父母外出对农村留守儿童心理健康的影响——基于四省农户的实证研究

2016-04-26朱斯琴内蒙古大学公共管理学院内蒙古呼和浩特010070

暨南学报(哲学社会科学版) 2016年2期

朱斯琴（内蒙古大学公共管理学院，内蒙古呼和浩特 010070）

朱斯琴
（内蒙古大学公共管理学院，内蒙古呼和浩特 010070）

［摘要］总体上来说，父母外出显著影响儿童的内在和外在心理健康状况，分性别来看依然如此，但相对于男孩而言，对于女孩的影响相对较小；对于父母外出的儿童来说，若其父母不外出，其内在和外在心理健康状况将会改善，分性别来看对男孩同样如此，但对女孩而言并无显著变化；对于父母没有外出的儿童来说，若其父母外出，其内在和外在心理健康状况将会恶化，分性别来看依然如此，但相对于男孩而言，对于女孩的影响相对较小。

［关键词］父母外出；留守儿童；心理健康；平均处理效应

一、引言

近年来，我国在保持经济快速增长的同时贫困人口亦出现大幅下降，然而仍有许多农村地区受到贫困问题的困扰。为寻求更好的机会，许多年轻农民离开居住地外出打工或经商。由于受到收入、政策及其他原因的限制，外出农民很难在务工地解决其未成年子女的入学问题，大部分父母将孩子留在家乡交由亲朋好友抚养，由此产生大量的留守儿童。①段成林、周福林：《我国留守儿童状况研究》，载《人口研究》2005年第1期。②杨红霞：《儿童权益视角下农村留守儿童隔代监护问题及对策》，载《广西社会科学》2012年第9期。全国妇联根据2005年1%人口抽样调查数据对农村留守儿童进行研究，并于2008年发布《全国农村留守儿童状况研究报告》。报告指出，我国18周岁以下的农村留守儿童规模约5800万人，占全国儿童人数的21. 72%，全国农村儿童总数的28. 29%；大约4800万留守儿童的年龄介于6岁到17岁，超过3000万儿童介于6岁到14岁；47. 14%的儿童父母中有一方外出（通常是父亲），52. 86%的儿童父母双方都不在家乡。

在我国，农村留守儿童多由祖辈照顾，在成长的关键时期缺少了父母的引导、关怀和教育，从而可能导致留守儿童在学业、各项能力和身心健康等方面的发展出现诸多问题。近年来，农村留守儿童问题已引起一些学者的关注，但相关研究主要集中在教育领域，③李云森：《自选择、父母外出与留守儿童学习表现——基于不发达地区调查的实证研究》，载《经济学（季刊）》2013年第3期。④陶然、周敏慧：《父母外出务工与农村留守儿童学习成绩——基于四川、江西两省调查实证分析的新发现与政策含义》，载《管理世界》2012年第8期。⑤李庆海、孙瑞博、李锐：《农村劳动力外出务工模式与留守儿童学习成绩——基于广义倾向得分匹配法的分析》，载《中国农村经济》2014年第10期。针对留守儿童身心健康尤其是心理健康的研究则较少。①Antman F. M.，“The Impact of Migration on Family Left Behind”，IZA Discussion Paper，No. 6374，2012.事实上，研究父母外出对农村留守儿童健康状况的影响不仅具有理论价值，更具有实践意义。原因在于，儿童的健康状况不仅是衡量经济发展的指标，而且儿童的健康与其长大成人后的身心健康状况、所能获得的教育水平、生产效率及收入联系十分紧密。②Chen Y.，Li，H.，“Mothers Education and Child Health：Is There a Nurturing Effect？”，Journal of Health Economics，Vol. 28，No. 2，2009，pp. 413 -426.目前，我国留守儿童的规模相当可观，留守儿童能否健康成长势必会对国家各方面的可持续发展产生重要影响，深入研究父母外出如何影响留守儿童的健康尤其是心理健康具有重大的现实意义。

本文利用作者及团队成员2012年在四川、安徽、河南和广西四省区的实地调查所获得的农户微观数据进行研究。与现有研究相比，本文主要在以下三方面做较深入的探索：①本文实证分析了父母外出对农村儿童心理健康状况的影响及其具体程度，而非一般研究所采用的描述性统计分析，所得结论更具针对性和说服力。②本文采用基于倾向得分法的平均处理效应模型进行实证分析，有效避免了由于样本选择性问题（Sample selection）引起的估计偏误，同时解决了由于遗漏变量引致的内生性估计偏误。③Gao Y.，Li P. L.，Kim，J. H.，“The Impact of Parental Migration on Health Status and Health Behaviors among Left Behind Adolescent School Children in China”，BMC Public Health，Vol. 10，2010，pp. 1 -10.本文进一步研究了父母外出影响的性别差异。

