童年時(shí)期父母外出對(duì)受教育水平的影響①
——基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的實(shí)證研究

韓保慶 王勝今 張敬霞

(1.中國(guó)人民大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100872；2.吉林大學(xué) 東北亞研究院，吉林 長(zhǎng)春 130012；3.北京師范大學(xué) 社會(huì)發(fā)展與公共政策學(xué)院，北京 100875)

1 引言

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著人口流動(dòng)障礙逐漸消除，加之經(jīng)濟(jì)、生活、工作等各方面壓力，流動(dòng)人口規(guī)模迅速增加。2015年1%人口抽樣調(diào)查中全國(guó)流動(dòng)人口規(guī)模達(dá)到2.47億人[1]。我國(guó)獨(dú)特的戶(hù)籍制度使得勞動(dòng)人口在遷移時(shí)難以舉家遷移[2]，與父母外出伴隨產(chǎn)生的是缺乏照料的留守兒童。根據(jù)段成榮等的估計(jì)，中國(guó)0-17歲的留守兒童數(shù)量已經(jīng)從2000年的2904.3萬(wàn)人增加到2015年的6876.6萬(wàn)人[3]。龐大的留守兒童群體及留守兒童問(wèn)題已引起了廣泛關(guān)注，除健康、照料、心理等問(wèn)題外，教育問(wèn)題也是一個(gè)重要議題[4]。

教育是促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)的重要推力，留守兒童的教育問(wèn)題不僅關(guān)乎個(gè)人未來(lái)的發(fā)展和收入，還關(guān)乎著社會(huì)階層的流動(dòng)，關(guān)乎著中國(guó)的人力資本積累和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。對(duì)于留守兒童教育問(wèn)題，已有研究更多關(guān)注學(xué)習(xí)成績(jī)[5]、教育投入[6]、輟學(xué)[7]等方面的內(nèi)容，較少關(guān)注童年時(shí)期留守經(jīng)歷對(duì)其未來(lái)受教育水平的影響，而未來(lái)受教育水平與學(xué)習(xí)成績(jī)、教育投入和輟學(xué)等指標(biāo)相比，與工資收入關(guān)系更緊密，也更好衡量與比較。而且已有研究大部分只考慮被調(diào)查時(shí)點(diǎn)父母的外出情況，較少有研究關(guān)注整個(gè)童年時(shí)期父母外出情況對(duì)其教育的影響。

基于此，本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，實(shí)證分析童年時(shí)期父母外出經(jīng)歷對(duì)其受教育水平的影響，并區(qū)分不同樣本的影響差異。旨在回答：童年時(shí)期父母外出經(jīng)歷對(duì)其受教育水平的長(zhǎng)期影響及影響差異；不同年齡段的留守經(jīng)歷對(duì)孩子的受教育水平有何影響？進(jìn)而，為父母外出決策提供一些參考，為政策制定提供一些決策依據(jù)。

2 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

2.1 文獻(xiàn)綜述

父母外出會(huì)通過(guò)經(jīng)濟(jì)途徑和照料途徑對(duì)孩子的受教育水平產(chǎn)生影響。經(jīng)濟(jì)途徑主要指家庭收入增加從而為孩子的教育提供經(jīng)濟(jì)支持。新勞動(dòng)力遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)（NELM，The New Economics of Labor Migration）認(rèn)為父母外出務(wù)工是整個(gè)家庭的共同決策，外出務(wù)工人員所寄回的匯款會(huì)被用來(lái)緩解家庭的資金壓力[8][9]，這些匯款除了用于家庭的日常開(kāi)支，也會(huì)用于孩子的教育投資，從而對(duì)孩子的學(xué)習(xí)成績(jī)和教育獲得帶來(lái)積極影響[10]。而且父母外出可以接觸更多信息，會(huì)使得父母提高教育回報(bào)預(yù)期[11]，這也會(huì)使得父母增加對(duì)子女的教育投資。照料途徑主要指父母外出使得父母陪伴在孩子身邊的時(shí)間和機(jī)會(huì)減少。父母陪伴孩子時(shí)間的減少弱化了父母對(duì)孩子的監(jiān)護(hù)作用[12]，減少了父母輔導(dǎo)孩子作業(yè)的機(jī)會(huì)[13]，增加了孩子不當(dāng)行為（例如逃學(xué)、厭學(xué)等）的機(jī)會(huì)[14]，導(dǎo)致孩子身體和心理問(wèn)題[15]，增加了家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間[16]，這些因素都會(huì)對(duì)子女的教育產(chǎn)生不利影響。

