蔣浩君，蘇群

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

一、問題的提出

大規(guī)模人口流動給中國的經(jīng)濟社會發(fā)展以及家庭生活都帶來了深遠(yuǎn)的影響。學(xué)者們普遍注意到，早期農(nóng)村居民的“單打獨斗”越來越被“攜妻帶子”的流動模式所取代，隨之而來的流動人口數(shù)量迅速擴張，使得流動人口在子女撫養(yǎng)方面面臨諸多問題，吸引了政策制定者以及廣大研究人員越來越多的關(guān)注。根據(jù)第七次人口普查數(shù)據(jù)，2020年我國流動人口規(guī)模3.75億左右，《2020年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，義務(wù)教育階段進城務(wù)工人員隨遷子女達(dá)到1429.7萬人。作為流動人口的重要組成部分，流動兒童群體將是我國未來重要的勞動力儲備力量。流動兒童教育人力資本作為個體長期發(fā)展的稟賦，與其在成年后的勞動力市場表現(xiàn)息息相關(guān)。

大量國內(nèi)外研究證明了遷移、流動經(jīng)歷會對兒童的學(xué)業(yè)產(chǎn)生短期影響，這種影響可能是積極的[1-2]，也可能是消極的[3]。與此同時，從生命周期的角度來看，童年是人一生中模仿性和可塑性最強的時期，也是個體成長和身心發(fā)育的關(guān)鍵階段。早年經(jīng)歷和成長環(huán)境會改變遺傳傾向并影響正在發(fā)育的大腦結(jié)構(gòu)，最終影響個體的身心健康[4]。已有研究顯示，童年期的流動或遷移經(jīng)歷不僅會對個體成年后的受教育年限產(chǎn)生影響[5-6]，還會對成年后的工作收入產(chǎn)生影響[7-8]。此外，兒童時期有遷移經(jīng)歷的青年與未有遷移經(jīng)歷的青年相比，初婚和初育年齡更遲[8]。這些研究在一定程度上說明了早期遷移經(jīng)歷作為個體生命早期的重要事件，對個體產(chǎn)生的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)不止于當(dāng)期。因此，對于早期遷移經(jīng)歷對個體發(fā)展影響的研究應(yīng)從當(dāng)期拓展至長期。

但是，總體來說現(xiàn)有研究大多仍舊以現(xiàn)階段處于“遷移狀態(tài)”的兒童作為研究對象，來考察遷移狀態(tài)對兒童的短期影響，而關(guān)注遷移經(jīng)歷對個體長期影響的研究仍舊較少。同時，對于個體成年后的教育人力資本的研究主要集中于受教育年限，而忽略了受教育質(zhì)量。此外，戶籍制度一直以來與我國農(nóng)村人口的遷移流動研究緊密相關(guān)，影響農(nóng)村遷移、流動人口的公共服務(wù)資源的獲取。因此，早期遷移經(jīng)歷的長期效應(yīng)是否會受到戶籍變動的影響也應(yīng)受到關(guān)注?；诖?，本文在戶籍變動分組的基礎(chǔ)上，從受教育年限和受教育質(zhì)量兩個維度，考察早期遷移經(jīng)歷對農(nóng)村個體成年后的教育人力資本的影響，探尋有利于流動兒童長期發(fā)展的社會支持性資源，促進我國農(nóng)村勞動力的良性發(fā)展。

二、理論分析及研究假說

(一)早期遷移的長期效應(yīng)

研究表明，個體能力生產(chǎn)具有累積性，成年期的能力水平不僅取決于當(dāng)期人力資本投資，還取決于從胚胎開始的不同生命歷程的能力積累[9-10]。生命歷程理論強調(diào)個體成年期的能力水平不僅取決于童年期的經(jīng)濟社會環(huán)境，還取決于個體成長歷程中在歷史背景、社會制度所限條件下可獲取的社會資源與機會[11]。由此，依照生命歷程理論，童年經(jīng)歷對個體的影響可能是長期且跨越生命歷程周期的縱向累積過程。特別是隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，童年經(jīng)歷相對以往發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，童年的生命事件和經(jīng)歷變得更為復(fù)雜多元。隨著人口流動性的增強，流動兒童規(guī)模性增長，童年的遷移經(jīng)歷嵌入個體生命歷程的起點，成為個體生活經(jīng)歷的重要組成部分，對個體產(chǎn)生長期的影響[12]。因此，將早期遷移經(jīng)歷對個體的影響從當(dāng)期拓展至長期是具有較強的理論支撐的。