本文剩余部分安排如下：第二部分是文献综述，主要是梳理以往研究，并作简要评价；第三部分主要描述样本数据来源，并对相关变量进行解释说明，并建立基于倾向得分法的平均处理效应模型，以分析父母外出对农村儿童心理健康状况的影响；第四部分给出相关实证结果，并比较对不同性别儿童影响的差异；最后是总结研究结论，并提出政策建议。

二、文献综述

（一）父母外出与儿童心理健康

关于父母外出对留守儿童成长影响的研究很多，但主要集中在社会学和教育领域等方面，针对留守儿童身心健康尤其是心理健康方面的研究则较少。③Gao Y.，Li P. L.，Kim，J. H.，“The Impact of Parental Migration on Health Status and Health Behaviors among Left Behind Adolescent School Children in China”，BMC Public Health，Vol. 10，2010，pp. 1 -10.父母外出对农村留守儿童的心理健康状况究竟有着正向影响还是负向影响？影响程度究竟有多大？然而到目前为止，严格的实证分析仍然较为缺乏，所得结论也尚未达成共识。④Leng L.，Park，A.，“Parental Migration and Child Development in China”，Gansu Survey of Children and Families，Working paper，2010.⑤Gao Y.，Li P. L.，Kim，J. H.，“The Impact of Parental Migration on Health Status and Health Behaviors among Left Behind Adolescent School Children in China”，BMC Public Health，Vol. 10，2010，pp. 1 -10.不仅如此，相关研究主要集中在国际移民方面，针对一国内劳动力流动尤其是我国的研究尤为缺乏。⑥McKenzie D.，Sasin，M. J.，“Migration，Remittances，Poverty，and Human Capital：Conceptual and Empirical Challenges”，World Bank Policy Research Working Paper，No. 4272，2007.

对于父母外出的影响，大多数文献认为由于父母外出导致的父母照料角色的缺失，会对留守儿童的身心健康发展产生负面影响，这种影响主要源于以下几个方面：①Antman F. M.，“The Impact of Migration on Family Left Behind”，IZA Discussion Paper，No. 6374，2012.留守儿童的身心健康可能由于临时抚养人对他们的照顾、关心不足而受到影响；②Chen Y.，Li，H.，“Mothers Education and Child Health：Is There a Nurturing Effect？”，Journal of Health Economics，Vol. 28，No. 2，2009，pp. 413 -426.留守儿童的性格可能更加内向以致存在心理问题后不愿向临时抚养人诉说，长此以往，心理问题累积而无法得到及时疏导；③由于缺乏父母的保护，留守儿童的社会化进程受到阻碍，更容易受到精神伤害。譬如，部分研究表明父母外出导致留守儿童容易焦虑并会对其心理健康状况产生消极影响；①Abbasi N.，Irfan，M.，Socioeconomic Effects of International Migration on Pakistani Families Left Behind，Colorado：Westview Press，1986.②McKay L.，Macintyre S.，Ellaway，A.，“Migration and Health：A Review of the International Literature MRC Social and Public Health Sciences Unit”，MRC Social and Public Health Unit Occasional Paper，No. 12，2003.③Emilio D. A.，Cordero，B. and Bainvel，B.，“The Impact of International Migration：Children Left Behind in Selected Countries of Latin America and the Caribbean United Nations Children's Fund”，UNICEF Working paper，No. 0718，2007.Gao等④Gao Y.，Li P. L.，Kim，J. H.，“The Impact of Parental Migration on Health Status and Health Behaviors among Left Behind Adolescent School Children in China”，BMC Public Health，Vol. 10，2010，pp. 1 -10.将我国国内关于父母外出对留守儿童心理健康产生影响的相关研究做了一个较好的综述，研究表明很多国内学者认为父母外出对留守儿童心理健康状况具有负面影响，如农村留守儿童容易产生诸如易焦虑、具备攻击性和情绪不稳定等心理问题。