關(guān)于父母外出對(duì)孩子教育的影響國(guó)內(nèi)外進(jìn)行了一系列的實(shí)證研究，但是結(jié)論并不一致。有研究認(rèn)為父母外出會(huì)對(duì)子女的教育產(chǎn)生有利影響。Bredl研究表明國(guó)際移民的匯款增加了國(guó)內(nèi)留守孩子的受教育機(jī)會(huì)，降低了留守孩子的輟學(xué)率等[7]；謝貝妮和李岳云研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村父母外出通過(guò)家庭匯款增加了孩子課外補(bǔ)習(xí)的開(kāi)支[6]。呂利丹和王非使用重慶市2010年人口普查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村留守兒童的教育優(yōu)于與父母同住的農(nóng)村兒童[1]；隋海梅和宋映泉使用浙江和陜西兩省的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)留守兒童與非留守兒童在考學(xué)行為、輟學(xué)行為和升學(xué)意愿上并不存在顯著差別[17]。也有研究認(rèn)為父母外出會(huì)對(duì)子女的教育產(chǎn)生不利影響。胡楓和李善同使用2007年5個(gè)城市的農(nóng)民工調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工會(huì)顯著降低學(xué)生的成績(jī)，但是外出匯款能在一定程度上減少這種負(fù)面影響[5]。丁繼紅和徐寧吟使用1997-2011年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工會(huì)顯著降低孩子獲得年齡相匹配的受教育程度[2]。姚嘉等使用2010年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)初中階段留守兒童的語(yǔ)文成績(jī)要低于非留守兒童，留守兒童讀高中的幾率低于非留守兒童，終身教育程度也低于非留守兒童[4]。趙玉菡等研究發(fā)現(xiàn)留守兒童在學(xué)習(xí)和道德品行上的表現(xiàn)均不如非留守兒童[18]。

隨著研究的深入，已有文獻(xiàn)開(kāi)始關(guān)注父母外出對(duì)留守兒童教育影響的差異。如有研究關(guān)注父親外出和母親外出對(duì)留守兒童教育的影響差異，研究發(fā)現(xiàn)無(wú)論教育采用何種指標(biāo)，都顯示父親外出對(duì)留守兒童教育的負(fù)向影響要大于母親外出對(duì)留守兒童教育的負(fù)向影響[11][19-22]。還有研究關(guān)注父母外出對(duì)不同年齡階段（或不同受教育階段）的兒童教育的影響，發(fā)現(xiàn)父母外出對(duì)不同年齡階段的兒童教育的影響存在明顯差異[20][23]。還有研究關(guān)注在不同時(shí)期父母外出對(duì)留守兒童教育的影響，發(fā)現(xiàn)在不同時(shí)期，父母外出對(duì)留守兒童教育的影響存在差異[24][19]。還有研究關(guān)注父母外出對(duì)男童和女童教育的影響差異，發(fā)現(xiàn)父母外出對(duì)留守兒童教育的影響存在性別差異[24][20]。還有研究關(guān)注父母外出時(shí)間的長(zhǎng)短對(duì)留守兒童教育的影響，發(fā)現(xiàn)隨著父母外出時(shí)間的增加，父母外出對(duì)留守兒童教育的影響并不相同[19][23]。

2.2 研究假設(shè)