與此同時，我們通常認(rèn)為絕大多數(shù)農(nóng)村人口的遷移，其動機是為了獲取更好的生活資源，包括就業(yè)機會、公共服務(wù)資源等。在此前提下，本文認(rèn)為早期遷移經(jīng)歷可能通過以下路徑對成年時期的教育人力資本存量產(chǎn)生積極影響：第一，父母通過遷移獲得更好的就業(yè)機會，家庭收入因此增加，從而有經(jīng)濟條件獲取更加優(yōu)質(zhì)的教學(xué)資源；第二，當(dāng)遷移發(fā)生時，農(nóng)村流動兒童可能因此獲得遷入地更好的教育資源，從而提高受教育質(zhì)量，對教育人力資本存量產(chǎn)生積極影響。第三，流動家庭在遷入地，通常來說是經(jīng)濟更為發(fā)達(dá)的地區(qū)，與當(dāng)?shù)鼐用襁M行互動時，其對子女的教育觀念、方式會向當(dāng)?shù)鼐用褛呌谝恢拢瑥亩又匾曌优慕逃?，愿意為子女的求學(xué)提供支持，促進子女教育人力資本的提高。據(jù)此，本文提出第一個假設(shè)：

H1：具有早期遷移經(jīng)歷的農(nóng)村個體，可能會具有更高的教育人力資本。

(二)早期遷移時機的“早晚效應(yīng)”

根據(jù)兒童早期投資理論的發(fā)展可知，人力資本的形成有敏感期和關(guān)鍵期，即個體某些能力在特定的時期較其他時期發(fā)展更快、對刺激的反應(yīng)更為敏感[13]?；谀X科學(xué)和神經(jīng)科學(xué)的研究發(fā)現(xiàn)，新生兒的大腦包含最多的神經(jīng)元細(xì)胞，其中約80%的基礎(chǔ)能力在從分娩前4個月到出生后40個月；2歲以前，神經(jīng)元細(xì)胞突觸建立連接的速度是100萬個/秒，是成人時期的兩倍；80%的大腦容量在3歲時已經(jīng)形成，這段時間是人類大腦發(fā)展的窗口期[14]。Heckman等[15]指出，平均而言，0～3歲是兒童早期人力資本投資回報率最高的階段。早期遷移經(jīng)歷發(fā)生的時機關(guān)系到個體是否在最合適的時機接受到更好的教育資源，從而促進大腦的發(fā)育，提升其人力資本存量。當(dāng)遷移發(fā)生的時間在0～3歲時，遷移經(jīng)歷對于個體認(rèn)知發(fā)展的干預(yù)更早，對其成年后的教育人力資本積累產(chǎn)生的積極作用更為明顯。據(jù)此，本文提出第二個假設(shè)：

H2：早期遷移發(fā)生的時間越早，對農(nóng)村個體獲得教育人力資本的積極影響越大。

(三)早期遷移距離的“遠(yuǎn)近效應(yīng)”

距離既是一個地理因素，又是一個經(jīng)濟因素，在區(qū)域經(jīng)濟中扮演著舉足輕重的角色。在考察遷移的影響時，理應(yīng)考慮到距離的差異。遷移的距離越遠(yuǎn)，個體所要付出的交通成本、環(huán)境適應(yīng)成本會相應(yīng)增加。因此，當(dāng)個體做出遷移決策時，必定要衡量遷移時所付出的成本和獲得的收益。只有當(dāng)在遷入地所獲得的收益，包括工資水平、就業(yè)機會、公共服務(wù)資源，能夠抵消其遷移成本時，才會促使遷移的達(dá)成。對此，在個體童年時期，其家庭在做遷移決策時，必定要衡量家庭遷移流動所付出的成本和獲得的收益。當(dāng)遷移距離越遠(yuǎn)時，可以合理推斷其獲得的收益必然更大，才能夠抵消遠(yuǎn)距離遷移帶來的遷移成本。在此過程中，兒童可能獲取更好的資源，從而對其成年后的教育人力資本存量產(chǎn)生更積極影響。據(jù)此，本文提出第三個假設(shè)：

