父母外出對(duì)農(nóng)村兒童身體健康的影響
——基于安徽、河南兩地的實(shí)證研究

李慶海，朱盼盼

父母外出對(duì)農(nóng)村兒童身體健康的影響
——基于安徽、河南兩地的實(shí)證研究

李慶海，朱盼盼

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京210046）

兒童的健康不僅能衡量經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還與他們成年后的健康、教育和收入聯(lián)系密切，因而父母外出對(duì)子女身體健康究竟有著怎樣的影響受到了社會(huì)和學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注。因此，根據(jù)2012年安徽和河南兩省部分地區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)，并結(jié)合傾向得分法，實(shí)證分析父母外出對(duì)于農(nóng)村兒童身體健康的影響，亦注意解決了樣本自選擇性問題帶來的內(nèi)生性估計(jì)偏誤。研究結(jié)果表明，父母外出會(huì)顯著增加農(nóng)村兒童的患病幾率，進(jìn)而對(duì)其身體健康狀況產(chǎn)生負(fù)面影響。其中，對(duì)男孩的影響要比女孩更為顯著；其次，對(duì)于農(nóng)村留守兒童而言，母親這一角色更為重要；再次，父母往往擔(dān)心外出打工會(huì)對(duì)其子女身體健康狀況產(chǎn)生負(fù)面影響，所以放棄打工機(jī)會(huì)而在家撫養(yǎng)子女。因此建議應(yīng)積極組織預(yù)防保健工作，建立健全農(nóng)村留守兒童醫(yī)療保健制度，保證農(nóng)民工子女在務(wù)工地享有同等受教育、醫(yī)療等方面的權(quán)益。

農(nóng)民工子女；農(nóng)村留守兒童；身體健康；平均處理效應(yīng)

一、引言

隨著我國(guó)改革開放進(jìn)程的不斷深入，城鄉(xiāng)之間人口流動(dòng)的種種限制被打破，農(nóng)村地區(qū)的剩余勞動(dòng)力源源不斷地向城市遷移、流動(dòng)，許多已婚且有子女的父親和（或）母親也加入了流動(dòng)大軍的隊(duì)伍。由于受到收入、政策及其他原因的限制，相當(dāng)一部分已婚流動(dòng)人群在自己進(jìn)城的同時(shí)，無力解決孩子隨遷所要面對(duì)的諸多現(xiàn)實(shí)問題，只好將子女留在農(nóng)村，造成父母與子女分隔兩地的局面，形成了規(guī)模較大的留守兒童群體（段成榮等，2005）［1］。據(jù)《中國(guó)2010年第六次人口普查資料》樣本數(shù)據(jù)推算，0—17歲之間的農(nóng)村留守兒童達(dá)到6103萬，約占全國(guó)農(nóng)村兒童的37.7％，全國(guó)兒童的21.9％。從國(guó)家層面上來看，留守兒童的健康成長(zhǎng)，不僅直接關(guān)系到當(dāng)前社會(huì)的公正與和諧，也關(guān)系到未來我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步的大局。

父母外出對(duì)子女發(fā)展尤其是其身體健康有著怎樣的影響，引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的普遍關(guān)注，并由此催生出大量理論和實(shí)證文獻(xiàn)。然而，相關(guān)研究結(jié)論顯得莫衷一是甚至相互矛盾，并未達(dá)成廣泛共識(shí)。持負(fù)面態(tài)度的研究主要是從健康照料的角度出發(fā)，認(rèn)為父母外出會(huì)減少對(duì)留守兒童健康照料的人力支持，從而對(duì)其健康狀況產(chǎn)生負(fù)面影響（Kanaiaupuni，1999）［2］。例如，陳在余（2009）認(rèn)為對(duì)于6—18歲的我國(guó)農(nóng)村學(xué)齡兒童而言，母親不在家對(duì)其身體健康具有顯著負(fù)面影響［3］；李強(qiáng)和臧文斌（2010）運(yùn)用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）進(jìn)行分析，結(jié)果表明父母外出增加了留守兒童生病或患慢性病的概率［4］360；Gibson等（2011）的研究表明湯加地區(qū)家庭成員外出往往造成留守兒童的飲食結(jié)構(gòu)失衡進(jìn)而使身體健康惡化［5］。持積極態(tài)度的一方則認(rèn)為父母外出會(huì)顯著增加家庭收入，為兒童健康照料及衛(wèi)生服務(wù)利用提供更多的經(jīng)濟(jì)支持，從而改善其身體健康狀況。例如，López（2006）對(duì)墨西哥地區(qū)的研究表明，父母外出家庭的收入增加，大大降低了嬰幼兒死亡率［6］；此外，F(xiàn)rank和Hummer（2002）、Hildebrandt和McKenzie（2005）、World Bank（2006）、Acosta（2007）、Anton（2010）等的研究表明，父母外出所帶來的收入增加，往往為兒童提供更好的營(yíng)養(yǎng)、教育，以及接受衛(wèi)生服務(wù)的機(jī)會(huì)和質(zhì)量，父母外出家庭兒童的身體健康指標(biāo)（諸如“重量—年齡”指數(shù)即BMI，以及“身高—年齡”指數(shù)即Height-forage）相對(duì)于一般家庭兒童而言顯著提升［7-11］。

