童年时期父母外出对受教育水平的影响①——基于中国家庭追踪调查的实证研究

韩保庆 王胜今 张敬霞

(1.中国人民大学 经济学院，北京 100872；2.吉林大学 东北亚研究院，吉林 长春 130012；3.北京师范大学 社会发展与公共政策学院，北京 100875)

1 引言

改革开放以来，随着人口流动障碍逐渐消除，加之经济、生活、工作等各方面压力，流动人口规模迅速增加。2015年1%人口抽样调查中全国流动人口规模达到2.47亿人[1]。我国独特的户籍制度使得劳动人口在迁移时难以举家迁移[2]，与父母外出伴随产生的是缺乏照料的留守儿童。根据段成荣等的估计，中国0-17岁的留守儿童数量已经从2000年的2904.3万人增加到2015年的6876.6万人[3]。庞大的留守儿童群体及留守儿童问题已引起了广泛关注，除健康、照料、心理等问题外，教育问题也是一个重要议题[4]。

教育是促进社会流动的重要推力，留守儿童的教育问题不仅关乎个人未来的发展和收入，还关乎着社会阶层的流动，关乎着中国的人力资本积累和经济发展。对于留守儿童教育问题，已有研究更多关注学习成绩[5]、教育投入[6]、辍学[7]等方面的内容，较少关注童年时期留守经历对其未来受教育水平的影响，而未来受教育水平与学习成绩、教育投入和辍学等指标相比，与工资收入关系更紧密，也更好衡量与比较。而且已有研究大部分只考虑被调查时点父母的外出情况，较少有研究关注整个童年时期父母外出情况对其教育的影响。

基于此，本文使用中国家庭追踪调查（CFPS）数据，实证分析童年时期父母外出经历对其受教育水平的影响，并区分不同样本的影响差异。旨在回答：童年时期父母外出经历对其受教育水平的长期影响及影响差异；不同年龄段的留守经历对孩子的受教育水平有何影响？进而，为父母外出决策提供一些参考，为政策制定提供一些决策依据。

2 文献综述与研究假设

2.1 文献综述

父母外出会通过经济途径和照料途径对孩子的受教育水平产生影响。经济途径主要指家庭收入增加从而为孩子的教育提供经济支持。新劳动力迁移经济学（NELM，The New Economics of Labor Migration）认为父母外出务工是整个家庭的共同决策，外出务工人员所寄回的汇款会被用来缓解家庭的资金压力[8][9]，这些汇款除了用于家庭的日常开支，也会用于孩子的教育投资，从而对孩子的学习成绩和教育获得带来积极影响[10]。而且父母外出可以接触更多信息，会使得父母提高教育回报预期[11]，这也会使得父母增加对子女的教育投资。照料途径主要指父母外出使得父母陪伴在孩子身边的时间和机会减少。父母陪伴孩子时间的减少弱化了父母对孩子的监护作用[12]，减少了父母辅导孩子作业的机会[13]，增加了孩子不当行为（例如逃学、厌学等）的机会[14]，导致孩子身体和心理问题[15]，增加了家务劳动时间[16]，这些因素都会对子女的教育产生不利影响。

关于父母外出对孩子教育的影响国内外进行了一系列的实证研究，但是结论并不一致。有研究认为父母外出会对子女的教育产生有利影响。Bredl研究表明国际移民的汇款增加了国内留守孩子的受教育机会，降低了留守孩子的辍学率等[7]；谢贝妮和李岳云研究发现农村父母外出通过家庭汇款增加了孩子课外补习的开支[6]。吕利丹和王非使用重庆市2010年人口普查数据研究发现农村留守儿童的教育优于与父母同住的农村儿童[1]；隋海梅和宋映泉使用浙江和陕西两省的调查数据研究发现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[17]。也有研究认为父母外出会对子女的教育产生不利影响。胡枫和李善同使用2007年5个城市的农民工调研数据研究发现父母外出务工会显著降低学生的成绩，但是外出汇款能在一定程度上减少这种负面影响[5]。丁继红和徐宁吟使用1997-2011年中国健康与营养调查数据研究发现父母外出务工会显著降低孩子获得年龄相匹配的受教育程度[2]。姚嘉等使用2010年中国家庭追踪调查数据研究发现初中阶段留守儿童的语文成绩要低于非留守儿童，留守儿童读高中的几率低于非留守儿童，终身教育程度也低于非留守儿童[4]。赵玉菡等研究发现留守儿童在学习和道德品行上的表现均不如非留守儿童[18]。

