父母外出对留守女童成绩的影响——基于安徽农村的实证研究

杨阳，常伟

(安徽大学 中国三农问题研究中心，安徽 合肥 230601)

一、问题提出与文献回顾

上世纪80年代中至今，随着农村大量青壮年劳动力涌入城市，在农村形成了一个规模庞大的留守儿童群体。据全国妇联于2014年发布的《我国农村留守儿童状况研究报告》推算，中国留守儿童已有6102.55万人，占农村儿童的37.7%，父母外出给子女带来的影响是全面而深刻的。随着人口老年化加剧，儿童健康成长并接受的良好教育，对于未来国家人力资本的形成至关重要。在农村，由于“重男轻女”思想依然存在，并且由于性别的差异，女童更敏感的心理特征使得父母外出更容易对其带来负面影响。因此，父母外出背景下留守女童教育的问题值得关注。

针对父母外出与留守儿童学习成绩之间的关系，不同学者基于不同研究方法，得出的结论亦有所区别。一种观点认为父母外出对留守儿童学习成绩具有显著负面影响：胡枫、李善同认为父母外出，尤其是远距离外出务工，与农村留守儿童学习成绩负相关[1]；陶然、周敏慧研究发现，如果父母双方同时外出且时间较长，则会对孩子学习成绩产生较显著负面影响[2]；李云森认为父母一方或者两方外出半年以上对孩子学习成绩能否进入年级前列都有显著为负的影响[3]；郑磊、吴映雄发现母亲外出打工会对留守儿童学习成绩产生显著的负效应[4]。另一种观点认为父母外出与留守儿童成绩之间并无显著关联：叶敬忠等通过描述性统计和对比分析得出在横向整体对比上留守儿童与非留守儿童的学习成绩差别不大[5]。还有一种观点认为二者存在正相关关系：陈欣欣等基于陕西与宁夏两省的抽样面板数据考察父母外出效应，发现无论是父亲外出、母亲外出，还是父母均外出，都没有任何证据表明父母外出务工对子女的学习成绩有负面的影响；相反，有父亲外出的家庭，子女学习成绩反而更高[6]。

上述相关研究都以调研数据为基础对父母外出与子女成绩的关系做了较为深入的研究，为本文相关研究的开展提供了较好的基础，但我们也注意到仍有如下问题需要解决：首先，相关研究并未明显区分父母外出对男童和女童不同的影响；其次，在变量设置和模型构建上，将父母外出与其他控制变量独立起来，而没有考虑到父母外出与其他变量的交互影响；最后，语文成绩反应了儿童的人际交流能力，数学成绩反应了其逻辑思维能力，多数研究并未将二者区分开来。考虑到女童在农村留守儿童中仍处于弱势地位，因此针对女童的研究可以为女童人力资本的改善提供相关决策依据。基于此，本文将研究集中于父母外出对留守女童学习成绩的影响，并在被解释变量上对语文和数学成绩分别进行回归。在模型构建上引入了交叉项，以区分父母外出的直接影响与间接影响，从而更全面地把握父母外出对留守女童学习成绩的影响。本文由五大部分构成：第一部分为问题提出与文献回顾；第二部分为相关假说的提出；第三部分为数据来源和变量定义；第四部分为模型选择、回归结果及其解释；第五部分为结论与启示。

二、相关研究假说的提出

(一)父母外出与女童学习成绩

由于城乡二元体系，加之区域发展水平差距依然巨大。当前农民工外出务工现象普遍存在，对于留守女童而言，父母外出务工客观上对其产生了深刻影响，而对于其教育和学习的影响更加不可忽视。这种影响是较为复杂的，一方面外出务工有利于提高家庭经济状况，增加教育投资；而另一方面，父母外出使得留守女童缺少学习上的指导与监督，缺乏关爱也不利于留守女童身心的健康发育，从而对其学习成绩带来负向影响。立足于文献回顾中相关学者所做研究，本文提出如下假说：

