父母外出务工与农村留守儿童学习成绩——基于安徽、江西两省调查实证分析的新发现与政策含义，本文主要内容关键词为：江西论文,安徽论文,实证论文,学习成绩论文,新发现论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
20世纪90年代中期以来，中国农村劳动力开始大规模地向城市迁移和流动。根据国家统计局农业司发布的农民工监测调查报告显示，截至2009年末，全国外出从业6个月以上的农民工达到14533万人(2010年达到1.53亿人)①。在这1.45亿人中，举家外出的农民工为2859万人，仅占外出农民工家庭的19.7%，住户中外出农民工(即家庭中有个别劳动力到城市务工，其他家人留守老家)为11182万人，占外出农民工的80.3%②。上述数据一方面反映了我国外出农民工规模庞大且逐年增加，另一方面，也说明我国的进城农民工中绝大部分为个人外出，无法携配偶、子女举家迁移。
伴随着城镇化进程中大量流动人口的出现，农村也出现一大批“留守儿童”。2008年，中华全国妇联发布的一项基于2005年全国1%人口抽样调查数据的研究推断，2005年全国17周岁以下的留守儿童为5800万人，在全体儿童中所占比例为21.7%，而留守儿童中父母双方都外出的占到52.9%，超过3000万，处于上学年龄的留守儿童(5～17岁)占比为82.95%。
生活在农村的5800万留守儿童中，4800万(82.95%)处于义务教育年龄阶段，因此，父母离开家外出务工对这些学龄孩子产生的影响，成为很多社会科学研究者关心的问题，如叶敬忠等(2005)、段成荣等(2005)、吕绍清(2006)、任运昌(2009)的研究指出，父母外出对儿童身心健康和学习表现都有较为严重的消极影响，由于缺乏父母监督，加上祖辈监护人文化水平低、无力辅导和疏于管理，留守儿童的学习成绩普遍不理想，厌学、逃学甚至辍学的现象时有发生(周林、青永红等，2007)。
从理论上来说，父母外出打工对孩子的学习造成的影响，既有积极面，也有消极面。从积极面看，父母外出打工能提高家庭收入，家庭收入改善可通过增加教育投资而对孩子的学习产生正向影响(Yang Du et al.，2005)，即有正向的收入效应。国外讨论国际移民对留守子女教育影响的文献大多持这一观点，他们认为国际移民的汇款能使留守子女获得更多受教育的机会、降低辍学率、提高家庭的教育支出、减少孩子参与劳动的时间，甚至能抵消父母教育缺失带来的消极影响③，从而改善孩子受教育状况(Kandel et al.，2001；Cox etal.，2003；Hanson et al.，2003；Yao Lu et al.，2007)。
与国际文献较为正面的评价相反，大部分国内相关研究文献，却认为父母外出打工会造成留守孩子学业表现不佳(蔡澄等，2005；叶敬忠等，2006；胡枫等，2009；彭长生，2009；王东平等，2009；彭国胜等，2011)。比如，范方、桑标(2005)认为，孩子成长过程中父母外出导致父母照顾的缺失会对孩子学习带来消极影响。胡枫、李善同(2009)指出，大部分父母外出的留守儿童由祖父母或者其他人代为监护，而后者往往无法对孩子学习提供辅导或者进行有效的监督，从而影响到孩子的学习成绩。也就是说父母外出之后，父母的照顾与监督缺失，会对留守儿童的学习产生负面影响，即负向的父母照顾效应。
但从方法论上看，这些研究仍然有不少存在一定的缺陷，关键是在计量分析中没有处理内生性问题。实际上，在研究父母外出打工影响孩子学习成绩问题上，有效处理内生性问题非常重要。这里的内生性来源于父母是否外出的决策，可能本身就与孩子的受教育状况有关。比如，吕开宇等(2008)、东梅(2010)的研究就说明这种内生性存在的可能性，他们的研究表明，不但子女受教育状况会对农户外出非农务工产生显著影响，甚至外出父母如果发现孩子成绩下降，还会选择放弃打工机会回老家照顾孩子。如果无法有效处理因为反向因果关系或遗漏变量带来的内生性问题，那么很多关于父母外出打工对孩子存在或不存在影响的研究结论就无法完全让人信服。
