一、引言

在城市化和工业化不断加快的背景下，农村外出劳动力规模逐渐增加，农村留守儿童人数也随之增加。第六次人口普查统计显示，至2010年，我国农村地区父亲或母亲至少一方外出的18岁以下儿童人数超过了6000万(段成荣等，2014)。近两年，由于脱贫攻坚、乡村振兴、新型城镇化建设等重要战略决策的部署，我国留守儿童规模有所下降，但整体规模仍然处在高位。民政部2018年对父母双方外出务工或者一方外出务工另一方无监护能力，无法与父母共同生活的不满十六周岁农村户籍未成年人进行的摸底调查结果表明，我国农村留守儿童规模虽然较2016年下降了近22.9%，但仍存在约679万名留守儿童①。长期与父母分离对留守儿童的身心健康有重要影响：一方面，父母外出带来的家庭收入增加，会提高家庭对儿童的健康投资，增加儿童的自信心，从而改善其身心健康状况；另一方面，父母外出务工，对儿童的陪伴和照料缺失，不利于儿童身心健康发展。规模庞大的留守儿童群体是我国未来劳动力的重要来源，其身心健康状况不仅会直接影响个人未来发展，也会影响我国的经济发展和社会稳定(Heckman et al., 2006；李芳等，2016)，关注留守儿童的身心健康具有重要意义。

① 资料来源于人民网：http://finance.people.com.cn/n1/2018/0901/c1004-30265649.html

当前关于留守儿童健康问题的研究较多，但这些研究主要集中探讨了父母外出对儿童身体健康的影响，而对于留守儿童心理健康问题的研究较少(Antman，2012；朱斯琴，2016)。并且，由于各研究选用的测量指标、研究样本、计量方法等的不同，现有关于留守儿童身体健康的研究也未就父母外出对儿童身体健康的影响达成共识。部分研究认为父母外出对留守儿童身体健康有显著地负面影响(陈在余，2009；宋月萍、张耀光，2009；赵晓航，2012；丁继红、徐宁吟，2018)，也有部分研究认为父母外出对儿童的身体健康并无显著负面影响，甚至表现出积极影响(Levitt, 1998；孙文凯、王乙杰，2016等)。这些研究大都停留在父母外出与留守儿童健康状况的相关性分析，仅有的少数进行因果识别的研究在识别方法上也存在一定争议。并且，这些研究在健康指标选取、样本构建方面较少考虑可能存在的测量偏误和样本选择性问题，也缺乏对父母外出作用于儿童健康的机制探讨。因此，父母外出对留守儿童身体健康的真实影响及其作用机制仍需进一步探究。事实上，除身体健康外，心理健康也是影响儿童未来发展的重要因素，其影响程度甚至可能超过了身体健康(Heckman and Stixrud, 2006；Campbell et al., 2014)。但当前关于留守儿童心理健康的研究大都止步于心理学的理论分析(任宁、沈莉，2008；刘裔涛、刘书铭，2009；Gao et al., 2010等)，仅个别学者实证分析了父母外出对留守儿童心理健康的影响(朱斯琴，2016；刘红艳等，2017)，但这些研究也存在识别不足和机制探讨缺乏等问题。

鉴于此，本文基于北京大学、中国社会科学院和首都经贸大学2015-2016年在河北和四川五个国定贫困县获得的两期追踪调查数据，使用更为有效的方法，即倾向得分匹配估计与差分模型相结合的方法，缓解模型中的内生性问题，实证分析了父母外出对留守儿童身心健康的影响及其作用机制。本文的研究发现，父母外出总体上并不会影响儿童的身体健康，但对儿童的心理健康有显著的负面影响；父母外出务工的“分离效应”会显著降低儿童的身心健康水平，而“收入效应”则会改善儿童的身心健康状况，抵消“分离效应”对儿童身体健康的负面影响。较之以往研究，本文主要有以下几点贡献：(1)实证分析了父母外出对儿童心理健康的影响，填补了以往实证研究对留守儿童心理健康问题的探讨不足；(2)使用倾向得分匹配估计和差分模型相结合的方法，更为有效地识别了父母外出作用于留守儿童身心健康的因果影响；(3)实证检验了父母外出作用于留守儿童身心健康的两种理论机制——“收入效应”和“分离效应”，弥补了以往相关研究的机制探讨缺乏。

文章后续内容安排如下：第二部分是机理分析；第三部分是实证方法和数据的介绍；第四部是基本结果分析；第五部分是内在机制检验；最后是文章结论与政策含义。

二、机理分析——“分离效应”和“收入效应”

