的受访者中可能既有受到小学撤并影响的，也有已经进入初中阶段的受访者。同时，中国部分地区还存在入学年龄推迟的现象，部分儿童在14岁甚至15岁时还处于小学阶段(梁超、王素素，2020)。有鉴于此，剔除2001年时13—15岁的受访者，重新将2001年时小于或等于12岁的受访者界定为处理组，将2001年时大于或等于16岁的受访者视为控制组。结果如表5模型(1)所示，与基准回归基本一致。
2.考虑样本可比性
有学者认为撤点并校执行力度在地区间的差异并不是随机的，而是受到经济发展水平、教育支出等因素的影响，即存在样本选择问题(梁超、王素素，2020)。为此，本研究通过倾向得分匹配法筛选出在政策实施前特征相似的县。首先，根据每千名小学生拥有的小学减少的数量将样本县划分为两组，减少数量大于等于均值的为处理组，减少数量小于均值的为控制组。其次，根据小学在校生规模、地区人均生产总值等前定变量计算倾向得分。再次，筛选出倾向得分位于共同支撑区间的样本。最后，使用筛选后的样本进行队列双重差分估计。表5模型(2)的估计结果显示，撤并强度与未成年人外出务工概率显著呈正相关，与基准回归基本一致。
(五)撤点并校对不同类型农村未成年人外出务工的影响
1.性别差异
中国长期存在重男轻女的性别偏好。因此，中国家庭的父母尤其是农村父母的行为决策在很大程度上受子女性别的影响。当撤点并校发生时，父母更有可能让男孩继续上学，而让女孩提前结束学业。对比表6模型(1)与模型(2)发现，与男性相比，撤点并校对女性的影响更大。
2.经济发展水平差异
根据县域人均国民生产总值(GDP)，本研究将样本县划分为高、中、低三类。从表6模型(3)、模型(4)和模型(5)的结果看，人均GDP越低的县，撤并强度与出生队列交互项的系数越大，这表明撤点并校对生活在经济落后地区的受访者的影响更大。与经济发达的区县相比，经济落后地区的居民收入水平相对更低，他们重视子女教育的能力和意愿较弱。此外，落后地区在对学校进行撤并后，也不太可能对撤点并校地区贫困的农村学龄儿童家庭发放经济补贴，难以有效减轻撤点并校给儿童家庭带来的经济负担。因而，当撤点并校发生时，经济落后地区农村儿童外出务工的概率相对较高。
五、撤点并校对农村未成年人外出务工的影响机制
上文分析了中介变量与被解释变量的关系，参考已有研究的做法(胡增玺、马述忠，2023；马汴京、张元峰，2022)，通过考察核心解释变量对中介变量的影响来验证机制。
(一)撤点并校的人力资本积累中断效应
上文分析表明，撤点并校会通过中断人力资本积累，进而导致未成年人外出务工。遵循这一思路，本研究验证撤点并校是否导致乡城流动人口的受教育程度降低。本研究使用受教育年限、是否获高中学历和是否获初中学历三个变量反映受教育程度。选择是否获高中学历和是否获初中学历作为被解释变量出于两个方面的考虑:一是高中阶段已经超出义务教育范畴，农村儿童需要达到规定的入学门槛方能进入高中学习。但撤点并校对农村儿童小学阶段学习成绩的负向影响可能会持续累积，这会使得农村儿童在高中入学考试中的表现更差，最终降低其获得高中教育的概率；二是撤点并校也可能导致部分农村儿童在义务教育阶段辍学，最终表现为没有完成初中学业。
在估计方法方面，仍根据不同地区撤点并校强度以及不同受访者出生队列的双重差异构造队列双重差分模型，其模型设定除被解释变量与式(1)不同外，其余均相同，故不再赘述，估计结果见表7模型(1)—(3)。结果显示，每千名小学生拥有的小学数每减少1所，受到撤点并校影响的受访者的受教育年限下降0.681年，获得高中学历和初中学历的概率分别降低7.3%、3.9%。以上结果表明，撤点并校会显著降低受影响群体获得更高层次学历的概率。
(二)撤点并校的人口挤出效应
将返乡意愿、首次外出时子女年龄在0—13岁和本次外出务工时子女年龄在0—13岁作为被解释变量进行机制分析，以此验证撤点并校是否对外出父母返乡和农村父母外出产生影响，即是否存在人口挤出效应。某地一旦经历了学校撤并，该地便永久丧失了原本的教育资源。这也意味着，撤点并校的人口挤出效应并非只在学校撤并时存在，而是会持续产生影响。因此，使用当前的返乡意愿作为被解释变量，也能够验证人口挤出效应是否存在。
小学撤并对农村成年劳动力外出和返乡的影响理论上只体现在有0—13岁子女的农村父母上。而对于没有子女或者子女年龄超过13岁(一般已经进入初中阶段)的农村成年劳动力来说，他们当前的返乡意愿则不会受到小学撤并的影响。因此，在表7模型(4)中，根据目前是否有0—13岁子女将样本分为两组，并利用有无0—13岁子女和撤点并校强度在地区间的差异，构造双重差分模型。在模型设定上，除核心解释变量“撤并强度×I(0≤age≤13)”和被解释变量(返乡意愿)与式(1)不同外，其余均相同，故不再赘述。模型(4)显示，户籍县每千名小学生拥有的小学数每减少1所，有0—13岁子女的农村父母的返乡意愿降低7.3%。
