我國農村父母外出務工對留守兒童健康的影響

陳 玥趙 忠

中國人民大學勞動人事學院 北京 100872

留守兒童是指居住在農村、年齡18歲及以下、父母一方或者雙方外出務工的兒童。目前，中國農村兒童的健康狀況引起了廣泛關注，同時農村家庭成員外出務工的情況非常普遍，因此，農村父母外出務工對留守兒童健康狀況的影響情況，是一個值得關注的問題。

國內外關于父母外出務工對留守兒童身體健康狀況的影響依然存在較大爭議。理論上父母外出務工對留守兒童健康影響是不確定的。一方面，父母外出務工帶來的收入效應會提高留守兒童營養攝入的質量和數量，從而有利于兒童身體健康；另一方面，父母不在身邊而導致對留守兒童缺乏照料會對兒童身心健康帶來不利影響。［1］例如，家庭中父母有一方遷移，因為父母的長期分居導致不穩定的婚姻關系和單親教育的困難，都會對孩子的身心發展產生負面影響；再如父母雙方都遷移的情況下，親戚朋友對孩子的照顧可能不及時、不全面，也會對孩子健康產生負面影響。父母外出務工的影響取決于這兩個效應的相對大小。

本文利用部分年份中國健康與營養調查數據（China Health and Nutrition Survey，CHNS），實證分析我國農村父母外出務工對留守兒童營養健康狀況是否存在影響，以及影響渠道和程度，為解決農村留守兒童問題提供依據。

1 資料與方法

1.1 資料來源

本文數據來源于中國健康和營養調查［2］，選取1991、1993、1997、2000、2004、2006和2009年共七個調查年份農村樣本中年齡在0～18周歲的兒童共11 231名。

1.2 影響機制

長期以來，經濟學家認為健康是人力資本的主要組成部分之一［3］，基于人力資本理論，Grossman構建了一個標準的模型分析健康需求，他發展了健康資本的概念，認為健康資本是人力資本的一種［4］。健康狀況反應了健康資本的存量。對健康資本的投資和健康資本的消費共同決定了健康資本的存量，也就是健康狀況。

然而，與一般的商品和投資不同，單位健康資本不能在市場或者股票市場購買到。基于Grossman的健康需求模型，經濟學家把健康作為標準的Becker家庭產出模型的一部分。在Becker家庭產出模型中，家庭投入時間和商品產出更多的基本物品，這些基本物品又直接進入他們的效用函數。［4-5］

雖然Grossman的健康需求模型是以有工作的成年人為對象發展得來，但對于理解和分析其他年齡層人群的健康也是很有用的工具。在Grossman的人力資本模型中，家庭對健康資本的投資產出兒童健康資本。首先，父母跨時效用函數，取決于父母的消費水平和孩子的福利狀況；其次，父母跨時效用的最大化受到兒童健康產出函數、收入預算以及時間的約束。最初，兒童擁有固定值的健康資本稟賦，后期如果沒有對健康資本的投資，兒童的健康資本逐年遞減。作為資本的一種，對健康資本的投資可以產出健康資本，投入品包括在市場購買到的與健康相關的商品和服務（如醫療保健、食品等），父母花費在家務勞動上的時間（如做飯、洗衣服等）。兒童時期是積累健康資本的一個時期，在這個時期，相比健康消耗，健康投資占據主導地位。［4］

兒童健康資本和對健康資本的投資由父母效用函數的最大化推導出。健康產出函數取決于家庭收入，投入品的價格，醫療保健技術，遺傳的健康稟賦和時間偏好。因此，父母的外出務工行為主要通過兩個途徑影響孩子的健康狀況：

（1）使家庭收入增加。家庭收入增加伴隨著家庭生產結構的改變，家庭生產結構是家庭飲食行為和營養狀況改變的主要原因。［6］收入的增加使得兒童的飲食數量增加，質量提高，對消費醫療保險或其他商品需求增加進一步改善健康狀況。因此，收入效應使得營養狀況改善，食品數量和質量提高，醫療保健水平提高，患病率降低，兒童健康狀況改善。