回顾国内外关于父母迁移对留守子女身心健康的影响的研究，父母外出作用于儿童健康的两种理论机制主要有两种：其一，父母外出务工，对孩子的照料和关爱缺失，不仅会降低孩子的身体健康水平，也会对其心理健康产生负面影响，即“分离效应”(Kandel and Yao, 2001；Lu and Treiman, 2007；Hu et al., 2014等)；其二，父母外出务工会提高家庭经济收入，增加对孩子的健康投入，改善孩子的生活状况，进而提高其身心健康水平，即“收入效应”(孙文凯、王乙杰，2016；苏华山等，2017)。本文部分结合以往相关理论和我国留守儿童的现实情况对父母外出作用于儿童身心健康的“分离效应”和“收入效应”做了简单探讨。

(一) 分离效应

国内关于留守儿童健康的研究大都侧重于父母外出的“分离效应”，认为父母长期与子女分离对留守儿童身心健康的不利影响，这些研究的理论基础主要来源于传统的依恋理论和家庭功能理论。传统的依恋理论从亲子间的情感依恋的视角，分析了父母对于儿童心理健康的影响，认为儿童与父母之间存在着一种情感上的固有联结和纽带即依恋，如果孩子的这种依恋需求没有得到满足，孩子对自身的负面评价增加，安全感降低，会出现焦虑情绪、缺乏自信等不良心理状况(Bowlby, 1982; Mikulincer and Shaver, 2007)。传统的家庭功能理论则从家庭内部功能的视角阐述了家庭环境对儿童身心健康和社会化的影响，认为家庭成员通过影响家庭功能的实现作用于其他家庭成员的身心健康，家庭功能实现过程越顺畅，家庭成员的身心健康会越好，而家庭功能实现过程越不顺畅，对家庭成员的社会化和身心健康发展的不利影响越大(Olson, 1977; Epstein and Skinner, 2008; Mille et al., 2010)。虽然这两种理论分别从不同的角度解释了家庭环境对于儿童心理健康的影响，但在我国留守儿童家庭的现实情况中，父母与子女长期分离，亲子关系中断和家庭功能部分缺失并存，这两种理论机制共同作用于儿童身心健康。在儿童心理健康方面，父母长期外出导致的亲子依恋中断和家庭功能缺失会增加儿童的心理抑郁风险，降低其幸福感，主要表现在以下三个方面：其一，会使得儿童安全感缺乏，儿童与邻里亲友间的交往亲密度减少，受外界欺凌的风险增加，不仅会增加儿童对于自我的负面评价，降低自尊心，也可能会增加负面情绪的积累；其二，父母外出导致的陪伴缺失也会使得儿童的心理问题得不到及时的疏导，日常情感慰藉缺失，加剧其的心理健康的恶化；其三，父母长期在外使得部分留守儿童承担家务劳动增加，会增加留守儿童的心理不平衡感，增大其抑郁和外化的风险。在儿童身体健康方面，父母外出带来的家庭监督、控制等功能缺乏，会增加外界风险对留守儿童的身体健康的负面冲击，主要表现在以下两个方面：一方面，由于自身营养健康意识薄弱，留守儿童容易养成不好的饮食和卫生习惯，如饮食不规律、购买垃圾食品等，不利于儿童身体的健康发育。事实上，部分外出父母，出于对孩子陪伴缺失的愧疚，会放宽对孩子零花钱的约束，进一步增加儿童对于垃圾食品的需求，加大了儿童健康所受的负面冲击；另一方面，当留守儿童身体健康出现某些不良症状时，孩子自身可能无法及时察觉，加之家庭父母角色的缺位，这种健康问题会持久积累，加剧其身体健康恶化。

(二) 收入效应

事实上，父母外出对于儿童身心健康不仅有“分离效应”，也会带来“收入效应”，即父母外出务工带来的经济收益和社会收益对儿童身心健康的积极影响。近年来，我国农村务工人数逐渐增加，在刘易斯二元经济理论框架下，这种规模不断扩大的农村劳动力流出反映了外出务工对于农民经济的改善作用。家庭经济条件作为家庭社会地位和家庭资源获得的主要决定因素无疑会对家庭儿童的身心健康产生直接影响。在儿童心理健康方面，家庭经济条件的改善一方面会降低儿童在班级内和邻里间受歧视的可能性，避免孩子的自尊心受挫(李丹、徐鑫錇，2014)；另一方面，家庭经济条件的改善能够降低孩子卷入欺凌的可能性，也有助于孩子心理调节能力的提高，减少受霸凌行为的消极影响，甚至在这种不好经历中提高自身的抗逆力水平(Musonda Mervyn Mwewa, 2016)。同时，家庭收入的增加，也会减少孩子参与学校活动的经济约束，增加与同伴的交际活动，提高儿童的人际交往能力，扩宽儿童负面情绪的疏散渠道，降低儿童的抑郁风险。在儿童身体健康方面，家庭收入的增加不仅会提高家庭对于健康消费的需求，也会提高家庭的健康投资水平，如提医疗支出和营养支出规模等，实现健康存量的增加(Grossman, 1972)。在我国传统家庭观念下，儿童作为家庭的希望，对儿童健康投资具有更高的优先级，对家庭儿童健康的投资是家庭收入增加带来的健康投资增量中的主要部分。并且，由于儿童处在身心健康发展的关键时期，家庭健康投资对儿童身心健康的改善作用大，也即是说父母外出带的收入增加对儿童身心健康有显著的积极影响。国外不少对于家庭成员跨国迁移的研究也均得出了类似的结论，他们认为跨国迁移家庭成员寄回的收入能够显著改善家庭内未迁移的儿童身心健康状况，即“汇款效应”(Remittance Effect)(Levitt, 1998; Frank and Hummer, 2002；Acosta, P., 2011)。

