【摘 要】 人力資本成為中國農(nóng)村實(shí)現(xiàn)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展的關(guān)鍵因素，然而人口流失又是短期內(nèi)不會(huì)改變的趨勢，因此我們需要思考的是農(nóng)村如何在人口規(guī)模減少的背景下實(shí)現(xiàn)人力資本積累。文章從微觀農(nóng)戶的視角分析當(dāng)村莊外出打工率增加時(shí)，農(nóng)戶是否會(huì)由于未來遷出就業(yè)的高回報(bào)而加大對(duì)子女的教育支出，這既是對(duì)人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的理論完善，也為農(nóng)村實(shí)現(xiàn)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(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫的兩期追蹤兒童數(shù)據(jù)構(gòu)建帶有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)模型，驗(yàn)證人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)在中國農(nóng)村的存在性、發(fā)生條件與影響機(jī)制。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：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(lì)效應(yīng)才會(huì)顯著，即村莊外出打工率促進(jìn)農(nóng)戶教育支出。該結(jié)論在考慮樣本選擇的干擾、遷移原因的干擾以及抽樣數(shù)據(jù)可靠性的干擾后依然穩(wěn)健。當(dāng)納入父母教育期望這一影響機(jī)制時(shí)，人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的條件被拓寬，村莊外出打工率的拐點(diǎn)從43.54%下降到37.65%。再加入調(diào)節(jié)變量之后機(jī)制更加清晰，母親的人緣關(guān)系指代的家庭信息接收能力作為調(diào)節(jié)變量，發(fā)揮了直接調(diào)節(jié)作用和對(duì)中介效應(yīng)第一階段的間接調(diào)節(jié)作用。人均村務(wù)布告欄數(shù)量指代的村莊信息傳輸通暢程度作為另一調(diào)節(jié)變量，也同樣發(fā)揮了直接調(diào)節(jié)作用。進(jìn)一步的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)遷出率急劇增長的村莊中的人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)最明顯，反映出外部環(huán)境的動(dòng)態(tài)變化對(duì)人們心理影響更大。在地區(qū)分布上，只有中部地區(qū)的農(nóng)村存在顯著的人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)，而東部地區(qū)和西部地區(qū)的這一作用并不顯著。因此，對(duì)于人口流失的中國農(nóng)村而言，要實(shí)現(xiàn)人力資本積累，應(yīng)當(dāng)在發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提升農(nóng)民收入的同時(shí)注重完善村莊信息傳輸渠道、鼓勵(lì)城鄉(xiāng)交流、提升農(nóng)民教育期望。

【關(guān)鍵詞】 外出打工率；教育期望；人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)；農(nóng)戶；教育支出

【中圖分類號(hào)】 C924.24 【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】 A   doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2024.05.002

【文章編號(hào)】 1004-129X（2024）05-0017-17

一、問題的提出

人口普查數(shù)據(jù)顯示中國總?cè)丝?020年底相比2010年增加7206萬人，同時(shí)鄉(xiāng)村人口減少16436萬人，中國農(nóng)村處于人口大量流失狀態(tài)。對(duì)當(dāng)前中國農(nóng)村而言，農(nóng)業(yè)科技人才的培養(yǎng)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力素質(zhì)的提升已經(jīng)成為農(nóng)村發(fā)展的關(guān)鍵，［1］而農(nóng)村人口外流又是短期內(nèi)不可逆轉(zhuǎn)的趨勢。那么，農(nóng)村該如何實(shí)現(xiàn)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(dǎo)致流出地的人力資本損失呢？事實(shí)上，已有多項(xiàng)對(duì)國際勞動(dòng)力遷移的研究發(fā)現(xiàn)人口遷出不僅不會(huì)減少當(dāng)?shù)厝肆Y本，反而可能會(huì)激勵(lì)流出國的家庭為了追求國外更高的工資回報(bào)而加大教育支出，由于其中一部分高技能工人會(huì)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(lì)效應(yīng)。這一效應(yīng)為當(dāng)前人口流失的農(nóng)村實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展提供了理論支撐。本文將基于中國的農(nóng)戶數(shù)據(jù)實(shí)證分析農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)戶教育支出的影響，討論人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)在中國產(chǎn)生的過程與條件。