然而，也有文献认为父母外出未必会对留守儿童的心理健康产生消极影响，如Macours和Vakis的研究表明尼加拉瓜地区母亲外出往往会提高其自身收入和综合素质，从而对留守儿童包括其认知能力等方面的发展产生积极影响；⑤Macours K.，Vakis R.，“Seasonal Migration and Early Childhood Development”，World Development，Vol. 38，No. 6，2010，pp. 857 -869.一些对亚洲发展中国家（印度、巴基斯坦、斯里兰卡、菲律宾及泰国等）的研究表明，父母外出对儿童身心健康的影响是比较温和（modest）的，原因可能在于其他监护人可以较好地扮演父母的角色；⑥Battistella G.，Cecilia M. G.，“The Impact of Labour Migration on the Children Left Behind：A Study of Elementary School Children in the Philippines”，Journal of Social Issues in Southeast Asia，Vol. 13，No. 2，1998，pp. 220 -241.⑦Scalabrini Migration Center，“Hearts Apart：Migration in the Eyes of Filipino Children”，Episcopal Commission for the Pastoral Care of Migrants and Itinerant People-CBCP/ Apostleship of the Sea-Manila，2005.⑧Stevens G. W.，Vollebergh W. A.，“Mental Health in Migrant Children”，Journal of Child Psychology & Psychiatry，Vol. 49，No. 3，2008，pp. 276 -294.Gao等对国内相关研究的综述也提到，有部分国内学者认为父母外出对留守儿童的心理健康状况并无显著影响。⑨Gao Y.，Li P. L.，Kim，J. H.，“The Impact of Parental Migration on Health Status and Health Behaviors among Left Behind Adolescent School Children in China”，BMC Public Health，Vol. 10，2010，pp. 1 -10.

（二）父母外出影响的计量模型

关于父母外出对留守儿童心理健康的影响，大多研究主要集中于描述性统计分析方面，严格的实证分析仍较为缺乏。事实上，若计量模型选择不当，估计结果容易存在偏误，进而影响结论的有效性和真实性。一般来说，经验分析父母外出影响的计量模型主要存在两方面问题，即样本选择性问题和内生性问题。

首先是样本选择性问题。一般来说，父母是否外出是综合多方面因素做出的，如孩子特征、父母特征、家庭特征、社区特征和收入差距等方面，有父母外出的家庭和没有父母外出的家庭在总体统计特征上存在差异，从而会产生样本选择性问题。例如，如果健康程度或者教育程度越高的农户越容易参与外出，其子女的健康或者受教育程度可能也相对较高，则此时存在正向选择效应（Positive selection），否则，存在负向选择效应（Negative selection）。然而，现有研究父母外出影响的文章较少考虑父母外出的样本选择性问题，而大多采用OLS或Probit模型进行分析，此时估计结果会由于样本选择性问题出现估计偏误。⑩Green J.，Econometric Analysis，Cambridge，MA：Prentice Hall，2012.对此，本文采用基于倾向得分法（Propensity Score Method，简称PSM）的平均处理效应模型（Average Treatment Model，简称ATE模型）可以较好地解决样本选择性估计偏误问题。⑪Cameron A. C.，Trivedi P. K.，Microeconometrics：Methods and Applications，Cambridge，MA：Cambridge University Press，2005.

其次是内生性问题。父母是否外出是综合多方面因素做出的，这些因素包括一些可观测因素（Observabled characteristics），譬如年龄、受教育程度等可观测的儿童和父母特征；也包括一些不可观测因素（Unobservable characteristics），即“个体异质性”，如父母的教育“理念”等。然而，在实证分析中，研究者只能通过可观测的因素进行分析。若迁移决策不仅基于可观测的因素并且还基于某些不可观测的因素做出，或者在模型估计中遗漏了一些重要变量，此时会由于遗漏变量（Omitted variables）引起内生性估计偏误。解决内生性问题的方法主要有两种：一种是采用面板数据，将其个体“异质性”纳入到模型中进行分析，可以较好地控制个体“异质性”的影响；另一种是寻找合适的工具变量进行估计。鉴于本文数据为截面数据，无法建立面板模型进行分析，同时运用工具变量解决遗漏变量问题的思路更为常见，因此，本文采用工具变量模型进行分析。