综合上述分析，父母外出一方面使得亲子间的依恋关系中断，家庭功能缺失，对孩子的身心健康有不利影响，即父母外出的“分离效应”；另一方面，父母外出带来的经济收益增加和社会收益增加也会改善孩子身心健康水平，即父母外出的“收入效应”。父母外出对于留守儿童身心健康的影响取决于父母外出带来的“收入效应”和“分离效应”的相对大小，当外出对儿童身心健康的“收入效应”大于“分离效应”时，父母外出会改善儿童的身心健康状况，反之，父母外出对儿童身心健康会表现出消极影响，而当两者规模相似时，父母外出对儿童身心健康无显著影响。但以上分析也仅是在理论上对父母外出对儿童身心健康的可能影响及其机制做了推测，父母外出对留守儿童身心健康的实际影响如何及其背后的“收入效应”和“分离效应”是否真实存在有赖于后文进一步的实证分析。

三、实证方法及数据介绍 (一) 实证方法介绍

本文使用倾向得分匹配估计与差分模型相结合的方法估计父母外出对儿童身心健康的影响。倾向得分匹配法最早由Rosenbaum and Rubin(1983)提出，该方法的有效性依赖于“可忽略性假设”是否成立。在实际应用中，大多数使用截面数据的研究通过在模型中加入更多能够预测个体处理状态的可观测变量来接近“可忽略性假设”要求。事实上，由于残差项中可能存在某些同时影响个体处理状态和结果变量的不可观测因素，仅以可观测变量匹配估计的平均处理效应作因果推断并不严谨(Dehejia, 2005)。为此，本文借鉴以往学者的做法，采用倾向得分匹配估计与差分模型相结合的方法估计父母外出对儿童身心健康的影响，该方法能够缓解传统倾向得分匹配估计无法解决的不可观测变量干扰，减少选择性偏误，提高估计的准确性(万海远、李实，2013)。

具体而言，本文以父母至少有一方外出的儿童作为处理组，以父母均未外出的儿童作为控制组，先将处理组样本和控制组样本的健康变量在基期和跟踪期做差分，消除个体不随时间变化或随时间同步变化的不可观测变量，如方程(1)和方程(2)所示。然后，基于现有样本，对方程(3)进行估计，拟合倾向得分。最后，利用拟合的倾向得分对控制组和处理组进行匹配，并通过比较匹配后处理组儿童和控制组儿童间的平均健康差异，得到更为有效的处理组平均处理效应(ATT，Average Treatment on the Treated)，如方程(4)所示。

$ \mathrm{DT}=\mathrm{Y}_{\mathrm{it}}^{\mathrm{T}}-\mathrm{Y}_{\mathrm{it}-1}^{\mathrm{T}} $

(1)

$ \mathrm{DC}=\mathrm{Y}_{\mathrm{i}}^{\mathrm{c}}-\mathrm{Y}_{\mathrm{it}-1}^{\mathrm{c}} $

(2)

$ P\left(\mathrm{T}_{\mathrm{i}}=1 | \mathrm{Z}\right)=\varphi\left[f\left(\alpha_{0}+{\rm{ \mathsf{ α} }}_{1} \mathrm{X}_{\mathrm{it} -1}+\mathrm{Y}_{\mathrm{it} -1}+{\rm{ \mathsf{ α} }}_{2} \mathrm{F}_{\mathrm{it} -1}+S c h_{i}+{\rm{ \mathsf{ η} }}_{\mathrm{i}}\right)\right] $

(3)

