留守经历影响中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿吗——基于浙江、陕西两省的跟踪数据，本文主要内容关键词为：陕西论文,浙江论文,意愿论文,两省论文,中职论文，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。
中图分类号：G40-054 文献标识码：A 文章编号：1671-9468(2014)03-0063-17 随着工业化、城镇化的快速发展，中国已经成为一个拥有最多流动人口的国家。根据2010年第六次全国人口普查的结果，我国流动人口①为22143万人；同2000年人口普查相比，增加10036万人，增长82.89％②。留守儿童是随着流动人口这一群体的产生而出现的。相当多的流动人口在流动过程中无力将子女带在身边，只能把他们留在老家——大多是农村，从而产生了留守儿童。留守儿童指的是不随父母流动、留守在家的流动人口的未成年子女。随着流动人口规模的扩大，留守儿童也越来越多。2010年，我国0～17岁农村留守儿童规模达到6102.55万人，全国每五个孩子中就有一个农村留守儿童。[1]留守儿童与父母分隔两地，父母监护角色的缺失可能对留守儿童身心的健康成长造成不利影响，留守儿童成为同龄人中的弱势群体。因此，这一庞大而又特殊的群体的生活和受教育情况特别值得关注。 目前，留守儿童的教育问题已经成为教育政策制定和研究中的重要方面，取得了一定的成果。但以往研究也存在着一些不足，主要表现是：首先，对留守儿童教育问题的研究基本集中在义务教育阶段，而对他们初中后的教育情况则鲜少涉及；其次，已有研究主要关注留守儿童的学习成绩、心理发展等问题，而对他们其他方面的教育福利状况关注较少。那么，留守儿童在后义务教育阶段的教育福利状况怎样？留守儿童的教育福利是否受到其留守经历的影响？留守儿童与非留守儿童在哪些教育福利方面存在差别？本文利用北京大学中国教育财政科学研究所和中国科学院农业政策研究中心以及斯坦福大学合作研究团队在2011年和2012年对我国浙江省和陕西省中职学生的跟踪调查数据，就中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿与其留守经历的关系进行了初步研究，以期对以上问题进行探讨，弥补国内现有研究之不足。 一、文献综述 留守儿童是随着流动人口这一群体的产生而出现的。西方国家的社会结构和经济发展模式与我国有很大的差别，基本不存在像我国一样的流动人口和留守/流动儿童的概念，西方国家面临的类似问题是移民和迁移儿童的问题。移民是工业化过程中随着人口的国际流动而产生的，西方学术界有关人口迁移和迁移儿童教育方面的研究远远早于中国，研究成果非常丰厚，对研究我国留守儿童教育问题具有一定的借鉴意义。 很多文献研究了迁移对儿童教育的影响。比如，桑德拉·派克(Sandra Paik)专门针对迁移儿童的教育进行了研究。他指出，迁移严重影响到迁移儿童的教育和学习效果；迁移儿童在上学期间，比原籍儿童的辍学率和留级比例更高。特别是迁移和贫困相互结合对迁移儿童的教育会产生更加严重的影响。桑德拉·派克还从政策的角度对如何加强迁移儿童的教育进行了研究。[2]科尔曼(James Coleman)的研究结论是高迁移率与辍学率呈正相关关系。他认为迁移会打破原有的社区关系网，而这种关系网对儿童学习是一种支持和奖励的资源。[3]还有研究发现迁移也会对儿童的心理健康产生影响[4-6]，同时迁移儿童在受教育过程中还会遇到严重的社会和制度性障碍[7]。另外一些研究认为，迁移对儿童教育的影响只发生在那些与亲生父母分离的子女身上。[8] 我国学者对人口迁移或人口流动的研究大都是借鉴西方的理论来研究中国的现实，对由农村剩余劳动力流动派生出来的流动人口子女教育的研究始于20世纪90年代。进入21世纪以后，社会各界广泛关注流动人口子女教育问题，学术界出现了大量有关流动人口子女教育的研究，这些研究既包括理论的，又包括实证的。总结已有文献，人口流动对儿童教育既有积极的影响，又有消极的影响。积极的影响主要表现在：不少流动人口收入水平提高，生活状况改善，支持孩子学习的经济能力提高；外出就业的经历改变了父母教育子女的理念，加深了他们对教育在职业声望的获得和纵向社会流动方面重要性的认识，提升了他们对子女未来成就的期望。