以往對(duì)人口流出地家庭教育支出的研究主要從家庭內(nèi)部資源分配決策的角度，認(rèn)為由于成員外出就業(yè)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(xué)者開始跳出家庭的范疇，從外部環(huán)境變化的角度探討遷移對(duì)教育支出的影響。郭劍雄、劉葉認(rèn)為在可實(shí)現(xiàn)遷移的情況下，農(nóng)民會(huì)比較農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的人力資本回報(bào)率，從而做出教育投資的決策。當(dāng)較高的文化技能成為勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)跨部門“套利”的必要條件時(shí)，必然會(huì)刺激農(nóng)村家庭增加其成員的教育投資，有可能出現(xiàn)農(nóng)村在人口規(guī)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(dāng)農(nóng)村勞動(dòng)力遷出概率在一定范圍內(nèi)時(shí)，鄉(xiāng)城勞動(dòng)力遷移能夠提高農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)力受教育水平，促進(jìn)農(nóng)業(yè)部門人力資本積累”［6］的結(jié)論。這一思路和西方學(xué)者提出的人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)不謀而合，但這兩篇文章并未進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。王小龍、蘭永生的實(shí)證研究則印證了這一問題的另一面：當(dāng)農(nóng)村外出打工的教育回報(bào)率預(yù)期較低時(shí)，農(nóng)戶子女將會(huì)提前輟學(xué)降低教育支出，從而勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)戶人力資本投資產(chǎn)生負(fù)向激勵(lì)作用。［7］農(nóng)村人口外流對(duì)教育支出的影響不僅體現(xiàn)為家庭收入提高的正效應(yīng)、父母照料陪伴減少的負(fù)效應(yīng)，還可能表現(xiàn)為心理效應(yīng)，即在一個(gè)流動(dòng)的經(jīng)濟(jì)體中，個(gè)體在決定是否繼續(xù)投資教育時(shí)會(huì)權(quán)衡外出打工和本地就業(yè)之間的教育回報(bào)。［8］如果預(yù)期未來有通過外出就業(yè)實(shí)現(xiàn)高回報(bào)的可能性，但能夠外出就業(yè)的條件是需要擁有較高教育水平時(shí)，則會(huì)形成對(duì)當(dāng)前人力資本投資的正向激勵(lì)效應(yīng)，反之則為人力資本投資負(fù)向激勵(lì)。在當(dāng)前科技助農(nóng)、科教興農(nóng)、以新質(zhì)生產(chǎn)力推動(dòng)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展的大背景下，對(duì)農(nóng)村人口遷出所產(chǎn)生的人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的研究，為人口流失地區(qū)實(shí)現(xiàn)人力資本積累提供了數(shù)據(jù)支持和發(fā)展路徑的啟發(fā)，具有現(xiàn)實(shí)意義。

本文將基于中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)，以2010年和2014年1的兩期追蹤農(nóng)村在學(xué)兒童為研究樣本，構(gòu)建帶有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)模型，從微觀層面上實(shí)證分析本村莊外出打工率對(duì)農(nóng)戶子女教育支出的影響，對(duì)這一影響過程的機(jī)制探討和群體異質(zhì)性分析進(jìn)一步凝練出人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)在中國農(nóng)村發(fā)展的過程和存在激勵(lì)效應(yīng)的條件。

研究的創(chuàng)新點(diǎn)在于：一是從微觀視角分析了人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)。本文認(rèn)同“家庭的教育支出行為應(yīng)置于社會(huì)結(jié)構(gòu)和制度環(huán)境之中”的觀點(diǎn)，但本文認(rèn)為和國際國內(nèi)大環(huán)境相比，更小范圍的環(huán)境帶來的示范和激勵(lì)效應(yīng)是研究農(nóng)村教育支出時(shí)更加不可忽視的視角。已有研究一般都假設(shè)每個(gè)農(nóng)戶均為理性的經(jīng)濟(jì)人，他們對(duì)外部信息完全知曉，但實(shí)際上農(nóng)村教育支出具有顯著的同群效應(yīng)，［9］受到鄰近農(nóng)戶行為以及由此形成的周邊“小環(huán)境”的影響?？紤]村莊內(nèi)農(nóng)戶具有相似的文化和制度環(huán)境，政策實(shí)施也通常以行政村為單位的特點(diǎn)，［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(nóng)戶所處的遷移“小環(huán)境”。從村莊層面的分析提高了研究的準(zhǔn)確性，也規(guī)避了由于國家間更多的難以量化的異質(zhì)性而導(dǎo)致的遺漏變量等問題，理論層面上也是對(duì)人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的思路完善。

二是完善了人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的影響機(jī)制研究。關(guān)于遷出率和家庭教育支出之間關(guān)系的實(shí)證分析，一般都認(rèn)同二者間的非線性關(guān)系，如 Docquier等認(rèn)為遷移對(duì)于流出地而言，雖然同時(shí)存在著人力資本高預(yù)期回報(bào)帶來的正向影響和人力資本流失帶來的負(fù)向影響作用，但在不同的遷出率范圍內(nèi)，正向和負(fù)向發(fā)揮作用的強(qiáng)弱可能會(huì)此消彼長。［11］但是已有的研究并沒有對(duì)影響發(fā)生的過程進(jìn)行深入的探討。本文從理論層面分析了遷出率與農(nóng)戶教育支出之間的非線性關(guān)系，并基于此構(gòu)建了帶有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)模型，用以驗(yàn)證二者間的影響機(jī)制并得出人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)在中國農(nóng)村發(fā)生的可能性與條件，為中國農(nóng)村在人口流失背景下實(shí)現(xiàn)人力資本發(fā)展提供了數(shù)據(jù)支撐。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1. 人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)發(fā)生的條件