$ \mathrm{ATT}=\mathrm{E}\left\{\mathrm{E}\left[\mathrm{DT}\left|P\left(\mathrm{T}_{\mathrm{i}}=1 | \mathrm{Z}\right), \mathrm{T}_{\mathrm{i}}=1\right] -\mathrm{E}\left[\mathrm{DC}\left|P\left(\mathrm{T}_{\mathrm{i}}=1 | \mathrm{Z}\right), \mathrm{T}_{\mathrm{i}}=0\right] | \mathrm{T}_{\mathrm{i}}=1\right\}\right.\right. $

(4)

在以上方程中，Y_it^c和Y_it-1^c分别表示控制组儿童在跟踪期和基期的健康变量；Y_it^T和Y_it-1^T分别表示处理组儿童在跟踪期和基期的健康变量；DT是处理组儿童个体健康变量的两期差分项，DC是控制组儿童个体健康变量的两期差分项；P(T_i=1|Z)表示倾向得分变量，即在给定一系列基期协变量的情况下，父母至少一方外出的概率，Z表示包括个人、家庭特征变量和学校固定效应变量在内的一系列协变量向量集；T_i是处理组指示变量，儿童i属于处理组则取值为1，反之则为0；X_it-1表示基期一系列的儿童个人特征变量，如儿童的年龄、性别、年级等；Y_it-1是基期健康变量；F_it-1表示儿童基期家庭特征变量向量集，其中包括父母受教育水平、家庭兄弟姐妹人数等。此外，为提高匹配的质量，本文在倾向得分估计模型中也控制了学校固定效应(Sch_i)。

为检验估计结果的稳健性，在依据倾向得分变量对控制组和处理组进行匹配时，本文也分别使用了卡尺匹配(radius matching)、核函数匹配(kernel matching)和局部线性匹配(local linear regression matching)三种方法进行匹配。卡尺匹配是指在给定的卡尺范围内寻找倾向得分相近个体进行匹配。核函数匹配则是以核函数作为权重，对控制组所有样本进行加权计算出一个虚拟对象与处理组个体进行匹配(Guo and Fraser, 2010)。局部线性匹配的方法和核函数匹配方法相似，只是在计算权重时，并非采用核回归，而是使用局部线性回归的方法(陈强，2010)。

(二) 数据说明

1.数据来源

本文所使用的数据来源于北京大学中国教育财政科学研究所、中国社会科学院人口与劳动经济研究所和首都经济贸易大学劳动经济学院联合课题组于2015-2016年对四川和河北两省五个国定贫困县137所农村小学四年级和五年级学生进行的两次调查。课题组首先采用分层随机抽样的方法获得样本学校，然后在样本学校的四、五年级分别随机抽取两个班的学生进行问卷调查。同时，课题组也对学生家长、学校所在村村干部以及包括校长、班主任、生活老师在内的全部教师进行了问卷调查。最终两次调查获得的有效学生观测分别是17778个和17405个。其中，两期持续跟踪到的学生观测为17173个，由于转出、因病请假等原因损失的基期观测为605个，因留级、转入等原因跟踪期新增观测为232个。本文通过合并2015年和2016年《学生问卷》、《家长问卷》和《学校问卷》三个模块中的部分数据，并剔除少数未进入跟踪调查的观测和跟踪期新进入的观测，构建了当前的两期面板数据。

此外，在两期持续跟踪到的样本中，约2100个学生父母外出变量在基期或跟踪期出现了缺失，为检验观测缺失是否会带来系统性偏差，本文借鉴随机测控实验研究的方法进行了平衡性检验，平衡性检验结果由附表1^①给出。平衡性检验结果显示，缺失样本与未缺失样本在学生个人、家庭、学校等特征变量上并不存在显著差异。并且，由于本文使用的是倾向得分匹配估计与差分模型相结合的方法，部分不可观测的选择性差异也会在处理效应计算过程中被差分掉。因此，本文基于父母外出变量未缺失样本估计的实证结果受样本选择性问题影响的可能性不大。

①限于篇幅，附表1未在文章中给出，如有需要可联系作者获得。

2.变量说明

(1) 父母外出变量(p_out)

参考段成荣、杨舸(2008)的界定方法，本文以过去一年父母至少一方外出务工超过半年作为父母外出的界定标准。如果过去一年父亲或母亲外出务工超过半年，父母外出变量(p_out)取值为1，反之则为零。并且，由于样本中学生年龄分布在8~13岁，均小于《儿童权利公约》划定的18岁、我国政府界定的16岁和以往学者所使用的14岁儿童年龄界限，本文的父母外出变量(p_out)也等价于以往研究是否为留守儿童的指示变量(周福林、段成荣，2006；段成荣等，2013) ^①。在2016年样本中过去一年父母至少一方外出的学生约占45.2%，高于孙文凯，王乙杰(2016)和段成荣等(2013)分别基于农业部农村经济调查中心(RCRE)调查数据和第六次人口普查数据估算的全国农村留守儿童比例，这可能是由于本文使用的数据来自于中西部地区国定贫困县，且调查的年份较近。