不仅如此，大多数文献主要关注父母外出的平均影响，即父母外出家庭和没有父母外出家庭儿童心理健康状况之间的差异，①Gao Y.，Li P. L.，Kim，J. H.，“The Impact of Parental Migration on Health Status and Health Behaviors among Left Behind Adolescent School Children in China”，BMC Public Health，Vol. 10，2010，pp. 1 -10.②Antman F. M.，“The Impact of Migration on Family Left Behind”，IZA Discussion Paper，No. 6374，2012.但相关结论仍需要进一步深化。具体而言，对于父母外出的儿童即留守儿童来说，若其父母没有外出，其心理健康状况与真实情况相比会有何变化？对于父母没有外出的儿童来说，若其父母外出，其心理健康状况与真实情况相比会有何变化？对此，一般的计量模型无法对此进行分析，而本文采用的基于PSM方法的ATE模型可以较好地解决这一问题。

三、数据和实证方法

（一）数据来源

本文的研究数据来源于2012年的四川、安徽、河南和广西四省区农户微观调查数据，该调查是一个分层群集的追踪调查，样本采用四阶段分级随机抽样方法，对2000名9～12岁的农村儿童进行抽样调查。调查首先从每省区中随机抽取4个县，每县中随机抽取5个乡，每乡中随机抽取5个村，每村中随机选取50户农户，总计2000个农户，最后每个农户中再抽取1个9～12岁儿童，进而得到2000名9～12岁抽样儿童的相关信息。在此基础上，以受调查儿童为准，还分别形成了不同的链接问卷（如儿童母亲、家庭、班主任老师、校长和村长等），从而为本文的研究奠定了良好的数据基础。在处理掉无效样本后，共获得有效样本1954个。上述四省均是我国典型的农村大省，经济不发达，同时又都是人口外出大省，因此本文的样本数据具有一定的典型性和代表性。

一般来说，父母外出的形式主要有两种，一种是外出打工或经商，另一种是在外工作等。为了便于分析，本文根据研究惯例将抽样儿童父母过去一年（即2011年）外出时间超过6个月（含6个月）的均视为外出者。此外，由于母亲参与外出的比例较低，本文不再区分父亲单独外出、母亲单独外出和父母双方外出等不同情形，而将其统一视为父母至少一方外出（以下简称为父母外出）。

（二）问卷设计

衡量儿童心理健康状况的指标有很多，一般来说主要有以下几种：SCL - 90（The Symptom Checklist 90）调查、CBCL调查（The Child Behavior Checklist）、SAS调查（The Self-Rating Anxiety Scale）以及CLS调查（The Children's Loneliness Scale）等，其中以SCL-90调查运用最为广泛。③Gao Y.，Li P. L.，Kim，J. H.，“The Impact of Parental Migration on Health Status and Health Behaviors among Left Behind Adolescent School Children in China”，BMC Public Health，Vol. 10，2010，pp. 1 -10.Leng 和Park研究认为，GSCF数据（甘肃基础教育调查）中的心理调查问卷可以较好地衡量儿童的心理健康状况，这一点也被很多儿童心理学文献所支持。④Dearing E.，Taylor B. A.，“Within-Child Associations between Family Income and Externalizing and Internalizing Problems”，Developmental Psychology，Vol. 42，No. 2，2006，pp. 237 -252.因此，本调查参照GSCF调查的设计问卷，从两个方面衡量儿童的心理健康，具体分为内在行为指标（Internalizing behavior）和外在行为指标（Externalizing behavior）方面，具体问卷可参阅附录部分。

内在行为指标主要衡量个体的内在心理健康状况，如是否易焦虑、情绪不平衡、沮丧或胆怯等；外在行为指标主要衡量个体的外在心理健康状况，如是否具有破坏性行为、易冲动或人际关系紧张等。①Dearing E.，Taylor B. A.，“Within-Child Associations between Family Income and Externalizing and Internalizing Problems”，Developmental Psychology，Vol. 42，No. 2，2006，pp. 237 -252.本文数据中每个儿童被问到了心理健康方面的36个问题，其中一半问题用来衡量内在行为指标，另一半问题用来衡量外在心理指标。问题以描述日常生活表现的方式进行，并就被调查儿童针对四个选项“完全不同意、不同意、同意和完全同意”做出的选择分别赋值为1分、2分、3分和4分，由此可以得到内在行为指标和外在行为指标的得分。显然，得分越高则表明其心理健康状况越差。为便于分析，本文将内在行为得分和外在行为得分进行标准化，即均值为0方差为1的标准正态随机变量。

