我國農(nóng)村父母外出務(wù)工對留守兒童健康的影響

陳 玥趙 忠

中國人民大學(xué)勞動人事學(xué)院 北京 100872

留守兒童是指居住在農(nóng)村、年齡18歲及以下、父母一方或者雙方外出務(wù)工的兒童。目前，中國農(nóng)村兒童的健康狀況引起了廣泛關(guān)注，同時農(nóng)村家庭成員外出務(wù)工的情況非常普遍，因此，農(nóng)村父母外出務(wù)工對留守兒童健康狀況的影響情況，是一個值得關(guān)注的問題。

國內(nèi)外關(guān)于父母外出務(wù)工對留守兒童身體健康狀況的影響依然存在較大爭議。理論上父母外出務(wù)工對留守兒童健康影響是不確定的。一方面，父母外出務(wù)工帶來的收入效應(yīng)會提高留守兒童營養(yǎng)攝入的質(zhì)量和數(shù)量，從而有利于兒童身體健康；另一方面，父母不在身邊而導(dǎo)致對留守兒童缺乏照料會對兒童身心健康帶來不利影響。［1］例如，家庭中父母有一方遷移，因為父母的長期分居導(dǎo)致不穩(wěn)定的婚姻關(guān)系和單親教育的困難，都會對孩子的身心發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響；再如父母雙方都遷移的情況下，親戚朋友對孩子的照顧可能不及時、不全面，也會對孩子健康產(chǎn)生負(fù)面影響。父母外出務(wù)工的影響取決于這兩個效應(yīng)的相對大小。

本文利用部分年份中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（China Health and Nutrition Survey，CHNS），實證分析我國農(nóng)村父母外出務(wù)工對留守兒童營養(yǎng)健康狀況是否存在影響，以及影響渠道和程度，為解決農(nóng)村留守兒童問題提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 資料來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國健康和營養(yǎng)調(diào)查［2］，選取1991、1993、1997、2000、2004、2006和2009年共七個調(diào)查年份農(nóng)村樣本中年齡在0～18周歲的兒童共11 231名。

1.2 影響機制

長期以來，經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為健康是人力資本的主要組成部分之一［3］，基于人力資本理論，Grossman構(gòu)建了一個標(biāo)準(zhǔn)的模型分析健康需求，他發(fā)展了健康資本的概念，認(rèn)為健康資本是人力資本的一種［4］。健康狀況反應(yīng)了健康資本的存量。對健康資本的投資和健康資本的消費共同決定了健康資本的存量，也就是健康狀況。

然而，與一般的商品和投資不同，單位健康資本不能在市場或者股票市場購買到。基于Grossman的健康需求模型，經(jīng)濟學(xué)家把健康作為標(biāo)準(zhǔn)的Becker家庭產(chǎn)出模型的一部分。在Becker家庭產(chǎn)出模型中，家庭投入時間和商品產(chǎn)出更多的基本物品，這些基本物品又直接進入他們的效用函數(shù)。［4-5］

雖然Grossman的健康需求模型是以有工作的成年人為對象發(fā)展得來，但對于理解和分析其他年齡層人群的健康也是很有用的工具。在Grossman的人力資本模型中，家庭對健康資本的投資產(chǎn)出兒童健康資本。首先，父母跨時效用函數(shù)，取決于父母的消費水平和孩子的福利狀況；其次，父母跨時效用的最大化受到兒童健康產(chǎn)出函數(shù)、收入預(yù)算以及時間的約束。最初，兒童擁有固定值的健康資本稟賦，后期如果沒有對健康資本的投資，兒童的健康資本逐年遞減。作為資本的一種，對健康資本的投資可以產(chǎn)出健康資本，投入品包括在市場購買到的與健康相關(guān)的商品和服務(wù)（如醫(yī)療保健、食品等），父母花費在家務(wù)勞動上的時間（如做飯、洗衣服等）。兒童時期是積累健康資本的一個時期，在這個時期，相比健康消耗，健康投資占據(jù)主導(dǎo)地位。［4］

