高玉娟 白钰*马跃 史耀疆
陕西师范大学教育实验经济研究所
内容提要: 本研究利用2014年、2015年和2016年在中国农村地区进行的大规模抽样调查数据,通过使用倾向得分匹配和双重差分相结合的方法，考察了父母外出对四年级和七年级留守儿童学业表现和非学业表现的影响。研究发现，父母外出一年不利于留守儿童的学业表现，尤其对收入水平较高家庭的留守儿童和四年级的留守儿童有显著的负面影响。父母外出一年对留守儿童自信心、师生关系、学生主观幸福感及教育期望也产生了负面影响。父母外出两年后不再对留守儿童有消极影响，甚至显著提高了留守儿童的教育期望。这是由于父母外出导致的负效应立即产生，但父母外出达到一定时长，外出的正效应会抵消负效应。这一结论对指导父母如何利用外出务工资源来提高留守儿童的学业表现有重要意义。
关键词：留守儿童 学业表现 非学业表现中国农村 双重差分 倾向匹配得分
JEL Classification: J21, J24, R23
一 引言
20世纪90年代中期以来，随着工业的发展和城市化进程的加快，为了寻求更好的就业机会，大量农村劳动力迁入城市从事非农工作（蔡昉，2010）。截至2016年末，全国外出从业人员的数量已达到1.69亿人[1]。农村劳动力转移对中国的经济发展和减贫做出了重要贡献（贾朋等，2016），但受城乡二元结构和自身经济条件的限制，进城务工人员往往难以让子女在城市接受教育，父母外出打工的同时将子女留在农村，产生大量留守儿童（杨菊华、段成荣，2008）。2015年末，全国义务教育阶段在校生中农村留守儿童共有2019.24万人，其中，小学就读人数为
1383.66万人，初中就读人数为635.57万人[2]。
农村留守儿童是未来劳动力的重要组成部分，父母外出对儿童的生活和学习环境带来多方面改变，影响儿童的人力资本积累和其未来在劳动力市场的表现及各方面成就（陈欣欣等，2009；李云森，2013）。2010年全国人口普查数据显示，33%的留守儿童与祖父母、外祖父母一起生活（段成荣等，2013）。祖辈受教育程度较低，教育意识淡薄，可能放松对留守儿童的学习监管，对留守儿童学业表现造成负面影响（段成荣、周福林，2005）。
留守儿童教育问题不仅关系其自身发展，也关乎中国的人力资本积累和经济发展，国内外学者已对留守儿童教育开展了大量研究。由于留守儿童大部分处于义务教育阶段，现有研究主要分析父母外出对其学业表现的影响，但研究结果不一致。一些研究发现，父母外出务工对留守儿童的学业表现有显著负影响（李云森，2013； Zhao et a1.， 2014；Meng & Yamauchi， 2017）。李云森（2013）应用倾向评分匹配（PSM）方法，使用2000年甘肃省儿童和家庭调查（Gansu Survey of Childrenand Families，简称GSCF）数据，发现父母外出对孩子学习能力、认知能力及认知能力相关技能发展有显著的不利影响。另外一些研究发现，父母外出务工有利于提高留守儿童成绩，或至少没有负面效应（Antman， 2012； Ambler et al.， 2015； Bai et al.， 2018； Zhou et al.， 2015；侯玉娜，2015）。Bai et al.（2018）对13000名农村学生的研究发现，父母外出务工显著提高留守儿童尤其是成绩较差留守儿童的学业表现。Zhou et al.（2015）对比全国
141000名留守儿童和非留守儿童的教育与心理健康等9项指标的表现，发现留守儿童在所有指标上不差于甚至好于非留守儿童。
上述研究结论不一致的重要原因在于，父母外出对留守儿童学业表现的影响主要通过两个途径实现，实证研究呈现的最终影响是二者综合作用的结果。一是正效应，父母外出务工可提高家庭收入，改善流动性约束，通过增加教育投资对儿童学习有正向影响（Roze1e et al.，1999；Antman，2012；Ambler et al.，2015）。父母外出有助于形成正向的教育回报率期望效应，外出可接触更多信息，认识到具有较高受教育水平可获得较好就业机会，形成较高的教育投资回报预期，从而利于儿童教育获得（Batista et al.， 2007）。二是负效应，父母照顾和监督的缺失对留守儿童的学习有负面影响（Lahaie et al.，2009；Ye & Lu，2011；Meng & Yamauchi，2017）。父母外出务工对留守儿童学业表现的“净影响”取决于上述两个途径的综合影响，实证研究的结论依样本特征、方法、变量的差异而不同。