[9]消极的影响主要有：流动人口收入两极分化大，一部分人生活艰难，住房条件差，不利于孩子的学习[10]；适龄儿童的流动或再分布实际上是对教育需求的空间再分布，它将导致儿童流入比较集中的地区教育资源供不应求，而大量儿童流出的地方可能出现教育资源的利用不足或浪费。人口流动为教育的长远规划提出了新的课题。[11]此外，人口流动可能在一定时间内导致家庭结构的变化，影响家庭一般功能的正常实现。比如对留守儿童而言，父母的缺位可能使留守儿童缺乏必需的或足够的行为引导，从而对他们的教育福利产生负面影响。[12] 总结相关文献，笔者发现关于留守儿童教育问题的已有研究存在不足，特别是对留守儿童初中后教育问题鲜有涉及，对留守儿童除学习成绩、心理发展以外的教育福利状况也较少关注。因此，本研究拟初步分析中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿与其留守经历的关系。是否参加中考对于初中学生是一个重要的产出变量，因为参加中考是他们进入普通高中进而实现大学梦想的必经之路。同时，中等职业学校学生的辍学现象已经引起了学者的关注[13]，留守经历与中职学生的辍学行为之间的关系非常值得研究。此外，高中阶段学生进一步接受高等教育的意愿也是要重点关注的问题。总之，本文考察留守经历与上述三个重要产出变量之间的关系，一方面有助于进一步探讨和对照以往的研究成果，另一方面能够弥补相关方面研究之不足。 二、研究设计 (一)研究问题 本文关注的是留守经历对儿童教育福利的影响，用中职学生的考学行为(是否参加过中考)、辍学行为(是否在高一年级辍学)和升学意愿(是否打算上高职高专)这三个指标来衡量教育福利，研究中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿与其留守经历的关系。如研究框架图所示，本文所要研究的问题主要包括以下三个方面： 第一，中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿情况。有多大比例的学生参加过中考？有多大比例的学生在高一年级辍学？又有多大比例的学生打算上高职高专？ 第二，留守儿童与非留守儿童在考学行为、辍学行为和升学意愿上的差别。在控制其他因素的情况下，中职学生中的留守儿童与非留守儿童在考学行为、辍学行为和升学意愿上是否存在显著差别？如果是，存在怎样的差别？ 第三，留守时间对中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿的影响。在控制其他因素的情况下，留守时间对中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿是否有显著影响？如果是，有怎样的影响？
图1 研究框架图 (二)研究假设 以往研究认为，留守经历影响儿童的教育福利。由于数据来源、研究视角、分析对象、衡量指标、研究方法的不同，研究结果并不完全一致，总体而言，留守经历对儿童的影响弊大于利。由于父母的流动，留守儿童的家庭结构发生了变化，从双亲家庭变为临时性的单亲或无亲家庭，家庭不完整和父母监护不到位不利于孩子良好生活习惯的养成、学习成绩的提高和身心健康的发展。不少留守儿童的学习和教养处于全真空或半真空状态，逃学、厌学、辍学、行为失范等现象比一般儿童严重；而且父母流动的时间越长，对留守儿童福利的不利影响就会越大。但留守儿童的教育福利也会受到父母流动带来的积极影响。流动人口经济条件的改善提升了父母投资子女教育的实力，外出就业的经历改变了父母教育子女的理念，提升了他们对子女未来成就的期望，从而会加强他们对子女的家庭教育的重视程度和教育消费倾向。 因此，基于研究问题，结合已有研究，本文提出以下研究假设。 假设1：在控制其他因素的情况下，留守儿童与非留守儿童在考学行为、辍学行为和升学意愿上存在显著差别。具体地，在控制其他因素的情况下，与非留守儿童相比，留守儿童未参加过中考、在高一年级辍学和不打算上高职高专的可能性较大。 假设2：在控制其他因素的情况下，留守时间对中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿有显著影响。