假说1 父母外出对女童学习成绩影响显著。

(二)外出认知与女童学习成绩

Tversky和Kahneman的研究表明，人在面对不确定性时，心理因素以及未来预期会深刻影响个人决策[7]。父母外出对女童学习成绩产生影响不仅是直接的，也表现在间接的心理作用上。如果女童预期父母外出能够为家庭未来发展提供更好的经济基础，并对这一行为给予支持，那么父母外出对其负面影响可能相对较小，据此提出如下假说：

假说2 对父母外出认知的不同会造成女童学习成绩存在差异。

(三)个人特征与女童学习成绩

不同年龄段的女童其心理特征以及学习自觉性显然有所区别。不同的健康状况也决定了学习投入时间和学习效率的差异，石倩等就做过相关研究[8]。性格的差异可能造成学习方式有所不同。另外在班级这一团体中的身份也可能对学习成绩具有一定影响。据此，在个人特征方面提出如下假说：

假说3 女童个人特征对其学习成绩具有显著影响。

(四)家庭特征与女童学习成绩

根据的贝克尔的家庭理论，家庭效用函数中的一个重要部分就是儿童的教育，为实现效用最大化，父母会以家庭资源禀赋为基础选择最优的子女教育投入与其他商品组合，家庭资源禀赋包括家庭经济基础以及家庭社会地位等因素。据此，在家庭特征方面，本文提出如下假说：

假说4 不同家庭特征会导致女童学习成绩有显著差异。

(五)生活状况与女童学习成绩

留守女童所处生活环境对其成长存在潜移默化的作用，不同的生活方式以及学习氛围可能会导致其成绩有所差异。日常生活涉及到留守女童是否需要从事农业生产，是否经常去小吃摊买零食，是否经常去网吧。龚丽文等通过研究发现儿童膳食营养对学习行为有显著影响[9]。学校生活包括是否具有较多的朋友，同学之间相处是否融洽等，许传新就学校适应问题对流动儿童和留守儿童进行了对比，发现后者适应性较差[10]。各种生活学习因素构成了不同的成长环境，对女童的身心发育产生了不同的作用，所以亦有可能对其学习产生影响，据此有以下假说：

假说5 生活状况对女童成绩影响明显。

三、数据来源与变量定义

(一)数据来源

本文使用的数据由安徽大学中国三农问题研究中心于2014年7月在安徽省阜阳市面向农村地区中小学通过发放并回收问卷所得。调查方法为随机抽样法，获得调查问卷1090份，基于研究农村女童学习成绩问题，经筛选最终获得有效问卷576份，样本基本情况见表1。

表1 样本基本情况(N=576)

根据上述数据，大致可以看出：第一，农村地区父母外出情况普遍。在576份女童样本中，父母至少有一方外出的家庭比例达到55.56%，而父母均未外出的比例不到一半。在父母外出家庭中，双方都外出占有较大比例，其次是父亲外出，而只有母亲外出所占比例不高，仅为9.03%。第二，留守女童较为理解父母外出。在对父母外出有什么看法这个问题上，近七成的被调查者持理解态度，持不理解态度的仅占11.63%。这说明大部分农村留守女童由于知晓自身家庭状况，父母不得不出去务工，从而对父母外出持有理解态度。第三，父母外出对女童成绩有一定影响。父母均未外出的女童比父母至少一方外出的女童平均成绩高3.28分，这说明父母外出与女童学习成绩间有一定程度负相关关系。

(二)变量定义与描述

本文被解释变量为调查对象的学习成绩，关键解释变量为父母外出情况。为了更全面探究学习成绩的影响因素，在被调查对象个人特征、对父母外出认知情况、家庭情况以及生活学习情况四方面选取相关变量。个人特征包括年龄、政治面貌、性格、与其他人健康对比情况；对父母外出认知情况主要体现在对其外出理解程度上；家庭特征主要是家庭经济状况、以及家庭其他子女数量；生活学习情况包括放学后是否需要干农活、去小吃摊状况、去网吧情况、是否受过欺负以及朋友多少等。为保证计量模型科学性，本文将家庭经济状况为一般、放学后无需干农活作为参照组。具体变量定义如表2所示。