根據(jù)已有研究，本文認(rèn)為父親外出或母親外出對(duì)孩子受教育水平的影響是不同的。Becker的家庭理論認(rèn)為，當(dāng)家庭成員按照比較優(yōu)勢(shì)在市場(chǎng)和家庭之間分配勞動(dòng)時(shí)間時(shí)才有效率[25]，在我國(guó)“男主外，女主內(nèi)”的分工模式依然比較普遍，母親更多的承擔(dān)兒童的照料責(zé)任[11]，由于母親在陪伴孩子方面承擔(dān)著更重要的角色，所以母親外出通過(guò)陪伴途徑對(duì)孩子受教育水平的影響要大于父親外出對(duì)孩子受教育水平的影響。而與女性相比，男性更容易進(jìn)入高收入行業(yè)，即使在相同行業(yè)里，勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)女性的歧視也使得男性的收入高于女性的收入[26]，父親在經(jīng)濟(jì)支持方面承擔(dān)更重要的角色，所以父親外出通過(guò)經(jīng)濟(jì)途徑對(duì)孩子受教育水平的影響要大于母親外出對(duì)孩子受教育水平的影響。由于陪伴途徑會(huì)降低孩子的受教育水平，而經(jīng)濟(jì)途徑會(huì)增加孩子的受教育水平，所以與母親相比，父親外出會(huì)相對(duì)提高孩子的受教育水平。據(jù)此，提出本文的第一個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：父親或母親外出對(duì)孩子受教育水平的影響取決于經(jīng)濟(jì)途徑影響和陪伴途徑影響的相對(duì)大小，與母親相比，父親外出會(huì)相對(duì)提高孩子的受教育水平。

已有研究表明，對(duì)于不同特征的樣本以及在孩子的不同年齡階段，父母外出對(duì)孩子受教育水平的總影響是不同的。據(jù)此，提出本文的第二個(gè)和第三個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2：在孩子不同年齡階段，父母外出對(duì)孩子受教育水平的影響是不同的。

假設(shè)3：對(duì)于不同特征的樣本，父母外出對(duì)孩子受教育水平的影響是不同的。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS），該項(xiàng)目旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)3個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS樣本覆蓋25個(gè)省/直轄市/自治區(qū)，目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶(hù)，調(diào)查對(duì)象包含樣本家戶(hù)中的全部家庭成員。經(jīng)2010年基線調(diào)查界定出來(lái)的所有基線家庭成員及其今后的血緣/領(lǐng)養(yǎng)子女將作為CFPS的基因成員，成為永久追蹤對(duì)象。因?yàn)?010年成人問(wèn)卷中有樣本0-12歲時(shí)父母的外出情況，所以本文以2010年調(diào)查時(shí)的成人樣本作為研究對(duì)象。為了使得本文選取的受教育水平不受正在上學(xué)樣本的干擾，本文把樣本限定為2018年追訪成功且2018年不再上學(xué)的樣本以及2018年追訪不成功但是在2010不再上學(xué)的樣本。由于改革開(kāi)放前，嚴(yán)格的人口流動(dòng)障礙使得人口難以流動(dòng)，所以本文進(jìn)一步刪除了1978年以前出生的樣本。本文共有樣本7973個(gè)。

3.2 研究變量

本文因變量選取的是個(gè)人的受教育水平。本文使用樣本的最高學(xué)歷來(lái)衡量個(gè)人的受教育水平，并參考王勝今和韓保慶的研究把終身受教育水平轉(zhuǎn)換成受教育年限[27]。

本文核心自變量選取的是父親外出和母親外出。2010年的調(diào)查問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)了“您3歲前，您父親不與您一起居住的連續(xù)時(shí)間最長(zhǎng)多少周？”、“您3歲前，您母親不與您一起居住的連續(xù)時(shí)間最長(zhǎng)多少周？”、“您4-12歲時(shí)，您父親不與您一起居住的連續(xù)時(shí)間最長(zhǎng)多少周？”、“您4-12歲時(shí)，您母親不與您一起居住的連續(xù)時(shí)間最長(zhǎng)多少周？”。根據(jù)這4個(gè)問(wèn)題分別生成3歲父親外出、3歲母親外出、12歲父親外出、12歲母親外出4個(gè)變量。本文沒(méi)有根據(jù)留守兒童的定義把父母外出設(shè)置成二值變量，一方面是因?yàn)槎底兞繒?huì)加重多重共線性問(wèn)題②按外出6個(gè)月為界劃分父（母）親是否外出時(shí)，3歲父親外出與3歲母親外出的相關(guān)性為0.70，12歲父親外出與12歲母親外出的相關(guān)性為0.60。，另一方面是因?yàn)槎底兞繜o(wú)法衡量父母外出時(shí)間的長(zhǎng)短。