具体地，在控制其他因素的情况下，留守时间越长，中职学生未参加过中考、在高一年级辍学和不打算上高职高专的可能性越大。 (三)数据、样本、变量与方法 1.数据来源与样本说明 本文数据来源于北京大学中国教育财政科学研究所和中国科学院农业政策研究中心以及斯坦福大学合作研究团队在2011年10月和2012年5月对浙江省和陕西省137所学校的10467名高中阶段学生及其学校的问卷调查，其中中职样本7411个。问卷包括4份，分别是2011年中职学生调查问卷、2011年中职学校调查问卷、2012年中职学生调查问卷和2012年中职学校调查问卷，不同年份、不同主体的问卷内容有其不同的侧重点。 本文样本包含浙江和陕西两省106所中职学校的7411名高一年级学生，如表1所示。
2.变量选取 (1)因变量 因变量有三个，分别为考学行为、辍学行为和升学意愿。考学行为定义为是否参加过中考，为二分定性变量，参加过中考取值为1，未参加过中考取值为0；辍学行为定义为是否在高一年级辍学，为二分定性变量，在高一年级辍学取值为1，未在高一年级辍学取值为0；升学意愿定义为是否打算上高职高专，为二分定性变量，打算上高职高专取值为1，不打算上高职高专取值为0。 (2)解释变量 为了分析留守儿童与非留守儿童在考学行为、辍学行为和升学意愿上的差别，选取儿童类型作为解释变量，儿童类型分为留守儿童、流动儿童和非流动留守儿童(或被称为其他儿童)。 首先，根据2011年中职学生调查问卷中的问题“你是否跟随爸爸或(和)妈妈到你初中户口所在地以外的地方去上过学”，将跟随爸爸或(和)妈妈到初中户口所在地以外的地方去上过学的界定为流动儿童，将没有跟随爸爸或(和)妈妈到初中户口所在地以外的地方去上过学的界定为非流动儿童。非流动儿童包括留守儿童和非流动留守儿童。其次，根据2011年中职学生调查问卷中的问题“迄今为止在本县以外的地方工作过多少年(包括打工、经商等)？A.从没在外工作过，B.不到1年，C.1～2.9年，D.3～4.9年，E.5～9.9年，F.10年及以上”来区分留守儿童和非流动留守儿童：父亲和母亲都在本县以外的地方工作过的学生是留守儿童，父亲或母亲未在本县以外的地方工作过的学生是非流动留守儿童。值得注意的是，非流动留守儿童既包括父母均未在本县以外的地方工作过的学生，也包括父(母)亲在本县以外的地方工作过而母(父)亲未在本县以外的地方工作过的学生。这样，全体中职学生被分为流动儿童、留守儿童与其他儿童，三者的比例分别为19.68％、39.11％和41.21％。 用“是否是留守儿童”和“是否是流动儿童”来表示儿童类型。是否是留守儿童为二分定性变量，留守儿童取值为1，非留守儿童取值为0；是否是流动儿童为二分定性变量，流动儿童取值为1，非流动儿童取值为0。当是否是留守儿童等于1时，该中职学生为留守儿童；当是否是流动儿童等于1时，该中职学生为流动儿童；当以上两个变量都等于0时，该中职学生为其他儿童。 为了分析留守时间对中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿的影响，选取留守时间作为解释变量。由于问卷中并没有与留守儿童的留守时间严格相对应的问题，因此本文使用父母在外工作的时间来粗略估算留守儿童的留守时间。根据2011年中职学生调查问卷中的问题“迄今为止在本县以外的地方工作过多少年(包括打工、经商等)？”，将父亲在本县以外的地方工作过的年数与母亲在本县以外的地方工作过的年数中的较短者计为留守儿童的留守时间，这样，留守儿童的留守时间分为5种，即不到1年、1～2.9年、3～4.9年、5～9.9年和10年及以上。描述统计结果显示，大约27％的留守儿童的留守时间在10年及以上，留守时间3年以上的超过一半，留守时间少于1年的只有不到25％，因此，中职学生中大部分留守儿童的留守时间较长。
