——基于全國31個省887個行政村的實地調查
提要：本文使用全國31省“千村”的入戶調查數據，分析了在農地流轉和農村勞動力轉移不充分的條件下土地稟賦對農戶子女教育年限選擇的影響，發現土地稟賦通過收入效應和替代效應渠道交互影響教育決策。對于目前在農村的大多數家庭，土地稟賦對教育投資的替代效應占主導地位。并且家庭土地面積、勞動力教育水平對農戶收入的影響存在區間差異，只有在家庭土地面積的對數高于門限值2.014時，土地稟賦和教育投入才有可能形成有效率的資源配置，更有效地提高農戶家庭收入。中國農村平均土地經營規模化還沒有達到促進農民增收和推動農村剩余勞動力城鎮就業的程度。
關鍵詞：土地；教育；城鎮就業
一、引言
伴隨著經濟社會的不斷發展，我國二元經濟結構不斷強化，與此同時，城鄉居民收入差距也在擴大。以城鄉收入比計算，自改革開放以來，中國城鄉收入差距上升超過了50%，2012年中國城鄉居民收入差距為3.10倍（國家統計局，2013）。從世界發達國家的歷史經驗來看，城鄉收入差距將成為農村勞動力向城市遷移的動力（Todaro，1969）。但是具體到中國的情況，2003年以來，熟練工和技術工人的“民工荒”，即廣義的勞動力短缺現象持續出現。自2005年以后，城鎮就業市場勞動力供大于求顯然不再是勞動力市場的特征（蔡昉、都陽，2011）。在中國，為何一方面城鄉收入差距在不斷增大，而另一方面城鎮就業卻無法吸引足夠的擁有知識技能的農村勞動力呢？有一些學者認為，農村剩余勞動力基本轉移完畢，劉易斯拐點已經到來（蔡昉，2010）。但也有研究表明，農村剩余勞動力伴隨經濟起伏的往返流動特征非常明顯，其城鄉就業選擇往往非常靈活（陳沁、袁志剛，2012）。國家統計局（2013）監測調查結果顯示，2010年全國農民工總數達2.42億，其中外出就業者1.53億人，本地非農就業者8900萬人。可見并不是所有農村剩余勞動力都轉移出去了。
在現行農地經營規模、農業技術水平、農產品價格以及農戶收入結構條件下，農業生產經營收入顯然難以成為農戶收入持續提高的增長極，勞動力轉移外出打工則受到家庭勞動力數量、知識、技能、工資水平、工作地點生存成本的綜合影響，如果將持續提高農民家庭收入的途徑主要放在勞動力外出打工上，那么農業就必將萎縮。現在我們面臨一種多難的選擇，在持續提高農民收入、保持農業產業穩定發展、農村勞動力有效轉移等多重目標之間存在相悖的地方。從本次調研中的農村青年就業意向來看，東部農村一半以上的初中、高中畢業生選擇繼續升學，約1/5的初中、高中畢業生選擇外出務工，而選擇務農的不到8%；中部農村青年初中和高中畢業后選擇外出打工者接近40%，接近1/3的選擇繼續升學，選擇在家務農的略高于10%。西部農村青年初中和高中畢業后1/3以上選擇外出打工、接近1/3選擇繼續升學，選擇在家務農的占16.5%。如果有知識、有文化的青壯年農民大量單向流出農業產業，就會出現“農村空心化”，這將會對我國農業的可持續發展產生毀滅性的影響。因此，在“十三五”期間乃至更長的時間內，需要我們在農村經營體制、農地流轉、農村科技與教育等方面作出突破性的改革，以適應國民經濟發展的需要，保證農業的可持續發展。
我們認為，在農業部門剩余勞動力的就業決策中面臨兩個選項，一是進入城鎮就業市場，二是繼續務農。在繼續務農的選擇中，農戶所擁有的土地作為主要的生產資料，可以在未來提供較為穩定的收入，從而替代城鎮就業所帶來的收入（Feng & Heerink，2008）。因此，土地稟賦較多的農村家庭可能會減少教育投資，降低讓子女進城務工的意愿。也就是說，土地會對教育產生替代效應。但從另一個角度來講，土地帶來的農業生產經營收入也緩解了農戶子女的教育預算約束，產生了收入效應。
關于教育投資決策的問題已有大量研究，這些研究主要關注的是個人特征、家庭背景或社會環境與教育決策的互動過程，但幾乎沒有文獻以農村剩余勞動力轉移為視角來探討土地經營規模對農村家庭教育投資的影響。本文將在傳統的人力資本理論模型中納入土地稟賦，討論它在多大程度上影響了農戶子女的教育決策和農戶家庭收入。關于農地規模對農村家庭教育和收入的影響，可以歸納為兩個主要方面：第一，土地經營規模處于較低水平階段時，農業效率較低，土地資源略微充裕的農戶需要對農業生產投入較多家庭勞動，導致農戶家庭教育投資的意愿降低，勞動力放棄轉移外出打工，此時，土地對教育的替代作用占據主導地位；第二，由于土地經營規模增長到一定程度后勞動力要素得到釋放，先進的技術替代勞動力，從而實現資源優化配置，使農戶收入增加，從而緩解農村家庭子女教育的預算約束。此時，我們認為土地對教育的收入作用具有更重要的影響。那么，在當前中國二元經濟結構的轉型階段，究竟是替代效應還是收入效應占主導地位呢？農戶關于土地稟賦和人力資本在兩部門的配置又是否促進了兩部門的純收入之和最大化，并達到推動農村剩余勞動力城鎮就業的規模程度呢？這是本文所要回答的問題。