表2 变量定义与描述

四、模型选择、回归结果及其解释

(一)模型选择

采用何种指标衡量被调查对象的学习成绩对于模型选择至关重要。在相关文献中，有直接用考试的成绩进行衡量的，也有用自我成绩认识进行衡量的。考虑到自我成绩认识具有一定主观性，用考试成绩作为学习情况的度量更为客观。由于被解释变量为具体数值，所以本文采用多元线性回归模型。文章着重点为父母外出对女童人力资本形成效应研究，因此构建基础方程如下：

Si=C+αFi+βMi+ui

(1)

其中Si表示被调查对象的学习成绩，C表示常数项，Fi表示父亲外出变量，Mi表示母亲外出变量，α、β为系数，ui为随机误差项。

对方程(1)进行回归，虽然可以看出父母外出对女童成绩的直观影响，但是其未考虑到被调查对象个人特征、对父母外出认知情况、家庭特征以及学习生活情况等对女童人力资本形成的作用。鉴于此，在方程(1)的基础上，本文引入上述变量，构建方程如下：

Si=C+αFi+βMi+γZi+ui

(2)

其中，Zi 表示个人特征、对父母外出认知、家庭特征以及生活状况相关变量，γ为变量系数。

方程(2)能够较为全面地估测出包括父母外出等一系列相关因素对女童人力资本形成产生的影响，但是此模型暗含的假设前提是各变量之间互不相关。考虑到父母外出变量与其他变量并不是独立地对因变量产生作用，所以需要引入父亲外出变量、母亲外出变量以及与其他变量的交叉项至原方程中，构建的交互方程如下：

Si=C+ αFi+ βMi+ γZi+δFiMi+φFiZi+

ωMiZi+λFiMiZi+ ui

(3)

(二)回归结果

本文在研究女童成绩时，将因变量进行了细化，分为语文成绩和数学成绩，分别用CHSi和MASi表示，利用SPSS20.0软件，使用OLS回归法对方程(1)进行估计，得出如下结果：

CHSi=87.4298-0.3354Fi-2.2395Mi

(4)

(144.2167)(-0.3538)(-2.2261)

MASi=85.7703+1.7591Fi-2.6786Mi

(5)

(121.4426)(1.5929)(-2.2855)

在方程(4)与(5)中，母亲外出变量均可通过10%的显著性检验，但父亲外出变量却无法通过检验。两个方程的判定系数分别为0.0117与0.0100，拟合程度很差，因此单纯考虑父母外出变量而忽略其他控制变量显然是不合理的。在加入个人特征、对父母外出认知情况、家庭特征以及学习生活情况等相关变量后，对方程(2)进行估计，在此亦对语文、数学成绩分别进行了回归。由于变量较多，本文运用SPSS20.0软件通过向后回归法，保留在10%显著性水平下可以通过检验的变量，得到模型(6)与模型(7)，如表3所示。

模型(6)与模型(7)表明，父亲外出对女童数学成绩产生正的影响，并可以通过5%显著性水平检验；母亲外出对女童语文和数学成绩均产生负向影响，并可以分别通过5%和10%显著性水平检验。除父母外出情况变量外，其它控制变量,如年龄、健康状况等个人特征，对父母外出理解程度等认知情况，经济状况等家庭特征，去小吃摊次数、上网情况以及朋友多少等生活学习情况均对女童成绩有显著影响。模型(6)与模型(7)也表明其他控制变量亦对女童学习成绩有着显著影响，但父母外出变量交叉项以及父母外出变量与其他变量的交互变量，其是否与女童成绩之间存在显著相关性却并没有解决。因此，进一步引入交叉项，以交互方程(3)作为基础对女童语文和数学成绩分别进行回归。在交互项模型中，因变量较多，多重共线性是一个值得注意的问题。本文运用后向回归法对于模型化简，发现向后回归法最优，能够保证在10%显著性水平下，剩余解释变量VIF值均可控制在10以内。由此，得到模型(8)与模型(9)，如表4所示。

表3 线性模型回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上通过检验

(三)对模型计算结果的进一步解释

1.父母外出与女童学习成绩

采用何种指标衡量被调查对象的学习成绩对于模型选择至关重要。在相关文献中，有直接用考试的成绩进行衡量的，也有用自我成绩认识进行衡量的。考虑到自我成绩认识具有一定主观性，用考试成绩作为学习情况的度量更为客观。由于被解释变量为具体数值，所以本文采用多元线性回归模型。文章着重点为父母外出对女童人力资本形成效应研究，因此构建基础方程如下：