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

第一階段表示經(jīng)濟(jì)處于發(fā)展初期，此時(shí)城鄉(xiāng)工資差異并不明顯，遷出率也不高，勞動(dòng)力是初期經(jīng)濟(jì)體的主要生產(chǎn)要素，此時(shí)遷出對(duì)流出地的影響主要呈現(xiàn)為由于勞動(dòng)力減少而帶來的生產(chǎn)效率下降。村莊遷出率對(duì)農(nóng)戶教育支出的影響比較小。第二階段，逐漸發(fā)展起來的城市經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的大量需求，較高的城鄉(xiāng)工資差異導(dǎo)致農(nóng)村人口遷出率不斷提高，但由于此時(shí)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍主要依賴于制造業(yè)等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，勞動(dòng)力需求擴(kuò)張創(chuàng)造的就業(yè)崗位以低技能勞動(dòng)力需求為主，導(dǎo)致農(nóng)戶教育投資機(jī)會(huì)成本提高、個(gè)體對(duì)未來教育回報(bào)的預(yù)期降低，［12］農(nóng)戶傾向于讓子女結(jié)束教育階段并提早進(jìn)入勞動(dòng)力市場。這一階段遷出率增加會(huì)顯著影響農(nóng)戶教育支出，但影響作用為負(fù)向。第三階段，隨著經(jīng)濟(jì)的繼續(xù)增長，經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力開始逐漸從資源投入轉(zhuǎn)向技術(shù)創(chuàng)新，呈現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，同時(shí)遷出率也較高的特征，但此時(shí)的遷出人口結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生變化，從前兩個(gè)階段以勞動(dòng)力為主轉(zhuǎn)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(rèn)識(shí)到教育的高回報(bào)率，再加上不斷提高的家庭收入幫助農(nóng)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(lì)效應(yīng)超過抑制效應(yīng)而占據(jù)主導(dǎo)。經(jīng)濟(jì)沿著技術(shù)創(chuàng)新路徑繼續(xù)增長，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從無限供給轉(zhuǎn)向有限剩余，遷出率降低、工資差異下降甚至實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)平衡。第四階段，這一階段如果遷出率繼續(xù)增加，那么流出的就是人力資本，由于遷出率較低，遷出對(duì)教育的影響作用也比較微弱。

考慮本文是對(duì)2014年的中國農(nóng)村進(jìn)行的研究，此時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于第二和第三階段，也就是說已經(jīng)處于遷出率對(duì)農(nóng)戶教育支出影響顯著的階段，但作用的方向受到流入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。當(dāng)遷出率較高但外部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較弱時(shí)，需要的是低教育水平的普通勞動(dòng)力，遷出率不利于農(nóng)戶教育支出，而當(dāng)外部經(jīng)濟(jì)體發(fā)展水平較高，對(duì)高教育水平勞動(dòng)力的需求旺盛時(shí)，遷出率才會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶教育支出，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)村人口規(guī)模減少背景下的人力資本積累。據(jù)此提出假設(shè)1：

假設(shè)1：只有當(dāng)村莊遷出率超過拐點(diǎn)，且外部經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展水平較高時(shí)，才會(huì)出現(xiàn)人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)，即農(nóng)村遷出率正向促進(jìn)農(nóng)戶教育支出。

2. 村莊外出打工率、父母教育期望、農(nóng)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(jīng)濟(jì)條件、個(gè)人智力等傳統(tǒng)影響因素并列，分析個(gè)體教育獲得的差異性與原因。［13］之后的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)教育期望作為中介路徑可以解釋很大一部分個(gè)體認(rèn)知、家庭背景等因素對(duì)個(gè)體教育獲得的影響。影響過程分為以下兩個(gè)階段：

第一階段：周邊勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)戶教育期望產(chǎn)生影響。和早期的威斯康星學(xué)派主要從父母心理學(xué)角度分析教育期望不同，當(dāng)前越來越關(guān)注社會(huì)結(jié)構(gòu)相關(guān)因素對(duì)教育期望的影響，如家庭經(jīng)濟(jì)收入地位、父母社會(huì)地位以及居住地分割、學(xué)校分割等體現(xiàn)出的社會(huì)分離等，對(duì)中國的研究還關(guān)注了戶籍分割的影響。對(duì)于中國而言，在遷出率較低的發(fā)展早期階段，二元分割的勞動(dòng)力市場使農(nóng)民工在城市就業(yè)時(shí)處于較低的社會(huì)地位，那些隨父母一起進(jìn)入城市上學(xué)的農(nóng)民工子女也往往受到學(xué)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(xiāng)人口不斷融合，外出打工獲得更高收入的同時(shí)，也更能深切感受教育對(duì)城市就業(yè)的作用，從而提高了父母對(duì)子女的教育期望。［15］也就是說村莊人口遷出率對(duì)教育期望的影響可能呈現(xiàn)“U”型關(guān)系。

第二階段：父母教育期望對(duì)家庭教育支出的影響。和一般認(rèn)為的社會(huì)階層背景、經(jīng)濟(jì)收入等不同，社會(huì)學(xué)家更強(qiáng)調(diào)非經(jīng)濟(jì)特征，如信念、動(dòng)機(jī)、期望等對(duì)家庭教育支出產(chǎn)生的影響。學(xué)業(yè)期望對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)和最終教育獲得具有重要的預(yù)測力，那些對(duì)教育抱有更高期望的家庭往往也會(huì)對(duì)教育付出更多的投資（包括時(shí)間和金錢）。［16］據(jù)此，本研究提出假設(shè)2：