二、文獻回顧
教育選擇的影響機制已經為許多文獻所揭示，相關研究主要存在兩種觀點。一種理論認為，農村父母掌握的文化資本、社會資本和經濟資本多寡不同，這些先賦性的家庭稟賦因素會對農戶子女的教育產生重大影響。因此，對于家庭社會經濟地位較低的外來工子女來說，在他們由父輩的兩棲式“臨時遷移”轉為向城市“永久性遷移”的過程中，其更高層次的教育選擇往往受到家庭背景和所處社會階層等因素的固有束縛（王進、汪寧寧，2013）。楊菊華和段成榮（2008）通過比較農村地區留守兒童和其他兒童的教育機會，發現農村勞動力外出打工和非農就業會提升家庭的社會經濟地位且改變父母的文化價值觀念，從而改善子女的教育機會。這種觀點基于家庭資本理論的視角，更加強調流動人口的社會背景、教育態度對農戶子女教育選擇的影響。另一種理論則是以農村剩余勞動力轉移為視角，從遷移成本、外出收入和社會制度等方面，呈現出進城與留守農民的現狀和面臨的主要問題，并將教育投資的最優決策作為對策分析的重點。夏洛克（Shryock et al.，1965）的研究說明，選擇轉移的剩余勞動力具備更高的教育水平和更強的技術能力。事實上，對我國的研究也驗證了這一規律（郭劍雄、李志俊，2009）。教育程度代表的人力資本水平是理解城鎮化發展結構的一個核心變量，眾多的研究者將人力資本的轉移和再配置作為判斷勞動力由農業部門向現代部門遷徙程度的一個指標。在研究勞動力轉移對教育決策的影響時，一般采用堪布和拉波特（Kanbur & Rapoport，2005）提出的人力資本積累理論框架，認為勞動力轉移的遷出地和遷入地之間存在著技術條件和人力資本回報率差距。有學者（Beine et al.，2008）使用127個國家的數據也驗證了這個觀點。其實，這兩種觀點并不矛盾，因為二者都將教育選擇視為農戶子女基于其家庭（或個人）稟賦狀況做出的利益最大化決策。
土地是農戶最重要的自然資本，是影響勞動力轉移決策的重要因素。石智雷和楊云彥（2012）根據湖北、河南的農戶抽樣調查數據建立了實證模型，發現土地可以為外出務工提供物資支持，但是豐富的土地又會促使勞動力回流農村。毛丹和王燕峰（2006）認為，替代及弱化土地的安全和社會保障功能可以促進農民的轉移。在勞動力流動決策的人力資本模型框架下，土地經營規模可以通過三個機制來影響農村家庭教育投資：第一，在自由流動的土地市場中，家庭土地經營規模會逐漸達到最優，此時務農的邊際收益等于教育的邊際收益，從而提高了人力資本的配置效率（Benjamin & Brandt,2002)；第二，依據土地稟賦、能力和生產效率的差異，在農業部門或者城鎮部門具有相對優勢的勞動力為了達到收益最大化而流向不同的部門，選擇務農的勞動力就會降低投資教育的動機，而轉移至非農部門的勞動力會選擇增加教育程度(Berry & Glaeser，2005；郭劍雄、李志俊，2009)；第三，在農業部門，增加土地經營規模提高了務農的邊際收益(Benin etal., 2005），一方面會使得勞動力的教育投資預算約束得到緩解，但另一方面也會加大農民遷入城鎮的阻力，同時提升其教育投資的成本。李飛和鐘漲寶（2010）通過問卷調查發現，農民失去土地后往往難以實現職業適應，因此具有接受教育培訓和職業指導的愿望。