对基础方程(1)进行回归后，发现母亲外出对女童的语文和数学成绩均产生了负向显著影响，并可以通过10%的显著性检验，但是父亲外出效应却不明显。不过当引入其他控制变量后，父母外出对女童学习成绩影响效应就均显著了。

就父亲外出而言，其在模型(7)中的系数为2.6531，并通过5%显著性检验。这表明父亲外出家庭中，女童数学成绩反而较高。这与本文预期是相反的，考虑到农村“重男轻女”的思想仍然存在，农村家庭资源支配权主要由父亲行使。因此父亲外出可在一定程度上减少对女童的歧视，因而反而有利于女童学习。

表4 含交叉项模型回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上通过检验

就母亲外出而言，其在模型(6)中的系数为-2.0718，在模型(7)中的系数为-2.4854。这表明母亲外出对女童的语文和数学成绩均产生负面影响。因为在家庭分工中，母亲更多地负担照顾并教育子女的任务。一旦母亲外出，对子女照顾不周会使得其内心缺少被关爱感，也会因为教育和监督的缺失致使其缺少学习上的必要约束，两者均会对女童学习成绩带来消极影响。

2.个人特征与女童学习成绩

年龄上，模型(7)与模型(9)系数分别为-0.7217和-0.7141，并均在1%的显著性水平通过检验，表明年龄与数学成绩呈反向关系。随着年龄的增大，女童身体和心理早熟的特征表现更为明显，考虑学习以外的事会占有更多的心思，并在一定程度上对学习成绩产生负面影响。性格上，模型(8)中的系数为0.8729，这表明倾外向的性格与语文成绩呈正向关系，合理的解释为语言能力培养更注重与人的交流，所以倾外向的性格有利于语文成绩的提高。

健康对比状况上，模型(7)与模型(9)的系数分别为0.6137和0.6102，且均通过10%显著性水平检验，这说明较好的身体健康状况能保证女童有较多的精力和较好的学习效率，有助于数学成绩的提高。

父母外出与个人特征交互影响方面，对于父亲外出的家庭，女童性格越外向越会对学习成绩产生不利影响，合理的解释是父亲外出使得监督缺乏，而这对于性格偏外向的女童产生的负面影响会更明显。政治面貌上，对于父母均外出的女童来说，当上共青团员或者少先队员对其学习成绩有明显正面影响。学校和老师的认同弥补了父母双方外出导致的关怀缺失，使得其更有动力去努力学习，从而很大程度上有助于其提高成绩。

3.外出认知与女童学习成绩

对父母外出认知主要体现在女童对父母外出理解程度上，外出认知对语文成绩作用上，其在模型(6)和模型(8)中的系数分别为-0.9025和-1.6465，对数学成绩作用上，其在模型(7)和模型(9)中的系数分别为-1.4129和-1.5349，这表明对父母外出持理解态度与成绩呈反向关系。这与前文假说不一致，合理的解释为对父母外出持理解态度的女童思想较早熟，理解父母外出务工是无奈之举，但这也反映了家庭生活不易对其的负面影响，从而影响学习成绩。

父母外出与女童外出认知交互影响方面，对于父亲外出的女童，理解父母外出有助于提高学习成绩，而对于母亲外出的女童，理解父母外出反而很不利于其数学成绩。合理的解释是父母迫于家庭生计而外出的可能性对女童产生较大心理压力，由于家庭生活中女童更多地是与母亲进行交流，母亲在家会大大减缓这种压力，一旦母亲外出，这种压力会更大。

4.家庭特征与女童学习成绩

家庭经济状况方面，与家境一般的女童相比，家庭经济状况较好或较差的女童学习成绩较差，这在语文和数学上表现都很显著。其中经济状况较差对成绩负面影响更大。经济状况较差，则缺乏必要的教育投资，比如课外书籍以及学习工具的购买，不利于女童成绩的提高；而经济状况较好，有可能会造成父母宠溺女童，对子女要求不高，一定程度上影响了其学习成绩的提升。家庭其他子女数方面，模型(8)的系数为2.5324，说明在父母均未外出家庭中，子女数量与女童语文成绩呈正相关关系。这是因为语文要求孩子善于与他人交流，与外界沟通。家庭其他子女较多则有利于女童培养沟通能力，从而对语文成绩产生正面影响。

