撤点并校、基础教育供给和农村人力资本

梁 超

(山东大学经济研究院，山东 济南 250100)

·农业经济·

撤点并校、基础教育供给和农村人力资本

梁 超

(山东大学经济研究院，山东 济南 250100)

20世纪90年代到2012年，我国发生了大规模的撤点并校，农村地区学校数量减少过半，还未有研究就该政策对农村人力资本的影响进行系统且严谨的评估。本文基于CHES数据，采用广义双重差分的方法廓清撤点并校政策对个体人力资本的影响。研究发现，撤点并校使得个体受教育时间平均下降了0.74年，但并未显著影响到义务教育阶段，个体接受高中以上教育的概率下降了18%。对影响机制进行考察，发现撤点并校增加了个体通勤距离，提高了附近建立寄宿制小学的概率。建立寄宿制小学的地区，通勤距离增加不会减少个体学习时间，个体教育未受到撤点并校明显的冲击；未建立寄宿制小学的地区，个体学习时间因通勤距离增加而显著减少，个体教育受政策影响下降1.19年。笔者认为，农村地区撤点并校后是否建立寄宿制小学，是个体人力资本是否受到政策影响的关键所在。成本收益分析发现，撤点并校带来的损失远远超过可能节省的教育经费开支，这说明政策的实施既有违公平也没实现效率改进。

撤点并校；农村人力资本；通勤距离；寄宿制小学

一、问题的提出

人才是国家发展的百年大计，Mankiw等[1]指出，人力资本水平是国家间发展水平差异的重要因素，当前跨越中等收入陷阱需要人力资本支撑下的产业结构转型升级，“大众创业、万众创新”也都需要依赖人才的教育和培养。教育是现代社会最重要的公共品之一，不仅有利于个体人力资本和收入水平提高，教育的外部性也有益于国家整体人力资本水平的提升和经济的转型发展，有利于新常态下我国从过去依赖人口红利发展阶段转变到依靠人力资本红利发展阶段。基础教育供给缺失导致的教育不平等不但有碍于国家整体人力资本水平的提高，也不利于城乡教育差距和收入差距的缩小，会导致社会流动性变差和阶层固化，最终无益于社会主义公平正义的实现。教育公平具有起点公平的意义，是社会公平的重要基础，可以使人们通过自身努力，提升参与平等竞争的能力，这有助于促进社会纵向流动，而陈东和黄旭峰[2]也指出，机会不平等是收入不平等的重要来源。可见，教育公共政策的调整带来的影响和后果一直是经济学家和学术界关注的重点，本文旨在研究20世纪90年代末到2012年间我国农村地区大规模撤点并校运动下教育资源分布变化对农村个体人力资本的影响。

20世纪90年代，我国实施了国家义务教育工程，全国范围内基本形成了“一村一校”的格局。但是，从20世纪90年代中期开始，计划生育政策和城镇化发展两方面因素共同作用下，农村地区适龄入学儿童数量持续下降，凸显出“一村一校”办学规模小、管理成本高和人员配备困难等问题。人口形势的转变增加了农村小学的管理成本和难度，成为农村学校布局调整的背景和动因。2001年我国发布了《国务院关于基础教育改革与发展的决定》，提出“因地制宜调整农村义务教育学校布局”，开启了农村地区新一轮中小学布局调整的序幕，也就是通常所说的“撤点并校”。这一现象一直持续到2012年发布《教育部2012年工作要点》规定“坚持办好必要的村小和教学点，审慎推进义务教育学校布局调整”后才被叫停，这是中央政府对抑制过热的农村学校布局结构调整而采取的“急刹车”措施。根据教育部统计资料，2000年全国农村地区有44万所小学，将近4万所中学，2010年全国农村地区只有21万所小学和2万余所中学，10年之内，大约一半的农村中小学被撤销或合并。这一历史上前所未有的大力度、大范围的布局调整运动也被视为当下中国乡村教育最显著的现象，对农村地区基础教育资源分布带来了很大的影响：一方面，体现在学校绝对数量的减少；另一方面，范先佐和郭清扬[3]发现撤点并校带来了教育资源的优化利用和教学质量的提高，但总体上对农村人力资本的影响如何、学校数量的减少是否压缩了农村儿童的教育机会、撤点并校政策的成本收益如何等，这些问题学界和政策界都没有基于微观数据的翔实研究，而厘清这个问题，既有利于政策界反思既往政策的出台和执行过程中存在的问题，也可以为今后相关政策的制定和实施提供基础的研究支撑。