目前對于土地經營規模和農村家庭教育決策之間關系的實證研究已有較多成果，但尚未取得令人信服的一致結論。多數學者認為，土地不僅可作為一種財富減少農戶的貧困（Rigg, 2006），使農村家庭有更多收入進行教育投資（蘇群、丁毅，2007），而且作為一種可依賴的保障機制可增強農村家庭承擔教育投資風險的能力（李菁等，2002）。但也有學者認為，土地對于教育具有替代效應。延森和尼爾森（Jensen& Nielsen，1997）用贊比亞的基礎教育數據進行回歸，發現土地對入學率有反作用，作者認為原因在于土地所有者需要農業勞動力從事耕種，而非將土地用于投資獲得財產性收入。卡勒（Nkamleu，2006）通過對科特迪瓦的1501戶農戶數據進行計量檢驗，進一步發現子女從事農業勞動的邊際回報越多，入學率將會越低。羅森威奇（Rosenzweig，1977）提出了解釋土地對教育替代作用的機會成本假說，認為地租上升會增加教育投資的機會成本，從而降低入學率。在我國，陳沁和袁志剛（2012）認為土地對教育的替代作用來源于其“無法變現的失業保險”功能。李文（2001）在討論中國城市化進程中的農業效率問題時認為，土地和人力資本之間應遵從合理的配置“域”，土地數量超出會導致土地生產率下降，而人力資本過量會影響技術進步、勞動生產率的提高。特別值得一提的是，就我們所知，還沒有研究將土地經營規模與家庭的教育投資之間的收入效應和替代效應影響渠道聯系起來。
已有文獻在幾個方面存在薄弱的地方：一是關于土地對教育產生影響的作用機理研究。土地在農戶子女教育期“增加教育投資預算”，對教育有收入效應；在子女的就業期“導致勞動力放棄外出打工”，對教育有替代效應。除了巴蘇等（Basu et al.，2010）和卡勒（Nkamleu，2006）之外，已有的研究往往單一描述土地增加收入提升教育投資，或是替代了農戶子女教育年限，對于二者之間的內在聯系還有待豐富。二是關于收入效應和替代效應的相對規模。在土地對教育的替代效應的研究中反映了土地通過提升教育機會成本和提供失業保險對教育發生負向邊際影響，但是沒有闡述其中土地對教育的影響中收入效應和替代效應各占多少比重，故而沒有回答“約束土地流轉造成的資源配置不能夠最優化、到底造成了多少效率損失”的問題。
有鑒于此，本文試圖明確土地影響教育的機制和渠道，從理論和實證上確認土地對教育收入效應和替代效應的交互影響，并從促進農戶收入最大化和最優教育程度的角度提出有關土地流轉和勞動力自由流動的政策建議。本文以下部分的安排如下：第三部分提出理論模型并推導出研究假設；第四部分對數據、變量以及計量方法進行說明；第五部分介紹實證所得結果；最后部分是總結研究結論并得出政策建議。
三、理論模型與命題
我們將教育看作個體（或家庭）最大化其終身收入的一項投資（Becker & Lewis，1973）。對此，定義收入函數為y(e,L)，其中y為農戶家庭收入現值，e為子女教育年限，L為土地稟賦。假定農戶個體（或家庭）將教育的成本（包括直接成本和機會成本）與未來的收益（家庭收入流現值）進行權衡，子女的最優教育年限e*使家庭收入現值最大化。在教育年限最優選擇的條件下，單位農戶家庭的收入現值為y*≡y(e*,L)。
農戶家庭的終身收入現值是各時期收入y(~)(e,L,t)的貼現值之和：
其中t代表時間，β(t)是家庭的時間偏好，c代表接受教育的機會成本以及教育投資。
令教育的邊際收益為b(e,L)，邊際成本為c(e,L)，通常假定教育的邊際收益b(e,L)隨教育年限上升而遞減，教育的邊際成本c(e,L)隨教育年限上升而遞增。令bee、cee為教育的邊際收益和邊際成本的二階偏導，則bee<0，cee>0。
為了追求終身收入流現值的最大化，農戶個體（或家庭）將對教育成本的負擔行為持續至教育的邊際收益等于邊際成本為止，即b(e,L)=c(e,L)，該時刻的教育年限為最優教育年限。我們可以進一步得到這兩種效應的作用強度：
（1.2）式表示土地稟賦對單位家庭子女教育年限選擇的影響，顯而易見其分母為負。從分子來看，beL的符號不定，一方面，土地形成規模經營之后，勞動力要素可以得到釋放，依據自身比較優勢進行轉移選擇，爭取更高的收入，因此beL>0；而與之相反的情況是，在土地形成規模經營之前農業效率不高，當土地稟賦略微充裕時很多農民會選擇在家務農，因此反而對教育投資產生抑制，所以beL<0。再來觀察分子的第二項，農業經營收入增加會導致教育機會成本增加，所以ceL>0。總而言之，分子的符號是不確定的。為了進一步說明（1.2）式，用下圖來表示教育的邊際成本曲線與邊際收益曲線之間的關系。