假設(shè)2：本村莊人口外出打工率會(huì)通過影響農(nóng)戶教育期望進(jìn)而影響家庭教育支出。其中遷出率對(duì)農(nóng)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(diào)節(jié)作用

費(fèi)孝通認(rèn)為鄉(xiāng)村社會(huì)是基于一系列關(guān)系的“差序格局”，事實(shí)上，農(nóng)戶日常交往的“親密感”也存在著差異，基于自己人意識(shí)的“我們感”并非均質(zhì)。［17］對(duì)個(gè)體行為的理解要置于社會(huì)交往結(jié)構(gòu)中，以血緣、地緣為基礎(chǔ)，以日常社會(huì)交往和情感互動(dòng)為目的的交流方式建立起人際傳播網(wǎng)。［18］緊密、活躍的社會(huì)交往帶來更豐富的信息，農(nóng)戶只有在能夠順暢、準(zhǔn)確地獲知周邊人口外出打工得到高回報(bào)的信息之后，才可能產(chǎn)生人力資本投資正向激勵(lì)效應(yīng)。而已有研究均忽視了信息傳播環(huán)境發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，包括村莊信息傳播的順暢程度和該農(nóng)戶的信息接收能力。

第一，大眾媒介作為鄉(xiāng)村公共性的載體，發(fā)揮著聯(lián)結(jié)整合的作用。［19］王劍鋒等使用“村莊村務(wù)公告欄數(shù)量”作為村莊民主監(jiān)督的指代變量，［20］公告欄作為公布村級(jí)事務(wù)的大眾媒介，多集中在村委、商店、廣場等村民居住相對(duì)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(wù)公告欄”數(shù)量來指代村莊的信息傳播順暢程度，作為一個(gè)調(diào)節(jié)變量。

第二，處于同一信息傳播情境中的不同家庭，也會(huì)由于信息接收能力的差異而接收到數(shù)量不等的信息。村莊中農(nóng)民的社會(huì)交往存在不同的頻率和強(qiáng)度，反映出農(nóng)戶社會(huì)關(guān)系的可觸及位置及其嵌入性資源的可達(dá)性。已有研究一般使用農(nóng)民辦喜事的送禮頻率、［22］人情禮金支出金額［23］等來度量農(nóng)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(fā)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(duì)外部信息的接收能力，作為另一個(gè)調(diào)節(jié)變量。據(jù)此本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：村莊信息傳播的順暢程度和家庭的信息接收能力會(huì)在人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)發(fā)生過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

三、模型、數(shù)據(jù)與變量

1. 基準(zhǔn)模型

為考察村莊人口外出打工率對(duì)農(nóng)村家庭教育支出的影響，本文構(gòu)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(dāng)期（2014年）獲得的教育支出。解釋變量[pofi，0]為個(gè)體[i]所在村莊在2010年時(shí)的外出打工率，表示該家庭所面對(duì)的外遷環(huán)境。2014年農(nóng)村家庭教育支出不會(huì)反向影響2010年的外出打工率，既反映了村莊人口打工率對(duì)農(nóng)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(dǎo)致的模型內(nèi)生性。[Xi]為一系列控制變量，[εi]為殘差項(xiàng)，[α0]為截距項(xiàng)。

另外，村莊人口遷出率與個(gè)體教育支出間可能存在非線性關(guān)系，這也為人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)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(xiàng)[pof2i，0]。當(dāng)人口遷出率增加時(shí)，農(nóng)戶教育支出同方向增加，表示該農(nóng)戶存在人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)。系數(shù)[α2]顯著則表示非線性關(guān)系存在。

從已有文獻(xiàn)來看，子女獲得的教育支出受到子女學(xué)習(xí)狀況、［26］所在家庭經(jīng)濟(jì)狀況以及所在區(qū)域發(fā)展?fàn)顩r的影響，［27-28］因此控制變量來自個(gè)體、家庭和村莊三個(gè)方面，均為2014年數(shù)據(jù)。首先，考慮智商較高的子女更有可能通過教育實(shí)現(xiàn)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(duì)子女教育支出的擠出效應(yīng)，選用家庭人口規(guī)模表示家庭負(fù)擔(dān)狀況，家庭收入表示家庭支付能力；最后，已有研究分析了農(nóng)戶擁有的主要生產(chǎn)資料（土地）和教育支出之間的促進(jìn)或者替代效應(yīng)，［29］以此反映當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)給農(nóng)民帶來的長期保障發(fā)生改變時(shí)，農(nóng)戶是否會(huì)加大教育投資，因此本文同時(shí)控制了和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的村莊產(chǎn)業(yè)發(fā)展變量（農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口占比和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值），從而也一定程度上規(guī)避了遺漏變量帶來的內(nèi)生性。

2. 帶有調(diào)節(jié)變量的中介模型

基于以上分析框架，本文構(gòu)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(diào)節(jié)變量的模型，即帶有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)模型。