參考相關(guān)的研究，本文的控制變量包括父母受教育水平、父母黨員、14歲時(shí)父母職業(yè)（根據(jù)5位數(shù)的職業(yè)編碼分為7類(lèi)職業(yè)③根據(jù)職業(yè)編碼首位數(shù)進(jìn)行分類(lèi)，首位數(shù)為1-6的分別產(chǎn)生6個(gè)職業(yè)，首位數(shù)為7-9的為1個(gè)職業(yè)。，再加上不適用共分為8類(lèi)職業(yè)，產(chǎn)生7個(gè)啞變量）、性別、年齡、12歲時(shí)戶(hù)籍、民族、兄弟姐妹數(shù)量、12歲時(shí)居住地所在的省份（根據(jù)30個(gè)省/直轄市/自治區(qū)產(chǎn)生29個(gè)啞變量）。表1列出了各變量的具體定義。

3.3 變量統(tǒng)計(jì)性描述

表1 列出了各變量的統(tǒng)計(jì)性描述。個(gè)人教育的均值為9.92年，父親教育的均值為6.86年，母親教育的均值為4.86年。說(shuō)明改革開(kāi)放后出生的樣本的受教育水平明顯高于父輩的受教育水平，而且父輩中，男性的受教育水平明顯高于女性的受教育水平。3歲父親外出的均值為2.85周，高于3歲母親外出的均值1.71周，12歲父親外出的均值為9.87周，也高于12歲母親外出的均值7.29周，說(shuō)明男性外出的情況比女性外出的情況更普遍。12歲父親外出的均值約為3歲父親外出均值的3.5倍，12歲母親外出的均約為12歲母親外出均值的4.3倍，說(shuō)明隨著年齡的增加，父母外出務(wù)工的平均時(shí)間越長(zhǎng)，尤其是母親外出務(wù)工的平均時(shí)間。表1也列出了其它控制變量的統(tǒng)計(jì)性描述。

表 1 變量定義及統(tǒng)計(jì)性描述

4 研究結(jié)果

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先分析了在樣本0-3歲時(shí)，父母外出情況對(duì)其受教育水平的影響。回歸結(jié)果表明無(wú)論是否控制父母職業(yè)，在子女0-3歲時(shí)，父親外出會(huì)增加子女的受教育水平，母親外出會(huì)降低子女的受教育水平，支持了假設(shè)1。在控制父母職業(yè)后，父母外出系數(shù)的絕對(duì)值都增加了50%，說(shuō)明父母職業(yè)的差異會(huì)削弱父母外出對(duì)子女受教育水平的影響?；貧w結(jié)果整體上表明，在控制父母職業(yè)后，父親在子女0-3歲時(shí)連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.009年，母親在子女0-3歲時(shí)連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.009年。

本文又分析了在樣本4-12歲時(shí)，父母外出情況對(duì)其受教育水平的影響?；貧w結(jié)果表明無(wú)論是否控制父母職業(yè)，在子女4-12歲時(shí)，母親外出會(huì)降低子女的受教育水平，父親外出對(duì)子女的受教育水平無(wú)影響，支持了假設(shè)1。在控制父母職業(yè)后，父親外出和母親外出的系數(shù)都沒(méi)有發(fā)生變化，說(shuō)明父母職業(yè)的差異不影響4-12歲時(shí)父母外出對(duì)子女受教育水平的影響。在子女4-12歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間不影響子女的受教育年限，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的平均受教育年限減少0.003年。