上圖中橫軸為農戶子女的教育年限，縱軸為各時期家庭收入的貼現值。初始的均衡狀態用灰色虛線表示，教育投資的初始邊際成本曲線為c(e,L)，初始邊際收益曲線為b(e,L)。當土地經營規模發生變化時，邊際成本曲線和邊際收益曲線平移。隨著土地經營規模擴大，教育投資的邊際成本遞增，因此c(e,L)平移至c1(e,L)。然而，由于beL的符號不同，b(e,L)移動所引起的最優教育年限變化呈現出兩種結果：第一種結果，當beL<0，b(e,L)向右移動至b1(e,L)。在某個特定值的教育投入水平上，土地稟賦更多的家庭增加一個單位的教育投入所帶來的邊際收益不足以抵消相應上升的邊際成本，主要是務農報酬的機會成本。因此農戶家庭的最優教育投資較初始狀態的均衡值也有所減少；第二種結果，當beL>0，土地形成規模經營，b(e,L)向右移動至b2(e,L)，增加子女的教育投入可以使農戶家庭獲得更高的終身收入凈現值，因此農戶家庭的最優教育投資較初始狀態的均衡值也有所增加。
通過比較靜態分析得到的結論以及根據（1.2）式，我們得出了以下幾個假設。
假設1：土地對教育產生替代效應和收入效應的雙重影響。
觀察土地對教育年限選擇的影響de*/dL，從分母來看，beL-ceL符號可以為負也可以為正，所以土地稟賦對教育既可以發生替代效應也可以發生收入效應。
假設2：若土地實現規模經營，勞動力要素得到釋放，土地對教育的收入效應增加。
土地的經營規模增長到一定程度后，農業產業化進程加快，先進的技術替代勞動力，那么農戶更有可能選擇增加子女的教育投資，以利于勞動力轉移。此時，b(e,L)曲線向上方移動，其與c(e,L)的交點右移，因此土地對教育年限的收入效應增強。
假設3：只有在土地實現規模經營之后，土地和教育的優化配置才能實現，從而促進農戶家庭收入提高。
這是從前述假設中衍生的假設。在土地形成規模經營之前，土地雖然也能對農戶收入帶來正向影響，不過這種影響較弱。土地通過發揮教育的替代效應，對外出務工及非農收入的增長產生了較強的制約作用。因此，只有在土地到了適度規模經營的區間之后，土地和教育才能形成有效的資源配置，共同促進農戶收入水平的提高。
四、數據來源與研究方法
（一）數據來源與變量確認
1.數據來源
本文數據來源于2011年上海財經大學千村社會調查項目。該調查力圖描述現時中國農村的政治、經濟、文化等現狀，并就教育和收入兩個領域進行了較為深入的研究。此次上海財經大學千村調查項目覆蓋了全國31個省、直轄市、自治區的887個村子，其中東部地區調查了506個村子，中部地區調查了176個村子，西部地區調查了205個村子。調查對這些村莊進行問卷調查和深度訪談，共發放問卷11520份，共收回問卷9540份，回收率達82.8%。我們對原始數據的每個變量都進行了分析，對明顯不合理的數值，有的按照缺失值處理，有的進行分組分析。需要說明的是，由于農戶子女樣本包括25歲以下的各個年齡段，調查前12個月的家庭人均收入可能無法反映農戶子女學齡階段的家庭經濟狀況。因此，我們假定農戶子女6歲接受小學教育，12歲開始接受初中教育，18歲完成高中、技校和中專教育，那么，22歲就應該完成了大學和大專教育。我們用子女的調查年齡減去其完成教育時的年齡，可以得到其處于非在學狀態的持續時間。本文選擇了非在學且結束教育不超過3年的農戶子女樣本。我們認為這部分觀察點在調查前12個月的家庭人均收入與他們最后學齡階段的家庭經濟狀況仍然具有連續性和相關性。此外，我們讓一個家庭只保留一個子女的樣本信息，刪除其他子女的樣本。上述基本數據處理原則為我們進一步檢驗假設提供了有用的數據信息。
2.變量確認
農戶子女教育程度是本文的被解釋變量。我們將受教育程度設定為層次變量，假定受教育程度為小學的子女教育程度為1，初中程度為2，高中、技校和中專為3，大學和大專及以上是4。本次調查結果顯示，大約20.4%的農戶認為高收入來源于教育程度，48.7%認為來源于技術，由此可見，教育與收入的關聯為多數受訪農戶所認可。
本文采用家庭土地面積和收入作為主要解釋變量，根據前文的理論分析，家庭土地面積對子女的教育年限的影響可能是雙向的，而家庭收入對子女教育年限則應該是正向的影響。除了家庭土地面積和收入之外，農戶子女的教育年限選擇還受到其他因素的影響，如沃爾特和布里格斯（Walters & Briggs，1993)發現家庭結構對子女的教育選擇有很大關系；蘇群和丁毅（2007）認為家庭成員的醫療狀況會影響子女的教育選擇；勞埃德等（Lloyd et al.，2005)對巴基斯坦兒童入學特征的分析中發現父母教育程度和子女性別會影響入學率。在模型中我們也加入了一些反映家庭背景資源的代理變量，目的是為了控制沒有觀測到的可能影響家庭收入和教育投資的變量，從而減少可能存在的遺漏變量偏誤。這些代理變量主要有父母的平均教育年限、父母的職業特征。