父母對(duì)子女的教育期望（[Eedui]）表現(xiàn)為心理關(guān)切和行動(dòng)監(jiān)督兩個(gè)方面，如表1所示。

注：括號(hào)內(nèi)為采用熵值法測算出的權(quán)重。

構(gòu)建帶調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)模型，［30］借鑒溫EUwBWrR/qtNX58iJGTxrvw==忠麟、葉寶娟對(duì)帶調(diào)節(jié)的“U”型中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)方法，［31］構(gòu)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(duì)該子女的教育期望。兩個(gè)調(diào)節(jié)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(wù)布告欄數(shù)量，用來指代村莊信息傳輸順暢程度。控制變量[Xi]與基準(zhǔn)模型（1）相同，[εi]為殘差項(xiàng)。

模型（2）為不考慮中介效應(yīng)的直接調(diào)節(jié)作用模型，如果模型中系數(shù)[α4]和[α5]具有統(tǒng)計(jì)顯著性，則表示存在直接調(diào)節(jié)作用。模型（3）和模型（4）為帶有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)模型，模型（3）為中介效應(yīng)的前一階段，即外出打工率對(duì)農(nóng)村家庭教育期望的影響，如果模型中系數(shù)[β4]和[β5]均顯著，則表示存在這一階段上的間接調(diào)節(jié)作用。模型（4）為中介效應(yīng)的后一階段，即農(nóng)村家庭教育期望對(duì)其教育支出的影響，重點(diǎn)看的是系數(shù)[γ7]，如果顯著則表示存在這一階段的間接調(diào)節(jié)作用。

3. 數(shù)據(jù)來源與變量描述

本文數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫，由于只有2010年和2014年公布了社區(qū)層面數(shù)據(jù)，本研究使用2010年和2014年的兩期追蹤數(shù)據(jù)匹配了村莊和家庭。本研究是對(duì)農(nóng)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(yīng)發(fā)生作用的邊界，社會(huì)互動(dòng)研究中，在過大的地域中或者過多的人口之間都會(huì)導(dǎo)致民眾互動(dòng)困難，不利于準(zhǔn)確識(shí)別社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。［32］而村莊不僅是一個(gè)人群聚集的地理概念，更是與文化習(xí)俗等相一致的社會(huì)概念，是恰當(dāng)?shù)难芯窟吔纭?/p>

家庭對(duì)該子女的教育支出是被解釋變量。本文使用“過去12個(gè)月中家庭對(duì)該子女的教育投資額”表示家庭教育支出，比其他學(xué)者使用的指代變量，如花費(fèi)的時(shí)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(xué)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(xué)前、小學(xué)和初中階段教育支出更容易受到同社區(qū)家庭教育支出的影響，同時(shí)這一階段是人力資本形成的關(guān)鍵階段，害怕子女‘輸在起跑線上’的效應(yīng)會(huì)激勵(lì)家庭跟隨社區(qū)其他家庭的支出行為。”［35］最終，本文經(jīng)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(fù)抽取到的兒童樣本1931個(gè)，分布在252個(gè)農(nóng)村社區(qū)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(yán)重，平均遷出率達(dá)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(duì)村莊外出打工率和戶均教育支出額二者間做了散點(diǎn)圖（見圖2），發(fā)現(xiàn)兩變量間的spearman相關(guān)系數(shù)為-0.051（[P]=0.024）且大體呈“U”型關(guān)系。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文分析了村莊外出打工率對(duì)農(nóng)戶教育支出的影響（見表3）。逐次引入個(gè)體與家庭因素以及村莊因素，發(fā)現(xiàn)隨著控制變量的增加，模型解釋力度不斷增強(qiáng)，且遷移對(duì)教育的作用始終保持穩(wěn)健。

表3中模型（1）到模型（3）都證實(shí)了人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的存在性，表現(xiàn)為村莊外出打工率平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，關(guān)系呈“U”型特征，這和阮榮平等人的研究結(jié)論相一致。［36］當(dāng)外出打工率超過拐點(diǎn)時(shí)，人口遷出的增加會(huì)對(duì)農(nóng)戶教育投資產(chǎn)生促進(jìn)作用，即存在人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)，假設(shè)1得以驗(yàn)證。按照模型（3）測算的拐點(diǎn)為43.54%，本樣本中有21個(gè)村莊打工率高于43.54%，包含196個(gè)個(gè)體樣本。將這部分激勵(lì)型樣本和處于拐點(diǎn)左側(cè)的抑制型樣本相比較（見表2），發(fā)現(xiàn)激勵(lì)型樣本呈現(xiàn)出顯著特征：個(gè)體獲得的家庭教育支出少（0.209萬元）、所在家庭人口規(guī)模較大（5.9人/家庭）、所在村莊農(nóng)業(yè)不發(fā)達(dá)（農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值都低于平均水平）、村莊人口較多、距離縣城較遠(yuǎn)等。這和耿鵬鵬、羅必良發(fā)現(xiàn)的“長期地權(quán)不穩(wěn)定的地區(qū)，農(nóng)民更認(rèn)為讀書改變命運(yùn)”的結(jié)論一致。［22］雖然總體上遷移對(duì)教育支出呈抑制作用，但對(duì)于具有以上特征的村莊，本村莊人口外出就業(yè)具有促進(jìn)農(nóng)戶教育支出的作用。