本文采用的控制变量分别为孩子自身特征、父母特征、家庭人口特征、家庭财富特征和地域特征等相关变量。为便于区分和比较，本文将由父母外出的农户称为处理组，将没有父母外出的农户称为控制组。

在选取变量时，需要考虑遗漏变量引致的内生性问题。一般地，父母教育理念等因素对于儿童心理健康状况的影响是不可观测的，从而在估计时容易产生变量遗漏问题，进而导致内生性估计偏误。对此，本文采用“Other migrant members”为工具变量，该变量表示抽样儿童家中除父母之外其他外出成年人的个数。该变量与遗漏变量（即父母的教育理念等）关联性的可能性并不大，但与父母外出存在明显关系，原因在于父母外出会给其他成年家庭人员提供相关工作方面的信息，因此该变量作为工具变量可认为是有效的。此外，为体现未外出成年人员可能会充当父母角色，我们引入了变量“Old adults in house”以及“Young adults in house”等加以体现，上述两变量分别表示农户中老年人数量和不含老人在内的未外出成年人数量。

（三）样本数据描述及其统计信息

文中使用的主要变量的统计描述如表1所示。由表1可知，抽样儿童总体上的内在行为平均得分和外在行为平均得分分别约为33. 70分和30. 70分，处理组儿童的内在行为得分和外在行为得分平均值分别约为32. 14分和29. 35分，控制组儿童的内在行为得分和外在行为得分平均值分别约为36. 19分和33. 06分。由此可知，无论是内在行为还是外在行为，处理组儿童的心理健康状况要明显好于控制组儿童的状况。

结合已有文献和可得数据，本文用于估计农户中是否有父母外出的倾向分数的特征变量主要如下：首先是抽样儿童的自身特征，相关变量主要有年龄、性别、是否家中最大孩子、是否独生子女、兄弟姐妹个数等。由表1可知，处理组儿童的年龄以及男孩比率与控制组大体持平，并无太大差异。处理组中抽样儿童为家中最大孩子的比率高于控制组的比率，处理组中抽样儿童为独生子女的比率略高于控制组的比率。在我国实行计划生育政策后，独生子女家庭对儿童的健康重视程度可能要比非独生子女家庭高，这也是将“是否独生子女”作为控制变量的原因。类似地，本文采用抽样儿童的兄弟个数和姐妹个数作为控制变量，并且处理组与控制组的平均值基本持平。

其次是父母特征变量，相关变量主要有父母双方的年龄、受教育年限和从事职业等。由表1可知，处理组中父母年龄略低于控制组中父母的年龄，处理组中父亲的受教育程度略高于控制组，母亲的受教育年限略低于控制组。鉴于外出者大多为男性，这一结论比较符合现实。对于父母所从事的职业，处理组中父亲和母亲从事第二和第三类职业的比率相对于控制组要高一些。

再次是家庭特征变量，主要变量有家中未外出成年人数量、家中老人数、家中其他外出成年人数、是否少数民族家庭、人均家庭资产和耕地面积等。本文用家中未外出成年人数量、家中老人数、家中其他外出成年人数和是否少数民族家庭等变量来反映农户的家庭人口特征。由表1可知，处理组中家中未参与外出成年人数低于控制组中人数，家中老人数高于控制组人数，家中其他外出成年人数大略持平，家庭人口规模略低于控制组人口规模，少数民族家庭比率略低于控制组中的比率。本文采用家庭资产和耕地面积来反映农户家庭财富特征，由表1可知处理组中家庭资产和耕地面积均低于控制组的平均水平。

表1　模型所涉及的变量的样本数据的基本统计特征

最后是地域特征的特征变量，相关变量主要有所在村成年劳动力外出率、是否平原及所在村与公路的距离、是否位于安徽、是否位于河南和是否位于四川等。由表1可知，处理组和控制组村外出比率基本持平，这主要是由于上述四省是人口迁移大省所造成的。处理组农户位于平原地区的比率明显低于控制组，原因可能是平原地区一般来说地理和经济条件较优越，适宜开展各种农业或非农业生产经营活动，因此外出比率相对较低。处理组农户所在村距离公路的距离高于控制组，这也表明外出农户所处地区的交通条件并不便利，因此会对开展各类生产经营活动造成困难，从而增加了农民外出的意愿。

