農(nóng)村成年子女外出務(wù)工對留守父母健康的影響研究

陳 璐，謝文婷

（南開大學(xué) 金融學(xué)院，天津 300350）

一、引言

2017年10月18日，習(xí)近平總書記在十九大報告中指出實施健康中國戰(zhàn)略，提出“人民健康是民族昌盛和國家富強(qiáng)的重要標(biāo)志”。按照聯(lián)合國的標(biāo)準(zhǔn)，我國在1999年就進(jìn)入了老齡化社會，目前已成為世界上人口老齡化進(jìn)程最快的國家。來自國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，截至2017年我國60周歲及以上人口為2.4億，占總?cè)丝诘?7.3%。作為“健康中國”戰(zhàn)略目標(biāo)的重要一環(huán)，如何實現(xiàn)“健康老齡”成為迫在眉睫的問題。與此同時，隨著新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，農(nóng)村地區(qū)大量勞動力外流。《中國流動人口發(fā)展報告（2017）》數(shù)據(jù)顯示，截至2016年年底我國流動人口數(shù)達(dá)2.45億，占總?cè)丝诘?7.7%，其中農(nóng)民工人口數(shù)量龐大，接近1.6億人。成年子女離開家鄉(xiāng)外出務(wù)工，由此也形成了數(shù)量龐大的留守農(nóng)村的老年人群體。在我國農(nóng)村地區(qū)，由于社區(qū)照護(hù)機(jī)構(gòu)和專門老年護(hù)理機(jī)構(gòu)發(fā)展滯后，老年父母的贍養(yǎng)和生活照料依然是由家庭來承擔(dān)，主要是由成年子女向父母提供經(jīng)濟(jì)支持、生活照料和情感支持。而一旦子女選擇外出務(wù)工，留守在家的父母所獲得的各種照料和支持勢必受到不同程度的影響，與此同時還可能增加留守父母照料孫輩的負(fù)擔(dān)，從而對其健康狀況產(chǎn)生影響。而留守父母的健康狀況不僅可能影響外出務(wù)工子女的社會融入，同時也是實現(xiàn)“健康中國”戰(zhàn)略中必須面對的問題，成為家庭、社會和政府廣泛關(guān)注的焦點。因此，本文旨在科學(xué)系統(tǒng)地評估成年子女外出務(wù)工對留守父母健康的影響，為今后我國相關(guān)老齡政策的制定提供經(jīng)驗研究和決策依據(jù)。

本文采用“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”（China Health and Nutrition Survey，CHNS）1997-2015年的數(shù)據(jù)，采用傾向值匹配分析方法考察農(nóng)村成年子女的外出務(wù)工對留守父母健康的影響。同時考慮在中國農(nóng)村地區(qū)，“孝道”對不同性別的子女而言是不同的，因此我們進(jìn)一步從性別差異角度檢驗對于留守父親或母親以及不同性別子女外出務(wù)工產(chǎn)生影響的異質(zhì)性。

二、文獻(xiàn)綜述

對于成年子女外出務(wù)工對留守父母健康狀況的影響，雖然國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究，但結(jié)論并不一致。絕大部分研究發(fā)現(xiàn)子女外出務(wù)工對留守父母無論是身體健康狀況還是心理健康狀況都有負(fù)面影響。Antman使用墨西哥2001年的截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)子女移民增大了父母身體和心理健康惡化的可能性。［1］Falkingham等人使用印度2011年的截面數(shù)據(jù)，通過二元Logit回歸模型研究發(fā)現(xiàn)家庭中有在國內(nèi)或國際流動的子女，老人罹患高血壓、糖尿病和心臟病的概率更大。［2］Adhikari使用泰國2007年的截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)有在國內(nèi)流動子女的老人更容易呈現(xiàn)較差的心理健康。［3］連玉君等采用CHNS數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)子女外出務(wù)工使得父母自評健康和生活滿意度雙雙下降。［4］杜鵬等利用中國人民大學(xué)老年學(xué)研究所2004年在安徽省壽縣、河北省承德縣和河南省?？h等地調(diào)查的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村子女外出務(wù)工后留守老人孤獨感加重。［5］江克忠、陳友華采用中國老年人健康長壽調(diào)查（簡稱CLHLS）2008年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)空巢老人心理健康受到負(fù)面影響。［6］但是也有少部分研究發(fā)現(xiàn)子女外出務(wù)工對父母健康有積極影響。宋月萍采用中國人民大學(xué)人口與發(fā)展研究中心2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工子女對農(nóng)村留守老人的精神支持能顯著增進(jìn)老人的身體健康和精神健康水平。［7］Kuhn使用來自摩爾多瓦2011年的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)子女流動帶來的收入提高能為留守父母提供更好的飲食和更閑適的時間分配，這些積極作用能補(bǔ)償老年人與子女社會聯(lián)系減少造成的負(fù)面影響。［8］B?hme使用來自印度尼西亞1997至2000年的家庭生活調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)子女移民后家庭經(jīng)濟(jì)收入的提高給父母健康帶來的積極影響超過了消極影響。［9］