本文對控制變量的設置如下：子女的個人特征變量有性別和年齡；農戶家庭的特征變量有家庭人口規模、60歲以上人口比例等；省份虛擬變量將地區分為東、中、西部，以西部地區為參照組。本研究結合以往學者對職業地位的劃分方法，將職業劃分為三個地位等級，管理和專業技術人員為第一個等級，辦事和商業服務業人員次之，體力工人、農民及其他設為參照組，取父母職業等級中的較高等級。表1中列示了本文的描述性統計結果。
（二）模型與方法
1.基本模型
本文使用梅爾(Mare，1980)的教育轉換方程，其中引入了家庭背景變量作為升學可能性的影響因素。Mare方程的因變量受教育程度是有序離散數據，對此本文使用的分析方法是有序離散邏輯概率模型（Ordered Logit模型）。下述模型（2.1）是分析農戶子女教育程度影響因素的Ordered Logit回歸模型。
其中下標i表示個人，land代表家庭土地面積，income表示家庭人均收入，Zi代表個人特征（性別、年齡）、農戶家庭狀況（家庭人口、男性人口比例等7個變量）以及省份虛擬變量，β、γ、λ是回歸系數，vj是閾值，εi為隨機擾動項。
2.廣義傾向得分匹配（GPS）方法
在回歸模型（2.1）中，家庭土地面積與農戶子女教育年限之間的相關系數被解釋為在土地略微充裕時農戶家庭可能會“降低讓子女進城務工的意愿”，以及“土地帶來的農業生產經營收入緩解農戶子女的教育預算約束”這兩方面影響的總體作用強度。但是，家庭土地面積會受到作用于農地流轉的各種因素影響，譬如不同地區、不同時期多樣化的農地制度（姚洋，2000）。不同的農地制度產生于各地差異化的自然、經濟、社會條件。目前，高度多元化的農地制度類型在我國農村廣泛存在，例如農戶經營加“大穩定、小調整”模式、山東省平度縣首創的兩田制模式、機械化集體耕作的蘇南模式等。農地制度協變量也會影響勞動力的非農就業決策，從而作用于被解釋變量——農戶家庭的子女教育投資決策，導致內生性。但是，多元化的農地制度并非本文主要探討的問題，在問卷訪談中把不同地區、不同時期的具體農地制度進行細致搜集和歸類存在操作難度。因此，盡管考慮了農戶異質性的特征控制變量，但是農地制度變量a被遺漏在誤差項εi中，cov(ai,incomei)≠0，可能引發內生性。
解決內生性問題時，本文選取希拉諾和伊姆本（Hirano& Imbens，2005)開拓的廣義傾向得分匹配方法（Generalized Propensity Score,即GPS方法）構建計量模型進行研究。該方法不僅能夠解決工具變量因為難以滿足正交性條件而存在爭議的問題，而且將PSM方法中二元處理變量情況下的條件獨立性假設拓展為連續處理變量的情況。
在用傾向值得分匹配法估計土地稟賦對子女教育決策產生的影響時，需要滿足條件獨立性假定，因此在估計時要盡量多控制與土地稟賦相關的因素。結合已有文獻和本研究的數據情況，選取以下三類變量作為匹配變量：（1）農戶家庭特征變量，包含男性人口比例、家庭人口規模、60歲以上人口比例、18歲以下人口比例、外出打工人口比例、家庭成員是否參加新農合；（2）反映農戶家庭背景特征的家庭資源變量，包括父母平均受教育年限和父母職業特征；（3）為了反映地區間差異因素加入的省份虛擬變量。
3.門限效應的估計與檢驗方法
本文認為在土地經營規模跨越了規模化經營的“閾值”之后，農業勞動生產率開始逐漸得到改善，從而釋放出農業勞動力的巨大潛力，并不斷促進農戶家庭實現收入最大化。由此可見，變量之間存在著非線性關系，因此本文嘗試引入以家庭土地面積為門限變量的非線性門限回歸模型。本文的模型構建以漢森（Hansen，2000）所提出的方法為基礎，該模型不僅用于估計面板數據的門限值，還能夠推導截面數據門限值的最小二乘估計量近似分布。
其中，landi家庭土地面積是門限變量，incomei家庭人均收入為被解釋變量，xi為一系列的解釋變量，γ代表門限值，ei是殘差項。虛擬變量Ii(γ)={landi≤γ}，Ii(·)為指標函數。我們所求的真實門限值是使模型殘差最小時的門限估計值。基于對門限值的估計結果，我們可以進一步得到其他的回歸參數估計值。