兒童健康資本和對健康資本的投資由父母效用函數(shù)的最大化推導(dǎo)出。健康產(chǎn)出函數(shù)取決于家庭收入，投入品的價格，醫(yī)療保健技術(shù)，遺傳的健康稟賦和時間偏好。因此，父母的外出務(wù)工行為主要通過兩個途徑影響孩子的健康狀況：

（1）使家庭收入增加。家庭收入增加伴隨著家庭生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的改變，家庭生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是家庭飲食行為和營養(yǎng)狀況改變的主要原因。［6］收入的增加使得兒童的飲食數(shù)量增加，質(zhì)量提高，對消費醫(yī)療保險或其他商品需求增加進一步改善健康狀況。因此，收入效應(yīng)使得營養(yǎng)狀況改善，食品數(shù)量和質(zhì)量提高，醫(yī)療保健水平提高，患病率降低，兒童健康狀況改善。

（2）對家庭成員時間分配的影響。遷移影響兒童健康狀況的第二個途徑是家庭成員時間分配的變化。如果家庭中有成員遷移，留守成員不得不承擔(dān)遷移人員在遷移前所承擔(dān)的工作。這些工作可能是遷移者曾經(jīng)從事的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動或者家庭生產(chǎn)活動（比如撫養(yǎng)孩子、做飯和其他的家務(wù)勞動）。［7］這樣，留守成員對孩子及其飲食的照顧的時間會較少，從而對留守兒童的健康產(chǎn)生不利影響，導(dǎo)致其患病率較高，健康狀況較差。

除此之外，父母遷移與孩子健康狀況的關(guān)系也會因為年齡的不同而不同。［8］年幼的孩子的健康狀況很大程度上依賴于父母或者看護者的照料，因此更容易受家庭成員時間分配的影響。年長的孩子可能因為父母外出而承擔(dān)一些家務(wù)勞動，其健康狀況也因此受到負(fù)面影響。

經(jīng)過分析以上兩個影響途徑，父母遷移和孩子健康狀況的關(guān)系在理論上是不確定的。因此本文使用中國營養(yǎng)健康調(diào)查數(shù)據(jù)來實證研究這個關(guān)系的可能趨勢。

1.3 兒童營養(yǎng)健康狀況評價指標(biāo)

本文采用了年齡別身高/身長Z評分（Height-forage Z scores）、年齡別體重Z評分（Weight-for-age Z scores）兩個指標(biāo)來衡量兒童的健康狀況。這兩個指標(biāo)的計算公式分別為：

haz=（兒童的實際身高/身長-參照兒童組身高/身長的均值）/參照兒童組身高/身長的標(biāo)準(zhǔn)差

waz=（兒童的實際體重-參照兒童組體重的均值）/參照兒童組體重的標(biāo)準(zhǔn)差

其中，參照兒童組是指與該兒童相同年齡和性別的兒童組，本文使用的參照兒童組的均值與標(biāo)準(zhǔn)差信息來自于《2009年中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》。［9］

1.4 留守兒童分類

文獻(xiàn)中通常把兒童按年齡分為6組：新生兒組：≤28天；嬰兒組：29天～1歲；幼兒組：1～3歲；學(xué)齡前期組：4～6歲；學(xué)齡期組：7～12歲和青春期組：13～18歲。由于樣本量限制，無法對新生兒、嬰兒和幼兒分別研究，因此，本文將留守兒童分為0～6周歲、6～12周歲、12～18周歲三個年齡組，觀察父母外出務(wù)工對同年齡段兒童營養(yǎng)健康狀況的影響。由于數(shù)據(jù)限制，我們在分析中沒有進一步區(qū)分父母一方外出與父母雙方外出的情形。顯然父母雙方外出相對單方外出而言，收入效應(yīng)和時間分配效應(yīng)都應(yīng)該較大，但最終的結(jié)果也是不確定的。