本研究基于2010年作者在江西、安徽两个外出打工大省4县12所中小学1010名留守儿童及其学校老师、家庭成员大样本调查所获微观数据，利用计量经济学中的倾向值匹配(Propensity Score Matching，以下简称PSM)方法有效地控制内生性问题，并实证估测了父母外出对农村留守儿童学业的影响。相对于既有研究，本研究有如下有价值的新发现和重要含义：首先，我们发现，只有当父母双方同时外出并超过一定时间后，才会对孩子学习成绩带来显著影响，而这种负面影响主要是父母角色缺失所导致；其次，按孩子性别进行样本拆分后考察，父母同时外出对孩子学习成绩的负面影响主要体现在留守男孩身上，留守与非留守女孩之间成绩差异并不显著。所以父母都外出打工时更倾向于带男孩去城市就学未必反映了父母性别偏好，也可能是父母对男孩留守后学业会受到更大影响这个预期所做出的理性反应；最后，通过调查数据和实证结果进行的测算表明，即使单亲留守照顾孩子有助于避免对儿童学业缺乏监督所带来的不利影响，但家庭经济收入上的机会成本也相当之大。未来政策的导向，是通过户籍与财税改革，让孩子可以跟随父母打工顺利进入城市公立学校就学并实现永久性举家迁移，这不仅在短期内有助于解决农村留守人群的家庭团聚问题，还可以在中期内缓解城市劳动力市场的短缺，并在长期推动中国未来一代人力资本的提升。
本文剩余部分安排如下，第二部分为农村留守儿童的定义，主要梳理了与留守儿童定义有关的文献，并提出了本研究的界定标准；第三部分介绍了数据和我们使用的方法；第四部分给出了计量分析结果和多种稳健性检验；最后是本文的结论。
二、农村留守儿童：寻求更科学的定义
农村留守儿童的定义一般要涉及以下四方面的内容，外出父母单方还是双方、父母外出时间长度，父母工作地点以及孩子年龄。在这4个方面，目前学术界并没有完全统一的意见，且根据研究主题和方法差异，这4个问题相对重要程度也有所不同，结果是不同研究给出的留守儿童定义往往各不相同(周福林、段成荣，2006)。
上述4个方面中，到底是父母双方都需外出，还是单方外出的儿童即算为留守儿童，是任何研究都必须首先要确定的问题。既有文献中比较普遍采用的定义，是把父母中只要有一方外出即算作留守儿童(朱科蓉等，2002；周福林等，2006；叶敬忠等，2006;胡枫等，2009；Xinxin Chen et al.，2009)。但也有部分学者认为，在研究父母外出对留守儿童学业影响时，应对留守儿童定义进行调整，从农村留守儿童的实际教养状况来看，父母双方都外出的孩子才能够被视为留守儿童。朱科蓉等(2002)的研究就是从父母外出对孩子学习监督产生影响这个角度考察父母双方外出和单方外出的不同效果。他们的研究发现，如果父母一方外出，孩子的实际监护人一般是父母中间未外出的一方，并且多数情况下是母亲，后者往往仍可对孩子学习进行有效监督；而当父母双方都外出时，孩子一般由祖父母或者其他亲戚朋友照看，而这时对孩子学习的监督往往不力；范方等(2005，2010)则从父母角色是否缺失角度来定义留守儿童，他们认为父母双亲或者单亲抚养都应算作亲子教育正常的儿童，而亲子教育缺失的，即因父母同时外出而被留在老家由他人照顾，才算为留守儿童；根据监护人不同，留守儿童还可被分为隔代教养儿童(祖父母监护)、寄养儿童(其他亲友监护)以及亲子教育缺失(含儿童自己监护)的儿童。将父母双方外出视为留守儿童的还包括刘志军(2008)、吕绍清(2006)等。