本文采用广义双重差分的方法，研究撤点并校对农村基础教育供给和人力资本的影响。本文的贡献在于：首先，使用微观调查数据研究大规模撤点并校运动如何影响我国的农村教育，研究发现撤点并校确实降低了个体教育水平，但只对高中及以上阶段有影响，义务教育阶段并未受到明显影响；其次，本文对撤点并校进行成本收益分析，发现该政策既违背了教育公平的原则，也缺乏经济效率；最后，本文厘清了撤点并校影响农村教育的逻辑和机制，发现撤点并校后是否建立寄宿制小学是影响个体人力资本水平的关键所在，建立了寄宿制小学的地区，撤点并校导致的通勤距离增加对学习的负面影响被抵消，没有建立寄宿制小学的地区，通勤距离增加显著地减少了个体每天的学习时间，撤点并校最终导致了个体教育年限的下降。撤点并校会导致通勤距离增加，而建立寄宿制学校或购置校车可以有效地抵消通勤距离增加的负面影响，梳理清楚此影响机制对今后的农村教育改革有着很强的现实指导意义。

二、文献综述

撤点并校政策的目的是为了优化基层教育资源配置、缩小城乡教育质量差距，本身具有积极的意义。然而，其执行过程受到了媒体和学者的广泛质疑。很多文献关注撤点并校过程中出现的偏离政策初衷的问题，雷万鹏和张婧梅[4]研究了撤点并校的标准，认为撤点并校过于推崇教育规模效益，“一刀切”的方式导致农村大量小规模学校被合并或关闭。庞丽娟[5]则指出一些地方学校撤点并校的速度明显快于学龄人口分布的自然变化,并由此引发了上学距离远、农村家庭教育负担加重等一系列问题。单丽卿和王春光[6]研究撤点并校的政策逻辑，发现撤点并校并不是使学校布局适应于学龄人口分布变化的自然过程，反而是改变学龄人口分布的主要因素。丁冬和郑风田[7]从地方政府推动撤点并校的动机出发，认为在各省地方政府官员存在政治晋升锦标竞赛、基础财政薄弱的宏观背景下，撤点并校成为地方政府压缩教育财政的借口，其使用1996—2009年省级面板数据对各省撤点并校的动机差异进行了理论和实证分析，发现在竞争力较差的弱势省份，大幅度撤点并校与官员晋升锦标赛有关。

教育学领域文献关注撤点并校带来的影响。雷万鹏和徐璐[8]根据华中师范大学2011年在全国11个省市的调查数据研究发现，学校布局调整前后农村学生上学平均距离从1.60公里延长至4公里，说明农村儿童的教育可及性10年来受到了严重影响。李龙和宋月萍[9]利用2011年国家人口计划生育委员会在生态脆弱区、边境类型区和少数民族区等三类地区的人口流动监测调查数据发现，撤点并校致使这些地区小学教育资源可及性下降。蔡志良和孔令新[10]指出撤点并校运动进一步加剧了乡村教育的不公正性，使乡村儿童面临的成长道德风险增加。杨东平和王帅[11]梳理了20世纪80年代以来农村教育的改革进程，认为从义务教育普及到撤点并校体现了两种不同的价值理念和发展模式，这意味着教育的天平由保障公平滑向了效率优先。万明钢[12]指出，教育是百年大计，撤点并校也不能以节约资源或效益最大化为出发点，这将引起新的不公平。

既有文献主要关注撤点并校的影响因素、动机或执行中出现的问题，而教育学领域文献对撤点并校影响的研究主要集中在教育的可得性和教育公平上，其要么从教育资源可得性视角进行描述来论证撤点并校的负面影响，要么从教育公平理念视角对撤点并校进行批判和反思。这些研究都没有就撤点并校对农村人力资本的影响进行科学、系统的评估和判断，没有基于微观个体数据进行因果机制分析。撤点并校影响农村教育资源分布最终如何影响到个体的人力资本水平，这是目前文献中的空白，本文在微观数据的基础上，采用广义双重差分的方法对撤点并校因果效应进行识别，全面评估撤点并校对农村基础教育和个体人力资本的影响并探寻影响的具体机制，以期为既有的文献提供新的补充。