在得到門限回歸的參數估計值之后，需要對門限效應是否顯著以及門限估計值的真實性進行檢驗。門限效應顯著性檢驗的原假設為H0∶θ1=θ2，對應的備擇假設為H1∶θ1≠θ2。我們對門限值對應的回歸模型施加θ1=θ2的約束條件，然后進行LM檢驗，使用自抽樣方法獲得參數的漸進分布，并構造p值進行檢驗。
五、實證結果
（一）土地對子女教育決策的總影響
1.基本模型回歸結果分析
首先，本文考察的是土地稟賦對農戶子女教育程度的總體作用強度。在這部分的研究中，模型的被解釋變量是有序離散變量，故而采用（2.1）式的Ordered Logit模型。在模型的解釋變量中，我們在模型1中控制了農戶子女的個人特征變量和農戶家庭特征變量，并在模型2和模型3中逐漸加入了家庭資源變量和省份虛擬變量，以減少可能存在的遺漏變量，同時用來檢驗模型的穩健性。通過比較，各模型的變量系數和顯著性水平都沒有發生根本變化，為了便于解釋，下文主要介紹模型3的回歸結果。
模型1-3列示了以農戶子女教育程度為因變量的Ordered Logit回歸結果。對于我們最為關注的家庭土地面積變量，其系數在1%的顯著性水平下為負。我們著重看模型3估計的邊際影響，結果表明家庭土地面積每增加1%，將導致子女增加教育程度的概率變成原來的0.940倍，即減少6.0%，這印證了陳沁、袁志剛（2012）的研究結論。從控制變量來看，性別變量的系數是0.175，具體來說，就是農業戶增加男性教育程度的概率是增加女性教育程度的1.191倍。從家庭人口規模來看，家庭人口規模對于農戶子女增加教育程度有正向作用，表明家庭人口每增加1人，子女增加教育程度的概率上升10.9%。從18歲以下的人口比例來看，家庭中18歲以下的兒童比例每增加1倍，則子女增加教育程度的概率將變成原來的0.377倍，也就是說，比較農村一戶有雙子女和兩位成年人的四口之家和一戶人口結構為一個孩子和三位成年人的四口之家，前者子女提高教育程度的概率比后者低62.3%。我們可以從外出務工的人口比例看到，外出務工人口每增加1倍，農戶子女提高教育程度的概率就會是原先的1.691倍，這與李菁等（2002）的研究結論一致。從省份的虛擬變量來看，在相同條件下，東部地區的農戶子女增加教育程度的發生比率是西部地區的1.338倍。同時我們看到，農戶的家庭資源變量對子女的教育程度影響是顯著的，父母平均受教育年限每增加1年，子女增加教育程度的概率就會是原先的1.032倍，當父母的職業為管理、專業技術人員或辦事、商業服務業人員時，他們的子女選擇增加教育程度的概率是體力工人、農民及其他行業員工子女的1.377倍和1.327倍，家庭資源對子女教育的促進作用與經驗研究結論相符。
表2的模型4考察了家庭收入對農戶子女教育程度的影響。通過模型4和模型3的比較，土地變量的系數絕對值在控制了收入變量之后有所下降，這說明農戶家庭土地稟賦對于子女教育決策的影響有一部分是通過影響即期收入水平的渠道發生的。當然，這并不是說土地稟賦對教育的影響渠道僅此而已。事實上，在控制了收入之后，土地的系數顯著為負，這說明土地的增加對教育產生了某些其他方面的消極影響。因此，假設1得到驗證。
在控制了農戶異質性特征變量的基礎上，我們發現土地確實會對農戶子女教育存在替代效應，又通過收入渠道間接地影響農戶子女教育決策。但OLS方法仍然可能遺漏了其他同時影響農地流轉和勞動力要素配置的變量，例如不同地區、時期的具體農地制度。接下來我們使用廣義傾向得分匹配法再次檢驗土地對教育的替代效應和收入效應假設。
2.土地對教育決策影響的GPS檢驗
本研究最關鍵的解釋變量是土地稟賦，接下來我們將檢驗在消除處理組與參照組控制變量差異后，不同土地稟賦對農戶子女教育水平的劑量反應強度。GPS檢驗第一步需要運用極大似然法估計家庭土地面積的對數達到某一水平的條件概率分布，回歸結果顯示，模型整體較為顯著，各變量的符號與經驗基本保持一致。
在后面兩個階段，需要基于前文的傾向得分匹配值G來估計家庭土地面積對數的條件期望，并研究土地稟賦在不同分位數上對子女教育決策的影響。結果顯示，干預變量T及其平方項T2通過了1%水平的顯著性檢驗。農戶家庭土地稟賦對于子女教育決策的影響呈現“U型”趨勢，故而土地對農戶子女教育的促進作用是在達到一定程度之后才發生的。由于樣本中家庭土地面積對數的平均值為1.42，所以，目前土地對農戶子女教育的影響主要位于“U型”的下降階段，也就是說影響為負，只有當農戶土地稟賦超過某一臨界值，土地的增加才能促進子女的教育決策。由此可見，在解決內生性問題之后，樣本中農戶土地稟賦對子女教育投資的替代效應依然顯著。限于文章篇幅，我們在此略去了廣義傾向得分的估計結果。