在表7模型(5)中，被解释变量是首次外出务工时子女的年龄是否在0—13岁。其背后的逻辑在于:一是如果能够验证撤点并校使得农村父母在子女0—13岁时外出务工的概率增加，便从农村父母外出的角度证明了撤点并校的人口挤出效应；二是部分农村父母在离开撤点并校地区前，从未外出打工过，因而撤点并校的影响体现在首次外出务工时子女是否在0—13岁。本研究对样本进行了限定，参与回归分析的样本只有两类。第一类是目前仅有一个子女且该子女年龄在0—13岁的流动人口，他们会受到撤点并校的影响；第二类是目前没有子女的流动人口，这类群体并不会受到撤点并校的影响。在限定样本后，有无0—13岁子女的差异和撤点并校强度在不同地区的差异，同样为本研究构建双重差分提供了数据基础，故仍然采用双重差分模型进行估计。表7模型(5)呈现的结果显示，每千名小学生拥有的小学数每减少1所，农村父母首次外出务工时子女年龄在0—13岁的概率提高6．4%。
撤点并校的人口挤出效应还可能体现在本次外出务工时子女年龄是否在0—13岁。原因在于，一些原本外出打工的农村父母在生育子女后，会回到农村照料子女，当他们因撤点并校而再次离开农村时，不是首次外出务工，而可能是当前这一次外出务工，也即本次外出务工。因此，在表7模型(6)中，本研究还将本次外出务工时子女的年龄是否在0—13岁作为被解释变量进行回归。在模型(6)中，本研究对样本做了与模型(5)相同的限定，并同样采用双重差分模型进行估计。从估计结果来看，每千名小学生拥有的小学数每减少1所，农村父母本次外出务工时子女年龄在0—13岁的概率提高10．8%。
六、结论与讨论
撤点并校是21世纪中国农村基础教育领域一次重大的学校布局调整。本研究基于撤点并校政策带来的小学数量的变化，运用2015—2017年“中国流动人口动态监测”调查数据和782个县小学数据，使用队列双重差分模型考察了撤点并校对未成年人外出务工的影响效应及作用机制。本研究主要发现如下:第一，撤点并校显著提高了农村未成年人外出务工的概率，且受到影响的年限越长，未成年人外出务工的概率越高。具体来看，户籍县每千名小学生拥有的小学数每减少1所，农村未成年人在18岁、16岁和15岁前外出务工的概率分别增加6.8%、3.4%和2.4%。第二，撤点并校对未成年女性和经济发展水平相对落后地区农村儿童的影响更大。这也表明，撤点并校扩大了性别和区域间的不平等。第三，人力资本积累中断效应和人口挤出效应是未成年人外出务工的重要机制。县域小学数量缩减，不仅有可能中断农村儿童人力资本积累，而且会增加有0—13岁子女的农村父母的外流，进而使得受到影响的农村儿童在本该接受教育的年龄提前外出务工。
未成年人外出务工不仅阻碍了儿童自身成长，也不利于社会的长远发展。本研究揭示了在义务教育阶段，基础教育资源调整对未成年人外出务工的影响，可以更深刻地理解义务教育对农村儿童的重要意义。在义务教育的众多属性中，公平性是最重要的属性之一，所有适龄儿童都应该接受免费义务教育。在“一村一校”格局下，农村儿童一般在本村就近上学。撤点并校政策开始后，不少地区为追求效率，仅以学生规模作为学校撤并的唯一依据，缺乏对农村儿童就近入学等实际需求的考虑。在经历效率导向的撤点并校后，农村儿童往往需到其他村庄甚至更远的乡镇上学，家庭和学校的距离变远。农村父母不得不承担子女的交通、饮食等成本，这对农村家庭尤其是贫困家庭来说是一笔不小的经济负担，部分农村儿童甚至可能因此辍学打工。
在人口负增长和农村人口持续外流的当下，农村还可能面临着基础教育资源进一步减少的压力。如何合理布局农村基础教育资源成为各级政府面临的挑战。在着力促进全体人民共同富裕的目标下，应该统筹考虑城乡经济社会发展状况和人民群众的教育需求，以促进公平和提高质量为导向，加大对落后地区义务教育的投入。在调整农村教育资源布局的同时，还要完善配套措施。在撤点并校地区，政府可以给予财政补贴，健全农村校车公共交通体系，完善市场化和互助式儿童接送、照料服务。
本研究也存在不足之处，需要在未来进一步探讨。具体来看，相较于以往文献使用地级市或省级层面的学校数据，本研究使用县级层面学校数据来测度撤点并校强度，能够更加准确反映农村小学的撤并情况。但是，地方政府在执行撤点并校政策时，往往存在“撤点”(关闭学校)和“并校”(合并学校)两种处理方式。囿于数据限制，本研究无法将“撤点”和“并校”区分开来。未来研究有必要基于村居层面的微观数据，进一步分解“撤点”和“并校”的影响效应。
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