H3：早期遷移的距離越遠(yuǎn)，對農(nóng)村個體獲得教育人力資本的積極影響越大。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取及模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)2010—2016年的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)。CFPS調(diào)查涉及全國29個省份、13946戶家庭，內(nèi)容涵蓋經(jīng)濟、教育、人口遷移、健康等領(lǐng)域。CFPS項目于2010年對25個省份進行了基線調(diào)查，并分別于2012年、2014年、2016年和2018年進行了追蹤調(diào)查。人口遷移信息是問卷調(diào)查基礎(chǔ)信息的組成部分。在2010年基線調(diào)查的成人問卷中，CFPS設(shè)計了被訪者在3歲以前及4～12歲的遷移經(jīng)歷。本文將CFPS2016與CFPS2010根據(jù)個人唯一識別碼進行匹配，得到CFPS2016樣本中被訪者的遷移經(jīng)歷。本文將研究對象界定為出生戶籍為農(nóng)業(yè)戶籍、2016年時年齡16～59歲、非在讀的被訪者。其中，在0～12歲時居住地發(fā)生改變的情況，被視為具有早期遷移經(jīng)歷。經(jīng)過數(shù)據(jù)篩選后，有效樣本為13986個。其中，具有遷移經(jīng)歷的樣本量為581個，沒有遷移經(jīng)歷的樣本為13405個。

(二)變量選取

1.因變量：教育人力資本

教育是人力資本生成和累積過程中的一個重要過程。隨著知識、技能的增進，勞動力的素質(zhì)逐步形成和累積。在以往的研究中，一般將受教育年限作為教育人力資本的重要指標(biāo)，但受教育年限僅能衡量受教育的時間長短，并不能有效衡量受教育質(zhì)量。因此，作為受教育質(zhì)量的重要衡量指標(biāo)，認(rèn)知能力也應(yīng)作為教育人力資本的一個重要維度被考察。對此，本文使用3個指標(biāo)來表示個體的教育人力資本，分別是受教育年限、CFPS的識字測試得分和 CFPS 的數(shù)學(xué)測試得分。其中，受教育年限衡量個體受教育的時長，識字測試得分和數(shù)學(xué)測試得分代表個體的認(rèn)知能力，可以衡量個體的受教育質(zhì)量。

受教育年限的數(shù)據(jù)主要來自個體的自答，把不同的學(xué)歷轉(zhuǎn)化為對應(yīng)的受教育年限，相應(yīng)賦值為：小學(xué)以下=3、小學(xué)=6、初中=9、高中或者中專職校=12、大專及本科=16、碩士及以上=19。識字能力和數(shù)學(xué)能力則是通過訪員向受訪者出示圖片中的文字(識字測試)或數(shù)學(xué)題，受訪者將所示文字朗讀出來或給出數(shù)學(xué)題答案進行測試。為了方便比較識字能力和數(shù)學(xué)能力測試的結(jié)果，這兩個因變量在本文的回歸分析中都使用了標(biāo)準(zhǔn)化的Z值分?jǐn)?shù)。

2.自變量：早期遷移經(jīng)歷

本文從以下三個維度來考察早期遷移經(jīng)歷。

(1)早期是否遷移。本文將戶籍為農(nóng)業(yè)戶籍的兒童在0～12歲居住地發(fā)生改變的情況，視為具有早期遷移經(jīng)歷。

(2)早期遷移時機，即早期遷移發(fā)生時個體的年齡。本文根據(jù)問卷設(shè)置的問題將遷移時機分為“無遷移經(jīng)歷”“0～3歲遷移”和“4～12歲遷移”。

(3)遷移距離，即早期遷移的地理范圍。本文根據(jù)受訪者的出生地和居住地將遷移距離分為“無遷移”“區(qū)縣內(nèi)遷移”“省內(nèi)跨區(qū)縣遷移”和“跨省遷移”。

3.控制變量

控制變量主要有：(1)個人特征，主要包含年齡、性別；(2)家庭特征，主要包含父母受教育年限、兄弟姐妹數(shù)量、父母是否陪伴在身邊；(3)地區(qū)特征，本文按照國家統(tǒng)計局給出的按照經(jīng)濟發(fā)展情況將我國省份劃分為東北、西部、中部和東部四個地區(qū)。

樣本描述性統(tǒng)計情況如表1所示。

表1 樣本基本情況統(tǒng)計表(N=13986)

(三)模型構(gòu)建

本文從受教育年限、識字能力(字詞測試分?jǐn)?shù))和數(shù)學(xué)能力(數(shù)學(xué)測試分?jǐn)?shù))3個變量來衡量個體的教育人力資本。由于3個變量都是連續(xù)變量，本文選擇一般線性回歸模型OLS來進行分析。以受教育年限為例，具體模型設(shè)定如下：