1.5 研究方法

本文構(gòu)建了以下固定效應(yīng)估計模型：

因變量Hiht表示在調(diào)查年份t、家庭h的農(nóng)村兒童i的營養(yǎng)健康指標(biāo)。本文采用了年齡別身高/身長Z評分（haz）和年齡別體重Z評分（waz）兩個指標(biāo)來衡量兒童的營養(yǎng)健康狀況。自變量包含了本文關(guān)心的代表父母外出務(wù)工情況的變量，以及其他主要影響兒童營養(yǎng)健康的因素。本文將自變量分為影響兒童健康狀況的父母外出務(wù)工變量、兒童個人特征變量、父母特征變量、家庭及周邊環(huán)境的特征變量、時間地區(qū)變量等。

為了控制不隨時間改變的個人特征和固定不變的家庭特征、社區(qū)特征等，本文采用基于固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)分析方法（Fixed-Effect model）。在具體的計量分析過程中，考慮到來自同一個農(nóng)村地區(qū)的兒童，不同兒童的營養(yǎng)健康狀況可能會因為該村莊醫(yī)療設(shè)施，醫(yī)療機構(gòu)等因素的影響存在相互影響，帶有一定的相關(guān)性，本文采用了在兒童所在農(nóng)村地區(qū)層面的聚類估計（Cluster Estimation）來調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)差。另外，本文也采用了最小二乘法回歸估計（OLS regression）作為參考分析。

因為目前的健康狀況是過去不斷累積的結(jié)果，也就說兒童過去的身體健康狀況可能對調(diào)查時健康狀況產(chǎn)生滯后影響，如果不考慮孩子調(diào)查年份之前的身體健康狀況對調(diào)查時身體健康的影響，估計的結(jié)果可能會有偏差。因此，本文在模型中進一步加入了代表營養(yǎng)健康狀況的滯后變量Hiht-1：

其中，Hiht-1指農(nóng)村兒童上一輪調(diào)查結(jié)果計算的年齡別身高/身長Z評分（haz）和年齡別體重Z評分（waz），即hazt-1和wazt-1。

2 結(jié)果

2.1 父母外出務(wù)工對留守兒童營養(yǎng)健康狀況的影響

研究結(jié)果表明，不同年齡段兒童受父母外出務(wù)工的影響存在差異。對于0～12歲的兒童，父母外出務(wù)工對其年齡別身高Z評分沒有顯著性影響，這說明父母不在家對于0～12歲兒童的生長發(fā)育并沒有顯著影響。相比之下，對于12～18歲的兒童，父母外出務(wù)工在10％的置信度水平下對其年齡別身高Z評分有顯著的負(fù)面影響（表1）。

中國農(nóng)村父母外出務(wù)工對留守兒童體重狀況或營養(yǎng)情況影響的回歸結(jié)果顯示，父母外出務(wù)工的變量系數(shù)都是負(fù)數(shù)，對于0～18歲兒童總樣本的固定效應(yīng)回歸結(jié)果顯示該變量并不顯著。0～12歲兒童受到父母外出的影響顯著為負(fù)，其中0～6歲兒童受到的負(fù)面影響更大（表2）。

控制了兒童以往營養(yǎng)健康狀況變量后的回歸結(jié)果表明，過去的營養(yǎng)健康狀況的確會影響現(xiàn)在身體狀況。而且，對于6～12歲兒童而言，父母外出務(wù)工顯著地促進了當(dāng)年兒童的生長發(fā)育和體重水平。這進一步說明農(nóng)村勞動力外流和兒童健康狀況的關(guān)系在理論上不具有確定性（表3和表4）。