（二）土地對教育收入和替代效應的影響分解
本文認為家庭土地面積直接影響農戶子女教育決策，同時農戶子女教育決策還受到家庭收入水平的影響，但是家庭收入水平與家庭土地面積相關。因此，可以借鑒孫三百等（2012）對代際收入傳遞路徑影響因素的參數估計方法，將土地對教育的相關系數（以redu·land表示）進行分解，以計算收入效應和替代效應影響的貢獻率。
農村家庭子女教育決策的回歸方程為：
其中，βedu·income是家庭收入與農戶子女教育程度的回歸系數，βedu·land是土地稟賦與農戶子女教育程度的回歸系數。
可得：
運用（3.2）式的相關系數分解方法，我們選取子女教育程度對農戶家庭收入的回歸系數βedu·income、農戶家庭收入與土地稟賦的相關系數rland·income、家庭土地稟賦與農戶子女教育程度的相關系數redu·land，計算與土地經營規模相關的收入傳遞因素對農戶子女教育決策的貢獻率。從子女教育程度對農戶家庭收入的回歸系數βedu·income來看，回歸系數為0.095，這表明農戶家庭收入與子女教育程度顯著正相關。農戶家庭收入與土地稟賦的相關系數rland·income為-0.114，家庭土地稟賦與農戶子女教育程度的相關系數redu·land為-0.05。根據相關系數分解方法，βedu·income·rland·income/redu·land=21%，這表明與土地經營規模相關的收入因素可解釋土地與教育決策之間21%的相關性。據此，我們可以得到土地對教育的替代效應貢獻率為1-21%=79%。可見，土地對農戶子女教育的替代效應高于收入效應。這也意味著，在現階段土地壓抑了城鎮就業對于農戶子女教育投資決策的促進作用。
（三）土地與農戶家庭收入的門限效應估計與檢驗
為了探討土地稟賦因土地的規模區間不同而對農戶家庭收入的影響存在怎樣的差別，本文采用漢森（Hansen，2000）的門限回歸模型，以土地經營規模為門限變量，進而檢驗不同的土地稟賦對農戶收入的影響是否存在區間效應。結果顯示，LM統計量為83.85，對應的p值為0，在1%的顯著性水平下可以拒絕原假設，即認為土地經營規模與農戶家庭收入的關系中存在門限效應。土地經營規模，即家庭土地面積變量取對數的門限值^γ等于2.014。我們進一步檢驗門限估計值的真實性，結果表明，當土地經營規模的門限估計值為2.014時，落在對應的95%的置信區間內。因此，檢驗接受^γ=2.014是真實的門限值。
表4控制了表2中提到的控制變量，回歸結果表明，只有在土地經營規模達到一定程度之后，土地和教育才有可能形成有效率的資源配置，更有效地提高農戶家庭收入。這也是在規模化提升了農業效率之后，隨著土地對教育的替代效應衰減，從農業經濟中釋放勞動力的過程。結合描述性統計分析結果，我們發現，目前我國家庭土地面積的對數均值為1.42，顯然低于2.014，從總體上看，全國平均土地經營規模對農民經濟收入增長的作用為負。這意味著當前我國農村土地流轉還沒有達到適度的規模。在我們千村調查的實地訪談過程中，我們也發現農業勞動力的弱化以及土地流轉集中的困難使一些耕地相對稀缺的地區，甚至是中、東部傳統糧食產區出現了種植業重回自然經濟的苗頭，受訪農戶對采用科技提高產量和收入興趣不大。這就從現實中印證了本文的實證結論。
但是，我們并不認為如果在家庭土地面積的對數高于門限值2.014時，就應當越大越好，在一級門限之后一定還存在著二級門限。因此土地經營規模過高也將不利于農民增收。由于本研究獲得的一級門限位于樣本值分布中較為偏右的位置，繼續計算二級門限值受到了樣本的局限。因此，本文僅以一級門限值驗證了理論模型的假設3，為探討土地規模化發展的不同階段，土地資源、教育投入對農戶家庭收入增長的作用做出提示。
六、結論
我國城鄉二元經濟結構不斷強化，由此生發出諸多挑戰，考驗著中國城鎮化和“三農”發展水平能否持續提升。從2003年至今，大量加工制造業企業面臨缺乏熟練工、技術工“民工荒”困境；同時，農業農村的發展也面臨教育程度較高青壯年勞動力缺乏的“農村空心化”的現實。本文基于2011年上海財經大學千村社會調查的實地調查數據，研究了土地經營規模與農村家庭教育投資行為之間的關系，從農地制度安排的視角識別了提升農村人力資本水平、優化勞動力要素配置的內在機理。本文從理論和實證上推導和驗證了土地會對教育產生替代效應和收入效應雙重影響的假設，并證明了從假設中進一步衍生的假設：若土地實現規模經營，勞動力要素得到釋放，土地對教育的收入效應增加；只有在土地實現規模經營時，土地稟賦和教育投入的優化配置才能實現，從而促進農戶家庭提高收入。