由于子女外出務(wù)工的選擇不是隨機(jī)發(fā)生的，可能會受到可觀測和不可觀測諸多因素的影響，具有一定的自主性，因此在研究方法上必須克服這一問題帶來的影響，才能得到無偏的回歸結(jié)果。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，有的學(xué)者采用截面數(shù)據(jù)的Logit回歸方法或?qū)?shù)線性模型方法；［10-11］有的學(xué)者采用工具變量方法解決可能的內(nèi)生性問題；［4］［12］也有的學(xué)者采用面板固定效應(yīng)模型和截面數(shù)據(jù)的傾向值匹配方法解決自選擇問題。［6］［13］雖然以上研究在一定程度上考慮了外出務(wù)工的自主選擇問題，但是如果選擇外出務(wù)工的子女在不可觀測因素方面存在顯著差異，而且這種差異隨時間變化的趨勢不同，那么固定效應(yīng)模型無法解決這種自選擇效應(yīng)帶來的影響。此外，Gibson在對普通最小二乘法（Ordinary Least Square，OLS）、傾向值匹配分析方法（Propensity Score Matching，PSM）以及工具變量方法的比較研究中，發(fā)現(xiàn)PSM方法對內(nèi)生性問題的處理效果優(yōu)于其他兩種方法。［14］

在以往的研究基礎(chǔ)上，本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個方面:第一，本文使用了CHNS七次縱向調(diào)查數(shù)據(jù)，從1997年問卷中第一次調(diào)查家庭外出務(wù)工人員情況，到2015年最新公布的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)跨度19年，使研究結(jié)果更具說服力和代表性；第二，本文使用傾向值匹配分析方法來控制自選擇效應(yīng)可能帶來的影響，由此得到的回歸結(jié)果也更加科學(xué)可靠；第三，本文進(jìn)一步基于性別角度，分別對不同性別的留守父母以及不同性別的外出務(wù)工子女進(jìn)行回歸分析，使研究更加深入。

三、數(shù)據(jù)和變量

1.數(shù)據(jù)

本文使用CHNS數(shù)據(jù)，該項調(diào)查具有全國性、大規(guī)模、多層次和開放性的特點。調(diào)查涵蓋全國12個省份（遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、北京、上海和重慶）約7 200個家庭，共約3萬人。這些省份遍布全國并且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和公共資源等諸多特征上有所不同。因此，作為一項以家庭為基礎(chǔ)的縱向調(diào)查，CHNS數(shù)據(jù)具有全國代表性。［15］本文使用跨度19年的七輪調(diào)查數(shù)據(jù)（1997、2000、2004、2006、2009、2011和2015年），將樣本限定為農(nóng)村地區(qū)，在剔除了未養(yǎng)育子女的個體和缺失值后，有效樣本量為23 830個，其中7 817個樣本為有子女外出務(wù)工的父母，占總樣本的33%。

2.變量

本文關(guān)注的被解釋變量是個體的健康水平，如何科學(xué)地度量健康自然成為關(guān)鍵問題。健康是個體的體格、精神與社會適應(yīng)的整體狀態(tài)，是一個包含生理和心理指標(biāo)的多維度概念（WHO，2015）。因此，本文選擇三個不同維度來測度留守父母的健康狀況?！斑^去四周是否患病”變量衡量短期身體健康，該變量來自問卷中受訪者對過去四周生理健康狀態(tài)的客觀判斷；“工具性日常生活活動變量（Instrumental Activities of Daily Living，IADL）”衡量長期身體健康狀況，由于對于IADL的調(diào)查僅針對55歲及以上人群，所以對于該變量的研究我們僅針對55歲以上受訪者樣本；“生活滿意度”衡量父母的心理健康狀況，由于CHNS對于生活滿意度的調(diào)查從2006年才開始，因此對于該變量的研究我們僅使用2006、2009和2011年的數(shù)據(jù)①由于2015年公布的CHNS數(shù)據(jù)中沒有“生活滿意度”指標(biāo)的數(shù)據(jù)，所以對于該變量的回歸我們僅用了3年的數(shù)據(jù)。。