表1 我國農(nóng)村父母外出務(wù)工對留守兒童生長發(fā)育狀況（haz）的影響

表2 我國農(nóng)村父母外出務(wù)工對留守兒童體重狀況或營養(yǎng)情況（waz）的影響

表3 父母外出務(wù)工對留守兒童生長發(fā)育狀況（haz）的影響（控制了滯后變量）

表4 父母外出務(wù)工對留守兒童營養(yǎng)情況（waz）的影響（控制了滯后變量）

2.2 影響機制

2.2.1 父母外出務(wù)工對家庭收入的影響

根據(jù)中國農(nóng)村家庭成員外出務(wù)工對留守家庭總收入對數(shù)和家庭人均收入對數(shù)的影響的固定效應(yīng)回歸結(jié)果可以看出，家庭成員外出務(wù)工變量的系數(shù)都是正數(shù)，具體而言，對0～6歲兒童樣本的家庭和12～18歲兒童樣本的家庭，家庭成員外出務(wù)工在1％的置信度水平下對農(nóng)村留守家庭總收入和家庭人均收入存在顯著正影響，即農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有利于家庭收入的增加（表5）。

2.2.2 父母外出務(wù)工對兒童營養(yǎng)攝入情況的影響

中國農(nóng)村家庭成員外出務(wù)工對兒童營養(yǎng)攝入量影響的回歸結(jié)果顯示，在10％的置信度水平下，兒童的日均營養(yǎng)與熱量消耗量因為父母外出務(wù)工而存在顯著的下降趨勢。值得注意的是：兒童日均營養(yǎng)攝入量的觀察值是基于調(diào)查前三天的攝入量，這可能不能代表兒童的真實飲食情況（表6）。

表5 我國農(nóng)村家庭成員外出務(wù)工對留守家庭收入對數(shù)影響

2.2.3 父母外出務(wù)工對家庭成員時間分配的影響

農(nóng)村家庭成員外流確實對留守家庭的生產(chǎn)活動時間產(chǎn)生反向影響，也就是說，父母外出務(wù)工使得家庭留守成員分配到兒童起居飲食方面的時間減少，導(dǎo)致兒童的營養(yǎng)健康狀況受到負(fù)面影響（表7）。

表6 父母外出務(wù)工對兒童營養(yǎng)攝入情況的影響

表7 農(nóng)村家庭成員外出務(wù)工對留守家庭成員時間分配的影響

3 討論

3.1 父母外出務(wù)工對不同年齡的留守兒童營養(yǎng)健康狀況的影響不同

在10％的置信度水平下，0～6歲兒童的年齡別體重Z評分受到父母外出的影響顯著為負(fù)，這說明相比年齡較大的兒童，父母外出務(wù)工對0～6歲留守兒童營養(yǎng)膳食質(zhì)量的影響更為嚴(yán)重，很明顯，年齡較小孩子的起居飲食更依賴于父母或監(jiān)護人的照顧，父母不在身邊可能導(dǎo)致留守兒童無人照顧或者照顧不充分等問題。

對6～12歲兒童而言，父母外出務(wù)工可以顯著提高兒童的生長發(fā)育狀況和體重水平，該結(jié)果可能是因為6～12歲兒童的營養(yǎng)膳食對父母或者監(jiān)護人的依賴性比0～6歲兒童低，同時承擔(dān)家務(wù)勞動的時間比12～18歲兒童短，綜上兩個原因可以認(rèn)為以上結(jié)果是合情合理的。

對12～18歲的兒童而言，父母外出務(wù)工在10％的置信度水平下對留守兒童的年齡別身高Z評分有顯著的負(fù)面影響，也就是說12～18歲留守兒童的生長發(fā)育狀況比非留守兒童遲緩，父母外出務(wù)工使得留守家庭的勞動力減少，這種情況可能會導(dǎo)致年齡較大的留守兒童承擔(dān)更多的家務(wù)活動從而影響其生長發(fā)育。

3.2 父母外出務(wù)工對不同性別留守兒童的營養(yǎng)健康狀況的影響不同

對農(nóng)村男孩樣本而言，留守兒童與非留守兒童之間haz、waz指標(biāo)均沒有明顯差異；相比之下，對兒童而言，各組之間非留守兒童的健康狀況指標(biāo)均比留守女孩高，并且haz評分指標(biāo)存在顯著性差異，而waz評分指標(biāo)的差異未達(dá)到顯著性水平。也就是說，與男孩相比較，父母外出務(wù)工對女孩身體健康狀況存在顯著的負(fù)面影響。