母親受教育程度顯著促進(jìn)了家庭教育支出，母親學(xué)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(duì)應(yīng)的家庭教育支出僅增加0.009萬元。家庭成員人數(shù)越多，每個(gè)子女所分得的家庭教育資源就會(huì)越少，每增加一個(gè)家庭成員，每個(gè)子女獲得的家庭教育投資將會(huì)減少0.016萬元，這一結(jié)論和大多數(shù)相關(guān)研究一致。受教育階段和家庭教育支出之間顯著負(fù)相關(guān)，這可能由于其中幼兒園樣本的平均支出較高所導(dǎo)致。從所在村莊的影響來看，那些更加倚重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)欠缺的村莊往往家庭教育支出較少，呈現(xiàn)出土地對(duì)教育的擠出作用。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比每增加1%，家庭教育支出減少10元。

懷特檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)模型存在異方差問題，采用“OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”方法加以處理；方差膨脹因子檢驗(yàn)認(rèn)為模型不存在多重共線性問題。

假設(shè)1中提到外部經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平之后，人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)才會(huì)發(fā)生作用。由于難以獲得每個(gè)村莊外出打工的城市范圍，本文以農(nóng)戶的家庭收入為門檻變量指代本村外出打工目的地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，構(gòu)建了門檻回歸模型。對(duì)門檻的檢驗(yàn)（見表4）可知，當(dāng)家庭收入作為門檻變量時(shí)，只有單一門檻模型在1%的誤差范圍內(nèi)顯著，對(duì)應(yīng)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(qū)分了低收入樣本和高收入樣本進(jìn)行門檻兩側(cè)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(cè)的高收入家庭樣本村莊外出打工率和其平方項(xiàng)系數(shù)均顯著且呈現(xiàn)出“U”型特征，與基準(zhǔn)模型一致。但門檻左側(cè)樣本的回歸結(jié)果不顯著，即只有當(dāng)收入達(dá)到一定門檻值之后，人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)才會(huì)發(fā)揮作用，從而印證了假設(shè)1。

2. 內(nèi)生性分析

在模型中盡量增加了控制變量，但仍可能存在內(nèi)生性問題：村莊外出打工率和農(nóng)村家庭教育支出之間可能互為因果關(guān)系，從而影響OLS估計(jì)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(duì)2014年家庭教育支出的影響，前一期變量不會(huì)受當(dāng)期變量的影響，從而排除了互為因果引起的內(nèi)生性。

此外，遺漏變量與測量誤差也可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題。這里使用IV工具變量法，選取“村莊男性勞動(dòng)力占比”作為村莊外出打工率的工具變量。村莊男性勞動(dòng)力占比與村莊外出打工率之間是具有相關(guān)性的，中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查（CMDS）數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)2014年流動(dòng)人口性別比達(dá)到141.25，說明了人口流出的男性偏好。在“男主外，女主內(nèi)”的家庭分工觀念和性別工資差距的影響下，農(nóng)村男性外出打工傾向要高于女性。［37］擁有更多的男性勞動(dòng)力的家庭外出打工的概率更高。［38］而且農(nóng)村勞動(dòng)力外出打工還面臨著異地勞動(dòng)力市場信息不充分等問題，他們更可能選擇“抱團(tuán)”遷移規(guī)避單個(gè)勞動(dòng)力的進(jìn)城風(fēng)險(xiǎn)。［39］因而男性勞動(dòng)力占比越高的村莊整體的外出打工率越高，滿足相關(guān)性要求。同時(shí)，村莊男性勞動(dòng)力占比與某個(gè)家庭的教育支出之間并沒有直接聯(lián)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(dòng)力占比對(duì)村莊外出打工率的影響關(guān)系呈“U”型，并通過了弱工具變量檢驗(yàn)。第二階段回歸中，外出打工率的平方項(xiàng)系數(shù)顯著為正，與基礎(chǔ)回歸結(jié)果一致。工具變量估計(jì)系數(shù)高于OLS回歸系數(shù)，意味著之前的OLS條件下的估計(jì)系數(shù)存在低估的問題。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文主要從以下三個(gè)角度進(jìn)行模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

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(wù)教育，與小學(xué)和初中階段的家庭教育支出可能存在影響機(jī)制上的不同，因此剔除幼兒園階段的樣本進(jìn)行回歸；就父母學(xué)歷變量而言，較高的教育支出可能因?yàn)楦邔W(xué)歷父母更重視子女教育，因而將母親擁有本科及以上學(xué)歷的樣本進(jìn)行剔除處理。此外，還對(duì)家庭教育支出分別進(jìn)行雙側(cè)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(rèn)為：隨著農(nóng)村遷出率的增加，農(nóng)戶會(huì)為了追求外出就業(yè)的高回報(bào)而加大當(dāng)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(zāi)害后被迫外出謀生，或者村莊內(nèi)有高污染企業(yè)也可能影響村民健康而導(dǎo)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(dòng)遷出，由此產(chǎn)生的高外出打工率也并不能使人們產(chǎn)生增加子女教育投資的積極性。同樣地，為減少異常值風(fēng)險(xiǎn)，也對(duì)村莊外出打工率分別進(jìn)行雙側(cè)1%和5%縮尾（見表7）。