（2）對家庭成員時間分配的影響。遷移影響兒童健康狀況的第二個途徑是家庭成員時間分配的變化。如果家庭中有成員遷移，留守成員不得不承擔遷移人員在遷移前所承擔的工作。這些工作可能是遷移者曾經從事的農業生產活動或者家庭生產活動（比如撫養孩子、做飯和其他的家務勞動）。［7］這樣，留守成員對孩子及其飲食的照顧的時間會較少，從而對留守兒童的健康產生不利影響，導致其患病率較高，健康狀況較差。

除此之外，父母遷移與孩子健康狀況的關系也會因為年齡的不同而不同。［8］年幼的孩子的健康狀況很大程度上依賴于父母或者看護者的照料，因此更容易受家庭成員時間分配的影響。年長的孩子可能因為父母外出而承擔一些家務勞動，其健康狀況也因此受到負面影響。

經過分析以上兩個影響途徑，父母遷移和孩子健康狀況的關系在理論上是不確定的。因此本文使用中國營養健康調查數據來實證研究這個關系的可能趨勢。

1.3 兒童營養健康狀況評價指標

本文采用了年齡別身高/身長Z評分（Height-forage Z scores）、年齡別體重Z評分（Weight-for-age Z scores）兩個指標來衡量兒童的健康狀況。這兩個指標的計算公式分別為：

haz=（兒童的實際身高/身長-參照兒童組身高/身長的均值）/參照兒童組身高/身長的標準差

waz=（兒童的實際體重-參照兒童組體重的均值）/參照兒童組體重的標準差

其中，參照兒童組是指與該兒童相同年齡和性別的兒童組，本文使用的參照兒童組的均值與標準差信息來自于《2009年中國衛生統計年鑒》。［9］

1.4 留守兒童分類

文獻中通常把兒童按年齡分為6組：新生兒組：≤28天；嬰兒組：29天～1歲；幼兒組：1～3歲；學齡前期組：4～6歲；學齡期組：7～12歲和青春期組：13～18歲。由于樣本量限制，無法對新生兒、嬰兒和幼兒分別研究，因此，本文將留守兒童分為0～6周歲、6～12周歲、12～18周歲三個年齡組，觀察父母外出務工對同年齡段兒童營養健康狀況的影響。由于數據限制，我們在分析中沒有進一步區分父母一方外出與父母雙方外出的情形。顯然父母雙方外出相對單方外出而言，收入效應和時間分配效應都應該較大，但最終的結果也是不確定的。

1.5 研究方法

本文構建了以下固定效應估計模型：

因變量Hiht表示在調查年份t、家庭h的農村兒童i的營養健康指標。本文采用了年齡別身高/身長Z評分（haz）和年齡別體重Z評分（waz）兩個指標來衡量兒童的營養健康狀況。自變量包含了本文關心的代表父母外出務工情況的變量，以及其他主要影響兒童營養健康的因素。本文將自變量分為影響兒童健康狀況的父母外出務工變量、兒童個人特征變量、父母特征變量、家庭及周邊環境的特征變量、時間地區變量等。

為了控制不隨時間改變的個人特征和固定不變的家庭特征、社區特征等，本文采用基于固定效應的面板數據分析方法（Fixed-Effect model）。在具體的計量分析過程中，考慮到來自同一個農村地區的兒童，不同兒童的營養健康狀況可能會因為該村莊醫療設施，醫療機構等因素的影響存在相互影響，帶有一定的相關性，本文采用了在兒童所在農村地區層面的聚類估計（Cluster Estimation）來調整標準差。另外，本文也采用了最小二乘法回歸估計（OLS regression）作為參考分析。

因為目前的健康狀況是過去不斷累積的結果，也就說兒童過去的身體健康狀況可能對調查時健康狀況產生滯后影響，如果不考慮孩子調查年份之前的身體健康狀況對調查時身體健康的影響，估計的結果可能會有偏差。因此，本文在模型中進一步加入了代表營養健康狀況的滯后變量Hiht-1：