（四）经验分析方法

在利用经典线性回归模型进行项目评估、政策分析或因果推断时，简单地采用最小二乘法进行估计，不能解决样本自选择引致的内生性估计偏误。

平均处理效应模型（ATE模型）最初应用于评价接受医疗处理的效果，后来在项目和政策评估中得到了广泛的运用。当关心的解释变量是二元时（即0 -1类型的二值离散变量），这类模型总是适用的。①Cameron A. C.，Trivedi P. K.，Microeconometrics：Methods and Applications，Cambridge，MA：Cambridge University Press，2005.由于在估计父母外出对农村儿童心理健康状况的影响时所处理的问题也是二元的，所以，本文采用平均处理效应模型是合适的。

本文的分析从引入反事实的框架开始，反事实的框架最早由Rubin②Rosenbaum P. R，Rubin，D. B.，“The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects”，Biometrika，Vol. 70，No. 2，1983，pp. 41 -55.提出，后来得到了许多学者的广泛运用。③Green J.，Econometric Analysis，Cambridge，MA：Prentice Hall，2012.所谓“反事实框架”是指每个个体只能有一个结果，它或者是接受处理下的结果，或者是未接受处理下的结果，二者只能居其一。对于样本中的任何一个抽样儿童i，令（Y0i，Y1i）为其两个潜在的内在或者外在心理健康状况，其中Y0i表示没有父母外出时的心理健康状况，Y1i表示父母至少有一方外出时的心理健康状况。如果两者都能观察到，则二者之间的差Y1i- Y0i就是父母外出所导致的效果。但是，任何一个抽样儿童不可能同时处于这两个状态，即没有父母外出同时又有父母外出，而只能观测到其中的一个值。令观察到的表现为Yi，则有：

其中di∈｛0，1｝为儿童父母是否外出的虚拟变量，实际上，我们所面临的是数据缺失问题。

本文感兴趣的是父母外出的平均处理效应（Average Treatment Effect，简记ATE）、处理组的平均处理效应（Average Treatment Effect for the Treated，简记ATT）和控制组的平均处理效应（Average Treatment Effect for the Untreated，简记ATU）。父母外出的平均处理效应（ATE）是指父母外出家庭孩子和没有父母外出家庭孩子的心理健康状况之间的差异，公式如下：

处理组的处理效应（ATT）是指，有父母外出的家庭如果其父母不外出，他们的孩子的心理健康状况和父母外出时候的心理健康状况相比如何，即：

控制组的处理效应（ATU）是指，对于没有父母外出家庭中的孩子，若其父母外出，且让其留守在农村，其心理健康状况会有何变化，即：

平均处理效应模型分为两大类型，即精确匹配模型和非精确匹配模型。李锐和朱喜④李锐、朱喜：《农户金融抑制及其福利损失的计量分析》，载《经济研究》2007年第2期。（运用精确匹配模型，估计了信贷配给对农户福利影响的平均处理效应，取得了较好的研究结果。但是，如果特征变量Χi的维数较高，或其取值连续时，精确匹配方法就变得不太适用，此时宜采用非精确匹配方法。倾向得分法由Rosenbaum和Rubin①Rosenbaum P. R，Rubin，D. B.，“The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects”，Biometrika，Vol. 70，No. 2，1983，pp. 41 -55.提出，是最为流行的非精确匹配方法。倾向得分法是根据倾向得分而不是高维特征变量进行匹配，找到匹配样本的机会要多得多，从而可以更好地估计出平均处理效应。②Cameron A. C.，Trivedi P. K.，Microeconometrics：Methods and Applications，Cambridge，MA：Cambridge University Press，2005.一般来说，倾向得分是某抽样儿童i在特征变量Χ（即本文选取的控制变量）

i给定的条件下接受某种处理时的条件概率，即Pi＝P（Χi）＝P（di＝1 Χi），在本文中，指的是抽样儿童父母是否外出的概率。对此，一般采用Probit模型或者Logit模型计算得到。

此时，根据倾向得分可得到父母外出的平均处理效应（ATE）、处理组的平均处理效应（ATT）和控制组的平均处理效应（ATU），其表达式如下所示：

根据倾向得分进行匹配以得出相关处理效应估计值的方法有很多，其中用得最多的四种方法是最近邻域匹配法（Nearest-Neighbor Matching）、极半径匹配法（Radius Matching）、核匹配法（Kernel Matching）和分层匹配法（Stratification Matching），这四种方法对匹配的质量和数量的侧重点不同，没有哪一种方法明显优于另一种方法③Becker S. O.，Ichino A.，“Estimation of Average Treatment Effects Based on Propensity Scores”，The Stata Journal，Vol. 2，No. 4，2002，pp. 358 -377.（它们的差异主要在于估计量的一致性上）。为统一起见，本文运用stata软件中的psmatch2程序以及极半径匹配法对ATE、ATT和ATU进行估计，为节省篇幅，具体估计过程此处不再赘述。