图2 留守儿童的留守时间 将留守儿童的留守时间“不到1年”计为1年，“1～2.9年”计为2年，“3～4.9年”计为4年，“5～9.9年”计为8年，“10年及以上”计为10年，此外，将非留守儿童(流动儿童和其他儿童)的留守时间计为0年。这样得到关于留守时间的连续变量。 (3)控制变量 为了分析留守经历对儿童教育福利的独立作用，本文控制了中职学生的个体特征(年龄、性别、户口、学习努力程度、学习成绩和预期收入)、家庭特征(父母的受教育程度、父亲的职业地位、家庭资产和子女数量)、学校和社会特征(对专业的满意程度、对学校的满意程度、学校性质和所在省份)。 在个体特征中，学习努力程度与学生是否考学、辍学或升学存在一定的相关关系，本研究用周学习时间(小时)来衡量中职学生的学习努力程度，周学习时间越长，说明学生学习越努力。学习成绩也是影响学生是否考学、辍学或升学的最为重要的因素之一。一般而言，与学习成绩较差的学生相比，学习成绩较好的学生能从教育中获得较高的边际收益，因而参加中考、不辍学或打算上高职高专的可能性较大。本研究用2011年数学测试的成绩来衡量学生的学习成绩。根据人力资本理论，个人通过比较不同教育类型、不同受教育年限可能带来的收益以及接受教育所需花费的成本来进行教育投资的选择，以往研究也表明教育的预期收益能够促使人们投资教育。本文用30岁时最高学历为高职的预期月收入与30岁时最高学历为中职的预期月收入之差来衡量预期收入。年龄、性别和户口也是影响学生是否考学、辍学或升学的重要因素。 在教育领域，我们往往需要关注家庭背景对学生的影响，而社会经济地位(Social Economic Status，简称为SES)是一个易于操作和控制并能较好反映学生家庭背景的指标体系。学生的社会经济地位是以其家庭所拥有的社会资源状况来测量的，参照的社会资源一般包括父母的职业、受教育程度和家庭财富等。本文仅以父亲的职业地位来衡量父母的职业。父亲的职业分为9种，即务农、只做家务、经商、给人打工、工人、老师、政府部门人员和其他。我们将这9种职业分为两大类：一类是上层职业，包括政府部门人员、老师、工人和经商；另一类是下层职业，包括给人打工、务农、下岗、只做家务和其他。父母的受教育程度用父母的平均受教育年限来衡量。家庭财富最常用的测量指标是收入，但由于家庭收入的隐私性程度高，研究者往往无法收集到真实数据，同时，由于调查问卷是由学生填写的，经常会出现因学生不了解家庭实际收入而乱填或者拒答的情况，因此，本文所使用的问卷以要求学生报告家庭资产的方式来进行家庭经济状况指标的测量。此外，子女数量也是家庭背景的另一个要素，子女数量的多少影响到每个孩子所能享受到的家庭资源份额，从而直接或间接地作用于父母对未来教育的投资和选择。 学生对所学专业和所在学校越满意，说明他们可能获得了令人满意的教育，从而希望升学的可能性越大。为了控制学生考学行为、辍学行为和升学意愿的学校和地区差别，本文还将学校性质和所在省份引入模型。
3.研究方法 首先，本文使用描述统计的方法，描述中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿，比较留守儿童、流动儿童与其他儿童考学行为、辍学行为和升学意愿的差别。其次，使用回归分析的方法，探讨儿童类型和留守时间对考学行为、辍学行为和升学意愿的独立影响。由于三个因变量均为二分定性变量，因此构建二元logit模型分别对它们进行回归。统计分析软件使用Stata12.0。 三、分析结果 (一)描述分析结果 1.中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿 如图3所示，有16.88％的中职学生未参加过中考，大约10％的学生在高一年级就辍学了，而超过一半(51.13％)的学生打算上高职高专。这说明：(1)中职学校招收了很多未参加中考的学生，出现这种现象的原因可能是很多成绩较差的学生在初中时被“分流”到中职，也可能是一些不符合中考报名条件的学生(如流动儿童)无法在当地参加中考，中职学校迫于招生压力招收了这些未参加中考的学生；(2)中职学校的辍学率约为10％，辍学现象比较严重；(3)中职学生对毕业出路的选择不再是单一的就业，而是有相当数量的中职学生希望毕业后能继续学习，接受高等教育。