對(duì)此，筆者認(rèn)為相關(guān)研究之間存在爭(zhēng)議的關(guān)鍵原因是在分析時(shí)沒有處理內(nèi)生性問題。這種內(nèi)生性來源于樣本自選擇問題（Self Selection），即兒童處于何種狀態(tài)的選擇并不是隨機(jī)的。作為未成年人，農(nóng)村兒童幾乎沒有能力或權(quán)利決定父母是否外出。父母外出的決策在很大程度上是綜合考慮兒童狀況、自身狀況以及家庭特征等因素后的結(jié)果，甚至父母是否外出本身都可能會(huì)受孩子身體健康狀況的左右。以家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平指標(biāo)為例，若研究樣本中留守兒童家庭經(jīng)濟(jì)水平高于一般兒童家庭，在大多數(shù)研究已經(jīng)證實(shí)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平對(duì)兒童認(rèn)知發(fā)展存在正向影響的情況下，研究者將兩組樣本在結(jié)果變量上的差異作為因果效應(yīng)的估計(jì)值，將低估父母外出的影響效應(yīng)；反之，將高估影響效應(yīng)。因此，此時(shí)如果直接采用單方程模型（如OLS或者Probit模型）分析父母外出的影響，所得結(jié)論勢(shì)必產(chǎn)生內(nèi)生性偏誤（Wooldridge，2002；李云森，2013）［12-13］。

對(duì)于內(nèi)生性問題，研究者主要通過工具變量法（IV）、社會(huì)實(shí)驗(yàn)法以及倍差模型（DID）進(jìn)行解決。然而上述方法均存在一定缺陷，如工具變量難以尋找并且容易存在爭(zhēng)議，社會(huì)實(shí)驗(yàn)法實(shí)際操作較難并且容易存在倫理爭(zhēng)議，一階差分法由于無法在截面數(shù)據(jù)下進(jìn)行差分而受到局限。對(duì)此，部分學(xué)者通過傾向得分法（Propensity Score Method，以下簡(jiǎn)稱PSM）對(duì)樣本進(jìn)行配對(duì)后進(jìn)行計(jì)量估計(jì)，較好地解決了這種自選擇引致的內(nèi)生性問題。

本文運(yùn)用2013年對(duì)安徽和河南兩地農(nóng)村兒童的抽樣調(diào)研數(shù)據(jù)，結(jié)合PSM模型，實(shí)證分析了父母外出對(duì)其子女身體健康狀況的影響。本文對(duì)相關(guān)研究的貢獻(xiàn)之處主要如下：

第一，本文實(shí)證分析了父母外出對(duì)其子女身體健康狀況的影響，并就不同留守方式（隨父留守、隨母留守和無父母留守）以及不同性別兒童（男孩和女孩）的影響進(jìn)行了比較分析。

第二，本文采用PSM模型，避免了由于樣本自選擇問題引致的內(nèi)生估計(jì)偏誤，使所得結(jié)果更具針對(duì)性和說服力。

本文剩余部分安排如下：第二部分建立PSM模型以分析父母外出對(duì)其子女身體健康狀況的影響；第三部分描述樣本數(shù)據(jù)來源，并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述分析；第四部分給出相關(guān)實(shí)證結(jié)果，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后總結(jié)研究結(jié)論，并提出政策建議。

二、計(jì)量分析方法

在評(píng)估一個(gè)項(xiàng)目或政策的影響，譬如分析父母外出對(duì)其子女身體健康狀況的影響時(shí)，Green（2003）為簡(jiǎn)單地采用OLS模型進(jìn)行估計(jì)，無法解決樣本自選擇引致了內(nèi)生估計(jì)偏誤［14］。對(duì)此，本文采用基于PSM的平均處理效應(yīng)模型進(jìn)行分析，可以較好地解決該問題。

平均處理效應(yīng)模型（ATE）最初應(yīng)用于評(píng)價(jià)接受醫(yī)療處理的效果，后來在項(xiàng)目和政策評(píng)估中得到了廣泛運(yùn)用。當(dāng)所關(guān)心的解釋變量是二元時(shí)，這類模型總是適用。由于在估計(jì)父母外出對(duì)其子女身體狀況的影響時(shí)所處理的問題是二元的，所以，本文采用平均處理效應(yīng)模型是合適的。