本文重點關(guān)注的解釋變量是“是否為留守父母”，CHNS問卷通過“該家庭成員是否住在家中？”詢問了每一個家庭成員的居住狀況，我們把選擇回答子女“外出打工”定義為至少有一個同戶成年子女外出務(wù)工的農(nóng)村父母，即“留守父母”；而“非留守父母”則定義為沒有同戶子女外出務(wù)工的農(nóng)村父母。在本研究中，留守父母占總樣本的33%。

需要特別指出的是，由于CHNS問卷中只對與父母同戶的外出務(wù)工子女做出上述提問。因此，我們的研究沒有涉及不與父母同住的子女外出務(wù)工對留守父母健康的影響?？紤]在一般情況下，同戶成年子女為父母提供實質(zhì)性的生活照料和情感性支持，與父母的互動也最密切，因此在所有成年子女中，同戶成年子女的外出對父母的影響最大。

此外，本文控制了留守父母的個體特征和家庭特征。個體特征主要包括年齡、性別、教育程度、是否參加勞動、是否擁有醫(yī)療保險（社會基本醫(yī)療保險和商業(yè)醫(yī)療保險）等。家庭人口構(gòu)成包括家庭中是否有多個成年子女以及是否照料6歲及以下的兒童。家庭經(jīng)濟(jì)狀況包括家庭資產(chǎn)指標(biāo)（是否有摩托車、拖拉機(jī)、汽車等）①CHNS問卷中調(diào)查了家庭中某些耐用品的擁有情況，我們使用這些數(shù)據(jù)構(gòu)建代表家庭財富的綜合指數(shù)，該指數(shù)基于家庭對普通耐用品的擁有狀況，而擁有這些耐用品代表著相對現(xiàn)代和舒適的生活。。研究變量的具體描述見表1。

四、計量方法

研究外出務(wù)工對留守父母健康產(chǎn)生的影響，一定要解決外出務(wù)工的自我選擇對于回歸結(jié)果可能產(chǎn)生的偏誤。本文采用傾向值匹配分析方法（Propensity Score Matching，PSM），基本思想是從沒有子女外出務(wù)工的控制組中根據(jù)傾向得分選取某些個體，與有子女外出務(wù)工的處理組進(jìn)行匹配，進(jìn)而可以求得配對個體間的結(jié)果變量的差異，以實現(xiàn)對干預(yù)效應(yīng)的無偏估計。［16-17］

以Treatment=1表示有子女外出務(wù)工，即處理組；Treatment=0表示沒有子女外出務(wù)工，即控制組。則平均處理效應(yīng)可以表示為:

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

其中，Y1和Y0分別表示處理組和控制組的健康變量。

為了選取與處理組個體在可觀測的基本特征上一致的控制組個體，本文利用Logit模型獲得傾向得分，即Logit模型的預(yù)測值，模型如式（2）:

其中，Ind表示留守父母的個體特征，包括受訪者年齡、性別、教育程度、是否參加勞動及是否有醫(yī)療保險等；HS表示家庭的人口構(gòu)成，包括家庭內(nèi)是否有多個成年子女以及是否照料6歲及以下的兒童；HE表示家庭的經(jīng)濟(jì)狀況。

圖1 匹配后核密度函數(shù)圖

五、實證分析結(jié)果

1.樣本匹配質(zhì)量

表2呈現(xiàn)了可觀測變量匹配前和匹配后在處理組和控制組之間差異的t檢驗結(jié)果①由于篇幅的原因，我們僅呈現(xiàn)四周患病率指標(biāo)匹配質(zhì)量的t檢驗結(jié)果。沒有呈現(xiàn)生活滿意度、IADL和自評健康指標(biāo)的匹配質(zhì)量的t檢驗結(jié)果。。從中我們可以看出，匹配前處理組和控制組在年齡、教育程度、是否參加勞動、家庭人口構(gòu)成、家庭資產(chǎn)狀況等方面均有比較顯著的差異，而在匹配后，控制組中根據(jù)傾向得分選取的樣本組與處理組在可觀測變量方面的差異均有所減小，說明選取的控制組樣本與處理組能夠保持一致性，具有較好的匹配質(zhì)量。匹配后的核密度函數(shù)見圖1，兩組變量的特征在匹配后是相似的。表3是我們進(jìn)一步呈現(xiàn)了匹配后的數(shù)據(jù)整體平衡條件的檢驗結(jié)果。