图3 中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿 2.留守儿童、流动儿童与其他儿童考学行为、辍学行为和升学意愿的差别 图4描述的是留守儿童、流动儿童与其他儿童的考学行为、辍学行为和升学意愿的差别。就考学行为而言，其他儿童中未参加过中考的学生比例最高，为18.05％，其次是流动儿童(17.72％)，留守儿童中未参加过中考的学生比例最低(14.78％)；流动儿童、留守儿童与其他儿童在高一年级的辍学率依次为12.40％、10.90％和9.23％；在升学意愿方面流动儿童中打算上高职高专的学生比例最高，为55.20％，其次是留守儿童(51.32％)，最后是其他儿童(49.30％)。由此可以认为，在不考虑其他因素的情况下，留守儿童、流动儿童与其他儿童的考学行为、辍学行为和升学意愿存在差别。
图4 留守儿童、流动儿童与其他儿童在考学行为、辍学行为和升学意愿上的差别 (二)回归分析结果 上面的描述分析初步展示了留守儿童、流动儿童与其他儿童的考学行为、辍学行为和升学意愿的差别，下面本文将使用回归分析的方法，探讨儿童类型和留守时间对考学行为、辍学行为和升学意愿的独立影响，并藉此验证研究假设。由于三个因变量均为二分定性变量，因此构建二元logit模型分别对它们进行回归。所构建的二元logit模型如下：
模型(1)—(3)基于以上方程式，因变量Y的含义分别为是否参加过中考、是否在高一年级辍学和是否打算上高职高专，1为是，0为否。P分别表示参加过中考、在高一年级辍学和打算上高职高专的概率，1－P分别表示未参加过中考、未在高一年级辍学和不打算上高职高专的概率，则P/(1－P)分别表示参加过中考与未参加过中考、在高一年级辍学与未在高一年级辍学、上高职高专与不打算上高职高专的概率之比，即机会比率。解释变量S的含义为是否是留守儿童，1为是，0为否；解释变量M的含义为是否是流动儿童，1为是，0为否。X为一系列控制变量，其中还包括是否是留守儿童与部分控制变量的交互项，引入交互项的目的是研究在不同因素下，留守儿童与非留守儿童考学行为、辍学行为或升学意愿的差别。模型(1)—(3)中，等式两边同时取指数可将解释变量回归系数
转换为
、
，含义是对应的自变量每变化1个单位所引起的概率比值变化。
是常数项，ε是随机扰动项。
模型(4)—(6)基于以上方程式，Y、P的含义与模型(1)—(3)一致。解释变量T的含义为留守时间，即留守在家的年数；X为一系列控制变量。模型(4)—(6)中，等式两边同时取指数可将解释变量回归系数
转换为
，含义是对应的自变量每变化1个单位所引起的概率比值变化的倍数。
是常数项，ε是随机扰动项。 1.留守儿童、流动儿童与其他儿童考学行为、辍学行为和升学意愿的差别 模型(1)—(3)的对数似然比卡方值的伴随概率(Prob＞chi2)均小于0.01，表明模型的总体显著性水平较高，各个模型的因变量确实会受到模型中所包含的若干自变量的影响。 在模型(1)—(3)中，解释变量“是否是留守儿童”的回归系数均未通过显著检验。这说明，在控制其他因素的情况下，留守儿童与非留守儿童在考学行为、辍学行为和升学意愿上似乎不存在显著差别。由此否定了假设1。但值得注意的是，在模型(2)和(3)中，解释变量“是否是流动儿童”均在0.01的水平上通过了显著性检验，回归系数分别为0.3882和0.2044。这说明，在控制其他因素的情况下，流动儿童与非流动儿童在辍学行为和升学意愿上存在显著差别，与非流动儿童相比，流动儿童在高一年级辍学的可能性更大，其机会比率是前者的1.47倍，上高职高专的可能性也更大，其机会比率是前者的1.23倍。 此外，在模型(1)中，留守儿童与父亲的职业地位、家庭资产、学校省份的交互项的回归系数分别为0.4398、－0.1512、0.4721，并分别在0.01、0.01和0.05的水平上通过显著性检验。这说明，与其他中职学生相比，父亲处于较高职业地位的留守儿童参加过中考的可能性更大；留守儿童的家庭资产越多，参加过中考的可能性更小；与其他中职学生相比，来自浙江的留守儿童参加过中考的可能性更大。 与我们的研究假设不同，留守儿童参加过中考、未在高一年级辍学和打算上高职高专的可能性不比非留守儿童小，这说明，留守儿童在考学、求学和升学等方面的教育福利并未受到留守经历的不利影响。产生这一结果的原因可能是，家庭不完整和父母监护不到位带来的消极影响被父母外出就业经历带来的积极影响(对子女教育的重视程度和经济支持的意愿加强)所抵消。