在樣本0-3歲和4-12歲時(shí)，父親外出對(duì)其受教育水平影響的不同支持了假設(shè)2部分內(nèi)容。在子女0-3歲時(shí)，父親外出會(huì)增加子女的受教育水平，在子女4-12歲時(shí)，父親外出對(duì)子女的受教育水平無(wú)影響。原因可能是在子女0-3歲時(shí)，父親外出對(duì)子女陪伴的影響要小于子女4-12歲時(shí)，而在子女0-3歲和4-12歲時(shí)，父親外出對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響差異較小。

控制變量的回歸結(jié)果也與已有文獻(xiàn)的結(jié)果一致。父親受教育年限和母親受教育年限每增加1年，子女的平均受教育年限分別增加約0.18年和0.16年，與鄒薇和馬占利的研究結(jié)果一致[28]。樣本的年齡每增加1年，平均受教育年限降低約0.14年，說(shuō)明出生時(shí)間越晚的樣本平均受教育水平越高，這與我國(guó)教育資源的提高是一致的。農(nóng)業(yè)戶(hù)口的樣本受教育年限要比非農(nóng)戶(hù)口的樣本低1.2-1.5年，這與丁從明和張培瑩的結(jié)論一致[29]。兄弟姐妹的數(shù)量每增加1個(gè)，樣本的受教育年限平均下降約0.4年，該結(jié)論支持了資源稀釋論，即兄弟姐妹數(shù)量的增多會(huì)降低孩子的教育獲得[30][11]。黨員的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明黨員的受教育水平要高于非黨員，可能的原因是受教育水平越高的個(gè)體越容易入黨。父親黨員的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明父親是黨員的樣本受教育年限要高于父親非黨員的樣本。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于受教育水平越高的人在調(diào)查時(shí)正在上學(xué)的可能性越高，所以把正在上學(xué)的樣本刪掉就容易造成樣本選擇性偏誤。由于2010年的成人樣本最低年齡為16歲，所以2010年成人樣本中所有樣本2018年的年齡都在24歲以上。在中國(guó)，24歲基本上都達(dá)到了高中畢業(yè)的年齡，還在上學(xué)的基本都是處于大學(xué)或研究生階段。本文把本科及以上學(xué)歷水平都轉(zhuǎn)換成受教育年限16年，目前在讀的本科及以上學(xué)歷樣本的受教育年限也設(shè)為16年。這樣處理就不需要把正在上學(xué)的樣本排除掉?；谝陨峡紤]，本文使用2010年的成人樣本中在2018年追訪成功的所有樣本進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表3 列出了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的差異不大。回歸結(jié)果表明，在子女0-3歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間的增加會(huì)提高子女的受教育水平，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間的增加會(huì)降低子女的受教育水平；在子女4-12歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間的增加不影響子女的受教育水平，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間的增加會(huì)使得子女的平均受教育水平下降?；貧w結(jié)果也支持了假設(shè)1和假設(shè)2的部分內(nèi)容。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果中，父親外出的系數(shù)要大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果中的系數(shù)，母親外出的系數(shù)要小于基準(zhǔn)回歸結(jié)果中的系數(shù)，說(shuō)明樣本選擇偏誤確實(shí)會(huì)低估父母外出對(duì)子女受教育水平的影響，但是不影響主要的結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表明本文的結(jié)論是可靠的?？刂谱兞康南禂?shù)在穩(wěn)健性檢驗(yàn)和基準(zhǔn)回歸中的差異也不大。

表2 OLS回歸結(jié)果

5 異質(zhì)性分析

對(duì)于不同樣本，父母外出對(duì)子女受教育水平的影響可能不同。因此，本文進(jìn)一步進(jìn)行了異質(zhì)性分析，對(duì)于不同特征的樣本分別進(jìn)行回歸。表4列出了分樣本回歸結(jié)果。