其中，Hiht-1指農村兒童上一輪調查結果計算的年齡別身高/身長Z評分（haz）和年齡別體重Z評分（waz），即hazt-1和wazt-1。

2 結果

2.1 父母外出務工對留守兒童營養健康狀況的影響

研究結果表明，不同年齡段兒童受父母外出務工的影響存在差異。對于0～12歲的兒童，父母外出務工對其年齡別身高Z評分沒有顯著性影響，這說明父母不在家對于0～12歲兒童的生長發育并沒有顯著影響。相比之下，對于12～18歲的兒童，父母外出務工在10％的置信度水平下對其年齡別身高Z評分有顯著的負面影響（表1）。

中國農村父母外出務工對留守兒童體重狀況或營養情況影響的回歸結果顯示，父母外出務工的變量系數都是負數，對于0～18歲兒童總樣本的固定效應回歸結果顯示該變量并不顯著。0～12歲兒童受到父母外出的影響顯著為負，其中0～6歲兒童受到的負面影響更大（表2）。

控制了兒童以往營養健康狀況變量后的回歸結果表明，過去的營養健康狀況的確會影響現在身體狀況。而且，對于6～12歲兒童而言，父母外出務工顯著地促進了當年兒童的生長發育和體重水平。這進一步說明農村勞動力外流和兒童健康狀況的關系在理論上不具有確定性（表3和表4）。

表1 我國農村父母外出務工對留守兒童生長發育狀況（haz）的影響

表2 我國農村父母外出務工對留守兒童體重狀況或營養情況（waz）的影響

表3 父母外出務工對留守兒童生長發育狀況（haz）的影響（控制了滯后變量）

表4 父母外出務工對留守兒童營養情況（waz）的影響（控制了滯后變量）

2.2 影響機制

2.2.1 父母外出務工對家庭收入的影響

根據中國農村家庭成員外出務工對留守家庭總收入對數和家庭人均收入對數的影響的固定效應回歸結果可以看出，家庭成員外出務工變量的系數都是正數，具體而言，對0～6歲兒童樣本的家庭和12～18歲兒童樣本的家庭，家庭成員外出務工在1％的置信度水平下對農村留守家庭總收入和家庭人均收入存在顯著正影響，即農村勞動力轉移有利于家庭收入的增加（表5）。

2.2.2 父母外出務工對兒童營養攝入情況的影響

中國農村家庭成員外出務工對兒童營養攝入量影響的回歸結果顯示，在10％的置信度水平下，兒童的日均營養與熱量消耗量因為父母外出務工而存在顯著的下降趨勢。值得注意的是：兒童日均營養攝入量的觀察值是基于調查前三天的攝入量，這可能不能代表兒童的真實飲食情況（表6）。

表5 我國農村家庭成員外出務工對留守家庭收入對數影響

2.2.3 父母外出務工對家庭成員時間分配的影響

農村家庭成員外流確實對留守家庭的生產活動時間產生反向影響，也就是說，父母外出務工使得家庭留守成員分配到兒童起居飲食方面的時間減少，導致兒童的營養健康狀況受到負面影響（表7）。

表6 父母外出務工對兒童營養攝入情況的影響

表7 農村家庭成員外出務工對留守家庭成員時間分配的影響

3 討論

3.1 父母外出務工對不同年齡的留守兒童營養健康狀況的影響不同

在10％的置信度水平下，0～6歲兒童的年齡別體重Z評分受到父母外出的影響顯著為負，這說明相比年齡較大的兒童，父母外出務工對0～6歲留守兒童營養膳食質量的影響更為嚴重，很明顯，年齡較小孩子的起居飲食更依賴于父母或監護人的照顧，父母不在身邊可能導致留守兒童無人照顧或者照顧不充分等問題。