我們的分析從引入反事實(shí)框架開始。反事實(shí)框架最早是由Rubin（1974）提出，爾后得到許多學(xué)者的廣泛運(yùn)用（Rosenbaum和Rubin，1983）。反事實(shí)框架是指每個(gè)個(gè)體只能有一個(gè)結(jié)果，它或是接受處理下的結(jié)果，或是未接受處理下的結(jié)果，二者只能居其一［15-16］。對(duì)于樣本中的任何一個(gè)抽樣兒童i，令為其兩個(gè)潛在的身體健康狀況，其中表示成為一般兒童時(shí)的表現(xiàn)表示成為留守兒童時(shí)的表現(xiàn)。如果兩者都能觀察到，則二者之間的差就是父母外出所導(dǎo)致的效果。但是，任何一個(gè)抽樣兒童不可能同時(shí)處于這兩個(gè)狀態(tài)，即既處于一般狀態(tài)又處于留守狀態(tài)，因此只能觀測(cè)到其中一個(gè)值。令觀察到的表現(xiàn)為Yi，則有：

我們感興趣的是父母外出的平均處理效應(yīng)（Av-erage treatment effect，以下簡(jiǎn)稱ATE）、處理組的平均處理效應(yīng)（Average treatment effect for the treated，以下簡(jiǎn)稱ATT）和控制組的平均處理效應(yīng)（Average treatment effect for the untreated，以下簡(jiǎn)稱ATU）。

父母外出的平均處理效應(yīng)（ATE）是指，有父母外出家庭孩子的身體健康狀況和沒有父母外出家庭孩子的身體健康狀況之間的比較，公式表示如下：

處理組的處理效應(yīng)（ATT）是指，對(duì)于留守兒童而言，如果其父母不外出，此時(shí)他們的身體健康狀況與真實(shí)情況相比有何差異，即：

控制組的處理效應(yīng)（ATU）是指，對(duì)于父母沒有外出的兒童而言，若有父母外出而成為留守兒童，此時(shí)他們的身體健康狀況與真實(shí)情況相比有何差異，即：

然而，對(duì)于任何一個(gè)兒童i而言，我們只能觀測(cè)到兩種情形中的某一情形，不可能觀測(cè)到所有情形，因而我們?cè)诠烙?jì)中面臨的是樣本缺失問題。對(duì)此，我們可以采用匹配方法分析處理。所謂匹配是指找出在一般狀態(tài)或者留守狀態(tài)下特征變量（如兒童特征、父母特征和家庭特征等）相類似的兒童樣本，分析他們?cè)诓煌瑺顟B(tài)下身體健康狀況的差異。經(jīng)過匹配后，對(duì)應(yīng)不同狀態(tài)下樣本的特征變量的統(tǒng)計(jì)特征一致，由此減少了由于自選擇所帶來的內(nèi)生估計(jì)偏誤。

平均處理效應(yīng)模型分為精確匹配模型和非精確匹配模型兩種類型。李銳和朱喜（2007）運(yùn)用精確匹配模型，估計(jì)了信貸配給對(duì)農(nóng)戶福利影響的平均處理效應(yīng)，取得了較好的研究結(jié)果［17］。然而，當(dāng)進(jìn)行匹配的變量較多時(shí)，直接根據(jù)特征變量信息進(jìn)行匹配就有可能遭遇到“維度詛咒”（Dimension Curse）的問題。傾向得分法（PSM）是由Rosenbaum和Rubin（1983）提出的，是目前最為流行的非精確匹配方法。PSM根據(jù)傾向得分而非高維特征變量進(jìn)行匹配［16］41，找到匹配樣本的機(jī)會(huì)要多得多，從而可以更好地估計(jì)出平均處理效應(yīng)（Cameron和Pravin，2005）［18］。一般來說，傾向得分是某抽樣兒童i在特征變量Χi給定的條件下接受某種處理時(shí)的條件概率，即在本文中，指的是抽樣兒童是否有父母外出的概率。

由此，根據(jù)傾向得分可得到ATE、ATT和ATU，其表達(dá)式重新表述如下：

根據(jù)傾向得分進(jìn)行匹配以得出相關(guān)處理效應(yīng)估計(jì)值的方法有很多，而其中用得最多的四種方法是最近鄰域匹配法（Nearest-Neighbor Matching）、極半徑匹配法（Radius Matching）、核匹配法（Kernel Matching）和分層匹配法（Stratification Matching）。這四種方法對(duì)匹配的質(zhì)量和數(shù)量的側(cè)重點(diǎn)不同，沒有哪種方法明顯優(yōu)于另一種方法，它們的差異主要在于估計(jì)量的一致性上（Becker等，2002）［19］。為統(tǒng)一起見，本文采用核匹配法進(jìn)行估計(jì)。