此外，为了解决遗漏变量问题，如前文所言，本文引入“Other migrant members”作为工具变量，以消除可能由此引致的内生性估计偏误。

四、估计结果

本文首先分析的是父母外出对留守儿童内在和外在心理健康状况的影响，并针对不同性别的儿童（男孩和女孩）进行比较分析，相关结果参见表2～5。

表2　父母外出对于儿童内在和外在心理健康状况的影响

（一）父母外出影响的实证结果

由表2可知，总体上来看，父母外出对于儿童内在和外在心理健康状况的影响（ATE）为正向，且均在5%的水平上显著，即父母外出导致儿童的内在和外在心理健康状况均恶化了。具体而言，父母外出使其子女内在和外在的心理健康标准成绩分别增加约0. 61和0. 57个标准差。究其原因，父母外出造成了家庭分离，使得留守儿童在成长的关键时期缺少了父母的引导、关怀和教育，进而对其身心健康成长产生了消极作用。

对于父母外出（即处理组）的儿童来说，父母外出对其内在和外在心理健康状况的影响（ATT）正向，且均在10%水平上显著，即对于处理组的儿童而言，若其父母不外出，则其内在和外在心理健康状况将会改善。具体而言，对于父母外出的儿童来说，若其父母不外出，则其内在和外在心理健康标准成绩分别降低约0. 53和0. 49个标准差。

对于父母没有外出（即控制组）的儿童来说，父母外出对其内在和外在心理健康状况的影响（ATU）为正向，且均在1%水平上显著，即对于控制组的儿童而言，若其父母外出，则其内在或者外在心理健康状况将会恶化。具体而言，对于父母没有外出的儿童来说，若其父母外出，则其内在和外在心理健康标准成绩分别增加约0. 75和0. 71个标准差。

（二）稳健性检验

在此部分，我们用家庭人口规模（Pop）代替抽样儿童兄弟姐妹个数（Siblings）、家中老人数（Old adults in house）和不含老人在内的未外出成年人数量（Young adults in house）等三个变量进行稳健性检验。原因在于，家庭人口规模与上述变量具有较强的相关性，故用此变量进行稳健性检验是可行的。

表3　稳健性检验

通过比较表2和表3，无论是从总体上、处理组还是控制组来说，父母外出影响的方向及是否显著均无明显变化，而其显著性水平和估计值略有差异。以ATE为例，结合表2可知，父母外出对儿童内在心理健康的影响变为在10%水平上显著，其估计值约为0. 64；父母外出对其外在心理健康的影响依然在10%水平上负向显著，其估计值约为0. 56。由此可知，表2所得结论具有较强的稳健性。

（三）父母外出影响的性别差异

下面，本文就不同性别儿童的影响分别进行分析。表4给出了父母外出对于男孩内在和外在心理健康状况的影响。

总体上来看，父母外出对于男孩内在和外在心理健康状况的影响（ATE）均为正向，且均在1%水平上显著，即父母外出导致男孩内在和外在心理健康出现恶化。具体而言，父母外出使男孩内在和外在的心理健康标准成绩分别平均增加约0. 87和0. 79个标准差。

对于父母外出（即处理组）的男孩来说，父母外出对其内在和外在心理健康状况的影响（ATT）正向，且均在5%水平上显著，即对于处理组的男孩而言，若其父母不外出，其内在和外在心理健康状况将会改善。具体而言，对于父母外出的男孩来说，若其父母不外出，其内在和外在心理健康标准成绩分别降低约0. 78和0. 68个标准差。

对于父母没有外出（即控制组）的男孩来说，父母外出对其内在和外在心理健康状况的影响（ATU）正向，且均在1%水平上显著，即对于控制组的男孩而言，若其父母外出，其内在或者外在心理健康状况将会恶化。具体而言，对于父母没有外出的男孩来说，若其父母外出，其内在和外在心理健康标准成绩分别增加约1. 03和0. 98个标准差。