Y=α+∑βiXi+ε

其中，Y為個體受教育年限；Xi為第i個自變量，核心變量為是否有遷移經(jīng)歷，其他自變量包括個體特征、家庭特征和地區(qū)特征；βi為回歸系數(shù)；α為截距；ε為回歸誤差。

考慮到遷移并非隨機事件，而是父代根據(jù)家庭目標(biāo)函數(shù)，并結(jié)合個體、家庭、社區(qū)等多重因素進行選擇的結(jié)果，因而具有自選擇性，若僅僅采用基準(zhǔn)模型，可能會造成回歸結(jié)果的偏誤。因此，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，考察早期遷移經(jīng)歷對農(nóng)村個體成年期的教育人力資本的影響，以期得到具有早期遷移經(jīng)歷的凈效應(yīng)。PSM主要分為兩步：第一步，采用二元Logit模型估計個體在早期遷移的傾向值，對傾向得分在共同取值范圍內(nèi)的個體進行匹配；第二步，通過匹配后的樣本計算處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)。

一般傾向得分匹配法(PSM)僅適用于處理變量為二分類情況下的情形(如遷移與非遷移)，無法考察時機和距離對個體人力資本的影響?；诖?，本文進一步采用廣義傾向得分匹配法(GPSM)，以考察處理變量遷移時機和遷移距離對個體人力資本的影響效應(yīng)。該方法不僅能克服內(nèi)生性與樣本選擇性偏誤，還能滿足處理變量為連續(xù)變量和多元變量的情形。

四、實證結(jié)果及分析

(一)早期是否遷移對個體教育人力資本的影響

本文首先按照遷移發(fā)生時，戶籍是否發(fā)生變動作為分組依據(jù)，將樣本分為兩組“農(nóng)村非戶籍遷移組(農(nóng)-農(nóng))”和“農(nóng)村戶籍遷移組(農(nóng)-非)”，進行基準(zhǔn)回歸，結(jié)果見表2。

表2顯示，對于農(nóng)村戶籍遷移組來說，早期遷移發(fā)生對其個體教育人力資本并沒有顯著影響，可能是由于戶籍變動產(chǎn)生的效應(yīng)替代了遷移效應(yīng)。我國長期以來的城鄉(xiāng)二元戶籍制度造成了城鄉(xiāng)公共資源的差異，當(dāng)農(nóng)村個體的戶籍發(fā)生改變時，其所擁有的公共資源就與城市居民一致，并不會受到居住地是否遷移的影響。對于農(nóng)村非戶籍遷移組而言，教育年限并不會因為早期遷移是否發(fā)生而受到影響，但早期遷移經(jīng)歷的發(fā)生對識字能力和數(shù)學(xué)能力產(chǎn)生了影響。一個合理的解釋是，受教育年限受義務(wù)教育普及的影響，絕大部分勞動者都具有至少9年的受教育年限。因此，受教育年限受到的影響相對較小。但是，識字能力和數(shù)學(xué)能力作為衡量受教育質(zhì)量的指標(biāo)，是一個長期積累的結(jié)果，具有早期遷移經(jīng)歷的農(nóng)村勞動者，通過遷移獲得了更好的教育資源，從而教育質(zhì)量顯著提升。H1得到驗證。

表2 早期是否遷移對個體教育人力資本的影響

根據(jù)以上的結(jié)果，本文認(rèn)為農(nóng)村個體在生命早期，其家庭通過遷移獲取更高的收入、更積極的教育觀念和更好的教育資源，從而提高了對個體的教育投資，經(jīng)過長期的積累，對其成年后的教育人力資本產(chǎn)生了顯著影響。

(二)早期遷移時機對個體教育人力資本的影響

同樣將樣本根據(jù)戶籍變動情況進行分組回歸(表3)。模型1依次加入個體特征(包括年齡、性別)，家庭特征(包括父母的教育年限、兄弟姐妹數(shù)量和父母陪伴等)，地區(qū)特征后，根據(jù)戶籍變動情況進行分組回歸。結(jié)果顯示，遷移時機并不會對個體的受教育年限產(chǎn)生顯著影響。