我们认为，大部分国内文献将父母一方外出的孩子就定义为留守儿童，未充分考虑到留守儿童监护人特征以及孩子实际受到的教养情况。考虑到既有文献在研究儿童学习成绩时形成的一个共识：父母能否对孩子学习进行有效监督这个因素非常重要，而当父母只有单方外出时，显然另一方仍可有效监督孩子的学习。因此，从理论上看，还是应该将父母双方都外出的孩子定义为留守儿童。实际上，如本文后面所指出的，对本研究数据进行的统计和计量分析发现，父母单方外出对孩子的学习成绩影响并不显著，也支持了我们所采取的这个较为严格的定义。总之，本研究将调查时(2010年6～9月)父母双方在本县以外从事非农工作、在其上学期间父母都外出时间超过一年的孩子，定义为农村留守儿童。本文调研的对象是4、6、8年级的学生，年龄范围也就是处于义务教育阶段的8～17岁。
三、数据来源与倾向值匹配方法
(一)数据来源与抽样
本文所使用数据来自国家自然科学基金和英国科学院资助、2010年课题组所进行的针对留守儿童江西、安徽两省四县12学校的在校学生的调查，为尽可能全面了解农村留守儿童的生活和学习情况，这次调研不但采访了孩子本人，还采访了留守儿童监护人、班主任、孩子所在村村干部，同时电话访问了孩子在外务工父母。安徽、江西是我国五大流动人口输出省中的两个(其他3个省为四川、河南和湖南)。本研究利用分层随机抽样的方法，我们首先从每个省随机抽取两个市，然后每个市随机抽取两个县，再从每县随机抽取两所小学、一所中学，最后在选定的学校里按学校公布的留守儿童比例随机抽取4、6、8年级的留守儿童和非留守儿童共40名。最终获得来自这两省4县24所中小学校的有效样本一共1010个，其中安徽省538人，占53.27%，江西省472人，占46.73%；小学生(4年级和6年级)697人，占69.01%，初中生(初中二年级)313人，占30.99%。样本中包括男孩553人，女孩457人，男孩占比为54.75%；抽样孩子年龄在8岁到17岁之间，平均年龄12岁。
(二)倾向值匹配方法
如前所述，在父母外出对留守儿童学习成绩影响的研究中，内生性问题主要来源于父母是否外出打工的选择并不是随机的。该决策会受到父母自身状况、家庭条件，以及孩子学习、身体状况等的影响，甚至父母外出打工决策本身就受到孩子学习成绩左右(吕开宇等，2008；东梅，2011)。由于内生性问题，简单地将留守儿童与非留守儿童成绩对比而得到回归系数不具有统计上的一致性，因而其可信度较低。
在处理内生性问题时，计量经济学一般考虑采用工具变量法、社会实验法或倾向值匹配法(Propensity Score Matching，PSM)。但工具变量法很容易因其正交性条件(即工具变量必须与模型中的扰动项正交，只通过被工具变量来影响被解释变量)难以得到满足并容易存在争议，而对留守儿童学习问题进行社会实验，虽然有助于解决样本随机性问题，但这种方法不仅在实际操作中很难进行，还存在较大的伦理问题。当无法找到合适的工具变量或难以进行社会实验时，计量文献中一个通常解决方法，就是本文中所使用的倾向值匹配方法来对样本进行配对后进行计量估计。该方法最早由Rosenbaum和Rubin(1983)以及Heckman(1998)等人提出，其核心思想是为处理组(Treated Group本研究中为农村留守儿童)找一个合适的反事实对照组(Control Group，非留守儿童)。具体步骤如下：首先，根据那些可观测的个人和家庭特征，估计出每一个孩子成为留守儿童的概率，得到其倾向得分(Propensity Score)；然后寻找与留守儿童的倾向得分最相近的非留守儿童(Nearest Neighbor PSM)作为其反事实，之后比较两组间学习成绩的差异，再对计算出来的差异取均值，得到父母外出对留守儿童成绩的平均影响效应(Average Treatment Effect on Treated)。如下式(1)：
PSM方法须满足两个前提：首先是条件独立假定，即控制了p(X)以后，儿童学习成绩独立于留守状态(D)，即Score⊥D｜p(X)；其次是密度函数同支撑假定(Common Support条件④，即满足0＜p(X)=Pr(D=1｜X)＜1(Rosenbaum、Rubin，1983、2002)。