最后，考慮訪談過程帶來的數(shù)據(jù)可靠性的干擾。本文所使用數(shù)據(jù)來自問卷調(diào)研，受訪者的配合程度、對(duì)調(diào)查的興趣、對(duì)調(diào)查的疑惑程度等都可能影響數(shù)據(jù)質(zhì)量從而導(dǎo)致估計(jì)偏誤。以上三個(gè)變量均為1（很差/很低）至7（很好/很高）的分類變量，根據(jù)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(wěn)健性檢驗(yàn)方法，村莊外出打工率對(duì)家庭教育支出的“U”型影響都顯著存在，說明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、影響機(jī)制

1. 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

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

模型（2）用于驗(yàn)證中介效應(yīng)的第一階段，即本村莊人口外出就業(yè)對(duì)家庭教育期望的影響。研究發(fā)現(xiàn)村莊人口外出打工率對(duì)農(nóng)村家庭教育期望影響顯著，呈“U”型特征，拐點(diǎn)位于20.15%。即當(dāng)本村莊外出打工率超過20.15%之后將會(huì)正向激勵(lì)農(nóng)村家庭的教育期望。模型（3）用于驗(yàn)證中介效應(yīng)的第二階段，發(fā)現(xiàn)教育期望的上升顯著促進(jìn)家庭教育投資，證明了假設(shè)2。中介效應(yīng)模型拐點(diǎn)（37.65%）低于基準(zhǔn)模型拐點(diǎn)（43.54%），即在考慮了教育期望這一中介效應(yīng)之后，更多的村莊滿足了人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的發(fā)生條件。本文采用Sobel檢驗(yàn)方法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，[P]值為0.048，在5%水平上顯著，證明了中介效應(yīng)模型的穩(wěn)健性。

2. 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，以母親的人緣關(guān)系作為調(diào)節(jié)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(shí)母親人緣關(guān)系的直接調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示外出打工率和平方項(xiàng)的系數(shù)均顯著，且與母親人緣關(guān)系的交互項(xiàng)系數(shù)也是顯著的，說明母親人緣關(guān)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(diào)節(jié)效應(yīng)。模型（2）和模型（3）則用于驗(yàn)證中介過程的兩階段上分別發(fā)生的調(diào)節(jié)關(guān)系。模型（2）中母親人緣關(guān)系和本村莊外出率以及平方項(xiàng)的交互項(xiàng)都是顯著的，說明母親人緣關(guān)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(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。模型（3）中母親人緣關(guān)系和教育期望的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，即對(duì)中介效應(yīng)后半段的調(diào)節(jié)作用不顯著。將模型（4）的回歸系數(shù)與模型（2）直接效應(yīng)的回歸系數(shù)對(duì)比，兩個(gè)交互項(xiàng)的系數(shù)絕對(duì)值都在下降，證明母親人緣關(guān)系的調(diào)節(jié)總效應(yīng)有一部分是通過中介路徑來實(shí)現(xiàn)的。因此，家庭信息接收能力顯著調(diào)節(jié)了人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)，調(diào)節(jié)作用發(fā)生在直接調(diào)節(jié)和中介效應(yīng)的前半段上。圖3顯示母親人緣關(guān)系較好時(shí)，本村莊外出打工率的提高會(huì)正向激發(fā)家庭教育支出。但是當(dāng)母親人緣關(guān)系較差時(shí)，家庭受外界的影響較小，圖形中多數(shù)時(shí)期是呈現(xiàn)為遷出抑制家庭教育支出，即沒有人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)。

其次，用人均村務(wù)公告欄數(shù)量指代村莊信息傳播順暢程度。模型（1）中人均公告欄數(shù)量和本村莊外出打工率及其平方項(xiàng)的交互項(xiàng)系數(shù)均顯著，證明人均公告欄數(shù)量對(duì)人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)具有直接調(diào)節(jié)作用。如圖4所示，信息傳播越順暢的村莊越容易產(chǎn)生人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)。模型（2）和模型（3）中人均公告欄數(shù)量和外出打工率及平方項(xiàng)的交互項(xiàng)系數(shù)，以及人均布告欄數(shù)量和教育期望的交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著（見表11），證明人均村務(wù)公告欄數(shù)量這一變量并未在中介過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，只調(diào)節(jié)了村莊外出打工率影響農(nóng)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(dòng)態(tài)分析

余麗甜、詹宇波在分析家庭教育支出的鄰里效應(yīng)時(shí)發(fā)現(xiàn)家庭收入差距擴(kuò)大使家庭教育支出受到社區(qū)平均教育支出的影響更加敏感，［35］從而證明了是環(huán)境改變而非環(huán)境本身帶來的影響作用。本文也區(qū)分在不同的村莊遷出率變化情況下，人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的敏感程度，實(shí)現(xiàn)從靜態(tài)分析到動(dòng)態(tài)分析的轉(zhuǎn)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(jù)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(gè)年份遷出率都高于20%的“高-高”類型和2個(gè)年份遷出率都低于20%的“低-低”類型。其中前兩類即“外部環(huán)境急劇變化”的村莊（見表12）。