從模型2和模型3的結(jié)果可知，在農(nóng)村非戶籍遷移組里早期遷移時機對勞動者的識字能力和數(shù)學(xué)能力具有顯著影響。與沒有發(fā)生早期遷移的個體相比，發(fā)生早期遷移個體的識字能力顯著提升，其中，早期遷移為0～3歲的影響系數(shù)為0.1390，而4～12歲的影響系數(shù)為0.0869，低于0～3歲遷移個體的影響系數(shù)。這說明，在0～3歲發(fā)生早期遷移的，對其識字能力的積極影響更顯著。同樣的，早期遷移發(fā)生在0～3歲，對其數(shù)學(xué)能力的影響系數(shù)為0.1244， 而4～12歲的影響系數(shù)為0.0473，遠(yuǎn)低于0～3歲遷移個體的影響系數(shù)。這說明，在0～3歲之間發(fā)生早期遷移，其對數(shù)學(xué)能力的積極影響更顯著。這證明了，在個體早期0～3歲的關(guān)鍵期發(fā)生遷移，對成年后的教育人力資本，尤其是教育質(zhì)量的積極影響更為顯著。H2得到驗證。

表3 早期遷移時機對個體教育人力資本的影響

(三)早期遷移距離對個體教育人力資本的影響

本文同樣將樣本根據(jù)戶籍變動情況進行分組回歸，結(jié)果如表4示。模型1依次加入個體特征(包括年齡、性別)，家庭特征(包括父母的教育年限、兄弟姐妹數(shù)量和父母陪伴等)，地區(qū)特征后，根據(jù)戶籍變動情況進行了分組回歸。結(jié)果顯示，早期遷移距離僅在戶籍未發(fā)生改變時對受教育年限具有顯著影響。具體表現(xiàn)為，早期發(fā)生省內(nèi)遷移的個體，其受教育年限比未發(fā)生遷移的個體少。這與H3相違背?？赡艿脑蚴?，遠(yuǎn)距離遷移在帶來更多收益的同時，也可能因為生活環(huán)境的變化越大，兒童的社會適應(yīng)難度會相應(yīng)提高，從而造成對其教育人力資本的負(fù)面影響。其中，最為顯著的負(fù)面因素就是城鄉(xiāng)戶籍壁壘帶來的農(nóng)村流動兒童的入學(xué)難。

表4 早期遷移距離對個體教育人力資本的影響

從模型2和模型3的結(jié)果可知，在農(nóng)村非戶籍遷移組里早期遷移距離對勞動者的識字能力和數(shù)學(xué)能力具有顯著的積極影響。與沒有發(fā)生早期遷移的個體相比，發(fā)生早期省內(nèi)遷移和省外遷移的個體的識字能力顯著提升，其影響系數(shù)分別為0.1972和0.1994。這說明，早期遷移距離越遠(yuǎn)，其識字能力獲得的正向影響越強。

同樣的，與沒有發(fā)生早期遷移的個體相比，發(fā)生早期省內(nèi)遷移和省外遷移的個體的數(shù)學(xué)能力也顯著提升，其影響系數(shù)分別為0.1446和0.1409。這說明，早期遷移距離越遠(yuǎn)，的確會對其數(shù)學(xué)能力造成更強的積極影響，但是當(dāng)距離達(dá)到省級以上時，這種積極影響并不會繼續(xù)增強?？赡艿脑蚴?，更遠(yuǎn)距離的遷移帶來收益的同時還會增加個體面臨的環(huán)境適應(yīng)難度，從而抵消了一部分積極影響。但總體來說，比起區(qū)縣內(nèi)遷移，遠(yuǎn)距離的遷移對個體教育人力資本，尤其是受教育質(zhì)量方面產(chǎn)生了更為積極的影響。

(四)穩(wěn)健性檢驗

盡管基準(zhǔn)回歸發(fā)現(xiàn)，早期遷移經(jīng)歷會對個體的教育人力資本產(chǎn)生顯著影響，但是遷移并非隨機事件，而是父代根據(jù)家庭目標(biāo)，并結(jié)合個體、家庭、社區(qū)等多重因素進行選擇的結(jié)果，因而遷移經(jīng)歷具有自選擇性，即遷移經(jīng)歷是內(nèi)生變量。若僅僅采用基準(zhǔn)模型，可能會造成回歸結(jié)果的偏誤?；诖?，本文進一步采用傾向得分匹配法(PSM)和廣義傾向匹配法(GPSM)考察早期遷移經(jīng)歷對農(nóng)村個體成年期的教育人力資本的影響，以期得到遷移經(jīng)歷的凈效應(yīng)。

1. 早期是否遷移的長期效應(yīng)