Duflo[13]通过对20世纪印度尼西亚大规模建立学校这个自然实验(INPRES)的研究，发现地区学校数量增加会显著提高个体教育年限及成年后的工资水平，而且在人口更稀疏的地区和落后贫困地区，建立学校后个体上学通勤距离的缩短使得个体受教育机会增加更多。余靖雯和龚六堂[14]研究发现我国教育财政的过度分权是导致基层公共教育供给不足和不平等的重要原因。地方政府在财政支出压力下推行的撤点并校可能并未实现教育教学资源的优化配置，由此导致的教育资源分布和质量的变化则进一步影响到个体的人力资本。与印度尼西亚建立学校相反，我国的撤点并校减少了农村地区的学校数量和密度，增加了这些地区的个体上学距离和通勤成本，可能损害了这些地区的人力资本发展。但撤点并校亦可能带来教育资源的优化和学校质量的提高，个体得以享受到更高质量的基础教育，从而增加他们获取更多教育的机会。因此，从整体上看，撤点并校对个体人力资本影响的总效应并不确定，需要依赖微观数据进行实证检验。

三、数据和研究设计

本文所用数据源于由中央民族大学经济学院与中国社会科学院民族学与人类学研究所民族经济教研室共同组织实施、于2012年3—6月在新疆、内蒙古、宁夏、青海、广西、贵州和湖南等7个省区开展的“中国西部少数民族地区经济社会状况家庭调查”(以下简称CHES)。该项目调查2011年底的个人、家庭和村居相关信息，在农村地区，CHES调查抽取了757个行政村，共调查了7 257户家庭中的31 671人。个人问卷包含了丰富的人口学信息，本文重点使用个体的教育水平、受教育阶段和相关的家庭背景信息。同时，调查还收集了村级问卷，包括该村撤点并校的历史信息以及当前的教育资源状况，这也是本文重点使用的信息。

本文研究的难点在于撤点并校的发生并非随机分布的，否则可以直接对比发生撤点并校村庄与未发生撤点并校村庄之间个体教育水平的差异即可。在那些发生撤点并校的村庄内，较早出生的人上学时未受到撤点并校影响，较晚出生的人受到撤点并校影响，简单地比较撤点并校前后个体教育水平差异可能得出撤点并校有利于教育的结果，因为随着经济社会的发展，越晚出生的人受教育越多，这是时间趋势效应的影响结果。双重差分模型利用的是政策在不同地区推进的不同所引起的“自然实验”(Natural Experiment)效应，它的好处是既可以控制实验组和对照组样本在政策实施前可能存在的差异，也可以剔除两组样本在时间上的共同趋势。标准的双重差分方法是设定发生撤点并校村庄为处理组，未发生撤点并校村庄为控制组，撤点并校后上学样本和撤点并校前上学样本分别作为事前组和事后组，这样得到双重差分的两个维度，但是本文中每个村庄发生撤点并校的年份不尽相同，而是分布在1996—2011年多个年份上，这里无法准确区分未发生撤点并校村庄的事前组和事后组，因此，本文采用控制两个维度固定效应的广义双重差分方法进行识别，实际的效果与标准双重差分相一致。具体实证模型设定如下：

yicv=α+βChebingicv+δXicv+γc+ηv+εicv

(1)

其中，yicv是个体教育年限，使用OLS回归。为考察撤点并校政策具体影响到教育的哪一阶段，使用几类虚拟变量进行进一步考察，包括是否读完小学、是否初中毕业、是否接受过高中或以上教育，*这里“高中及以上教育”指的是个体是否曾经接受过高中或其他中专、技校教育，并非要求高中毕业。此时使用非线性概率模型下的Logit回归。c表示个体年龄，v表示所在村庄，通过年龄虚拟变量γc吸收掉时间趋势效应，ηv表示村庄层面的固定效应，Xicv表示其他的控制变量，如控制变量有个体、父母以及家庭特征，具体来看，个体特征包括性别和户口，父母特征包括他们的受教育水平、是否党员、是否干部、是否老师、是否有宗教信仰，家庭特征包括是否少数民族家庭以及家庭人均收入水平。Chebingicv是本文关注的政策变量，根据撤点并校发生年份和个体出生年份判断个体是否受到撤点并校的影响，如果在个体开始上小学的年份该村已经实施了撤点并校，则认为个体受到了撤点并校影响，设定Chebingicv为1；反之，则认为个体没有受到撤点并校影响，Chebingicv设定为0。*撤点并校发生时在上小学的样本其实也受到了撤点并校的影响，但是本文将这部分个体放入对照组中，实际上会使得本文估计撤点并校的负向影响倾向于变小，相当于估计的是撤点并校影响的下界。控制住出生年份固定效应和村庄固定效应后，系数β反映的就是撤点并校政策本身对个体教育的影响。此外，本文的回归均采用了稳健标准误。