父母外出与家庭特征交互影响方面，对于家庭经济状况较好的女童，父亲外出对语文成绩有正面影响，而对于家庭经济状况较差的女童，父亲外出对语文学习成绩有负面影响，反而母亲外出对学习成绩有很大正面影响。合理的解释是，家庭现有资源的多少对父母外出效应影响明显。当家庭现有资源较多时，父亲外出后资源分配倾向于女童的效应有实现的经济基础；而当家庭现有资源贫瘠时，父亲外出反而造成现有可用资源更少，而母亲外出的经济效用却很明显。就其他子女数量方面，当父亲或母亲有一方外出时，子女较多反而不利于女童语文成绩的提高，其中母亲外出家庭这种效果更明显。主要是因为当父母有一方外出了，女孩可能需要承担起照顾其他孩子的责任，这种现象在农村尤为明显。

5.生活学习状况与女童学习成绩

日常生活中，女童去小吃摊的次数与其语文、数学成绩呈显著正相关关系。这是因为对于儿童，小吃是其特别钟爱的零食，并且小吃也一定程度有营养补充功能。身心愉悦，从而使得其保持更好状态投入到学习之中。上网方面，模型(6)与模型(8)的系数分别为-2.2942和-2.6845，表明去网吧次数与女童的语文成绩呈反向关系。语文成绩的提高，保持充分学习时间用于知识积累必不可少。经常去网吧会导致其将过多的时间浪费在网上，并且由于孩童自制能力较差，网络爆炸性信息和吸引力也会降低其学习兴趣，不利于成绩的提高。人际交往上，朋友数量与女童数学成绩正相关，但是系数较小。朋友较多使得其具有认同感，有利于女童保持良好的心理状态，一定程度上对成绩产生了正面影响。

父母外出与生活学习状况交互影响方面，对于母亲外出的女童而言，一是受到同学欺负对其成绩产生的负面效果特别明显，二是经常去网吧也对其数学成绩提高产生特别明显的阻碍作用。对于母亲外出父亲未外出的女童而言，朋友较多对学习成绩有一定好处，而对于父母均外出的女童而言，朋友较多反而对成绩有负面作用，但其作用微乎其微。

五、结论和启示

本文基于安徽田野调研数据，考察了父母外出与女童学习成绩之间的关系，得出以下三点结论：其一，父亲外出对留守女童数学成绩产生显著正效应，母亲外出对留守女童语文、数学成绩均产生显著负效应；其二，父母外出对女童学习成绩产生的影响主要是间接而非直接效应；其三，其他控制变量，女童个人特征、外出认知、家庭特征与生活学习状况也对其学习成绩有显著影响。其中其他子女数与语文成绩正相关，上网次数与语文成绩负相关，健康程度、朋友数量与数学成绩正相关，年龄与数学成绩负相关，去小吃摊次数与语文、数学成绩正相关，理解父母外出、经济状况较好或较差均与语文、数学成绩负相关。

据此，本文得到如下启示：首先，在农村地区，如果父母必须出去务工以维持家计，父亲外出打工，母亲留守看护女童，是最佳选择；其次，良好的心理状态对女童学习成绩提高影响显著，学校应当对父母外出家庭的女童给予更多的帮助并对其进行不同方式的鼓励；再次，父母均未外出并有一定经济基础的家庭可以考虑多生孩子，对女童培养沟通能力有一定好处；最后，和谐的学习环境需要社会和学校共同努力，一是坚决禁止未成年人进入网吧，二是要营造团结友好的学习氛围。

指出的是，本文重点关注父母外出与女童学习表现，未考虑父母外出对男童成绩影响以及二者的对比情况。另外，本文相关数据主要来源于阜阳市，研究结果的地区适应性有待于进一步检验。这些均是下一步研究需要解决的问题。

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