三、數(shù)據(jù)來源和描述統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)說明

本文涉及安徽和河南兩地處于義務(wù)教育階段的農(nóng)村兒童，目的是研究父母外出對(duì)包括其身體健康狀況在內(nèi)的各方面發(fā)展的影響。安徽省和河南省是我國(guó)兩個(gè)典型的農(nóng)業(yè)大省，經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)，同時(shí)又都是人口外出大省，因而本文采用的樣本具有一定的代表性。

為了更好地開展調(diào)查，我們于2012年7—8月進(jìn)行了預(yù)調(diào)查。通過對(duì)兩省進(jìn)行實(shí)地考察，我們與農(nóng)民工、兒童、教師和村領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行了大量深度訪談，為正式調(diào)查的開展奠定了良好的基礎(chǔ)。2013年2—3月份，我們開展了正式調(diào)查，記錄的是2012年的相關(guān)信息。調(diào)查是通過分層隨機(jī)抽樣方法采集的，即從安徽和河南兩省中分別隨機(jī)選取4個(gè)縣（區(qū)），每個(gè)縣（區(qū)）隨機(jī)選取4個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機(jī)選取4個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)選取20個(gè)家庭中有兒童處于義務(wù)教育階段且正在上學(xué)的農(nóng)戶家庭，從而得到2560戶抽樣家庭的問卷信息。此外，調(diào)查以抽樣家庭為中心，并據(jù)此形成不同的鏈接問卷（如社區(qū)問卷、學(xué)校問卷和村莊問卷等），從而為本文研究奠定了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。為確保信息的真實(shí)性，我們還通過電話、郵件和委托他人等形式，進(jìn)行了補(bǔ)充調(diào)查。由于政府和學(xué)校等相關(guān)部門的配合，調(diào)查開展得較為順利。去除一些缺失變量的樣本之后，樣本共計(jì)2372戶，有效率達(dá)到92.66％。由于本文的研究對(duì)象為農(nóng)村兒童，因此，筆者利用統(tǒng)計(jì)軟件的數(shù)據(jù)處理程序，將抽樣兒童數(shù)據(jù)信息由寬記錄轉(zhuǎn)換為長(zhǎng)記錄，即將農(nóng)戶家庭中一個(gè)或多個(gè)子女的記錄轉(zhuǎn)換為單個(gè)兒童的個(gè)人記錄，從而獲得抽樣兒童調(diào)查數(shù)據(jù)3891條。

本文所指留守兒童為父母雙方或一方在過去一年從農(nóng)村流動(dòng)到其他地區(qū)3個(gè)月以上，孩子留在戶籍所在地的農(nóng)村地區(qū)，并因此不能和父母雙方共同生活的兒童。本文將留守兒童界定為處于3—6年級(jí)義務(wù)教育階段且正在上學(xué)的非勞動(dòng)年齡人口，即選取年齡約在9—12歲之間的兒童進(jìn)行分析。之所以選擇這一階段的兒童，是由于初中階段兒童的自理能力顯著增強(qiáng)，父母外出與否可能對(duì)其身體狀況并不會(huì)產(chǎn)生顯著影響，而3年級(jí)以下的兒童由于年齡較小，在回答問卷方面存在一定困難。最終，符合調(diào)查條件的抽樣兒童記錄為1722條，其中安徽省841人（占48.84％），河南省881人（占51.16％）。在這些抽樣兒童中，女孩共計(jì)796人（占46.23％），男孩共計(jì)926人（占53.77％）。表1給出了抽樣兒童的類型分布情況①。

表1　抽樣兒童的類型分布

從總體上來看，一般兒童占全體農(nóng)村兒童比例的68.95％，留守兒童（父母至少有一方外出務(wù)工）占總體農(nóng)村兒童比例達(dá)到31.05％。其中，僅父親外出（隨母親留守）以及父母均外出（無父母留守）的留守兒童占留守兒童的主體（89.11％），而僅母親外出（隨父親留守）的情況則相對(duì)較少（10.09％）。