随着研究的深入，已有文献开始关注父母外出对留守儿童教育影响的差异。如有研究关注父亲外出和母亲外出对留守儿童教育的影响差异，研究发现无论教育采用何种指标，都显示父亲外出对留守儿童教育的负向影响要大于母亲外出对留守儿童教育的负向影响[11][19-22]。还有研究关注父母外出对不同年龄阶段（或不同受教育阶段）的儿童教育的影响，发现父母外出对不同年龄阶段的儿童教育的影响存在明显差异[20][23]。还有研究关注在不同时期父母外出对留守儿童教育的影响，发现在不同时期，父母外出对留守儿童教育的影响存在差异[24][19]。还有研究关注父母外出对男童和女童教育的影响差异，发现父母外出对留守儿童教育的影响存在性别差异[24][20]。还有研究关注父母外出时间的长短对留守儿童教育的影响，发现随着父母外出时间的增加，父母外出对留守儿童教育的影响并不相同[19][23]。

2.2 研究假设

根据已有研究，本文认为父亲外出或母亲外出对孩子受教育水平的影响是不同的。Becker的家庭理论认为，当家庭成员按照比较优势在市场和家庭之间分配劳动时间时才有效率[25]，在我国“男主外，女主内”的分工模式依然比较普遍，母亲更多的承担儿童的照料责任[11]，由于母亲在陪伴孩子方面承担着更重要的角色，所以母亲外出通过陪伴途径对孩子受教育水平的影响要大于父亲外出对孩子受教育水平的影响。而与女性相比，男性更容易进入高收入行业，即使在相同行业里，劳动力市场对女性的歧视也使得男性的收入高于女性的收入[26]，父亲在经济支持方面承担更重要的角色，所以父亲外出通过经济途径对孩子受教育水平的影响要大于母亲外出对孩子受教育水平的影响。由于陪伴途径会降低孩子的受教育水平，而经济途径会增加孩子的受教育水平，所以与母亲相比，父亲外出会相对提高孩子的受教育水平。据此，提出本文的第一个研究假设：

假设1：父亲或母亲外出对孩子受教育水平的影响取决于经济途径影响和陪伴途径影响的相对大小，与母亲相比，父亲外出会相对提高孩子的受教育水平。

已有研究表明，对于不同特征的样本以及在孩子的不同年龄阶段，父母外出对孩子受教育水平的总影响是不同的。据此，提出本文的第二个和第三个研究假设：

假设2：在孩子不同年龄阶段，父母外出对孩子受教育水平的影响是不同的。

假设3：对于不同特征的样本，父母外出对孩子受教育水平的影响是不同的。

3 研究设计

3.1 数据来源

本文使用的数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS），该项目旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区3个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。CFPS样本覆盖25个省/直辖市/自治区，目标样本规模为16000户，调查对象包含样本家户中的全部家庭成员。经2010年基线调查界定出来的所有基线家庭成员及其今后的血缘/领养子女将作为CFPS的基因成员，成为永久追踪对象。因为2010年成人问卷中有样本0-12岁时父母的外出情况，所以本文以2010年调查时的成人样本作为研究对象。为了使得本文选取的受教育水平不受正在上学样本的干扰，本文把样本限定为2018年追访成功且2018年不再上学的样本以及2018年追访不成功但是在2010不再上学的样本。由于改革开放前，严格的人口流动障碍使得人口难以流动，所以本文进一步删除了1978年以前出生的样本。本文共有样本7973个。