条件独立假定要求在估计时要尽可能多控制那些可能对孩子成绩及父母外出决策产生影响的因素。结合已有文献和可得数据，本研究选择三类特征控制变量。首先是孩子个体特征，包括孩子年龄、性别(Chen et al.，2009)；第二类是孩子父母特征，包括父母平均年龄、平均受教育年限；最后是家庭特征，即该家庭是否为独生子女家庭(Steelman、Mercy，1980)以及家庭的人均年收入的对数(Blau，1999)。另外，考虑到不同县之间可能存在的不可观测或难以度量的影响因素，如外出打工劳动力比例，寄宿学校及其条件等，本研究还控制了县虚拟变量。
倾向值匹配要求在计算倾向得分后进行样本匹配，为此还需检验这种匹配是否能平衡相关控制变量的分布。这个条件要求匹配之后的处理组和对照组在各个控制变量上不应有系统差别。这个过程被称为平衡性检验(Balancing Test)⑤。我们对样本数据进行的检验表明，如果将父母双方外出视为留守儿童的话，匹配后能够通过平衡性检验，即在留守儿童和非留守儿童之间进行匹配所使用的控制变量不存在系统差别。但是，如果我们根据很多既有文献的定义将父母至少一方外出定义为留守儿童的话，匹配后就不能通过平衡性检验。换句话说，这种定义下尽管根据倾向得分进行了匹配，但匹配之后留守儿童和非留守儿童在其他特征上仍然有系统差异，此时PSM的结果也不可信，这也就更清楚地表明，将留守儿童定义为父母双方外出的儿童是较为合理的，而将单亲外出孩子也定义为留守儿童会使得留守儿童与父母都在本地的非留守儿童存在系统性差异，这就会让倾向值匹配方法失效，也就很难通过任何有效的计量经济分析方法来得到可信分析结果。
四、描述性统计与倾向值匹配计量结果
(一)基本描述统计
本研究的最关键解释变量是儿童留守状态。我们把调查时父母双方都外出，且在上学期间父母外出超过1年的孩子算作留守儿童。为确保数据准确，我们使用了本调查中儿童问卷和监护人问卷中的“父母是否外出打工”以及“在你(孩子)上学期间父母外出的年数”这两个问题。最终发现满足该定义要求的留守儿童有437人，占样本的43.3%(见表1)；而父母中至少有一方外出的孩子有706人，占到样本总数69.9%；父亲单方外出留守儿童244人，占样本24.2%；母亲单方面外出情况较少，在样本中只有25个。小学留守儿童占比为46.1%，略高于初中的37.1%；江西两县留守儿童占比为54.4%，也要显著高于安徽两县的33.5%。
从儿童上学后父母外出时间长度看(见表2)，对父母双方都外出的那些儿童而言，自上学以来父亲平均有94%时间不在家，而母亲有89%的时间不在家，而对于父母双方都未外出的孩子而言，这两个值分别只为10%和5%。另外，我们还发现，调查期间父母之中只有一方外出的孩子，其上学后父亲有73%的时间外出，而母亲只有10%的时间不在家，即单亲外出情况一般都是父亲外出，孩子入学后大部分时间母亲会留下来照顾孩子，表3的数据也进一步体现了这一点。该表分类统计了孩子平时由谁照顾，包括如下4种情形：父母照顾(含父、母单方照顾)、祖父母照顾、其他亲戚朋友照顾和孩子自己照顾自己(含在学校寄宿的情形)。因为有部分孩子在学校寄宿，所以在各种情况下，周一到周五就学日期间儿童自己照顾自己比例都较高。父母未外出的孩子中，有94%的人周末由父母照顾，父母中只有一方外出的时候，88%的孩子仍有自己父母照顾。从孩子监护情况来看，与父母都未外出时一样，如果父母单方外出，孩子仍然能得到来自父亲或母亲的照顾。但是父母双方都外出的留守儿童中，有82%的孩子周末由祖父母照顾。