衡量?jī)和眢w健康的指標(biāo)主要有以下幾種（Shao，2007）：一是臨床指標(biāo)（Clinical measure），如兒童死亡率、兒童發(fā)病率和是否受傷等；二是兒童對(duì)健康的自我衡量（Self-rating scales for health evaluation）；三是人體測(cè)量指標(biāo)（Anthropometric measures），如身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）、身高年齡比（height-forage）等［20］。本文采用“抽樣兒童過去三月內(nèi)是否患過發(fā)燒、疼痛、腹瀉或者咳嗽等病癥”作為衡量?jī)和眢w健康的指標(biāo)。正如李強(qiáng)和臧文斌（2010）所指出的，“生病與否具有較強(qiáng)的政策含義，而且生病等指標(biāo)也比自評(píng)健康指標(biāo)更加準(zhǔn)確，從而能減少估計(jì)偏差”［4］。與之對(duì)應(yīng)的是，人體測(cè)量指標(biāo)作為兒童身體健康的衡量標(biāo)準(zhǔn)并不十分合適。原因在于，兒童的BMI并不和成人BMI一樣有固定標(biāo)準(zhǔn)，而身高年齡比等指標(biāo)所能得出的經(jīng)濟(jì)含義較低。然而，李強(qiáng)和臧文斌（2010）采用“過去四周中是否生過病或受過傷、患有慢性病或急性病”作為衡量?jī)和眢w健康的指標(biāo)，但四周的時(shí)間周期較短，相關(guān)調(diào)查信息具有較強(qiáng)的不確定性［4］342。因此，本文采用的“過去三月內(nèi)”的期限規(guī)定能更穩(wěn)健地衡量農(nóng)村兒童的身體健康狀況。

表2給出了抽樣農(nóng)村兒童患病率的情況。由表2可知，農(nóng)村兒童患病率為23.81％，而與父母均未外出的一般兒童（21.65％）相比，留守兒童的患病率要高出一些，達(dá)到28.60％。而進(jìn)一步比較不同類型留守兒童的患病情況，可以發(fā)現(xiàn)，三類留守兒童之間的患病狀況存在明顯差異：隨父親留守的兒童的患病率最高，達(dá)到38.89％；無父母留守的次之，為28.66％；隨母親留守的兒童患病率最低，為25.29％。

表2　抽樣農(nóng)村兒童患病率情況比較

雖然留守兒童總體比起一般兒童具有更高的患病風(fēng)險(xiǎn)，但進(jìn)一步考慮不同類型的留守兒童后，父母均外出以及僅父親外出的留守兒童的患病風(fēng)險(xiǎn)與一般兒童相比，差異相對(duì)較??；而僅母親外出的留守兒童的患病風(fēng)險(xiǎn)則顯著高于父母均未外出的一般兒童。由此可見，父母外出務(wù)工對(duì)兒童健康會(huì)產(chǎn)生不同的影響，尤其是母親照料的缺失會(huì)對(duì)兒童健康帶來更為敏感的影響。

就不同性別來看，無論是全體，還是一般情形，甚至是不同類型的留守狀態(tài)，男孩的患病風(fēng)險(xiǎn)都明顯高于女孩。例如，全體男孩患病率為25.05％，全體女孩患病率為22.36％；全體一般男孩患病率為22.03％，全體一般女孩則為21.24％；全體留守男童患病率為31.25％，全體留守女童則為25.11％。由此可見，父母外出務(wù)工對(duì)不同性別兒童健康會(huì)產(chǎn)生不同的影響，其中男孩更為敏感。

（二）變量選取

應(yīng)用PSM模型選擇匹配變量的基本原則為：所選擇變量是影響“抽樣兒童是否有父母外出”及“兒童自身患病與否”的變量，但不能是受到“抽樣兒童是否有父母外出”的影響，也就是說用來估計(jì)傾向得分的變量不可以包括受到“抽樣兒童是否有父母外出”影響的變量。

結(jié)合已有文獻(xiàn)和可得數(shù)據(jù)，本文用于第一步估計(jì)抽樣兒童父母外出傾向的分?jǐn)?shù)特征變量主要如下：

首先是抽樣兒童的特征變量，主要包括年齡、性別和是否獨(dú)生子女（1是0否）等。其次是父母的特征變量，主要包括父母年齡、父母是否具備高中及以上學(xué)歷（1是0否）、月均收入（單位為百元）等。再次是家庭特征變量，主要包括家中家庭人口規(guī)模、家中老人數(shù)和家庭耕地面積（單位為畝）等。然后是家庭衛(wèi)生條件和醫(yī)療特征變量，主要包括飲用水源是否自來水（1是0否）、是否衛(wèi)生廁所（1是0否）、是否磚瓦房（1是0否）、上年人均醫(yī)療費(fèi)用（單位為百元）和家庭到最近的村衛(wèi)生所距離等。最后是地域特征變量，主要包括村莊外出勞動(dòng)人口比率、所在地區(qū)是否位于安徽?。?是0否）和是否位于平原（1是0否）等。

值得注意的是，傾向值匹配要求在計(jì)算傾向得分后進(jìn)行樣本匹配，為此還需檢驗(yàn)這種匹配是否能平衡相關(guān)控制變量的分布（李云森，2013）［13］1032。該條件要求匹配之后的處理組和控制組在各個(gè)控制變量上不應(yīng)有系統(tǒng)差別，這個(gè)過程被稱為平衡性檢驗(yàn)②（Balancing Test）。我們對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行的檢驗(yàn)表明，樣本匹配后能夠通過平衡性檢驗(yàn)，即在流動(dòng)兒童和留守兒童之間進(jìn)行匹配所使用的控制變量不存在系統(tǒng)差別。這就意味著本文采用傾向值匹配方法是有效的，所運(yùn)用計(jì)量方法得到的分析結(jié)果是可信的。