① 信息来源于《国务院关于加强农村留守儿童关爱保护工作的意见》，详见：http://www.gov.cn/zhengce/content/2016-02/14/content_5041066.htm

(2) 健康变量

身体健康变量：以往不少研究以儿童自评健康作为其身体健康的主要度量，但考虑到儿童可能对自身健康存在认知不足，以儿童自评健康作为其健康状况的度量可能存在测量误差问题。为此，本文借鉴丁继红、徐宁吟(2018)的方法，基于世界卫生组织针对儿童健康提出的身高年龄别Z值(Height of Age Z, HAZ)和体重年龄别Z值(Weight of Age Z, WAZ)概念，分别计算样本儿童的身高Z评分和体重Z评分，并按Z值等于-2、-1、0、1、2划分年龄别身高Z值(HAZ)和年龄别体重Z值(WAZ)，HAZ大于2则表示儿童生长优良，WAZ大于2或小于-2则表示儿童有超重或体重不足的可能。

心理健康变量：《学生问卷》中包含有美国流行病调查中心的抑郁量表(CES-D量表)，本文基于该量表计算得分用以度量儿童心理健康，这种方法虽然在一定程度上反映了儿童的心理健康状况，但仍存在两个问题：(1)由于儿童实际心理健康条件与成人不同，成人心理健康的量表界定标准可能并不适用于儿童心理健康的度量；(2)量表得分的计算大都采用求和或取均值的方法，掩盖了儿童心理状况的部分变化。基于此，本文除了使用美国流调中心的量表计算的抑郁得分作为儿童心理健康度量外，也分别以反映儿童心理健康状况的三个代表性问题，即儿童回答的过去一周感到“情绪低落，不开心”、“想哭”、“大家都不喜欢自己”的频次构建心理健康变量，变量取值越大，表明儿童心理健康状况越差。较之传统的量表变量，这些变量更清晰地揭示了儿童心理健康受父母外出的影响。并且，由于使用的是差分后的倾向得分匹配估计，这些心理健康变量中的测量偏误能在一定程度上被消除。

此外，为进一步说明父母外出作用于儿童身心健康的稳健性，本文也以儿童回答的“较之同龄人，自身健康状况”和“上半年，因生病或身体不舒服而未上学的时间”构建新的身体健康变量，以儿童回答的幸福感程度作为新的心理健康变量，具体的界定方式由表 1中的窗格2和窗格3给出各健康变量的具体界定方式。

(3) 其他控制变量

本文也使用了一系列的协变量，如儿童的年龄、性别、年级、兄弟姐妹人数、基期住校情况、基期学业成绩、父母受教育水平等变量，表 1中的窗格1给出了这些变量的界定方式及其简单统计比较。由表 1中的统计结果可知，与非留守儿童相比，留守儿童平均年龄更小，女孩占比更低，父母受教育水平在高中以下的比例更低。

此外，表 1中的窗格2也给出了不同身心健康变量在不同样本组的统计结果。与父母在家的儿童相比，父母外出儿童的身高Z评分均值更小，而体重Z评分、过去一周感到“想哭”、“情绪低落”和“大家都不喜欢我”的频次更大，即父母外出的儿童心理健康状况较之父母在家的儿童更差，身高普遍较非留守学生更低，但超重或重量不足的可能性较之父母在家的学生更小。实际上，由于父母外出的学生与父母在家的学生在基本特征变量上也表现出显著差异，父母外出的学生与父母在家的学生在身心健康上的统计差异并不能说明这种健康差异是由父母外出所致。为此，本文后续将利用倾向得分估计和差分模型相结合的方法，进一步探究父母外出对学生身心健康的影响。

四、基本结果分析 (一) 倾向得分估计与匹配平衡性检验

为获得处理组和控制组的倾向得分，本文分别估计了控制不同基期健康变量的logistic模型(3)式，估计结果由表 2给出。综合表 2中(1)-(6)中的估计结果显示，在控制了学校固定效应后，儿童基期的身心健康状况、年龄、性别、住校情况、所在年级以及父母教育水平与父母是否外出有显著相关性，具体表现为：基期的身体健康状况越好，年龄越大，母亲受教育程度越高的儿童，其父母外出务工的可能性更大；男孩父母外出的可能性也更高。此外，表 2中各模型估计的拟合优度也均超过了11%，一定程度上说明控制不同基期健康变量的模型(3)均能较好地预测儿童父母外出概率。