首先，本文使用村级信息进行样本筛选，删除那些当前没有小学、且历史上也未发生过撤点并校的村庄，其并不适合作为双重差分的对照组，得到有效的村居样本为574个，其中，发生过撤点并校的204个。其次，从个体层面进行筛选，删除1981年之前出生的样本，因为样本中最早的撤点并校发生在1996年，使用1981年之后出生的样本足以保证对照组的规模，出生太晚尚未开始上学的样本也予以删除，因为他们尚未达到入学年龄，很明显还未受到撤点并校政策的影响。最后，为了保证识别机制的干净可靠，只保留那些拥有本地户籍的常住人口样本，因为成年流动人口来自外地或其他村居，其教育水平并不受本村撤点并校政策的影响，共得到5 871个有效个体样本。样本中大多数人已经完成学业，其他仍是在校生，对教育水平的考察应以完成学业样本为基础，未完成学业样本的最终教育水平是未知的。构造是否受到撤点并校影响的政策变量时，需要知道个体确切的入学年份，但是对于已完成学业人群，他们的入学年份未知，这里统一假设他们7岁入学。后文讨论撤点并校影响的机制时，需要考察通勤距离对学习时间的影响，此时以在校生样本(小学阶段)进行考察。下文分别描述完成学业样本和在校生(小学阶段)样本的特征，前者区分是否受到撤点并校政策的影响，后者区分是否就读于寄宿制小学，描述性统计如表1和表2所示。

表1 完成学业样本描述性统计

表2 在校生(小学阶段)样本描述性统计

从表1中可以看出，受到撤点并校影响群体其初中毕业概率、高中或以上教育概率和教育年限都好于未受撤点并校影响的群体，这是因为受撤点并校影响的群体出生时间更晚，而经济社会发展会增加他们的教育机会，这种经济社会发展带来的趋势效应在描述性统计中无法排除，准确的撤点并校影响需通过双重差分回归识别。表2描述了有无寄宿制下在读小学生的个体特征，可以看出寄宿制小学的学生一周内每天平均的学习时间多于无寄宿制小学的学生，这直观地反应出通勤距离对学习的负面影响。表3描述了村级层面的变量，可见，发生撤点并校的村庄其最近小学距离远大于未发生撤点并校的村庄，发生撤点并校村庄其附近实行小学寄宿制的概率达到了0.49，未发生撤点并校村庄只有0.25，这反映出撤点并校一方面增加了个体上学通勤距离，但另一方面也建立起更多寄宿制小学以方便被撤点并校地区儿童就学。

表3 村级变量描述性统计

四、撤点并校对个体人力资本的影响

(一)基准考察

本文进行基准考察——撤点并校是否影响个体人力资本水平，以前文所述DID方法进行回归，结果如表4所示。回归1显示，在不加任何控制变量的情况下，撤点并校使得教育年限下降了0.59年，回归2中加入个体和家庭特征变量后，撤点并校使教育年限下降了0.74年，在5%水平上显著。为找出撤点并校影响的具体教育阶段，进一步区分教育阶段进行考察，回归3中个体小学阶段教育并未受到撤点并校的显著影响，回归4中以初中是否毕业为被解释变量，撤点并校影响的系数值虽然为负，但是并不显著小于0，回归3和回归4说明个体的义务教育并未因撤点并校而有显著的减少，可能是因为《中华人民共和国义务教育法》规定青少年必须接受九年制基础义务教育，而且义务教育无须通过竞争性考试获取。回归5中对个体是否接受过高中或以上教育为被解释变量，撤点并校的系数显著为负，说明撤点并校使得个体获取高中或以上教育的概率下降了18%，可能是撤点并校增加了个体接受更高阶段教育的成本和难度，如影响到其学习成绩，从而降低了他(她)通过竞争性的中考获得更多教育的机会，后文将对此机制进行讨论。其他控制变量显示，女孩相比男孩得到的教育投资更少，这与我国农村地区重男轻女的传统观念有关，非农业户籍家庭子女的教育水平更高，其他诸如是否少数民族家庭、父母是否干部以及父母宗教信仰的影响都不显著，父母是否党员或老师都会显著增加子女的受教育水平，而且父母受教育水平越高，子女的受教育水平也会越高。