四、實(shí)證結(jié)果及穩(wěn)健性分析

（一）實(shí)證結(jié)果

本文首先分析父母外出對(duì)全體兒童身體健康狀況的影響，然后分別針對(duì)男孩群體和女孩群體的影響進(jìn)行研究，相關(guān)結(jié)果參見表3。在分析父母外出對(duì)全體兒童的影響時(shí)，此時(shí)進(jìn)行匹配的控制變量為表2中涉及到的特征變量，共計(jì)19個(gè)；對(duì)于男孩群體和女孩群體來說，由于此時(shí)不考慮其性別變量，控制變量共計(jì)18個(gè)。

表3　模型所涉及到的變量的樣本數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)特征

表4　父母外出對(duì)于農(nóng)村兒童身體健康狀況的影響

首先分析父母外出對(duì)抽樣兒童身體健康狀況的影響。由表4可知，父母外出的影響正向且在10％水平上顯著，就總體而言，父母外出將導(dǎo)致兒童患病的可能性增加9.82％，相對(duì)于全體兒童23.81％的患病概率增加了41.26％。處理組的處理效應(yīng)（ATT）正向且在10％水平上顯著，留守兒童的父母如果不外出，兒童患病的可能性降低10.20％，即相對(duì)于留守兒童28.60％的患病概率降低了35.65％?？刂平M的處理效應(yīng)（ATU）正向且在10％水平上顯著，對(duì)于一般兒童來說，若其父母外出，他們患病的可能性增加8.51％，即相對(duì)于一般兒童21.65％的患病概率增加了39.33％。

下面分別就父母外出對(duì)于男孩和女孩的影響進(jìn)行分析。對(duì)于全體男孩來說，父母外出的影響正向且在5％水平上顯著，就總體而言，父母外出將導(dǎo)致男孩患病的可能性增加13.16％，相對(duì)于全體男童25.05％的患病概率增加了52.53％。處理組的處理效應(yīng)（ATT）正向且在1％水平上顯著，留守男童的父母如果不外出，男孩患病的可能性降低15.85％，即相對(duì)于留守男童31.25％的患病概率減少了50.72％?？刂平M的處理效應(yīng)（ATU）正向且在5％水平上顯著，對(duì)于一般男童來說，若其父母外出，患病的可能性增加14.49％，即相對(duì)于一般男童22.03％的患病概率增加了65.77％。

對(duì)于全體女孩來說，父母外出的影響正向且在10％水平上顯著，就總體而言，父母外出將導(dǎo)致女孩患病的可能性增加6.45％，相對(duì)于全體女童22.36％的患病概率增加了28.85％。處理組的處理效應(yīng)（ATT）正向且在10％水平上顯著，留守女童的父母如果不外出，女孩患病的可能性降低7.08％，即相對(duì)于留守女童25.11％的患病概率降低了28.20％?？刂平M的處理效應(yīng)（ATU）正向且在10％水平上顯著，對(duì)于一般女童來說，若其父母外出，其患病的可能性增加7.33％，即相對(duì)于一般女童21.24％的患病概率增加了34.51％。

綜上可知，父母外出顯著增加了兒童的患病幾率，這一結(jié)果對(duì)男孩和女孩同樣成立，其中，對(duì)女孩的影響程度相對(duì)男孩要弱一些。原因可能在于，對(duì)于9—12歲這一階段兒童來說，女孩的自理能力和身心發(fā)展水平等方面相對(duì)于男孩更好一些，父母外出對(duì)其帶來的影響相對(duì)于男孩弱一些，從而她們的患病幾率更低一些，身體健康狀況更好一些。

（二）穩(wěn)健性分析

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：父母外出的重新定義

在回歸之前，我們將父母的遷移決策加以重新定義，將外出的時(shí)間由3個(gè)月下限變?yōu)?個(gè)月，即將留守兒童重新定義為父母雙方或一方在過去一年從農(nóng)村流動(dòng)到其他地區(qū)半年以上，孩子留在戶籍所在地的農(nóng)村地區(qū)，并因此不能和父母雙方共同生活在一起的兒童，估計(jì)結(jié)果參見表5。

表5　穩(wěn)健性檢驗(yàn)一

由表5可知，在將時(shí)間下限提升到6個(gè)月之后，所得結(jié)論仍未有較大差異。原因可能在于，目前農(nóng)民工外出就業(yè)的穩(wěn)定性較強(qiáng)，本文外出民工年均外出務(wù)工時(shí)間為9.18個(gè)月。因此，即使我們將外出時(shí)間的定義予以改變，相關(guān)結(jié)論仍然保持穩(wěn)健。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：父母在留守狀態(tài)中扮演的角色