倾向得分匹配得分估计结果的有效性依赖于匹配后控制组与处理组的平衡状况。为此，在分析倾向得分匹配估计结果之前，本文也检验了部分基期变量在匹配前后处理组和控制组间的平衡性。一对一匹配的平衡性检验结果(表 3)显示，匹配后所有变量的偏误比例都下降至5%以下，各变量的偏误下降比例达60%以上，t检验结果也均不拒绝处理组与控制组无显著差异的原假设，表明倾向得分匹配在很大程度上消除了处理组与控制组在可观测变量间的系统性偏差^①。

① 控制不同健康变量得到的匹配结果与表 2结果相似，限于篇幅，文中仅以控制学生感到“情绪低落”变量得到的倾向得分匹配结果为例说明。

(二) 一对一倾向得分匹配估计结果分析

基于匹配后的处理组和控制组样本，本文估计了父母外出对儿童身心健康的影响，估计结果由表 4给出。表 4同时报告了匹配前和匹配后的ATT，表中前三行是父母外出对儿童身体健康的平均处理效应估计结果，后四行是父母外出对儿童心理健康的平均处理效应估计结果。匹配前的估计结果显示，以体重Z评分和抑郁得分为健康变量的ATT均为负，且都通过了统计显著性检验，而在以其他指标为健康变量的估计结果中，ATT均不显著异于零。匹配后，ATT在以学生抑郁得分及其过去一周感到“情绪低落”、“想哭”和“大家不喜欢自己”的频次为健康变量估计的结果中均为正，且都通过了统计显著性检验，而在以体重Z评分和身高Z评分为被解释变量的估计结果中均不显著异于零，表明在缓解了留守儿童和非留守儿童的基期系统差异后，留守儿童较之非留守儿童有更高的抑郁得分和消极情绪频次，即父母外出会显著增加儿童的抑郁风险及其感觉“情绪低落”、“想哭”和“大家不喜欢自己”的次数，但对儿童的身体健康无显著影响。

(三) 稳健性检验

本文主要使用以下两种稳健性检验方法：方法一，基于不同的匹配方法匹配的样本估计ATT；方法二，换用不同身心健康变量重新估计ATT。这两种稳健性检验的结果均表明，父母外出对留守儿童的身体健康无显著影响，但会显著降低留守儿童的心理健康水平。

1.不同匹配方法

表 5分别报告了使用卡尺匹配、核函数匹配和局部线性匹配方法重新匹配后估计得到的结果。表 5的结果显示，在以抑郁得分以及学生过去一周感到“情绪低落”、“想哭”和“大家都不喜欢我”的频次为心理健康变量的估计结果中，基于三种不同匹配方法得到的ATT均为正，且都通过了统计显著性检验，即父母外出会显著增加儿童的抑郁风险，具体表现为使得儿童过去一周感到“情绪低落”、“想哭”和“大家都不喜欢我”的次数增加。此外，在以身高Z评分和体重Z评分为健康变量的估计结果中，基于不同匹配方法得到的ATT也均不显著异于零，且规模较小，表明父母外出对儿童的身体健康无显著影响。整体而言，基于不同匹配方法得到的双重差分估计系数与表 4估计结果相似，即父母外出会显著降低儿童的心理健康状况，但对儿童的身体健康无显著影响。

2.不同健康变量

本文分别以儿童的自评健康和是否因病停学两个变量作为新的身体健康变量，以儿童的幸福感程度作为新的心理健康变量，同样使用倾向得分匹配与差分模型相结合的方法估计父母外出对儿童身心健康的影响，估计结果由表 6给出。表 6的估计结果显示，在以儿童自评健康和是否因病停学为健康变量估计的结果中，基于四种不同匹配方法得到的ATT在统计上均不显著异于零，且规模较小，表明父母外出对儿童身体健康无显著影响。此外，在以学生回答的幸福感程度为健康变量估计的结果中，基于四种不同匹配方法得到ATT均为负，且在一对一匹配、卡尺匹配和局部线性函数匹配得到的结果中均通过了5%显著性检验，即父母外出会显著降低儿童的幸福感程度，在一定程度上反映了父母外出对儿童心理健康的消极影响。综上可知，换用不同健康变量估计的结果也表明父母外出会显著降低儿童的心理健康水平，但对于儿童的身体健康无显著影响，与表 4估计结果一致。

五、内在机制检验

正如本文理论分析部分所述，父母外出对儿童的身心健康有积极的“收入效应”和消极的“分离效应”，这种两种效应的相对大小决定了父母外出对儿童身心健康的最终影响。在这种情况下，前文实证发现，即父母外出对儿童身体健康无显著影响，但对儿童心理健康有显著不利影响，可能是由于父母外出的“收入效应”抵消了“分离效应”对儿童身体健康的消极影响，但无法抵消“分离效应”对儿童心理健康的消极影响所致。本部分基于当前样本对父母外出的“分离效应”和“收入效应”进行了检验，以进一步明晰父母外出对于农村留守儿童身心健康的影响路径。