本研究关注的被解释变量是孩子成绩。我们通过采访孩子班主任并从孩子学生手册中抄录了孩子近两年数学、语文期末考试成绩。回归最后所使用的数据是孩子在2010年成绩及2009、2010年平均成绩。在回归之前，对成绩按照学校和年级进行了标准化。因为不同学校考试试卷、评分标准不同，不经过处理就很容易造成不同学校和年级之间的分数不可比，标准化成绩为孩子在本年级的相对成绩，因而更具有可比性。表4给出了孩子未经标准化的成绩，可以看到，父亲单方外出的孩子平均成绩是最高的，平均分最低的是母亲单方外出的孩子，而父母双方都外出的孩子平均成绩也比较低。图1则对比了留守与非留守儿童的成绩(已标准化)分布。从分布上看，留守儿童的成绩较非留守儿童分布高峰稍向左偏，在低分段(小于0)留守儿童频数要高于非留守儿童，在高分段(大于2)，留守儿童频数为0，但非留守儿童仍有分布。
表5给出了本文计量分析中使用的控制变量，这些变量会对孩子学习成绩及父母打工决策产生影响。样本中儿童平均年龄为12.18岁，55%为男孩，父母平均年龄为39.03岁，父母平均受教育年限为6.05年，有62%的孩子并非独生子女。另外，我们还发现留守儿童父母的平均年龄较非留守儿童的父母要小，父母的平均受教育年限也较非留守儿童多，这应该跟受教育程度更高、更年轻的父母更容易在城市找到工作有关。
(二)倾向值匹配回归结果分析
根据前文定义，我们将上学以来父母双方都外出1年以上的留守儿童作为处理组，其他的儿童则作为对照组。最小二乘法回归的结果(表6的A栏第1列)显示，控制了其他因素的情况下，留守儿童比非留守儿童的成绩要差，但这种影响并不显著。表6中A栏的第二列和第三列是PSM的估计结果。与OLS回归相比，PSM估计量绝对值更大且显著。也就是说，用PSM方法控制了内生性后，可以看到父母外出对留守儿童成绩有显著负向影响。此外，Kernel PSM方法看上去比Nearest Neighbor PSM方法更充分地利用了对照组中的信息，但在大样本情况下，两者的估计结果很接近，同时也说明我们的分析结果比较稳健。
为进一步区分留守状态对男孩与女孩的影响，我们将样本儿童按性别拆分进行分组回归。表6的B栏和C栏报告了回归结果，可以看到，父母同时外出对男孩造成的负面影响要远大于女孩，从估计结果来看，尽管统计上并不显著，留守女童数学成绩甚至还要稍高于非留守女童。但对留守男孩而言，父母同时外出对数学和语文成绩都有显著的负影响。
(三)稳健性检验
1.稳健性检验一：父母作为监护人的重要性
既有的大多数研究将父母只要有任何一方外出就将孩子视为留守儿童，但本研究则强调必须要根据孩子的实际监护情况来进行判断，比如说父母外出后孩子由谁照顾。因此，在稳健性检验中，我们尝试对留守儿童进行重新定义，我们把“父母双方至少一方外出且孩子平时由父母之外的监护人照顾”作为处理组，这种做法相当于在采用“父母单方外出就算留守”这个定义的同时，还考虑了孩子的监护情况。满足上述定义的留守儿童有434人，占到样本的42.97%；另外在这434人中，有92.17%的孩子父母双方都外出。
表7给出了重新定义留守儿童之后的回归结果。表7的结果表明，用PSM的方法控制内生性之后，缺乏父母照顾的留守儿童在学习成绩上明显比有父母照顾的儿童要差，并且这种负向的影响也还是主要体现在留守男孩的成绩上。这个稳健性检验有助于表明，父母外出对孩子成绩的负面影响主要还是来自于父母监督和照顾的缺失。
2.稳健性检验二：父母双方3年以上外出的效应
在第二种稳健性检验中，我们把父母双方都外出，且上学以来父母外出时间在3年及以上的孩子作为处理组。我们希望了解父母外出时间增加是否更加不利于孩子学习。之所以选择3年这个时间点，主要是因为抽样的学生是4、6、8年级小学和初中生，因此，上学期间父母外出时间不能超过4年，否则4年级样本就被全部视为对照组了；此外，我们通过对样本进行的统计分析发现，当父母双方都外出时父母外出时间一般都比较长，比如说满足父母双方外出，且外出时间1年以上样本有437个，而满足父母双方外出，且外出时间3年以上样本仍然有410个。表8结果证实了上述推断，从表中可以看到父母外出时间更长，与对照组孩子相比，留守儿童的学习表现要更差，特别是对于留守男孩而言，其影响相当显著。