表4 分樣本回歸結(jié)果

首先，本文把樣本按城鄉(xiāng)④根據(jù)樣本12歲時(shí)的戶(hù)籍狀況進(jìn)行分組。非農(nóng)樣本屬于城市組，農(nóng)業(yè)樣本屬于農(nóng)村組。分成城市組和農(nóng)村組。在對(duì)城市組進(jìn)行回歸的結(jié)果中，無(wú)論使用樣本0-3歲時(shí)父母外出情況還是使用樣本4-12歲時(shí)父母外出情況，回歸結(jié)果都表明父母外出對(duì)子女的受教育水平?jīng)]有明顯影響。對(duì)農(nóng)村組進(jìn)行回歸的結(jié)果與總體樣本的回歸結(jié)果基本一致。在子女0-3歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.009年，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.01年，在子女4-12歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間不影響子女的受教育年限，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的平均受教育年限減少0.004年?；貧w結(jié)果表明在子女0-3歲時(shí)，父親外出會(huì)增加子女的受教育水平，母親外出會(huì)降低子女的受教育水平，在子女4-12歲時(shí)，父親外出對(duì)子女的受教育水平無(wú)影響，母親外出會(huì)降低子女的受教育水平，支持了假設(shè)1。城市組和農(nóng)村組的回歸結(jié)果表明父母外出對(duì)子女受教育水平的影響存在城鄉(xiāng)差異，支持了假設(shè)3。

其次，本文把樣本按性別分為男性組和女性組。男性組的回歸結(jié)果與女性組的回歸結(jié)果差異也較大。對(duì)男性組進(jìn)行回歸的結(jié)果與總體樣本的回歸結(jié)果基本一致。在兒子0-3歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，兒子的受教育年限平均增加0.012年，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，兒子的受教育年限平均減少0.018年，在兒子4-12歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間不影響兒子的受教育年限，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，兒子的平均受教育年限減少0.005年。回歸結(jié)果表明在兒子0-3歲時(shí)，父親外出會(huì)增加兒子的受教育水平，母親外出會(huì)降低兒子的受教育水平，在兒子4-12歲時(shí)，父親外出對(duì)兒子的受教育水平無(wú)影響，母親外出會(huì)降低兒子的受教育水平，支持了假設(shè)1。在男性樣本回歸中，父親外出和母親外出回歸系數(shù)的絕對(duì)值都大于在總體樣本回歸中的絕對(duì)值，說(shuō)明父母外出對(duì)男孩的受教育水平影響程度較大。對(duì)女性組進(jìn)行回歸的結(jié)果中，無(wú)論使用樣本0-3歲時(shí)父母外出情況還是使用4-12歲時(shí)父母外出情況，回歸結(jié)果都表明父母外出對(duì)女兒的受教育水平?jīng)]有明顯影響，但是父親外出的系數(shù)都大于母親外出的系數(shù)，回歸結(jié)果也支持了假設(shè)1。男性組和女性組的回歸結(jié)果表明父母外出對(duì)子女受教育水平的影響存在性別差異，支持了假設(shè)3。