3.2 研究变量

本文因变量选取的是个人的受教育水平。本文使用样本的最高学历来衡量个人的受教育水平，并参考王胜今和韩保庆的研究把终身受教育水平转换成受教育年限[27]。

本文核心自变量选取的是父亲外出和母亲外出。2010年的调查问卷中询问了“您3岁前，您父亲不与您一起居住的连续时间最长多少周？”、“您3岁前，您母亲不与您一起居住的连续时间最长多少周？”、“您4-12岁时，您父亲不与您一起居住的连续时间最长多少周？”、“您4-12岁时，您母亲不与您一起居住的连续时间最长多少周？”。根据这4个问题分别生成3岁父亲外出、3岁母亲外出、12岁父亲外出、12岁母亲外出4个变量。本文没有根据留守儿童的定义把父母外出设置成二值变量，一方面是因为二值变量会加重多重共线性问题②按外出6个月为界划分父（母）亲是否外出时，3岁父亲外出与3岁母亲外出的相关性为0.70，12岁父亲外出与12岁母亲外出的相关性为0.60。，另一方面是因为二值变量无法衡量父母外出时间的长短。

参考相关的研究，本文的控制变量包括父母受教育水平、父母党员、14岁时父母职业（根据5位数的职业编码分为7类职业③根据职业编码首位数进行分类，首位数为1-6的分别产生6个职业，首位数为7-9的为1个职业。，再加上不适用共分为8类职业，产生7个哑变量）、性别、年龄、12岁时户籍、民族、兄弟姐妹数量、12岁时居住地所在的省份（根据30个省/直辖市/自治区产生29个哑变量）。表1列出了各变量的具体定义。

3.3 变量统计性描述

表1 列出了各变量的统计性描述。个人教育的均值为9.92年，父亲教育的均值为6.86年，母亲教育的均值为4.86年。说明改革开放后出生的样本的受教育水平明显高于父辈的受教育水平，而且父辈中，男性的受教育水平明显高于女性的受教育水平。3岁父亲外出的均值为2.85周，高于3岁母亲外出的均值1.71周，12岁父亲外出的均值为9.87周，也高于12岁母亲外出的均值7.29周，说明男性外出的情况比女性外出的情况更普遍。12岁父亲外出的均值约为3岁父亲外出均值的3.5倍，12岁母亲外出的均约为12岁母亲外出均值的4.3倍，说明随着年龄的增加，父母外出务工的平均时间越长，尤其是母亲外出务工的平均时间。表1也列出了其它控制变量的统计性描述。

表 1 变量定义及统计性描述

4 研究结果

4.1 基准回归结果

本文首先分析了在样本0-3岁时，父母外出情况对其受教育水平的影响。回归结果表明无论是否控制父母职业，在子女0-3岁时，父亲外出会增加子女的受教育水平，母亲外出会降低子女的受教育水平，支持了假设1。在控制父母职业后，父母外出系数的绝对值都增加了50%，说明父母职业的差异会削弱父母外出对子女受教育水平的影响。回归结果整体上表明，在控制父母职业后，父亲在子女0-3岁时连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.009年，母亲在子女0-3岁时连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均减少0.009年。

本文又分析了在样本4-12岁时，父母外出情况对其受教育水平的影响。回归结果表明无论是否控制父母职业，在子女4-12岁时，母亲外出会降低子女的受教育水平，父亲外出对子女的受教育水平无影响，支持了假设1。在控制父母职业后，父亲外出和母亲外出的系数都没有发生变化，说明父母职业的差异不影响4-12岁时父母外出对子女受教育水平的影响。在子女4-12岁时，父亲连续外出最长时间不影响子女的受教育年限，母亲连续外出最长时间每增加1周，子女的平均受教育年限减少0.003年。

在样本0-3岁和4-12岁时，父亲外出对其受教育水平影响的不同支持了假设2部分内容。在子女0-3岁时，父亲外出会增加子女的受教育水平，在子女4-12岁时，父亲外出对子女的受教育水平无影响。原因可能是在子女0-3岁时，父亲外出对子女陪伴的影响要小于子女4-12岁时，而在子女0-3岁和4-12岁时，父亲外出对经济的影响差异较小。