與一般農(nóng)村兒童相比，留守兒童的健康狀況將處于明顯的劣勢(shì)；而前文的描述性統(tǒng)計(jì)（見表2）顯示，在留守兒童群體內(nèi)部，患病狀況也因留守形式的不同而存在一定的差異。那么，究竟哪些留守兒童的健康狀況具有優(yōu)勢(shì)或劣勢(shì)？在此部分的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們將區(qū)分隨父親留守、隨母親留守以及無父母留守影響之間的差異。以“隨父VS隨母”為例，在這個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們將“隨父親留守”的兒童定義為處理組，將“隨母親留守”的兒童定義為控制組，其余依此類推。簡(jiǎn)便起見，表6只給出ATE的估計(jì)結(jié)果。

表6　穩(wěn)健性檢驗(yàn)二

由表6可知，相對(duì)于隨母親留守兒童，隨父親留守兒童的患病幾率顯著增加，其身體健康狀況顯著惡化；相對(duì)于無父母留守兒童而言，隨母親留守兒童的患病幾率略有下降，其身體健康狀況略有改善；相對(duì)于無父母留守的兒童而言，隨父親留守兒童的患病幾率顯著增加，其身體健康狀況顯著惡化。表明在留守兒童群體中，隨母親留守的留守兒童身體狀況最好，無父母留守的留守兒童次之，隨父親留守的留守兒童身體健康狀況最差。

上述結(jié)果表明，母親的外出更容易使家庭疏忽對(duì)兒童飲食、日常衛(wèi)生等情況的關(guān)注，從而使兒童患病結(jié)構(gòu)及狀況惡化，使其更易罹患疾病。之所以父母都外出兒童的患病率會(huì)低于僅母親外出的兒童，我們認(rèn)為可能有兩個(gè)原因：父母均外出的兒童一般與祖父母一起居住，較之僅母親外出的兒童反而更易得到健康照料；其次，父母均外出打工可為家庭提供更多的經(jīng)濟(jì)支持，也更有利于提高家庭的衛(wèi)生設(shè)施和環(huán)境，有利于兒童健康發(fā)展。

綜上可知，如果父親角色或者母親角色產(chǎn)生缺失，母親角色缺失的影響是顯著的，但父親角色缺失的影響相對(duì)小一些，這也表明母親角色在兒童成長(zhǎng)中起著更為關(guān)鍵的作用。

五、研究結(jié)論和政策建議

本文采用2012年安徽和河南兩省調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合基于傾向得分方法（PSM）的平均處理效應(yīng)模型，比較分析了父母外出對(duì)于農(nóng)村兒童身體健康狀況的影響，并較好地解決了樣本自選擇性問題帶來的內(nèi)生性估計(jì)偏誤。

研究發(fā)現(xiàn)，就總體而言，父母外出會(huì)顯著增加兒童的患病幾率，從而惡化其身體健康狀況；留守兒童的父母如果不外出，其患病幾率出現(xiàn)下降，身體健康狀況得到改善；對(duì)于父母外出的兒童來說，若父母外出，他的患病幾率增加，從而使其身體健康狀況惡化。父母外出工作往往是為了改善家庭經(jīng)濟(jì)地位，為子女創(chuàng)造更好的未來。但結(jié)果可能事與愿違，這一點(diǎn)在母親外出的兒童身上表現(xiàn)得尤其突出。因此，防止或消除父母流動(dòng)對(duì)留守子女健康狀況的負(fù)面影響是社會(huì)應(yīng)該關(guān)注的問題。

本文的第二個(gè)發(fā)現(xiàn)在于，父母外出顯著增加了兒童的患病幾率，這一結(jié)果對(duì)男孩和女孩同樣成立，其中，對(duì)女孩的影響程度相對(duì)男孩要弱一些。一些研究認(rèn)為，父母外出打工傾向于將男孩帶在身邊，通常是父母性別歧視所引致的，而本文認(rèn)為這恰恰是父母遷移決策中理性選擇的結(jié)果。父母傾向于帶男孩外出，未必是出于性別歧視的考慮，而是父母預(yù)期或者觀察到留守對(duì)男孩身體健康的影響將會(huì)更嚴(yán)重，因此選擇帶男孩外出并隨遷進(jìn)城。