表4 撤点并校对个体教育的影响

注:小括号内为稳健标准误差。*、**和***表示在10%、5%和1%显著性水平下显著。 回归中控制了年龄、村庄和家庭平均收入水平固定效应，下表同。

进一步，对撤点并校政策进行简单的成本收益分析。本文样本中撤点并校发生在1996—2011年，而中华人民共和国教育部[15]公告显示位于中间的1999年全国普通小学生人均预算内事业费支出为415元。根据邓峰和丁小浩[16]估算，2000—2010年我国农村地区劳动力教育收益率在8%左右，詹鹏[17]基于2005年普查数据得出，我国农村劳动力的月均工资收入在950元左右。由此可以计算出个体教育年限每减少1年会使个人年工资收入下降950元/月×12月×8%=912元。撤点并校使农村个体教育年限减少0.74年，个人年工资收入下降约675元，撤点并校带来的个人年均教育经费投入节约415元，可见，政策节约的成本显著小于政策造成的损失。如果考虑到个体的终生收入的减少，与短短几年的教育投资成本节约进行对比，撤点并校的实施显然是不具有经济效率的。此外，撤点并校使农村地区的教育资源可及性下降，这进一步扩大了城乡教育差异和收入差异，这也不利于基础教育公平的实现。

(二)影响机制

本文进一步探寻撤点并校政策影响农村个体人力资本的具体机制，如图1所示。撤点并校直接导致乡村教学资源的减少，增加了农村儿童上学的通勤距离和通勤成本，通勤时间会挤占个体日常学习时间，从而影响他们的学习成绩和通过竞争考试接受更高水平教育的机会。此外，撤点并校政策的初衷是要集中优化使用有限的教学资源，同时为了不影响偏远地区学生就学，地方政府会通过建立寄宿制学校来方便偏远地区儿童就学。贺武华[18]指出，农村寄宿制学校是符合我国国情需要的学校形态，寄宿制学校教育也是符合教育规律的教育形式。如果撤点并校地区建立了寄宿制小学，则可以抵消或部分抵消通勤距离(成本)增加的负面影响，此时撤点并校对个体教育的冲击会比较小。

图1 撤点并校影响农村个体人力资本的机制

本文在村级层面考察撤点并校对通勤距离和寄宿制小学建立的影响。以CHES村居问卷中该村是否曾发生撤点并校为主要的解释变量，被解释变量包括最近小学距离和最近小学是否有寄宿，控制村居人口数、人均收入以及到乡镇距离等变量。Lin[19]指出政治关联可能会影响地方公共教育资源的供给，这里以该村是否有县级以上干部作为政治关联的代理变量，控制省级虚拟变量，回归结果如表5所示。列1显示撤点并校的村庄与小学距离比未撤点并校村庄多3.20千米；列2显示这种距离达到两倍以上，这与华中师范大学2011年对全国11个省市的调查结果相一致；列3显示撤点并校村庄附近建立了更多的寄宿制小学，与前文描述统计基本一致。具体地看，撤点并校使得附近有寄宿制小学的概率上升了16%，在1%水平上显著。

表5 撤点并校对通勤距离和小学寄宿制的影响

通勤距离的增加意味着通勤成本的上升，但通勤距离(成本)增加的负面影响可能因寄宿制学校的建立而削弱，依据撤点并校之后是否有建立寄宿制小学进行分样本回归，结果如表6所示。在前文所述机制中，通勤挤压学习时间导致较差的学习成绩是撤点并校影响的逻辑链条，而CHES中没有学习成绩的相关信息，但是有调查个体过去一周的时间安排，其中问到在校生“过去一周在学校和在家里做功课或复习的时间”，让我们有机会考察学校距离对学习时间的影响。从表6中可以看出，回归7显示，撤点并校降低了个体的人力资本水平；回归8显示，有寄宿制小学的地区撤点并校并未导致个体教育显著减少；回归9显示，没有寄宿制小学的地区，撤点并校使个体教育年限减少近1.19年。这印证了前文的判断，撤点并校会对个体教育带来负向影响，但是建立寄宿制小学会抵消这种负向的影响。进一步考察通勤距离影响学习的逻辑，回归10、回归11和回归12展示通勤距离对每天学习时间(分钟)的影响。回归10显示，从整体上看，通勤距离每增加一倍，每天学习时间会下降18.44分钟；回归11显示，在有寄宿制小学的地区，通勤距离对小学生每天学习时间没有显著的影响，尽管系数符号为负；回归12显示，在没有寄宿制小学的地区，通勤距离每增加一倍，小学生每天学习时间会下降22.64分钟，在1%的水平上显著。可见，撤点并校后建立寄宿制小学的地区，通勤距离的增加没有显著影响到学生用于学习的时间，个体的教育未因撤点并校有显著的下降。撤点并校后未建立寄宿制小学的地区，通勤距离增加挤出了个体用于学习的时间，这会降低个体通过竞争性考试升学深造的概率，从而减少了他们的教育年限。可见，这些地区撤点并校政策的推行并没有起到集中优势教学资源的效果，反而是降低了个体的人力资本，未达到撤点并校政策的初衷。而对于撤点并校后建立了寄宿制小学的地区，个体的教育水平也并未实现增加，说明优化教育资源、提高教学质量的政策目的也未能很好地实现。