表2 匹配質(zhì)量的t檢驗結(jié)果（四周患病率）

2.回歸結(jié)果

表4呈現(xiàn)了基于PSM方法的平均處理效應(yīng)ATT估計結(jié)果。我們采用近鄰匹配（Nearest-Neighbor Matching）方法下的1對2匹配作為主要結(jié)果進(jìn)行呈現(xiàn)（見表4第1列），此外將近鄰匹配中1對1匹配、1對4匹配以及半徑匹配（Radius Matching）和核匹配（Kernel Matching）作為穩(wěn)健性檢驗（見表4第2-5列）。結(jié)果顯示，在不同的匹配方法下，估計結(jié)果的顯著性和符號與主要結(jié)果保持一致。此外表4還呈現(xiàn)了每種匹配方法下不滿足假設(shè)的樣本數(shù)目，即不滿足共同支撐要求的觀測值，這些觀測值與總體數(shù)量相比，數(shù)量非常小，可以認(rèn)為共同支撐要求未對樣本總體產(chǎn)生較大影響。

表4第1列中，匹配之后四周患病率與生活滿意度均在1%的顯著性水平上不等于0，相對于非留守父母，留守父母會因為子女外出務(wù)工導(dǎo)致過去四周患病的概率增加2.7個百分點，顯著降低對于生活滿意度的評價?；貧w結(jié)果表明成年子女外出務(wù)工會對留守父母在短期身體健康和心理健康造成負(fù)面影響。我們分析可能的原因是由于與父母共同居住的子女外出務(wù)工時，家庭的照料方式會遭到破壞，而缺少子女照料后產(chǎn)生的孤獨、焦慮以及壓力對身體和心理健康產(chǎn)生了負(fù)面影響。［3］［18］此外子女外出務(wù)工顯著減少了留守父母得到的日常生活上的實質(zhì)性支持，增加了父母在農(nóng)活和家務(wù)上花費的時間。［19-20］與此同時，子女外出后與留守父母的情感交流的減少也會對父母健康狀況產(chǎn)生消極影響。［7］

表3 匹配質(zhì)量的整體檢驗結(jié)果

表4 子女外出務(wù)工對留守父母健康的影響

我們的研究結(jié)果與國內(nèi)外文獻(xiàn)是保持一致的。Ao等人使用中國鄉(xiāng)城人口流動調(diào)查（the Longitudinal Survey on Rural Urban Migration in China）2009年的截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)子女移民增加了父母健康惡化的可能性。［12］Huang等人使用CHNS 1997至2006年的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)子女外出務(wù)工對父母健康有顯著的負(fù)面影響。［13］Antman使用來自墨西哥2001年的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)子女移民增大了父母身體和心理健康惡化的可能性。［1］國內(nèi)相關(guān)研究中，舒玢玢、同鈺瑩使用中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies）2012年的截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)成年子女外出務(wù)工會對農(nóng)村老年人健康產(chǎn)生不利的影響，長期兩地分離而導(dǎo)致家庭照顧支持和情感支持的減少是老年人健康狀況變差的主要原因。［21］連玉君等使用CHNS 2006年和2009年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)子女外出務(wù)工使得父母自評健康和生活滿意度雙雙下降。［4］

從表4中我們發(fā)現(xiàn)IADL指標(biāo)在匹配后的ATT值并不顯著。那么這是否說明子女外出務(wù)工對于父母長期健康因素不產(chǎn)生影響呢？為了回答這個問題，我們進(jìn)一步考察不同年齡分組的留守父母數(shù)據(jù)匹配后的平均處理效應(yīng)。在表5中，對于65歲及以上的老年父母，匹配后的ATT值均顯著不為0，相比非留守父母，留守父母會因為子女外出務(wù)工而不能完成工具性日常生活活動的概率增加6.1個百分點。這表明子女外出務(wù)工對于65歲及以上的老年留守父母的長期身體健康狀況有一定的消極影響。我們分析這可能是因為相比較年輕的留守父母，老年的留守父母對子女照料的依賴程度更高，從而受到子女外出務(wù)工這一行為的影響也更顯著。這一結(jié)果與國際研究的發(fā)現(xiàn)是一致的，Ao等人研究發(fā)現(xiàn)子女移民對60歲及以下的留守父母的自評健康狀況沒有顯著的影響，但會增加60歲以上的留守父母有較差自評健康概率17.8個百分點。［12］