此外本文還發(fā)現(xiàn)，對(duì)于農(nóng)村留守兒童而言，母親在其中所扮演的角色是最為重要的。在全部留守兒童樣本中，隨母親留守兒童的身體健康狀況最佳，次為無父母留守兒童，最差的是隨父親留守兒童，處于最為不利的境地。相較于留守農(nóng)村，外出務(wù)工一般能找到更好的工作機(jī)會(huì)，獲得更高的收入，從而改善家庭經(jīng)濟(jì)狀況，提升保障子女健康的能力。但是，外出務(wù)工的性別選擇對(duì)留守兒童的影響有明顯差異，這是由勞動(dòng)力市場(chǎng)和家庭內(nèi)部傳統(tǒng)的性別角色定位差異所決定的。女性外出務(wù)工收入低于男性，能獲得的兒童健康物質(zhì)保障也少于男性；而由于女性較男性承擔(dān)更多的家庭兒童健康照護(hù)，母親外出則會(huì)顯著降低兒童日常照料的可得性。可見，與男性相比，女性外出會(huì)給留守兒童的健康以及衛(wèi)生服務(wù)利用帶來更少的收入效應(yīng)，以及更大的負(fù)面作用，這也和宋月萍和張耀光（2009）的結(jié)論相一致［21］。因此，對(duì)于已婚流動(dòng)人口而言，家庭中的父親選擇單身遷移未嘗不是理性的選擇。然而，父親單身遷移容易造成長(zhǎng)期家庭分離，不利于家庭的和諧穩(wěn)定，可見農(nóng)民工面臨著兩難選擇的尷尬處境。

本文還有一個(gè)隱含的結(jié)論：很多父母往往會(huì)擔(dān)心外出打工會(huì)對(duì)其子女身體健康狀況產(chǎn)生負(fù)面影響，所以往往會(huì)放棄打工機(jī)會(huì)而在家撫養(yǎng)子女。目前，我國(guó)出現(xiàn)“民工荒”現(xiàn)象，勞動(dòng)力供給日益不足。歸根結(jié)底，這是由于我國(guó)城鄉(xiāng)分割的戶籍制度體系和公共資源分配不合理所造成的。因此，現(xiàn)行戶籍制度的改革以及公共資源分配方式的改革，是解決農(nóng)民工子弟融入城市的關(guān)鍵。如果通過戶籍制度改革等措施，使得農(nóng)民工子女在城市獲得平等的教育和醫(yī)療等機(jī)會(huì)，這樣就會(huì)鼓勵(lì)具有潛在外出可能和已經(jīng)外出的農(nóng)民實(shí)現(xiàn)舉家遷移，從而增加城市勞動(dòng)力市場(chǎng)的勞動(dòng)力供給，有效緩解民工荒現(xiàn)象，這對(duì)于城鎮(zhèn)化建設(shè)同樣具有深遠(yuǎn)影響。

目前，我國(guó)留守兒童的規(guī)模相當(dāng)可觀，留守兒童能否健康成長(zhǎng)勢(shì)必會(huì)對(duì)國(guó)家各方面的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生重要影響，深入研究父母外出如何影響留守兒童的健康尤其是身體健康狀況具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。針對(duì)上述研究結(jié)論，提出建議如下：第一，要積極組織預(yù)防保健工作，并針對(duì)不同類型的留守兒童家庭，對(duì)監(jiān)護(hù)人及留守兒童開展合理膳食教育，并設(shè)計(jì)操作簡(jiǎn)便、同時(shí)又能改善兒童健康情況的營(yíng)養(yǎng)食譜。第二，要建立健全農(nóng)村留守兒童醫(yī)療保健制度。定期了解農(nóng)村留守兒童的健康狀況，為其提供專業(yè)的健康教育和健康咨詢；積極開展?fàn)I養(yǎng)指導(dǎo)、生長(zhǎng)發(fā)育監(jiān)測(cè)、計(jì)劃免疫、兒童常見病診療等基本衛(wèi)生保健服務(wù)。第三，要進(jìn)一步改革和完善相關(guān)政策規(guī)定，保證農(nóng)民工子女在務(wù)工地享有同等受教育、醫(yī)療等方面權(quán)益，最大限度降低農(nóng)民工隨遷子女在務(wù)工地生活的門檻，這是從本質(zhì)上解決留守兒童健康問題的關(guān)鍵。

注釋：

①本文中，“一般兒童”以及“父母均未外出兒童”的含義是一致的；“僅父親外出”與“隨母親留守”的含義是一致的；“僅母親外出”與“隨父親留守”的含義是一致的。上述定義在正文中交叉使用，此后不再特別指出。

②可以利用統(tǒng)計(jì)軟件STATA中的“score”命令實(shí)現(xiàn)。

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責(zé)任編輯：夏瑩

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2014-12-05本刊網(wǎng)址·在線期刊：http：//qks.jhun.edu.cn/jhxs

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年項(xiàng)目“農(nóng)戶信貸違約及履約激勵(lì)機(jī)制研究——以蘇魯?shù)貐^(qū)為例”（14YJC790067）

李慶海，男，山東棗莊人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，博士；朱盼盼，女，安徽宿州人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士生。