實(shí)證結(jié)果印證了前文猜想，發(fā)現(xiàn)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(lì)效應(yīng)。遷出率和農(nóng)村家庭教育支出之間呈“U”型關(guān)系，拐點(diǎn)在25.44%，與機(jī)制分析部分測算的拐點(diǎn)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(qū)的差異性：基于東、中、西部的地區(qū)劃分

本研究包含了一個(gè)假定：所有樣本都面向同樣的外部就業(yè)市場，遷出回報(bào)只受到遷移者個(gè)體人力資本水平的影響，而實(shí)際情況卻是不同省份的勞動(dòng)力遷移的目的地呈現(xiàn)分散化特征，［40］從而導(dǎo)致他們遷出后的教育回報(bào)也并不一致，產(chǎn)生的激勵(lì)效應(yīng)也不同。本文以農(nóng)村留守家庭為研究樣本，數(shù)據(jù)中缺乏人口外流的目的地信息，為了彌補(bǔ)這一不足，本研究以村莊所在省份為依據(jù)，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(qū)的子樣本進(jìn)行差異性分析（見表13）。

回歸結(jié)果顯示東、中、西部三個(gè)區(qū)域中樣本均呈現(xiàn)村莊外出打工率和農(nóng)戶教育支出之間的“U”型關(guān)系，這與前面的分析結(jié)果相一致，但是只有中部地區(qū)的結(jié)果顯著。在中部地區(qū)，當(dāng)村莊外出打工率高于23.17%時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)。

六、結(jié)論與討論

中國農(nóng)村在人口持續(xù)流失背景下如何實(shí)現(xiàn)人力資本積累是學(xué)界和政策制定者共同關(guān)心的問題。本文從微觀角度入手，以2014年CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)中的在學(xué)兒童為研究樣本，運(yùn)用帶有調(diào)節(jié)變量的中介效應(yīng)模型驗(yàn)證了中國農(nóng)村存在人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)，即在一定條件下，村莊人口的外出打工率會(huì)正向激勵(lì)農(nóng)村家庭的教育支出，從而為人口流失的中國農(nóng)村實(shí)現(xiàn)人力資本積累探索了一條新的可能路徑。通過一系列實(shí)證分析，本文的研究結(jié)果如下：

中國農(nóng)村產(chǎn)生人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)的條件有：一是村莊外出打工率要超過拐點(diǎn)。拐點(diǎn)的數(shù)值在基準(zhǔn)模型中為43.54%，在進(jìn)一步考慮了中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)之后，拐點(diǎn)基本穩(wěn)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(zhǔn)模型之后，發(fā)現(xiàn)只有收入超過3.994萬元的家庭才會(huì)出現(xiàn)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(diào)節(jié)變量納入研究框架之中時(shí)，解釋力度更大、機(jī)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(lì)效應(yīng)發(fā)生的條件，村莊外出打工率拐點(diǎn)從基準(zhǔn)模型時(shí)的43.54%下降到37.65%。同時(shí)，那些信息傳輸更加順暢的村莊以及信息接收能力更強(qiáng)的家庭也更容易發(fā)生人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)。這與晏艷陽等發(fā)現(xiàn)的“鄰里之間的直接信息傳播是不可忽視的重要途徑”的結(jié)論相一致。［32］因此，我們需要一方面加強(qiáng)農(nóng)戶信息素養(yǎng)、提升信息能力，另一方面也要關(guān)注我國農(nóng)村在信息傳輸上的效率提升，可充分利用當(dāng)前更先進(jìn)的傳輸方式（如微信群、論壇等），也要加強(qiáng)傳統(tǒng)傳輸方式（如公告欄等）的使用效率。

對(duì)研究樣本的進(jìn)一步細(xì)分得出了一系列有意思的結(jié)論：按照所在村莊外出打工率的變化狀況細(xì)分，發(fā)現(xiàn)村莊遷出率急劇上升會(huì)對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)生更大的心理沖擊，進(jìn)而產(chǎn)生最為顯著的人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)；按照村莊所在省份細(xì)分，發(fā)現(xiàn)只有中部地區(qū)的農(nóng)村存在顯著的人力資本投資激勵(lì)效應(yīng)。

本文的其他一些發(fā)現(xiàn)也是值得關(guān)注的，所在村莊的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平作為控制變量，對(duì)農(nóng)戶教育支出是負(fù)向影響，也就是說農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比越高、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值越高的農(nóng)村，其農(nóng)戶的教育支出越少，表現(xiàn)出土地對(duì)教育的擠出作用。因此，農(nóng)村要實(shí)現(xiàn)人力資本積累不能只依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，應(yīng)大力推進(jìn)鄉(xiāng)村旅游業(yè)、服務(wù)業(yè)等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。

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

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［責(zé)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，F(xiàn)ENG 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(xiàng)目】 國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目：勞動(dòng)力流出、專業(yè)化分工與中部傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)縣開發(fā)型發(fā)展研究（19BRK003）

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