對土地經營規模與農村家庭教育投資行為之間關系的理解，既關系到對我國城鎮化過程中勞動力配置效率較低之原因的判斷，也關系到對適度土地規模的分析。本文研究發現，在家庭土地面積的對數低于門限值2.014時，土地稟賦、勞動力的教育水平均難以對農民收入的增長產生顯著的促進作用，背后的主要原因是當土地經營規模低于相應臨界值時，農業效率較低，農業勞動力在農業經濟過程的投入較大，對外出務工及非農收入增長產生了較強的制約作用，因此農業生產土地資源略充裕的農戶家庭降低了教育的意愿，使土地對教育總體上呈現替代效應，這有可能扭曲土地資源、勞動力要素的配置。
通過本次千村調查的情況和數據的分析，我們認為，農村勞動力轉移、農村家庭收入結構變化將會是未來10-20年間我國農業農村不得不面臨的問題，如果要保證我國農業保持可持續發展，農村經濟社會持續進步，農民收入水平持續提高，必須加快農村土地適度流轉集中制度改革，大力發展農民職業技術教育，擴大對“三農”的支持和保障力度，推進農村社保體系建設。
首先，合理推動以農民為核心的適度土地流轉，加快以土地適度流轉集中制度為標志的農村制度改革步伐，促進現代規模化農業的發展。土地流轉集中的實質并不是對家庭經營的否定，而是要實現以農民為決策主體的適度流轉。不應用過度的行政干預來推進土地流轉和適度規模經營。因為，從根本上來看，土地流轉不是目的，只有引導勞動力積極發揮自身優勢，推進以人為核心的產業化和勞動力轉移，才能釋放農業經濟中勞動力剩余優勢對城鎮化和農業總產值增長的作用。然而，據千村調查反映，目前在土地承包經營權的轉讓環節中存在侵害農民利益的現象較多。因此，需要制訂全國統一的農村土地適度流轉法規和具體實施細則，結合農村的具體情況，具體落實各級相關部門對于土地流轉集中過程中的保障職責。以積極穩妥的土地流轉，使農業經濟勞動力通過規模化生產或城鎮就業合理提高個人收益。
其次，大力發展農民職業技術教育，實施“新一代農民培育工程”。目前“民工荒”困境的出現是由于受教育程度較高的農村勞動力供給不足。發展農村教育不能將目光僅僅集中在在校學生身上，也要關注那些雖然離開校園，但是還是參與到農村建設中來的成年人的繼續教育問題，發展農村成人繼續教育對改善農村教育問題起著重大作用。根據千村調查的結果，有90%的人表示如果村里為失業青年開辦專職培訓班，他們會讓自己的孩子參加。這個數據從側面反映了農村存在大量低技能失業青年的現實，也顯示出了農民對職業技術教育的需求。然而，千村調查中發現，71%的農民在近五年內未參加過短期技術培訓。因此，制定出一套農村的成人繼續教育方案，就實用技能、農業科技知識、法律知識和與農村有關的政策等展開統籌培訓，將會有利于農村潛在剩余勞動力掌握職業技術技能，成為有技術、有文化的新一代農民，將職業技術知識用于城鎮就業或者是現代作物生產，從而為農民帶來創收。同時也為解決技術工人的“民工荒”以及“農村空心化”提供解決途徑。
最后，基于農地流轉，推進農村社保體系建設。十一屆三中全會之前，我國農地制度實行的是傳統的集體經濟，農民依賴土地作為生老病死的全方位保障。家庭聯產承包責任制施行之后，土地對于農民依然起到了失業保障等各項保障功能。與此對應的是，我國絕大多數的農民，包括外出務工人員基本沒有被包含在社保制度內。在這次千村調查中我們也發現，對于“五險一金”等社會保障，務工公司根本不會繳納，要靠務工人員自己繳納，而外出務工人員中少有人繳納這些保障基金，于是就會導致很多遺留問題。隨著土地的流轉集中，這部分失去土地的外出務工人員將老何所依？因此，農村社會保障體系的缺失對土地流轉和勞動力轉移存在阻礙作用，也就是說，外出務工人員即使離開農村也不會流轉土地。只有在推進新農合醫保、養老保險、最低生活保障制度等多層次的農村社保體系建設方面加大力度，才能為勞動力從農業經濟中轉移出去提供充分的保障機制。
作者單位：上海財經大學公共經濟與管理學院
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