(一) 分离效应

1.母亲是否外出对儿童健康的影响

一般而言，母亲是家庭照料责任的主要承担者，母亲对孩子的照料和陪伴作用较之父亲更大(刘靖，2008；宋月萍、张耀光，2009等)。因此，母亲外出务工对孩子的影响更多地反映了父母外出的“分离效应”，本文通过比较母亲外出务工和父亲外出对儿童健康的影响差异能够间接地检验父母外出的“分离效应”。

表 7中的窗格1和窗格2分别给出了以母亲外出和仅有父亲外出的儿童作为新的处理组，重新进行匹配后估计得到的平均处理效应由于母亲单独外出的样本较少，本文在此只通过比较“母亲外出”和“母亲不外出，仅父亲外出”两组学生来说明“分离效应”。。在窗格1中，母亲外出儿童的平均处理效应在(1)-(4)和(6)中均为正，而在(5)中为负，且都通过了统计显著性检验，即母亲外出不仅会显著增加儿童的抑郁程度，增加其感到“情绪低落”、“想哭”和“大家都不喜欢自己”的次数，降低儿童心理健康水平，也会对儿童的身体发育产生不利影响，具体表现为体重更高，身高偏矮。在窗格2中，父亲外出变量的估计系数在(1)-(6)中均不显著异于零，表明母亲在家，仅父亲外出并不会对儿童的身心健康产生显著影响。综合而言，母亲外出较之父亲外出对儿童身心健康的消极影响更大，间接说明了，父母外出的“分离效应”存在，且对儿童身心健康表现出不利影响。

2.父母外出对不同性别儿童的影响

不同性别儿童对父母照料的需求可能不同，同龄女孩较男孩更加成熟，对父母照料的需求更小。也即是说，如果“分离效应”存在，其对于女孩的影响程度可能较之男孩更小。基于此，本文也分别检验了母亲外出和仅父亲外出对不同性别儿童身心健康的影响，估计结果由表 8给出。

在表 8中，窗格1的估计结果显示，母亲外出的平均处理效应在(4)中显著为负，而仅父亲外出的平均处理效应在(1)-(6)中均不显著异于零，即父亲外出不会对女生身心健康产生显著影响，母亲外出虽然会显著降低女孩感到“大家都不喜欢自己”的次数，但整体上并不会增加女孩的抑郁风险。在窗格2中，母亲外出的平均处理效应在(1)中显著为正，而在(4)中显著为负，表明母亲外出不仅会显著增加男孩的抑郁程度，也不利于男孩的身体发育。此外，在窗格2中，仅父亲外出的男孩平均处理效应在(2)中显著为正，而在其他列中均不显著异于零，即仅父亲外出会显著增加男孩感觉“想哭”的频次，但整体上并不会对男孩的抑郁程度和身体发育产生显著影响。比较窗格1和窗格2中的估计结果可知，父母外出对自我照料能力更强的女孩的身心健康无显著消极影响，甚至会降低女孩感觉“大家都不喜欢自己”的次数，而对自我照料能力较差的男孩的身心健康有显著的消极影响，再次说明父母外出对儿童的“分离效应”存在。

3.父母累计外出时间对儿童健康的影响

此外，如果“分离效应”真实存在，父母外出时间越长，对儿童的生活照料和关爱缺失更严重，对儿童身心健康的不利影响也可能更大。因此，比较基于父母外出时间不同的样本估计结果也能在一定程度上说明父母外出的“分离效应”。本文利用学生基期回答的父母以往外出情况，重新界定两个新的处理组，即“父亲或母亲以往外出过，且过去一年也外出的儿童”和“父亲或母亲以往均未外出，仅过去一年外出的儿童”，并分别基于这两个处理组与父母一直在家的儿童控制组进行倾向得分匹配估计，估计结果分别由表 9中的窗格1和窗格2给出。

在窗格1中，父母外出的ATT在(1)、(3)和(4)为正，而在(5)中为负，且都通过了统计显著性检验，而在窗格2中均不显著异于零，表明父亲或母亲外出累计年数超过一年不仅会显著增大儿童的抑郁风险，增加其感到“大家不喜欢自己”和“想哭”的次数，也会对其身体发育产生显著地不利影响，而父母外出时间不超过一年并不会对儿童的身心健康产生显著影响。综上，父母外出时间越长，对儿童身心健康产生的负面影响更大，即“分离效应”随父母外出时间的延长而增加。