五、结论和政策建议

撤点并校持续十几年，农村地区的中小学教育资源减少过半，这种大规模的公共政策对农村地区基础教育供给和人力资本发展带来了极大的影响，但是国内外学术界尚未有基于微观数据对该政策进行评估的相关研究。本文使用CHES数据，采用广义双重差分的方法，首次就撤点并校对农村地区个体人力资本发展的影响和机制进行考察。笔者发现撤点并校确实影响了个体的人力资本发展，导致个体教育年限平均下降了0.74年。具体来看，撤点并校并未影响到个体接受义务教育，其背后原因可能是九年制义务教育的强制性和非竞争性。但是，撤点并校使个体获取高中或以上教育的概率下降了18%。本文也对撤点并校影响人力资本的机制进行了考察，发现撤点并校显著增加了个体上学的通勤距离，但是撤点并校地区附近也得以建立起更多的寄宿制小学。以是否建立寄宿制小学分别进行考察，发现撤点并校后建立了寄宿制小学的地区，个体教育年限并未因撤点并校而有显著的下降，而且这些地区儿童每天的学习时间未受到通勤距离的影响，即寄宿制抵消了通勤距离增加的负面影响，最终抵消了撤点并校的负面作用。而撤点并校后未建立寄宿制小学的地区，撤点并校使得个体教育年限显著减少了1.19年，这些地区上学通勤距离的增加显著减少了个体用于学习的时间，这会降低他们通过竞争考试获取高阶段教育的概率。本文的研究说明，各地的撤点并校推行并非一以贯之的政策，地方政府在执行过程中如果坚持政策初衷，切实有效地集中优化教育资源建立寄宿制学校，那么撤点并校导致的学校密度下降并不会减少撤点并校地区的个体人力资本，教育公平因此得以保障。实际上，调查样本中只有40%的村庄撤点并校后在附近建立起寄宿制小学，说明撤点并校更多地成为了地方政府压缩财政支出的一种无奈选择。

撤点并校导致农村个体教育水平下降，个人年工资收入减少约675元，节约的个人年教育经费投入只有415元，这反映出撤点并校政策不仅违背了教育公平的基本原则，也没有实现经济效率的改进。李克强总理(2016)指出，“推动教育公平，让更多困难家庭孩子能够受到良好教育，在平等竞争中拥有上升通道、释放创造潜能”。在那些师资条件未明显改善的撤点并校地区，为增加这些地区的教育机会，政府可以投入更多的资源，从降低上学通勤距离(成本)和提高教育质量两方面着手，推动建立更多的寄宿制小学以及购置校车等，在实现资源优化使用的提前下，保证基础教育机会的公平性，这不但有利于社会公平正义的实现，促进落后地区的发展，也有利于国家人力资本水平的提高和经济发展转型。

毋庸置疑，长时间大规模撤点并校运动给我国农村地区的基础教育带来很大的冲击，对教育资源可及性和师资质量都产生了深远的影响，地域上学校数量减少的同时增加了通勤距离，通勤距离的增加和寄宿制是否会影响到儿童的入学年龄，而入学年龄的推迟又是否会影响了他们的人力资本形成，这些都需要进一步的研究。此外，撤点并校对不同家庭的影响也可能不同，政策的异质性作用并未得到较好的检验，这都是值得进一步研究的方向。

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(责任编辑：徐雅雯)

2017-01-02

国家社会科学基金青年项目“优化人力资本配置研究”(16CJY015)

梁 超(1987-)，男，山东泰安人，博士研究生，主要从事劳动经济学和人口经济学研究。E-mail:fcliangchao@163.com

F323.6

A

1000-176X(2017)03-0082-09