首先，本文根據(jù)有無早期遷移經(jīng)歷將全部樣本劃分為處理組(有早期遷移經(jīng)歷)和控制組(無早期遷移經(jīng)歷)，并設(shè)置一個二元虛擬變量“是否遷移”(處理組=1，控制組=0)。根據(jù)上文得出樣本有早期遷移經(jīng)歷概率的估計值，并計算傾向得分。然后，根據(jù)傾向得分對處理組和控制組樣本進行匹配，從而使得兩組樣本之間的變量均值沒有顯著差異，并最終通過估計處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)，得到早期遷移經(jīng)歷對人力資本的凈影響。

表5顯示了有遷移經(jīng)歷對個體教育人力資本的傾向得分匹配估計結(jié)果(1)本文用了三種匹配方法，對多個變量進行了PSM檢驗，因而存在多個平衡性檢驗，結(jié)果顯示匹配后，在遷移組和參照組中參與匹配的所有變量偏誤比例得到有效降低，表明PSM具有適用性。因篇幅限制，本文不再一一列出。。PSM有多種匹配方法，本文使用了最常用的3種，即最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配，并報告了處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)。從表5可以看出，早期遷移經(jīng)歷僅在農(nóng)村非戶籍遷移組，即戶籍未發(fā)生變化的情況下對個體成年后的教育人力資本有顯著影響。具體表現(xiàn)為，在半徑匹配和核匹配方法下，遷移經(jīng)歷對教育人力資本的識字能力和數(shù)學(xué)能力的ATT均為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明具有早期遷移經(jīng)歷顯著提高了勞動者的識字能力和數(shù)學(xué)能力。但是，在最鄰近匹配方法下，遷移經(jīng)歷僅對識字能力有顯著的提高作用，對于教育年限和數(shù)學(xué)能力并沒有顯著影響。整體而言，結(jié)果與上文的回歸結(jié)果一致，即具有早期遷移經(jīng)歷個體的教育人力資本明顯高于沒有早期遷移經(jīng)歷的勞動者，且主要體現(xiàn)在教育質(zhì)量上。

表5 早期是否遷移對教育人力資本影響(PSM)

2. 早期遷移時機的“早晚效應(yīng)”

本文還通過廣義傾向匹配，進一步考察早期遷移時機對教育人力資本三個方面的影響。

(1)農(nóng)村非戶籍遷移組

圖1報告了農(nóng)村非戶籍遷移組的情況。首先，在圖1中，通過GPSM匹配方法得到早期遷移時機和個體受教育年限之間的關(guān)系。受到模型的限制，這里將受教育年限轉(zhuǎn)換為“是否上過高中”的二分變量。圖1a報告的是平均劑量反應(yīng)函數(shù)圖，圖1b報告的是不同早期遷移時機對個體受教育年限的影響(處理效應(yīng))。在圖1a中，隨著早期遷移時機從無到有、從低到高，受教育年限先上升、后下降，然后趨于平穩(wěn)。具體如圖1b所示：遷移時機在(0，0.1)時，早期遷移時機對受教育年限影響為正，在(0.1，0.5)時影響為負(fù)，在(0.5，1)影響為正，隨后在(1，2)時影響再次為負(fù)。這說明，與沒有早期遷移的個體相比，有早期遷移經(jīng)歷的個體的受教育年限是較高的。但遷移發(fā)生后，在(0，0.1)時，早期遷移時機較早，受教育年限會增加；但隨著遷移時機變得更晚，在(0.1，1)時，遷移時機越晚，受教育年限可能降低。在基準(zhǔn)回歸中，雖然遷移時機的影響并不顯著，但系數(shù)顯示0～3歲的遷移經(jīng)歷會增加教育年限，4～12歲的遷移經(jīng)歷會降低教育年限，與GPSM結(jié)果顯示的趨勢基本一致。

圖1 早期遷移時機對受教育年限的影響(農(nóng)-農(nóng))

其次，圖2中報告了早期遷移時機和個體識字能力之間的關(guān)系。圖2a中，隨著早期遷移時機從無到有、從低到高，識字能力先上升、后下降，再趨于平穩(wěn)。同時，如圖2b所示：遷移時機在(0，0.1)區(qū)間時，早期遷移對識字能力影響為正，在(0.1，0.5)區(qū)間時，其影響為負(fù)，而后在(0.5，2)區(qū)間影響又變?yōu)檎?。這說明，與沒有遷移經(jīng)歷的個體相比，有早期遷移時機的個體的識字能力是較高的，且這種影響會隨著遷移時機推后而降低。

最后，圖3則報告了早期遷移時機和個體數(shù)學(xué)能力之間的關(guān)系，與圖2非常相似，與沒有早期遷移的個體相比，有早期遷移時機的個體的數(shù)學(xué)能力是較高的，但隨著時機推后，這種正向影響會逐步降低。結(jié)果與前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