研究结论不一致的另一个原因在于，父母外出后正负效应是否同时产生。大多数文献主要通过某时间截点比较正负效应，得出父母外出对留守儿童有正向或负向影响，但未分析两种效应是否同时发挥作用（胡枫、李善同， 2009； 李云森， 2013）。侯玉娜（2015）研究发现，负效应在父母外出后立即产生，正效应需积累一定时间后才发挥作用。父母短时间外出对子女缺乏管教的负效应十分明显，但收入正效应较小。当父母外出达到一定时长，父母可能提高教育投资水平。此研究虽然运用倾向得分匹配方法，控制了样本的自选择偏差，但未消除不可观测因素导致的遗漏变量问题。
目前国内研究少有同时满足样本代表性强、样本量大、数据新的特点。大部分研究主要是针对某省、市或县（叶敬忠、孟祥丹，2010；白勤等，2012）。部分学者利用全国代表性数据展开研究，袁梦和郑彼婷（2016）使用了2010年中国家庭跟踪调查（China Family Panel Studies，简称CFPS）数据，胡枫和李善同（2009）使用了2007年在北京、南京、广州、兰州、安徽省毫州市调研的4967个样本数据，但上述研究使用的数据陈旧。随着社会经济的不断发展和城镇化改革的深化，流动人口和留守儿童面临的社会经济环境和公共服务均发生巨大变化，有必要使用更新的、有代表性的数据进行研究。
本研究利用2014年、2015年和2016年在中国农村地区开展的大规模抽样调查数据，结合倾向得分匹配和双重差分方法调整样本的选择性偏差和解决遗漏变量的问题，通过收集5个省份166所学校
18181名四年级和七年级学生的数据，分析了农村家庭父母外出对留守儿童学业表现的影响，以及正效应和负效应在父母外出后是否同时发挥作用。为达到上述研究目的，本文首先描述农村地区的父母外出和留守儿童现状，其次分析不同类型父母外出家庭（父母外出时间较短家庭和父母外出时间较长家庭）对留守儿童学业表现的影响，并分析负效应和正效应是否同时发挥作用，最后进行稳健性检验和异质性分析。本文余下部分安排如下：第二部分介绍本文所用数据及实证模型；第三部分展示模型结果，包括父母外出对留守儿童学业表现的影响及机制，并对结果进行稳健性检验和异质性分析；最后为结论及政策建议。
（一）数据介绍
1.数据来源
本研究使用的数据来自上海真爱梦想公益基金会委托中国科学院农业政策研究中心的研究课题——梦想中心效果评估追踪项目。项目组于2014年在山西、陕西、湖北、贵州、福建5省开展抽样调查，调查覆盖13个区县的166所完全小学、初中与九年一贯制学校，一共
18181名四年级和七年级的学生参与了调研。调研对象包括随机选取的四年级与七年级的某个班的全体学生与该班的班主任、数学老师、校长。2015年5月和2016年5月，项目组分别对所有样本学校开展中期追踪调研（评估I期）和末期追踪调研（评估Ⅱ期）。由于存在样本流失问题，最后只有125所学校9606名四年级和七年级学生参与了评估调研。
2.变量说明
问卷主要收集学生的以下信息：学生学业及其他方面的表现、父母外出情况、学生个人和家庭背景及社会经济情况。
（1）学业及非学业的表现。本文的主要被解释变量是学生的学业表现，通过标准化的数学成绩来测量。项目组组织学生参加标准化数学测试，根据测试结果得到学生的原始数学成绩。为了使数学成绩在四年级和七年级的学生具有可比性，我们分别对原始数学成绩在两个年级进行标准化。
除了学业表现，本文使用北京师范大学编制的《中国青少年心理发展量表》测量学生的自信心和主观幸福感。自信心量表包括自我效能、自我表现和成就感3个维度，共17个题目，将各维度题目加总求维度均分，得到学生的自信心总均分。学生主观幸福感量表包括学生情感指数和幸福感指数，共9个题目。根据《中国青少年心理发展量表》计分规则，学生情感指数的均分赋予权重为1，学生幸福感赋予权重为1.1，然后求和得到学生主观幸福感总均分。除了上述结果变量，问卷中要求学生对自己与老师的关系打分，满分为10分，根据学生的评分得到师生关系主观评价得分。问卷中也询问了学生希望自己上学最高上到哪一级，并根据学生的答案来测量其教育期望。