控制变量的回归结果也与已有文献的结果一致。父亲受教育年限和母亲受教育年限每增加1年，子女的平均受教育年限分别增加约0.18年和0.16年，与邹薇和马占利的研究结果一致[28]。样本的年龄每增加1年，平均受教育年限降低约0.14年，说明出生时间越晚的样本平均受教育水平越高，这与我国教育资源的提高是一致的。农业户口的样本受教育年限要比非农户口的样本低1.2-1.5年，这与丁从明和张培莹的结论一致[29]。兄弟姐妹的数量每增加1个，样本的受教育年限平均下降约0.4年，该结论支持了资源稀释论，即兄弟姐妹数量的增多会降低孩子的教育获得[30][11]。党员的系数显著为正，说明党员的受教育水平要高于非党员，可能的原因是受教育水平越高的个体越容易入党。父亲党员的系数显著为正，说明父亲是党员的样本受教育年限要高于父亲非党员的样本。

4.2 稳健性检验

由于受教育水平越高的人在调查时正在上学的可能性越高，所以把正在上学的样本删掉就容易造成样本选择性偏误。由于2010年的成人样本最低年龄为16岁，所以2010年成人样本中所有样本2018年的年龄都在24岁以上。在中国，24岁基本上都达到了高中毕业的年龄，还在上学的基本都是处于大学或研究生阶段。本文把本科及以上学历水平都转换成受教育年限16年，目前在读的本科及以上学历样本的受教育年限也设为16年。这样处理就不需要把正在上学的样本排除掉。基于以上考虑，本文使用2010年的成人样本中在2018年追访成功的所有样本进行了稳健性检验。

表3 列出了稳健性检验的回归结果。稳健性检验的回归结果与基准回归结果的差异不大。回归结果表明，在子女0-3岁时，父亲连续外出最长时间的增加会提高子女的受教育水平，母亲连续外出最长时间的增加会降低子女的受教育水平；在子女4-12岁时，父亲连续外出最长时间的增加不影响子女的受教育水平，母亲连续外出最长时间的增加会使得子女的平均受教育水平下降。回归结果也支持了假设1和假设2的部分内容。在稳健性检验的回归结果中，父亲外出的系数要大于基准回归结果中的系数，母亲外出的系数要小于基准回归结果中的系数，说明样本选择偏误确实会低估父母外出对子女受教育水平的影响，但是不影响主要的结果。稳健性检验的结果表明本文的结论是可靠的。控制变量的系数在稳健性检验和基准回归中的差异也不大。

表2 OLS回归结果

5 异质性分析

对于不同样本，父母外出对子女受教育水平的影响可能不同。因此，本文进一步进行了异质性分析，对于不同特征的样本分别进行回归。表4列出了分样本回归结果。

表4 分样本回归结果

首先，本文把样本按城乡④根据样本12岁时的户籍状况进行分组。非农样本属于城市组，农业样本属于农村组。分成城市组和农村组。在对城市组进行回归的结果中，无论使用样本0-3岁时父母外出情况还是使用样本4-12岁时父母外出情况，回归结果都表明父母外出对子女的受教育水平没有明显影响。对农村组进行回归的结果与总体样本的回归结果基本一致。在子女0-3岁时，父亲连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.009年，母亲连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均减少0.01年，在子女4-12岁时，父亲连续外出最长时间不影响子女的受教育年限，母亲连续外出最长时间每增加1周，子女的平均受教育年限减少0.004年。回归结果表明在子女0-3岁时，父亲外出会增加子女的受教育水平，母亲外出会降低子女的受教育水平，在子女4-12岁时，父亲外出对子女的受教育水平无影响，母亲外出会降低子女的受教育水平，支持了假设1。城市组和农村组的回归结果表明父母外出对子女受教育水平的影响存在城乡差异，支持了假设3。