3.稳健性检验三：父母单方外出与父母双方外出对比
在基准模型中，处理组是本文重新定义的留守儿童(即父母双方外出的留守儿童)，对照组是非留守儿童(包括父母单方外出和父母都未外出的情形)。接下来的稳健性检验中，我们将区分父母单方外出和双方外出对孩子的影响。这个检验中，我们仍然把父母双方外出的孩子作为处理组，但是对照组是父母单方外出的孩子。
从表9给出的实证结果来看，与父母单方外出的孩子相比，父母双方都外出的孩子学习成绩要明显差一些；另外，尽管显著性有一定下降，我们仍能发现这种差异在男孩的数学成绩上体现得更加明显。即使不与父母双方都在身边的孩子相比，仅仅与父母单方外出的孩子相比较，父母双方都外出的孩子学习成绩也要差不少，并且这种负向的影响也主要体现在留守男童身上。
(四)照顾效应与收入效应：一个延伸性分析
以上主要考察了是父母双方外出后对孩子学习成绩所造成的“照顾效应”：也就是在控制家庭收入的情况下，考虑父母外出之后疏于对孩子的照顾和监督而对孩子成绩产生的负面影响。但由于父母外出获得的更高收入也能增加孩子的教育投入，从而可能对孩子学习成绩带来正向影响，所以需要对比照顾效应和收入效应大小，以此综合判断父母外出给孩子造成的负面影响的严重程度。
由于前述倾向值匹配无法计算各个影响因素的边际效应，我们采取最小二乘法回归来计算边际效应(见表10)。由于内生性问题，最小二乘法确实存在估计偏误，但这种估计仍有助于我们对两种效应的相对大小进行一个大致判断。我们发现，不管对照组是父母至少一方外出的孩子，还是对照组仅仅只是父母单方面外出的孩子，父母双方外出的照顾效应为负、收入效应为正且收入效应要小于照顾效应。平均来看，对照组为A(即父母至少一方在家)时，照顾效应是收入效应的5.6倍，而对照组为B(父母单方外出)时，照顾效应是收入效应的27.8倍。这说明相对于对照组A而言，对照组B与处理组两组家庭在收入上差别较小，父母外出对孩子的影响集中体现在负的“照顾效应”上。这种情况在受影响最大的男孩群体中尤为明显(见表11)，在男孩样本的回归结果中，平均来看，对照组A情形下，照顾效应是收入效应的13.1倍，而对照组为B时，照顾效应则是收入效应的736.1倍。
从以上边际效应分析可以得到如下启示：与父母至少一方在家、包括双方都在家的儿童相比，父母双方都外出的家庭人均年收入至少要需要高5600元，才能弥补因父母外出导致监护缺失而对孩子成绩产生的负效应。但是，我们样本中父母双方都外出的家庭，其人均年收入为10088元，而父母至少一方在家的家庭人均年收入为6589元，前者之比后者多出3499元，所以还不能抵消父母外出对成绩带来的负面影响。
如果拿父母双方外出和单方外出比较的话，双方外出父母家庭人均年收入必须是提高28000元才可以，但实际上两组家庭的人均收入差别只有2174.26元。
进一步对受到父母外出影响显著的男孩样本进行的相应回归则告诉我们，父母为了弥补外出给男孩的成绩带来负效应，家庭人均年收入需要提高13000元到736000元，这更是不可能完成的任务。
上述分析中，前3种稳健性检验证明了我们考虑父母外出后孩子实际的照顾情况，将父母双方都外出定义留守儿童，是一个从直觉和计量分析角度都更可取的做法。在这种定义下，留守儿童成绩要明显比非留守儿童差，各种稳健性检验结果也充分支持我们的定义和假说。有意思的是，父母都外出打工后，如果将孩子交给其他监护人照顾，还是解决不了问题，仍然会对孩子学习造成负面影响。因此，我们认为，本研究对留守儿童的定义方法及留守状态对学习成绩影响的验证过程，比以往的将父母至少一方外出就定义为留守儿童的研究(Chen et al.，2009)更有意义。前3个稳健性检验也能支持父母外出对男孩造成的负面影响更大的结论，这个结论与胡枫、李善同(2009)的一篇文章所得的结论有一定的一致性。后者进行的实证分析显示，虽然同为留守儿童，但留守女孩成绩要比留守男孩成绩好。不过，他们的研究对象仅限于留守儿童，并没有对比分析留守儿童与非留守儿童的差异，这会使其研究结论的一般性受到影响。