(2)父母外出情况。关于留守儿童的定义目前尚无定论。参照段成荣和周福林(2005）以及叶敬忠和詹姆斯·莫瑞 （2005）的方法，本文将留守儿童定义为父母中至少一方外出时间到达半个学年及以上的学生。首先，为了保证基期所有家庭外出情况相同，本文去掉了基期是留守儿童的2391名学生；其次，由于本文只研究父母外出的影响，故去掉样本中评估期父母外出返乡的486个家庭，最后剩余124所学校6729个样本数据用于研究。根据父母在各调查期的外出情况，我们将剩余样本中的家庭分为三类：父母短时间外出的家庭，即基期(2014年）和评估期I (2015年）父母都在家，评估期Ⅱ（2016年）父母中至少有一方外出；父母长时间外出的家庭，即基期(2014年）父母都在家，评估期I（2015年）和评估期Ⅱ(2016年）父母至少有一方外出；父母未外出的家庭，即基期 （2014年）、评估期I （2015年）和评估期Ⅱ(2016年）父母都没有外出。如表1所示，8%的样本为父母短时间外出的家庭，10%的样本为父母长时间外出的家庭，82%的样本为父母从未外出的家庭。数据显示，农村地区四年级和七年级学生中的平均留守率为26%（表1）。
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（3）学生个人、家庭背景及社会经济情况。除父母外出的情况，学生问卷还包括学生个人基本信息和家庭成员信息。个人基本信息包括性别、年龄、是否寄宿等，家庭成员信息包括兄弟姐妹的数量、家庭收入及父母的受教育程度等。父母外出家庭和父母未外出家庭的基本特征有显著差别（表2）。通过对比父母未外出家庭和父母外出家庭，研究发现，就学生个体特征而言，父母外出家庭的学生多住宿，且数学成绩较差；就家庭背景而言，父母外出家庭子女数量较多且经济状况较差；父母外出家庭的父亲和母亲受教育程度较低。综上，父母外出家庭与父母未外出家庭的特征在学生个人和家庭层面均存在显著差异，这些差异可能既是父母外出的原因，也是与儿童学业表现相关的因素。因此，分析父母外出对留守儿童的影响时需要对这些因素及由其产生的内生性问题加以控制。
（一）父母外出对学生学业表现的影响
在根据学生的个人和家庭特征进行匹配后，表3第（1）列回归结果表明，父母外出一年后留守儿童的标准化数学成绩显著低于父母未外出家庭的学生；第（2）列回归结果表明，父母外出两年的家庭学生的标准化数学成绩与父母未外出家庭的学生无显著差异。具体来说，父母外出一年后留守儿童的数学成绩下降了0.15个标准差（在5%的水平显著）；父母外出两年后留守儿童的数学成绩反而比非留守儿童高出0.08个标准差（在统计上不显著）。
上述回归结果与大部分关于父母外出对留守儿童学业表现影响的研究结果不一致。结合前文中父母外出产生的正、负效应理论，对表3回归结果的一种解释是，父母外出一年后，负效应立即产生，父母外出对留守儿童产生了负面影响；父母外出两年后，由于累积的正效应抵消了负效应，父母外出对留守儿童的负面影响消失。目前大部分研究没有分析两种效应发挥作用的先后顺序，所以得到了与本文不一致的结论。胡枫和李善同（2009）发现，父母一方或两方外出半年以上对留守儿童的语文成绩或数学成绩有显著的负面影响。虽然他们的研究也发现父母外出打工所寄回的汇款能在一定程度上减少这种负面影响，但未分析收入效应产生作用的时间。
部分研究综合考虑了父母外出的正负效应产生作用的时间和大小。陶然和周敏慧（2012）发现，只有当父母双方同时外出时间较长时，才会对孩子学习成绩产生较显著的负面影响，父母外出打工对孩子成绩的负面影响不太可能通过提高家庭收入来抵消，因为负向的父母照顾效应远大于正向的收入效应。上述研究结果与本文不一致的一个可能原因是，陶然和周敏慧(2012）将父母双方都外出的学生定义为留守儿童，而本文对留守儿童的定义是父母至少有一方外出。本文中照顾缺失负效应是父母仅一方外出和父母双方都外出带来的平均负效应，可能低于父母双方都外出的负效应，所以更容易被正效应抵消。同时，陶然和周敏慧（2012）只采用了倾向匹配得分的方法，未解决不可观测的变量带来的遗漏变量偏误问题，所以他们的研究结果可能是有偏的。