(二) 收入效应

如果父母外出的“收入效应”存在，其规模在很大程度上由父母寄回的钱数决定。当父母外出务工寄回的钱数增加时，不仅家庭对儿童营养健康投资会增加，儿童的课外活动、与同学的交际等有益于心理健康的活动也会随之增加，对儿童身心健康的“收入效应”也会随之增大。因此，比较寄回钱数不同的外出父母对儿童身心健康的影响差异能在一定程度上说明父母外出的“收入效应”。本文依据学生家长回答的儿童父母过去一年外出打工寄回的钱数划分子样本，通过比较基于各子样本估计的父母外出平均处理效应在一定程度上能说明父母外出的“收入效应”。

表 10中的两个窗格分别给出了基于寄回钱数在50%分位数以前和50%分位数以后范围内的样本估计结果。在窗格1中，父母外出的平均处理效应在(1)-(4)中均显著大于零，而在(6)中显著小于零，即寄回钱少的外出父母不仅会显著增加儿童的抑郁风险，也会对儿童的身体发育有显著不利影响。在窗格2中，父母外出平均处理效应在(3)和(4)中均显著大于零，而在其他列中均不显著异于零，表明寄回钱数较多的外出父母对学生的身体发育无显著影响，虽然会显著增加儿童感到“想哭”和“大家都不喜欢我”的频次，但整体上不会增加儿童的抑郁程度。综上可知，寄回钱越多的父母对儿童身体健康和心理健康的消极影响越小，即父母外出对孩子身体健康的“收入效应”存在，并且随着父母寄回钱数的增加，其抵消“分离效应”的程度越大。

表 10中的两个窗格分别给出了基于寄回钱数在50%分位数以前和50%分位数以后范围内的样本估计结果。在窗格1中，父母外出的平均处理效应在(1)-(4)中均显著大于零，而在(6)中显著小于零，即寄回钱少的外出父母不仅会显著增加儿童的抑郁风险，也会对儿童的身体发育有显著不利影响。在窗格2中，父母外出平均处理效应在(3)和(4)中均显著大于零，而在其他列中均不显著异于零，表明寄回钱数较多的外出父母对学生的身体发育无显著影响，虽然会显著增加儿童感到“想哭”和“大家都不喜欢我”的频次，但整体上不会增加儿童的抑郁程度。综上可知，寄回钱越多的父母对儿童身体健康和心理健康的消极影响越小，即父母外出对孩子身体健康的“收入效应”存在，并且随着父母寄回钱数的增加，其抵消“分离效应”的程度越大。

六、结论及政策含义

本文基于四川、河北两省五县137所农村小学的跟踪调查数据，使用倾向得分匹配估计与差分模型相结合的方法实证分析了父母外出对留守儿童身心健康的影响。研究结果表明，父母外出务工总体上不会对儿童的身体健康产生显著影响，但会显著降低儿童心理健康水平。进一步的机制检验表明父母外出的“分离效应”会显著降低儿童身心健康水平；“收入效应”会显著改善儿童的身心健康状况，但对学生心理健康的影响较小。具体而言，母亲外出较之仅父亲外出对儿童身心健康的负面影响更大，分性别来看依然如此，且较之女孩，男孩的身心健康状况受父母外出的负面影响更大；父母累计外出时间越长，对孩子身心健康的不利影响越大；寄回钱多的外出父母较之寄回钱少的父母对孩子身心健康的不利影响更小。

由上述结果可知，增加父母外出的“收入效应”，减少“分离效应”是缓解我国留守儿童身心健康问题的基本思路。具体而言，缓解留守儿童身心健康问题可从以下几方面努力：(1)加快城市化进程，打破城乡二元户籍制度，保证农民工在城市能够公平享受子女上学、医疗保险等基本公共服务，减少农民工子女进城上学的成本，促进留守儿童同父母进城上学；(2)在短期无法实现所有留守儿童随父母进城读书的情况下，要充分发挥学校教育和村(社区)的邻里帮扶机制对留守儿童家庭照料缺失的填补作用，减少父母外出对留守儿童身心健康的不利影响；(3)提高农民经济收入，加大对儿童健康知识的宣传，提高家庭对儿童身心健康的投资规模和效率。

本文虽然在以往研究的基础上作了新的尝试，但仍存在以下不足：第一，利用差分后的倾向得分匹配估计虽能够消除部分不随时间变化的不可观测变量的影响，但仍无法解决随时间变化的不可观测变量对估计的影响；第二，由于缺乏直接地界定方式，本文对父母外出的“分离效应”和“收入效应”的实证检验仅是以间接的方式实现，未能直接估计两种效应的影响规模；第三，不仅农村留守儿童健康问题值得我们关注，城市留守儿童的健康问题也不容忽视，但囿于样本，本文并未涉及城市留守儿童的健康问题。这些都有待于在未来研究中进一步讨论。