表 3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

最后，本文把樣本按地區(qū)分為東部組、中部組和西部組⑤東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆和廣西。。3個(gè)樣本組中回歸結(jié)果差異也較大。對(duì)于東部組，在子女4-12歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.005年，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間對(duì)子女的受教育年限無(wú)影響，在子女0-3歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間和母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間都對(duì)子女的受教育年限無(wú)影響?；貧w結(jié)果表明在子女0-3歲時(shí)，父親外出和母親外出都不會(huì)影響子女的受教育水平，在子女4-12歲時(shí)，父親外出會(huì)增加子女的受教育水平，母親外出不會(huì)影響子女的受教育水平。父親外出的回歸系數(shù)大于母親外出的回歸系數(shù)，支持了假設(shè)1。對(duì)于中部組，在子女0-3歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.015年，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間對(duì)子女的受教育年限無(wú)影響，在子女4-12歲時(shí)，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間和母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間都對(duì)子女的受教育年限無(wú)影響。回歸結(jié)果表明在子女0-3歲時(shí)，父親外出會(huì)增加子女的受教育水平，母親外出不會(huì)影響子女的受教育水平，在子女4-12歲時(shí)，父親和母親外出都不會(huì)影響子女的受教育水平。父親外出的回歸系數(shù)也大于母親外出的回歸系數(shù)，也支持了假設(shè)1。對(duì)于西部組，在子女0-3歲時(shí)，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.019年，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間對(duì)子女的受教育年限無(wú)影響，在子女4-12歲時(shí)，母親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.007年，父親連續(xù)外出最長(zhǎng)時(shí)間對(duì)子女的受教育年限無(wú)影響?；貧w結(jié)果表明，父親外出不會(huì)影響子女的受教育水平，母親外出會(huì)減少子女的受教育水平。父親外出的回歸系數(shù)也大于母親外出的回歸系數(shù)，也支持了假設(shè)1。東部組、西部組和西部組的回歸結(jié)果表明父母外出對(duì)子女受教育水平的影響存在地區(qū)差異，支持了假設(shè)3。

6 結(jié)論與討論

由于父母外出而產(chǎn)生的留守兒童問(wèn)題一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)，而且近年來(lái)該群體數(shù)量在不斷擴(kuò)大，而教育問(wèn)題又關(guān)系到孩子的未來(lái)和社會(huì)的發(fā)展。因此，研究留守兒童的教育問(wèn)題就非常重要。父母外出一方面使孩子缺少陪伴和關(guān)心，容易產(chǎn)生厭學(xué)、成績(jī)下降、輟學(xué)等行為，另一方面父母外出可以使家庭獲得更多的經(jīng)濟(jì)支持，為孩子的教育帶來(lái)物質(zhì)保證，增加繼續(xù)教育的機(jī)率。如何更好權(quán)衡父母外出和孩子的教育問(wèn)題是多數(shù)人面臨的困境，如何更好找到留守兒童教育問(wèn)題的關(guān)注點(diǎn)也是社會(huì)所需，通過(guò)以上分析本研究有以下幾點(diǎn)發(fā)現(xiàn)：

第一，與母親外出相比，父親外出會(huì)提高子女的受教育水平。即使在穩(wěn)健性檢驗(yàn)和分樣本回歸中，該結(jié)論依然成立。這一結(jié)果可以由工資性別差異和“男主外，女主內(nèi)”的家庭分工模式進(jìn)行解釋。工資性別差異使得父親外出務(wù)工獲得的經(jīng)濟(jì)收益大于母親外出務(wù)工，因此父親外出通過(guò)經(jīng)濟(jì)途徑對(duì)子女受教育水平的正向影響就要大于母親外出對(duì)子女受教育水平的影響?！澳兄魍猓鲀?nèi)”的家庭分工模式意味著在孩子照料方面，母親承擔(dān)著更多的責(zé)任，因此母親外出通過(guò)陪伴途徑對(duì)子女受教育水平的負(fù)向影響要大于父親對(duì)子女受教育水平的影響。相比母親外出，父親外出通過(guò)經(jīng)濟(jì)途徑對(duì)子女受教育水平的正向影響較大，通過(guò)陪伴途徑對(duì)孩子受教育水平的負(fù)向影響較小。因此，與母親外出相比，父親外出會(huì)提高子女的受教育水平。

第二，在孩子的不同年齡階段，父親外出對(duì)子女的受教育水平的影響不同，母親外出對(duì)子女的受教育水平相同。對(duì)總體樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果顯示，父親在子女0-3歲時(shí)外出會(huì)增加孩子的受教育水平，在孩子4-12歲時(shí)外出對(duì)子女的受教育水平無(wú)影響，母親在子女0-3歲時(shí)和4-12歲時(shí)外出都會(huì)降低孩子的受教育水平。分樣本回歸的結(jié)果顯示，在孩子的不同年齡階段，父親外出和母親外出對(duì)子女的受教育水平的影響也不同。對(duì)于農(nóng)村組、男性組、東部組，父親在子女0-3歲時(shí)外出會(huì)增加孩子的受教育水平，在孩子4-12歲時(shí)外出對(duì)孩子的受教育水平無(wú)影響。對(duì)于中部組，父親在子女0-3歲時(shí)外出對(duì)子女的受教育水平無(wú)影響，在子女4-12歲時(shí)外出會(huì)增加子女的受教育水平。對(duì)于農(nóng)村組、男性組、西部組，母親在子女0-3歲時(shí)和4-12歲時(shí)外出都會(huì)降低子女的受教育水平。