还有一个可能的原因是，留守儿童的父母外出就业后爷爷、奶奶等其他家庭成员履行了对这些孩子的监护职责，从一定程度上降低了父母监护的不到位所带来的消极影响。 流动儿童比非流动儿童辍学的可能性更大，打算上高职高专的可能性也大，这说明，流动儿童的教育福利既受到父母流动的积极影响，又受到父母流动的消极影响。从积极影响来看，中职学生大部分是农村户籍，与未流动过的中职学生相比，流动儿童在流动时享受到了优于乡村学校的城市学校教育资源，学习能力更强，而且城市生活经历使他们的视野更为开阔，思想更为积极，更加明白接受高等教育的必要性和重要性；另一方面，外出就业的经历改变了父母教育子女的理念，加强了他们对子女教育的重视程度，提升了经济支持的意愿。从消极影响来看，一是随父母单方流动的流动儿童与留守儿童一样，面临家庭的不完整和父母监护的不到位；二是居住地具有不确定性，能否在一所学校完成学业也具有不确定性，因而辍学现象严重。
注：1.*表示在0.1的水平上显著，**表示在0.05的水平上显著，**表示在0.01的水平上显著。 2.括号中为标准误。 3.不同模型引入的控制变量不同。模型(1)未引入学习努力程度、预期收入、对专业的满意程度、对学校的满意程度、学校性质等变量的原因是本文认为这些变量与学生是否参加过中考无关；模型(2)未引入学习努力程度、预期收入、对专业的满意程度、对学校的满意程度等变量的原因是这些变量是通过2012年学生问卷的相关问题来衡量的，对于辍学学生来说这些变量数据都是缺失的，无法对因变量“是否在高一年级辍学”进行预测。 4.样本量均少于7411，这是由于部分变量数据缺失造成的。对于缺失值的处理办法，总体上分为删除含有缺失值的个案和缺失值插补。模型(1)和(2)中因变量的缺失值较少(分别为90个和273个)，对模型估计结果的影响不大；而模型(3)中因变量的缺失值有1.595个，对模型(3)中的变量使用单个方差T检验的方法进行缺失值分析，发现因变量“是否打算上高职高专”是完全随机缺失的，与“是否是留守儿童”、“是否是流动儿童”、“性别”等变量的大小无关。因此，本文使用直接将含有缺失值的个案删除的办法来处理缺失值。 5.不同模型的样本量不同。这是由于不同模型的因变量不同，控制变量也不完全相同，而部分变量存在数据缺失，因此不同模型缺失值的数量不同，样本量也就不同。 2.留守时间对中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿的影响 模型(4)—(6)的对数似然比卡方值的伴随概率(Prob＞chi2)均小于0.01，表明模型的总体显著性水平较高，各个模型的因变量确实会受到模型中所包含的若干自变量的影响。 在模型(4)—(6)中，解释变量“留守时间”的回归系数均未通过显著性检验。这说明，在控制其他因素的情况下，留守时间对中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿无显著影响，由此否定了假设2。 与我们的研究假设不同，留守时间对中职学生是否参加过中考、是否在高一年级辍学和是否打算上高职高专均无显著影响。这可能是因为留守儿童的留守时间差别较小，不足以产生显著影响。根据前面的描述，大约27％的留守儿童的留守时间在10年及以上，留守时间超过3年的超过一半。
注：1.*在0.1的水平上显著，**在0.05的水平上显著，***在0.01的水平上显著。 2.括号中为标准误。 3.不同模型引入的控制变量不同。原因与模型(1)—(3)相同。 4.样本量均少于7411，这是由于部分变量数据缺失造成的。对于缺失值的处理办法，总体上分为删除含有缺失值的个案和缺失值插补。模型(1)和(2)中因变量的缺失值较少(分别为90个和273个)，对模型估计结果的影响不大；而模型(3)中因变量的缺失值有1595个，对模型(3)中的变量使用单个方差T检验的方法进行缺失值分析，发现因变量“是否打算上高职高专”是完全随机缺失的，与“留守时间”、“性别”等变量的大小无关。因此，本文使用直接将含有缺失值的个案删除的办法来处理缺失值。 5.不同模型的样本量不同。原因与模型(1)—(3)相同。 