最后一个延伸性分析则表明，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。这也提醒我们，在孩子上学期间，父母在身边陪伴并监督和照顾孩子非常重要，对于农村留守儿童而言，钱或者其他监护人对父母的替代作用相当有限。据此，未来政策改革的方向，并不应该局限于在农村建立寄宿学校或对留守儿童采取多种措施进行保护和关怀，而解决问题的根本措施，是取消那些限制农村儿童随外出务工父母进城念书或者生活的人为障碍和不合理的制度。
利用江西、安徽两省四县大样本随机抽样调查数据，本研究运用倾向值匹配方法处理了在儿童留守状态内生性，并分析了父母外出对留守儿童学习成绩的影响。研究发现，从横向上比较，只有父母双方都外出的留守儿童，才会表现出语文、数学成绩比非留守儿童的要差，而单亲外出影响不大。如果考虑父亲或者母亲外出后孩子的日常监护情况，研究发现由父母之外的监护人照顾的留守儿童成绩会更低；另外，随着父母都外出时间长度的增加，孩子成绩受到的负面影响会更大。从对学习成绩影响的角度看，本研究提出，通过逻辑与实证分析，将留守儿童定义为双亲外出更加合理，也只有在这种情形下，所谓的“留守儿童问题”才能够被更清晰地分析出来。
本研究的第二个重要发现，是父母双方外出对留守男孩比对女孩负面影响更大。一些研究发现，父母外出打工时倾向于将男孩带在身边。通常认为是父母性别歧视导致这种情况(陶然等，2011)，但本研究则提供了另一种备择解释，即上述情况未必一定出于性别歧视，而更可能是父母观察或预期到留守对男孩影响更严重，因此选择带男孩外出并进城就学。因此，不同于性别偏好这种解释，上述分析指出了如下可能：父母倾向于带男孩外出，可能是父母迁移决策中做出的一个理性选择。实际上，在我们的1010个样本中，就有109个(占所有样本的11%)孩子曾经跟父母外出念书，其中58.72%是男孩。
有研究表明，如果孩子学习成绩持续下降会导致父母回流(东梅，2010)。但是，为什么大部分外出务工父母还是不得不将孩子留在老家呢？一项对城市打工者进行的研究(陶然等，2011)指出，影响外出务工父母无法带孩子进城上学的3个最主要因素是：城市上学费用高(70.29%)、没时间照顾孩子(36.96%)、找不到合适的学校(27.54%)。另外，从各个城市的实际情况来看，城市(特别是大城市)公办学校对农民工子弟的确设置了过高的门槛，而民办学校不提供免费义务教育，对父母来说负担较重。以北京为例，目前，北京有一半以上的公立学校名义上对农民工子女开放，但还是设置了“五证”之类增加入学难度的不合理门槛⑥，或者设置了一般家庭难以承受的赞助费；而农民工子弟学校或者其他民办学校不仅需要收取学费，并且办学简陋，教学质量无法保证；从2011年下半年开始，北京市还要求关停30所民工子弟学校⑦。由此看，父母无法带孩子进城上学的主要影响因素，是城市政府的政策，特别是城市学校设置不合理门槛(包括手续门槛以及费用门槛)。这一切归根到底又是由我国城乡分割的户籍管理体制与相应的公共服务提供机制决定的。不改革现行户籍制度与相关公共服务提供体制，很难从根本上解决打工子弟进城上学的难题。
从另外一个角度来看，正是由于父母意识到外出打工对留守农村的孩子造成的消极影响，所以有相当一部分父母为照顾并监督孩子学习，不得不在孩子上学期间放弃城市打工机会。而如果通过在户籍体制等改革方面实现有效突破，让打工人群的孩子能在城市公立学校平等入学，那么父母双方是完全可以和孩子一起定居在城市。具体而言，现有户籍体制下非户籍流动人口无法享受与户口相关的保障性住房和子女在城市公立学校的平等就学权利，导致流动人口进行家庭迁移所必须支付的住房和教育费用较高。因此，相当部分流动人口，即使是已婚流动人口，也只能选择单身迁移(比如说在我们的样本里，夫妻一方外出打工的占26.7%)，他们的配偶(一般是妻子)为了照顾留在农村的孩子乃至老人留在农村。而如果实现举家迁移，这部分留守劳动力本来可以向城市的劳动力市场供给劳动力。