(2)農(nóng)村戶籍遷移組

圖4—圖6則報告了農(nóng)村戶籍遷移組的情況。首先，圖4顯示了早期遷移時機和個體受教育年限之間的關(guān)系。圖4a中，隨著早期遷移時機從無到有、從早到晚，受教育年限先上升、后下降。具體如圖4b所示：遷移時機在(0，1)時，早期遷移時機對受教育年限影響為正，在(1，2)影響為負(fù)。這說明，與沒有早期遷移的個體相比，有早期遷移經(jīng)歷個體的受教育年限是較長的；但是，當(dāng)遷移發(fā)生后，這種影響會隨著遷移時機的推后逐漸變?yōu)樨?fù)面影響。

圖4 早期遷移時機對受教育年限的影響(農(nóng)-非)

其次，圖5報告了早期遷移時機和個體識字能力之間的關(guān)系。圖5a顯示，隨著早期遷移時機從無到有、從早到晚，識字能力先上升、后下降、再上升。同時，如圖5b所示：遷移時機在(0，0.5)時對識字能力影響為正，在(0.5，1.25)時影響為負(fù)，而后在(1.25，2)時影響又變?yōu)檎?。這說明，與沒有遷移經(jīng)歷的個體相比，有早期遷移時機個體的識字能力是較高的；但是，當(dāng)時機較早時，識字能力會降低，隨著遷移時機推后，識字能力會再次上升。

圖5 早期遷移時機對識字能力的影響(農(nóng)-非)

最后，圖6則報告了早期遷移時機和個體數(shù)學(xué)能力之間的關(guān)系。圖6(a)顯示，隨著遷移時機變化，數(shù)學(xué)能力除了最開始呈現(xiàn)上升之外，基本趨于平穩(wěn)。這說明，與沒有遷移經(jīng)歷的個體相比，有早期遷移時機個體的數(shù)學(xué)能力是略高的；但是，隨著遷移時機的推后，數(shù)學(xué)能力并沒有明顯的變化?？傮w來說，教育人力資本的變化趨勢與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

圖6 早期遷移時機對數(shù)學(xué)能力的影響(農(nóng)-非)

3. 早期遷移距離的“遠(yuǎn)近效應(yīng)”

(1)農(nóng)村非戶籍遷移組

圖7—圖9分別顯示了早期遷移距離對教育人力資本三個方面的影響。首先，圖7顯示，通過GPSM匹配方法得到早期遷移距離和個體受教育年限之間的關(guān)系。圖7a中，隨著早期遷移距離變化，受教育年限先上升、后下降。如圖7b所示：遷移距離在(0，0.1)時，早期遷移是對受教育年限影響為正，在(0.1，0.55)時，其影響為負(fù)，且不斷變小最終趨于0。這說明，與沒有早期遷移的個體相比，有早期遷移經(jīng)歷的個體的受教育年限是較高的。但是，當(dāng)遷移發(fā)生后，隨著遷移距離變得更遠(yuǎn)，這種影響先變?yōu)樨?fù)向，再逐漸變?yōu)檎颉?/p>

圖7 早期遷移距離對受教育年限的影響(農(nóng)-農(nóng))

其次，圖8報告了早期遷移距離和個體識字能力之間的關(guān)系。圖8a顯示，隨著早期遷移距離變化，識字能力同樣先上升、后下降。圖8b顯示：遷移距離在(0，0.1)時，早期遷移是對識字能力影響為正，在(0.1，0.5)時，其影響為負(fù)，在(0.5，2)為正。這說明，與沒有早期遷移的個體相比，有早期遷移經(jīng)歷個體的識字能力是較高的。但是，當(dāng)遷移發(fā)生后，這種正向影響僅在省內(nèi)遷移和省外遷移的區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)，并且隨著遷移距離越遠(yuǎn)，正向影響越強。

圖8 早期遷移距離對識字能力的影響(農(nóng)-農(nóng))

最后，圖9則報告了早期遷移距離和個體數(shù)學(xué)能力之間的關(guān)系，與圖8非常相似，與沒有早期遷移的個體相比，有早期遷移距離個體的數(shù)學(xué)能力是較高的。當(dāng)遷移發(fā)生后，隨著遷移距離越遠(yuǎn)，正向影響越強。結(jié)果與前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

圖9 早期遷移距離對數(shù)學(xué)能力的影響(農(nóng)-農(nóng))