表5 區(qū)分年齡段考察子女外出務(wù)工對于留守父母IADL指標(biāo)的影響

3.基于自評健康變量的穩(wěn)健性檢驗

在主要回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步使用自評健康這一綜合性指標(biāo)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)研究中自評健康被認(rèn)為是一項較為穩(wěn)定的度量健康狀況的指標(biāo)。［22］由于自評健康變量僅在1997年、2000年、2004年和2006年的調(diào)查問卷中進(jìn)行詢問，因此本部分穩(wěn)健性檢驗采用1997-2006年的數(shù)據(jù)樣本。表6顯示在以自評健康作為關(guān)鍵被解釋變量時，匹配后的平均處理效應(yīng)顯著不為0，相比非留守父母，留守父母會因為子女外出務(wù)工而增加自評健康較差的概率6.4個百分點。表明子女外出務(wù)工對留守父母的自評健康具有顯著的負(fù)面影響，這與我們之前的研究結(jié)論保持一致，驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 子女外出務(wù)工對留守父母自評健康的影響

4.子樣本的回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步從性別差異角度檢驗子女外出務(wù)工對留守父母健康狀況影響的異質(zhì)性，我們分別對兩類子樣本進(jìn)行了匹配回歸。

表7中Panel A是對留守父親和母親進(jìn)行分組，呈現(xiàn)了匹配后的ATT值。我們發(fā)現(xiàn)留守父親會因為子女外出務(wù)工增加患病概率3.6個百分點，而留守母親則會增加患病概率2.3個百分點。對生活滿意度指標(biāo)的回歸結(jié)果也顯示對留守父親產(chǎn)生的消極影響要略大于留守母親。表7中Panel B是對外出務(wù)工的兒子和女兒進(jìn)行分組，回歸結(jié)果顯示，相比較非留守父母，留守父母會因為兒子外出務(wù)工而增加患病概率3.7個百分點，因為女兒外出務(wù)工而增加患病概率2.9個百分點。對生活滿意度指標(biāo)的回歸結(jié)果也顯示，兒子外出比女兒外出給留守父母帶來的健康沖擊更大。針對這一結(jié)果，我們分析可能的原因在于，中國農(nóng)村地區(qū)是父權(quán)制體系，農(nóng)村兒女所承擔(dān)照護(hù)老人的角色不同。［20］兒子在經(jīng)濟(jì)和日常照料上承擔(dān)主要責(zé)任，［23］而女兒的照料責(zé)任通常出于親情而非社會期望。［24］根據(jù)2009年西安交通大學(xué)人口與發(fā)展研究所在安徽省巢湖市進(jìn)行的“安徽省農(nóng)村老年人生活福利狀況”調(diào)查的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)與女兒外出相比，外出兒子為父母提供的生活照料在外出前后的降低效果更明顯。［20］因此，兒子的外出更有可能破壞家庭原有的模式，并對父母健康造成影響。

表7 子樣本的回歸結(jié)果

六、主要結(jié)論

成年子女的外出務(wù)工是由城市化推動的獨特的人口遷移活動。在仍然以家庭養(yǎng)老為主要養(yǎng)老方式的我國農(nóng)村地區(qū)，子女外出對留守父母健康產(chǎn)生的影響受到廣泛的關(guān)注。本文研究發(fā)現(xiàn)有成年外出務(wù)工子女的留守父母的身體健康和心理健康狀況比沒有外出務(wù)工子女的父母要差，而且這種負(fù)面影響對父親更大。我們的研究發(fā)現(xiàn)與家庭破壞理論模型保持一致，強(qiáng)調(diào)了父母與承擔(dān)其照料責(zé)任的成年子女異地分離的破壞性影響。此外，我們的研究發(fā)現(xiàn)成年兒子的外出對父母健康的負(fù)面影響更大?；谝陨辖Y(jié)論，為了彌補(bǔ)以家庭支持為主的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式，政府部門應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對農(nóng)村地區(qū)社區(qū)和機(jī)構(gòu)照料的投入和建設(shè)，以期彌補(bǔ)由于子女外出，照料缺失給父母帶來的健康影響。

由于CHNS問卷變量的局限，我們承認(rèn)本文存在兩點研究不足，這也是今后可以拓展研究的方向。第一，雖然研究發(fā)現(xiàn)子女外出務(wù)工對留守父母健康產(chǎn)生負(fù)面影響，但影響的作用機(jī)制還需要進(jìn)一步深入分析。第二，子女外出務(wù)工時間長短對于留守父母的健康產(chǎn)生的負(fù)面影響可能在程度上有所差異。