其次，本文把样本按性别分为男性组和女性组。男性组的回归结果与女性组的回归结果差异也较大。对男性组进行回归的结果与总体样本的回归结果基本一致。在儿子0-3岁时，父亲连续外出最长时间每增加1周，儿子的受教育年限平均增加0.012年，母亲连续外出最长时间每增加1周，儿子的受教育年限平均减少0.018年，在儿子4-12岁时，父亲连续外出最长时间不影响儿子的受教育年限，母亲连续外出最长时间每增加1周，儿子的平均受教育年限减少0.005年。回归结果表明在儿子0-3岁时，父亲外出会增加儿子的受教育水平，母亲外出会降低儿子的受教育水平，在儿子4-12岁时，父亲外出对儿子的受教育水平无影响，母亲外出会降低儿子的受教育水平，支持了假设1。在男性样本回归中，父亲外出和母亲外出回归系数的绝对值都大于在总体样本回归中的绝对值，说明父母外出对男孩的受教育水平影响程度较大。对女性组进行回归的结果中，无论使用样本0-3岁时父母外出情况还是使用4-12岁时父母外出情况，回归结果都表明父母外出对女儿的受教育水平没有明显影响，但是父亲外出的系数都大于母亲外出的系数，回归结果也支持了假设1。男性组和女性组的回归结果表明父母外出对子女受教育水平的影响存在性别差异，支持了假设3。

表 3 稳健性检验回归结果

最后，本文把样本按地区分为东部组、中部组和西部组⑤东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆和广西。。3个样本组中回归结果差异也较大。对于东部组，在子女4-12岁时，父亲连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.005年，母亲连续外出最长时间对子女的受教育年限无影响，在子女0-3岁时，父亲连续外出最长时间和母亲连续外出最长时间都对子女的受教育年限无影响。回归结果表明在子女0-3岁时，父亲外出和母亲外出都不会影响子女的受教育水平，在子女4-12岁时，父亲外出会增加子女的受教育水平，母亲外出不会影响子女的受教育水平。父亲外出的回归系数大于母亲外出的回归系数，支持了假设1。对于中部组，在子女0-3岁时，父亲连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.015年，母亲连续外出最长时间对子女的受教育年限无影响，在子女4-12岁时，父亲连续外出最长时间和母亲连续外出最长时间都对子女的受教育年限无影响。回归结果表明在子女0-3岁时，父亲外出会增加子女的受教育水平，母亲外出不会影响子女的受教育水平，在子女4-12岁时，父亲和母亲外出都不会影响子女的受教育水平。父亲外出的回归系数也大于母亲外出的回归系数，也支持了假设1。对于西部组，在子女0-3岁时，母亲连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均减少0.019年，父亲连续外出最长时间对子女的受教育年限无影响，在子女4-12岁时，母亲连续外出最长时间每增加1周，子女的受教育年限平均减少0.007年，父亲连续外出最长时间对子女的受教育年限无影响。回归结果表明，父亲外出不会影响子女的受教育水平，母亲外出会减少子女的受教育水平。父亲外出的回归系数也大于母亲外出的回归系数，也支持了假设1。东部组、西部组和西部组的回归结果表明父母外出对子女受教育水平的影响存在地区差异，支持了假设3。

6 结论与讨论

由于父母外出而产生的留守儿童问题一直是学术界关注的热点，而且近年来该群体数量在不断扩大，而教育问题又关系到孩子的未来和社会的发展。因此，研究留守儿童的教育问题就非常重要。父母外出一方面使孩子缺少陪伴和关心，容易产生厌学、成绩下降、辍学等行为，另一方面父母外出可以使家庭获得更多的经济支持，为孩子的教育带来物质保证，增加继续教育的机率。如何更好权衡父母外出和孩子的教育问题是多数人面临的困境，如何更好找到留守儿童教育问题的关注点也是社会所需，通过以上分析本研究有以下几点发现：