表4　父母外出对男孩心理健康状况的影响

表5给出了父母外出对女孩内在和外在心理健康状况的影响。总体上来看，父母外出对女孩内在心理健康状况影响（ATE）正向，且在10%水平上显著，对于外在心理健康状况的影响（ATE）正向，且不显著。具体来说，父母外出降低了女孩的内在心理健康状况，其内在心理健康标准成绩增加约0. 33个标准差，但对其外在心理健康状况并无显著影响。

对于父母外出（即处理组）的女孩来说，父母外出对其内在和外在心理健康状况的影响（ATT）正向且均不显著，即对于处理组的女孩而言，父母外出与否对其内在和外在心理健康状况并无显著影响。

对于父母没有外出（即控制组）的女孩来说，父母外出对其内在和外在心理健康状况的影响（ATU）正向，且分别在5%和10%的水平上显著，即对这些父母没有外出的女孩来说，父母一旦外出，其内在和外在心理健康均会出现恶化。

表5　父母外出对女孩心理健康状况的影响

通过表4和表5可知，父母外出对女孩和男孩心理健康状况的影响存在较大差异。总体来看，无论是从显著性水平还是估计值的大小来看，父母外出对女孩的影响稍弱一些。原因可能有如下两方面：一方面，我国农村存在普遍的“重男轻女”现象，女孩在家庭中的受重视程度相对较低，而父母外出家庭中的女孩会承担部分家务，进而感受到父母对其的重视，从而会对其心理健康状况产生积极作用；另一方面，我国农村家庭对于女孩的管教相对较严，某种程度上可能会阻碍女孩心理的健康成长，而父母外出家庭中女孩的成长环境相对宽松，从而对其心理健康状况具有正面意义。

综上分析可知，总体来说，父母外出，儿童的内在和外在心理健康状况显著恶化，分性别来看依然如此，但相对于男孩，对女孩的影响较小；对于父母外出的儿童来说，若其父母不外出，其内在和外在心理健康状况将会改善，分性别来看对男孩同样如此，但对女孩而言并无显著变化；对于父母没有外出的儿童来说，若其父母外出，其内在和外在心理健康状况将会恶化，分性别来看依然如此，但相对于男孩，对女孩的影响较小。

五、研究结论和政策建议

本文使用2012年四川、安徽、河南和广西四省区农户微观调查数据和基于倾向得分方法的平均处理效应模型，实证分析了父母外出对留守儿童心理健康的具体影响，解决了以往文献所忽略的内生性和样本选择性问题引致的估计偏误。

研究表明，总体来说，父母外出，儿童的内在和外在心理健康状况显著恶化，分性别来看依然如此，但相对于男孩而言，对女孩的影响对较小；对于父母外出的儿童来说，若其父母不外出，其内在和外在心理健康状况将会改善，分性别来看对男孩同样如此，但对女孩而言并无显著变化；对于父母没有外出的儿童来说，若其父母外出，其内在和外在心理健康状况将会恶化，分性别来看依然如此，但相对于男孩而言，对女孩的影响相对较小。

针对上述结论，提出如下建议：①相关政府机构和学校要积极主动，做好防控结合工作，即一方面要加强返乡民工家庭儿童心理健康的疏导，防止其心理健康状况出现恶化；另一方面，对于父母没有外出家庭的儿童也要进行适时的心理干预，预防此类儿童的心理健康状况可能会由于父母外出而出现恶化。②针对父母外出对男女儿童的不同影响，在一定程度上应加以区别对待。如针对女孩来说，应给其提供一个更为宽松的成长环境，保障其心理的健康成长；针对男孩来说，应注意从生活的细枝末节做起，提高其自理能力和心理调节能力。③完善和落实相关法律政策，保证农民工子弟在务工地享有同等受教育、医疗等方面的权益，最大限度降低农民工随迁子女在务工地生活的门槛，从源头上解决留守儿童问题。

本文研究可能存在如下不足，这些不足多源于数据自身的限制。首先，我们不能观测到父母不在家的时间长短，这将不能区分父母不在家时间的长短对儿童心理健康状况可能造成的不同程度的影响。一般来说，父母不在家的时间越长，对孩子心理健康的累积影响应该越大。其次，本调查对象主要集中在9～12年龄段的农村儿童，无法对其他年龄阶段儿童受到的影响进行分析，这也是本文的遗憾所在。最后，由于样本中母亲外出的样本数很少，我们无法比较分析父亲单独外出和母亲单独外出对留守儿童心理健康状况的影响。