3.3 收入、營養(yǎng)與家庭成員時間分配對不同年齡兒童健康的影響

對0～6歲和12～18歲兒童樣本的家庭而言，家庭成員外出務(wù)工顯著提高了農(nóng)村留守家庭總收入和家庭人均收入。然而，研究發(fā)現(xiàn)對于年齡越大的兒童而言，家庭收入越高兒童的健康狀況越好，也就是說收入與健康的正相關(guān)關(guān)系可能是一個累積的效果而不是當(dāng)期效果。［10］

留守兒童的日均營養(yǎng)攝入量與熱量消耗量受到父母外出務(wù)工的負(fù)面影響。但模型估計兒童日均營養(yǎng)攝入量的觀察值是基于調(diào)查前三天的攝入量，這可能不能代表兒童的真實飲食情況，從而對該回歸結(jié)果的可靠性產(chǎn)生影響。

農(nóng)村成員外流確實對留守家庭生產(chǎn)活動時間產(chǎn)生反向影響，也就是說，父母外出務(wù)工使得家庭留守成員分配到兒童起居飲食方面的時間減少，導(dǎo)致兒童營養(yǎng)健康狀況受到負(fù)面影響。有家庭成員遷移的大齡兒童可能承擔(dān)更多的家務(wù)勞動，來自家庭成員照顧的減少和家務(wù)勞動時間的增加可能解釋了為什么遷移和大齡兒童的年齡別身高Z評分的下降相關(guān)。

4 政策建議

改革開放以來，我國城鄉(xiāng)二元制結(jié)構(gòu)以及其所衍生的城鄉(xiāng)隔離的戶籍制度，不僅限制了農(nóng)村人口流動，也是導(dǎo)致農(nóng)村留守兒童問題的主要政策性原因。農(nóng)村留守兒童問題是實現(xiàn)城鎮(zhèn)化、農(nóng)村勞動力外流進程中浮現(xiàn)的社會問題，農(nóng)村剩余勞動力由農(nóng)村向城市的大量轉(zhuǎn)移，無疑會使農(nóng)村留守兒童的規(guī)模進一步擴大。

兒童對父母或者監(jiān)護人的依賴性比較強，如果缺少父母的細(xì)心照顧或者監(jiān)護人缺乏必要的基本健康和營養(yǎng)常識，那么留守兒童的營養(yǎng)健康狀況會受到不利影響。因此，我國農(nóng)村地區(qū)應(yīng)增加村委會、學(xué)校針對留守兒童家長的教育項目，改變外出父母及監(jiān)護人的營養(yǎng)健康的方式及觀念；集體組織農(nóng)村兒童體檢，接種疫苗等醫(yī)療保健服務(wù)；促進類似農(nóng)村留守兒童“春苗營養(yǎng)計劃”工作在全國范圍內(nèi)開展。

中央政府可以考慮增加對家庭遷移狀況頻繁地區(qū)的小學(xué)生給予食品補貼或者資助金。考慮到中國人口的超重和肥胖現(xiàn)象，這樣的政策需要謹(jǐn)慎執(zhí)行。對于執(zhí)行補貼政策的開始，識別遷移現(xiàn)象頻繁的地區(qū)是關(guān)鍵。比如，如果學(xué)校直接給學(xué)生提供營養(yǎng)食品，那么學(xué)生做飯的負(fù)擔(dān)可能減輕。

從長遠(yuǎn)來看，解決這一問題，一方面在于重新確定農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移方向?，F(xiàn)在很多省市在探索就地解決農(nóng)民工進城務(wù)工問題，積累了經(jīng)驗，相對減少了留守兒童問題。另一方面，正在嘗試的放寬戶籍限制改革，可能有利于穩(wěn)定外地務(wù)工人群和吸引兒童來城市生活，從而解決留守兒童問題。

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