(2)農(nóng)村戶籍遷移組

圖10—圖12則報告了農(nóng)村戶籍遷移組的情況。首先，圖10顯示了早期遷移距離和個體受教育年限之間的關(guān)系，圖10a中，隨著早期遷移距離，受教育年限先上升、后略微下降。進一步如圖10b所示：遷移距離對受教育年限的作用基本為正向的，只在最開始和(1，1.5)區(qū)間為負(fù)向。這說明，與沒有早期遷移的個體相比，近距離遷移可能會對個體受教育年限造成負(fù)面影響，隨著距離增加，其影響逐漸轉(zhuǎn)為正向。

圖10 早期遷移距離對受教育年限的影響(農(nóng)-非)

其次，圖11中報告了早期遷移距離和個體識字能力之間的關(guān)系。圖11a中，隨著早期遷移距離從無到有、從近到遠(yuǎn)，識字能力先上升、后下降。同時，如圖11b所示：遷移距離在(0，0.5)時對識字能力影響為正，在(0.5，1.25)時影響為負(fù)，而后在(1.25，2)時影響又變?yōu)檎＿@說明，與沒有遷移經(jīng)歷的個體相比，有早期遷移距離的個體的識字能力是較高的；但是，當(dāng)距離較近時，識字能力會降低，隨著遷移距離增加，識字能力會再次上升。

最后，圖12則報告了早期遷移距離和個體數(shù)學(xué)能力之間的關(guān)系。與圖11基本一致，與沒有遷移經(jīng)歷的個體相比，有早期遷移距離個體的數(shù)學(xué)能力是較高的；但是，當(dāng)距離較近時，數(shù)學(xué)能力會降低，隨著遷移距離增加，數(shù)學(xué)能力會再次上升。總體來說，教育人力資本的變化趨勢與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

圖11 早期遷移距離對識字能力的影響(農(nóng)-非)

圖12 早期遷移距離對數(shù)學(xué)能力的影響(農(nóng)-非)

五、結(jié)論與政策啟示

(一)結(jié)論

首先，早期遷移經(jīng)歷對個體教育人力資本確實存在顯著影響，具體表現(xiàn)為：早期遷移經(jīng)歷會對個體的教育質(zhì)量(識字能力和數(shù)學(xué)能力)具有顯著的正向影響。但是，這種影響僅在農(nóng)村非戶籍遷移組，即戶籍沒有發(fā)生變動時顯著。當(dāng)戶籍發(fā)生變動時，這種影響可能會被戶籍變動帶來的影響所替代，從而并不顯著。其次，早期遷移時機對個體教育人力資本也存在顯著影響。早期遷移時機對個體的教育質(zhì)量(識字能力和數(shù)學(xué)能力)具有顯著的正向影響。并且，與在4～12歲發(fā)生遷移相比，個體在0～3歲發(fā)生遷移時，這種正向影響表現(xiàn)更為突出。而這種影響僅在農(nóng)村非戶籍遷移組顯著。最后，早期遷移距離對個體教育人力資本也存在顯著影響。其一，早期遷移距離會對農(nóng)村個體的受教育年限產(chǎn)生負(fù)面影響；當(dāng)農(nóng)村個體發(fā)生省內(nèi)跨區(qū)縣遷移時，其受教育年限會減少。其二，早期遷移距離越遠(yuǎn)，勞動者的教育質(zhì)量(識字能力和數(shù)學(xué)能力)越高，同樣的，這種影響僅在農(nóng)村非戶籍遷移組顯著。

(二)政策啟示

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文得出以下啟示：首先，政府應(yīng)重點關(guān)注農(nóng)村非戶籍遷移群體，在就業(yè)保障、社區(qū)服務(wù)等方面為其創(chuàng)造有利于城市務(wù)工的就業(yè)環(huán)境與制度體系，促進其家庭化流動，從而減少留守兒童，增加兒童的遷移機會。其次，針對已經(jīng)流動遷移的家庭，政府應(yīng)多方位保障流動兒童的受教育權(quán)利，保證這部分兒童能夠通過遷移獲得更好的教育資源，而非中斷學(xué)業(yè)。最后，針對流動時機和遷移距離的影響，政府應(yīng)建立相應(yīng)的服務(wù)保障制度，支持農(nóng)村家庭在兒童適當(dāng)?shù)哪挲g完成遷移。同時，通過政府補貼、社區(qū)服務(wù)、社會組織介入等方式，降低遠(yuǎn)距離遷移帶來的交通成本和社會融入成本。