上述讨论在一定程度上解释了中国当前阶段出现的所谓“刘易斯转折点悖论”：一方面，中国农村确实还有不少剩余劳动力因上述制度原因而没有迁移出来加入劳动力市场；但另一方面，城市里的低端劳动力供应却已经开始显得日益不足，民工荒开始出现和蔓延。也正是从这个意义上讲，中国近年来出现的低端劳动力短缺，并不是绝对意义上缺乏劳动力，而本质上是一种与户籍相关联的制度性劳动力短缺。
因此，解决本研究所提出的留守儿童教育问题，应该通过户籍与相关财政体制改革让更多留守儿童去城市公立学校就学，不仅有利于提高他们自己的人力资本，而且还有利于中国充分挖掘农村的潜在剩余劳动力，避免工资过快增长而带来的竞争力削弱。可喜的是，2012年2月23日，国务院办公厅发布了《关于积极稳妥推进户籍管理制度改革的通知》，要求“在设区的市(不含直辖市、副省级市和其他大城市)有合法稳定职业满3年并有合法稳定住所(含租赁)同时按照国家规定参加社会保险达到一定年限的人员，本人及其共同居住生活的配偶、未婚子女、父母，可以在当地申请登记常住户口”，“今后出台有关就业、义务教育、技能培训等政策措施，不要与户口性质挂钩”。这项旨在放松城市户籍管理的政策，尽管明确回避了对直辖市、副省级市和其他大城市的落户规定，并且对“城镇综合承载能力压力大的地方”也明显有所保留，但在户籍改革的道路上还是有所前进。我们认为，在未来的改革中，进一步放松大城市的户籍管理制度(因为大城市是流动人口主要的迁移目的地)，通过土地制度改革，尤其是集体建设用地入市等措施让城市的房价降下来，为外来人口提供可支付的租住和购住房；通过公共财政体制和教育体制改革让外来人口的孩子可以享受平等的受教育的权利，通过户籍制度改革让在城市打工多年的农民工有机会获得城市户口并定居下来，是中国城镇化、人力资本提升乃至经济、社会可持续发展的必由之路。
①“据国家统计局监测调查结果显示，2010年，全国农民工总数达2.42亿人。其中外出就业1.53亿人，本地非农就业0.89亿人。”新华网：http://news.xinhuanet.com/politics/2011-02/12/c_13729271.htm。
②数据来自国家统计局网站：http://www.stats.gov.cn/tjfx/fxbg/t20100319_402628281.htm。
③Yao Lu et al(2007):"Receipt of remittances substantially increases the likelihood that children are in school,through three pathways:increased household educational spending,reduced child labor,and mitigation of the negative effect of parental absence due to out-migration"。
④在我们的样本中，满足common support条件的Propensity Score的范围是[0.01451658，0.99526673]，匹配将在这个范围内进行。
⑤利用STATA中的命令pscore实现。
⑥“五证”指的是：监护人在京暂住证、在京实际住所居住证明、在京务工就业证明、户口所在地乡镇政府出具的在当地没有监护条件的证明及户口簿。另，深圳市公立学校也有类似要求。
⑦2011年8月16日，《新京报》：http://epaper.bjnews.com.cn/html/2011-08/16/content_265305.htm?div=-1。
标签：留守儿童论文;