四、总结与讨论 本文基于2011年和2012年浙江和陕西两省106所中职学校的7411名高一年级学生的跟踪调查数据，描述了中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿以及留守儿童、流动儿童与其他儿童在这些方面的差别，并构建了二元logit模型，运用Stata12.0统计软件，对中职学生的考学行为、辍学行为和升学意愿与其留守经历的独立关系进行了实证分析。本文的主要发现是： 1.在不考虑其他因素的情况下，留守儿童、流动儿童与其他儿童群体中参加过中考的学生比例、辍学率和打算上高职高专的学生比例存在差别。有留守经历的儿童似乎比有流动经历和没有流动留守经历的学生有更大比例参加中考，比有流动经历者有更低比例辍学，比有流动经历者有更低比例打算上高职高专。 2.但在控制其他因素的情况下，留守儿童与非留守儿童在考学行为、辍学行为和升学意愿上并不存在显著差别。而在控制其他因素的情况下，流动儿童与非流动儿童在辍学行为和升学意愿上存在显著差别：与非流动儿童相比，流动儿童在高一年级辍学的可能性更大，打算上高职高专的可能性也更大。 3.留守时间对中职学生考学行为、辍学行为和升学意愿均无显著影响。也就是说，留守儿童的教育福利状况与其留守经历似乎没有显著关系。 上述发现与我们的预期假设并不一致。以往研究认为，留守儿童是一个最弱势的群体，他们的教育福利最差，但是本研究的发现表明留守经历对留守儿童考学行为、辍学行为和升学意愿并没有显著影响。本研究结论不支持目前学界流行观点的原因可能是研究视角不同。以往研究大都关注义务教育阶段留守儿童的学习成绩、辍学比例、逃学行为、厌学心理、心理健康、道德品质和人身安全等，本研究关注的则是中等职业教育阶段留守儿童的考学行为、辍学行为和升学意愿。但也有少数研究与本研究一样，没有发现父母流动对留守儿童的福利状况有影响[14-15]；甚至有研究发现，在教育机会方面，留守儿童比其他儿童机会更多[16]。 留守儿童指的是不随父母流动、留守在家的流动人口的未成年子女。本研究将父亲和母亲都在本县以外的地方工作过、未跟随爸爸和(或)妈妈到初中户口所在地以外的地方去上过学的学生界定为留守儿童。为了检验本研究结果的稳健性，我们改变留守儿童的定义，将父亲或母亲在本县以外的地方工作过、未跟随爸爸和(或)妈妈到初中户口所在地以外的地方去上过学的学生界定为留守儿童，即只要父母中有一方在外地工作即为留守儿童。改变定义后，发现，模型(1)—(3)中解释变量“是否是留守儿童”和“是否是流动儿童”以及模型(4)—(6)中解释变量“留守时间”的回归系数的符号和显著性均未发生改变。因此，在对留守儿童不同的定义下，本研究结果是稳健的。 毋庸讳言，本研究只是在留守经历对中职学生教育的影响这一领域所进行的一个初步尝试，还存在诸多局限。首先，由于数据限制，本研究对留守时间的定义比较粗略，也没有细分留守的类型，比如区分父母皆外出打工的留守、母亲外出打工的留守、父亲外出打工的留守以及父母因其他原因不在孩子身边的留守。其次，本研究没有分析学校层面可能的聚类影响。第三，本研究所使用的多元回归分析并非因果推断，可能存在内生性问题；本研究所使用的样本可能存在选择性偏差，这可能影响到研究结论。第四，本研究在解释研究发现时缺少实证证据支持。此外，本研究的一个发现中留守儿童家庭资产越多参加中考的可能性似乎更小也值得深入分析。因此进一步的研究可以考虑使用工具变量和其他识别策略(倾向值得分匹配法)。[17] 收稿日期：2014-06-10 注释： ①按照第六次全国人口普查的定义，流动人口是“居住地与户口登记地所在的乡镇街道不一致且离开户口登记地半年以上的人口”，“不包括市辖区内人户分离的人口”。 ②第六次全国人口普查主要数据，http://www.stats.gov.cn/ztjc/zdtjgz/zgrkpc/dlcrkpc/dcrkpcyw/201104/t20110428_69407.htm.
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留守经验对中职生考试行为、辍学行为及升学意愿是否有影响？_留守儿童论文
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