第三，對(duì)于不同的樣本，父母外出對(duì)子女受教育水平的影響不同。首先，父母外出對(duì)城市樣本和農(nóng)村樣本的影響不同。對(duì)于城市樣本，父母外出對(duì)子女的受教育水平都無(wú)影響。對(duì)于農(nóng)村樣本，父親在子女0-3歲時(shí)外出會(huì)提高孩子的受教育水平，在4-12歲時(shí)外出對(duì)子女的受教育水平無(wú)影響。母親在子女0-3歲和4-12歲時(shí)外出都會(huì)降低孩子的受教育水平。其次，父母外出對(duì)兒子和女兒的受教育水平不同。父母外出對(duì)女兒的受教育水平都無(wú)影響。父親在兒子0-3歲時(shí)外出會(huì)提高兒子的受教育水平，在4-12歲時(shí)外出對(duì)兒子的受教育水平無(wú)影響，母親在兒子0-3歲和4-12歲時(shí)外出都會(huì)降低兒子的受教育水平。最后，父母外出對(duì)不同地區(qū)樣本的影響不同。對(duì)于東部樣本，父親在子女4-12歲時(shí)外出會(huì)增加子女的受教育水平，在子女0-3歲時(shí)外出不會(huì)影響子女的受教育水平，母親在子女0-3歲和4-12歲時(shí)外出都不會(huì)影響子女的受教育水平。對(duì)于中部樣本，父親在子女0-3歲時(shí)外出會(huì)增加子女的受教育水平，在子女4-12歲時(shí)外出不會(huì)影響子女的受教育水平，母親在子女0-3歲和4-12歲時(shí)外出都不會(huì)影響子女的受教育水平。對(duì)于西部樣本，父親在子女0-3歲和4-12歲時(shí)外出都不會(huì)影響子女的受教育水平，母親在子女0-3歲和4-12歲時(shí)外出都會(huì)降低子女的受教育水平。

父母外出對(duì)子女受教育水平的影響是不同的，在孩子的不同年齡階段以及對(duì)于不同特征的孩子的影響也不同。這就啟示我們?cè)陉P(guān)注留守兒童的教育方面要有所側(cè)重點(diǎn)。與母親相比，父親外出會(huì)提高子女的受教育水平，事實(shí)上，父親外出并不會(huì)降低孩子的受教育水平，因此對(duì)父親外出的留守兒童教育問(wèn)題可以降低關(guān)注，把重點(diǎn)放在母親外出的留守兒童身上。對(duì)于城市樣本，父母外出都不會(huì)影響子女的受教育水平，而對(duì)于農(nóng)村樣本，父母外出會(huì)影響子女的受教育水平。因此，對(duì)于留守兒童教育問(wèn)題的關(guān)注還是要集中在農(nóng)村。對(duì)于女性樣本，父母外出都不會(huì)影響子女的受教育水平，而對(duì)于男性樣本，父母外出會(huì)影響子女的受教育水平。因此，對(duì)于留守女孩的教育問(wèn)題可以降低關(guān)注，重點(diǎn)關(guān)注留守男孩的教育問(wèn)題。對(duì)于東部樣本和中部樣本，母親外出對(duì)留守兒童的受教育水平無(wú)影響，而對(duì)于西部樣本，母親外出會(huì)降低留守兒童的受教育水平。因此，應(yīng)該對(duì)西部地區(qū)母親外出的留守兒童的教育問(wèn)題重點(diǎn)關(guān)注。