第一，与母亲外出相比，父亲外出会提高子女的受教育水平。即使在稳健性检验和分样本回归中，该结论依然成立。这一结果可以由工资性别差异和“男主外，女主内”的家庭分工模式进行解释。工资性别差异使得父亲外出务工获得的经济收益大于母亲外出务工，因此父亲外出通过经济途径对子女受教育水平的正向影响就要大于母亲外出对子女受教育水平的影响。“男主外，女主内”的家庭分工模式意味着在孩子照料方面，母亲承担着更多的责任，因此母亲外出通过陪伴途径对子女受教育水平的负向影响要大于父亲对子女受教育水平的影响。相比母亲外出，父亲外出通过经济途径对子女受教育水平的正向影响较大，通过陪伴途径对孩子受教育水平的负向影响较小。因此，与母亲外出相比，父亲外出会提高子女的受教育水平。

第二，在孩子的不同年龄阶段，父亲外出对子女的受教育水平的影响不同，母亲外出对子女的受教育水平相同。对总体样本进行回归的结果显示，父亲在子女0-3岁时外出会增加孩子的受教育水平，在孩子4-12岁时外出对子女的受教育水平无影响，母亲在子女0-3岁时和4-12岁时外出都会降低孩子的受教育水平。分样本回归的结果显示，在孩子的不同年龄阶段，父亲外出和母亲外出对子女的受教育水平的影响也不同。对于农村组、男性组、东部组，父亲在子女0-3岁时外出会增加孩子的受教育水平，在孩子4-12岁时外出对孩子的受教育水平无影响。对于中部组，父亲在子女0-3岁时外出对子女的受教育水平无影响，在子女4-12岁时外出会增加子女的受教育水平。对于农村组、男性组、西部组，母亲在子女0-3岁时和4-12岁时外出都会降低子女的受教育水平。

第三，对于不同的样本，父母外出对子女受教育水平的影响不同。首先，父母外出对城市样本和农村样本的影响不同。对于城市样本，父母外出对子女的受教育水平都无影响。对于农村样本，父亲在子女0-3岁时外出会提高孩子的受教育水平，在4-12岁时外出对子女的受教育水平无影响。母亲在子女0-3岁和4-12岁时外出都会降低孩子的受教育水平。其次，父母外出对儿子和女儿的受教育水平不同。父母外出对女儿的受教育水平都无影响。父亲在儿子0-3岁时外出会提高儿子的受教育水平，在4-12岁时外出对儿子的受教育水平无影响，母亲在儿子0-3岁和4-12岁时外出都会降低儿子的受教育水平。最后，父母外出对不同地区样本的影响不同。对于东部样本，父亲在子女4-12岁时外出会增加子女的受教育水平，在子女0-3岁时外出不会影响子女的受教育水平，母亲在子女0-3岁和4-12岁时外出都不会影响子女的受教育水平。对于中部样本，父亲在子女0-3岁时外出会增加子女的受教育水平，在子女4-12岁时外出不会影响子女的受教育水平，母亲在子女0-3岁和4-12岁时外出都不会影响子女的受教育水平。对于西部样本，父亲在子女0-3岁和4-12岁时外出都不会影响子女的受教育水平，母亲在子女0-3岁和4-12岁时外出都会降低子女的受教育水平。

父母外出对子女受教育水平的影响是不同的，在孩子的不同年龄阶段以及对于不同特征的孩子的影响也不同。这就启示我们在关注留守儿童的教育方面要有所侧重点。与母亲相比，父亲外出会提高子女的受教育水平，事实上，父亲外出并不会降低孩子的受教育水平，因此对父亲外出的留守儿童教育问题可以降低关注，把重点放在母亲外出的留守儿童身上。对于城市样本，父母外出都不会影响子女的受教育水平，而对于农村样本，父母外出会影响子女的受教育水平。因此，对于留守儿童教育问题的关注还是要集中在农村。对于女性样本，父母外出都不会影响子女的受教育水平，而对于男性样本，父母外出会影响子女的受教育水平。因此，对于留守女孩的教育问题可以降低关注，重点关注留守男孩的教育问题。对于东部样本和中部样本，母亲外出对留守儿童的受教育水平无影响，而对于西部样本，母亲外出会降低留守儿童的受教育水平。因此，应该对西部地区母亲外出的留守儿童的教育问题重点关注。