（二）父母外出对学生学业表现影响的稳健性检验
为了验证上述关于正负效应先来后到的假设，本文还分析了父母外出对留守儿童自信心、师生关系、学生主观幸福感及教育期望的影响[1]，得到了与表3类似的结论（见表4）。根据表4第（2）列，父母外出一年对学生的上述结果变量有显著负向影响，第（3）列表明父母外出两年会显著提高学生的教育期望，但对其他结果变量无显著影响。这一稳健性检验再次验证了关于“负效应在父母外出后立即产生，正效应需要一定时间的积累发挥作用”的假设。此外，父母外出两年对留守儿童教育期望的显著正向影响，也说明了正向的教育回报率期望效应在父母外出一段时间后才会发挥作用。
上述关于父母外出对留守儿童心理健康影响的研究结果与已有文献的发现并不一致。目前大部分研究认为，父母外出会对儿童心理健康状况产生消极影响，儿童容易产生焦虑（Abbasi & Irfan，1983；王谊，2011；Wu et a1.，2015）。也有部分研究表明，父母外出对留守儿童的心理健康有积极影响（Shi et a1.，2016）或没有影响（Stevens & Volebergh，2008）。已有文献存在一些不足，例如样本量小，未解决内生性问题，且没有考察一段时间内父母外出对留守儿童心理健康影响的变化，故结果可能是有偏的。
有文献通过倾向匹配得分的方法或双重差分的方法用大样本数据分析了父母外出一段时间对留守儿童心理健康影响的变化。侯玉娜（2015）以三年作为时间分割点，发现父母无论短期外出（3年以内）还是长期外出（3年以上）都会对留守儿童的心理健康产生负面影响；刘红艳等（2017）以4个月为时间分割点，发现父母外出4个月以下对留守儿童的心理健康没有影响，父母长期外出（4个月以上）对留守儿童的心理健康会产生负面影响。
上述文献与本文研究结果也不一致的一个可能原因是，上述文献的分析对象是初中生，初中阶段是学生心理健康发育的关键时期（廖美玲、阮思静，2009），父母外出的负效应难以在短时间内通过累积的正效应抵消。而本文的研究对象包括小学生和初中生，父母外出一年时负效应可能立即对四年级和七年级的学生产生了作用，但对四年级学生来说，父母外出对留守儿童心理健康产生的负效应较小，一年后由于正效应的累积，这种负效应被抵消了，所以观测到的父母外出对所有留守儿童心理健康的平均影响效果在第二年不显著。
[1]由于缺少基期教育期望的数据，故无法进行差分。此处父母外出对留守儿童教育期望的影响仅为PSM分析。
出两年时负面影响均被正效应抵消。本文验证了“父母外出务工后负效应先来，正效应后到”的假设。
与已有的大部分研究不同，本研究揭示了父母外出过程中正负效应的时间顺序不同。具体来说，父母外出后，会减少对留守儿童的生活照料和学习监督，虽然留守儿童可以由其他监护人代为照顾，但不能替代父母给留守儿童带来的安全感，所以短时间内，父母的外出负效应更明显。但父母外出一段时间后寄回的汇款能为留守子女接受教育提供必要的现金保证，并减少留守子女的劳动压力。此外，由于接触到更多的信息和机会，父母提高了对教育回报率的预期，从而有助于农村留守儿童的学习。因此，父母外出后应将更多的务工收入用于留守儿童的教育投资，同时结合自己的务工经历，向留守儿童多传达关于“学历高、好就业”的信息。
相比于已有研究，本文的优点是获得了跟踪调查的农村家庭个体数据，样本具有数据量大、有代表性等特点。本文也存在一定的问题，由于没有评估期家庭收入变化和对留守儿童教育投资变化的数据，故无法直接测量收入效应；通过倾向得分匹配没有解决因无法观测因素导致的自选择偏误问题；在本文中难以解决父母外出决策与儿童学业表现互为因果的问题。本文对当前文献提供了补充，对了解中国农民工流动的全面影响提供了一个维度的证据。
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