對6～12歲兒童而言，父母外出務工可以顯著提高兒童的生長發育狀況和體重水平，該結果可能是因為6～12歲兒童的營養膳食對父母或者監護人的依賴性比0～6歲兒童低，同時承擔家務勞動的時間比12～18歲兒童短，綜上兩個原因可以認為以上結果是合情合理的。

對12～18歲的兒童而言，父母外出務工在10％的置信度水平下對留守兒童的年齡別身高Z評分有顯著的負面影響，也就是說12～18歲留守兒童的生長發育狀況比非留守兒童遲緩，父母外出務工使得留守家庭的勞動力減少，這種情況可能會導致年齡較大的留守兒童承擔更多的家務活動從而影響其生長發育。

3.2 父母外出務工對不同性別留守兒童的營養健康狀況的影響不同

對農村男孩樣本而言，留守兒童與非留守兒童之間haz、waz指標均沒有明顯差異；相比之下，對兒童而言，各組之間非留守兒童的健康狀況指標均比留守女孩高，并且haz評分指標存在顯著性差異，而waz評分指標的差異未達到顯著性水平。也就是說，與男孩相比較，父母外出務工對女孩身體健康狀況存在顯著的負面影響。

3.3 收入、營養與家庭成員時間分配對不同年齡兒童健康的影響

對0～6歲和12～18歲兒童樣本的家庭而言，家庭成員外出務工顯著提高了農村留守家庭總收入和家庭人均收入。然而，研究發現對于年齡越大的兒童而言，家庭收入越高兒童的健康狀況越好，也就是說收入與健康的正相關關系可能是一個累積的效果而不是當期效果。［10］

留守兒童的日均營養攝入量與熱量消耗量受到父母外出務工的負面影響。但模型估計兒童日均營養攝入量的觀察值是基于調查前三天的攝入量，這可能不能代表兒童的真實飲食情況，從而對該回歸結果的可靠性產生影響。

農村成員外流確實對留守家庭生產活動時間產生反向影響，也就是說，父母外出務工使得家庭留守成員分配到兒童起居飲食方面的時間減少，導致兒童營養健康狀況受到負面影響。有家庭成員遷移的大齡兒童可能承擔更多的家務勞動，來自家庭成員照顧的減少和家務勞動時間的增加可能解釋了為什么遷移和大齡兒童的年齡別身高Z評分的下降相關。

4 政策建議

改革開放以來，我國城鄉二元制結構以及其所衍生的城鄉隔離的戶籍制度，不僅限制了農村人口流動，也是導致農村留守兒童問題的主要政策性原因。農村留守兒童問題是實現城鎮化、農村勞動力外流進程中浮現的社會問題，農村剩余勞動力由農村向城市的大量轉移，無疑會使農村留守兒童的規模進一步擴大。

兒童對父母或者監護人的依賴性比較強，如果缺少父母的細心照顧或者監護人缺乏必要的基本健康和營養常識，那么留守兒童的營養健康狀況會受到不利影響。因此，我國農村地區應增加村委會、學校針對留守兒童家長的教育項目，改變外出父母及監護人的營養健康的方式及觀念；集體組織農村兒童體檢，接種疫苗等醫療保健服務；促進類似農村留守兒童“春苗營養計劃”工作在全國范圍內開展。

中央政府可以考慮增加對家庭遷移狀況頻繁地區的小學生給予食品補貼或者資助金。考慮到中國人口的超重和肥胖現象，這樣的政策需要謹慎執行。對于執行補貼政策的開始，識別遷移現象頻繁的地區是關鍵。比如，如果學校直接給學生提供營養食品，那么學生做飯的負擔可能減輕。

從長遠來看，解決這一問題，一方面在于重新確定農村勞動力轉移方向。現在很多省市在探索就地解決農民工進城務工問題，積累了經驗，相對減少了留守兒童問題。另一方面，正在嘗試的放寬戶籍限制改革，可能有利于穩定外地務工人群和吸引兒童來城市生活，從而解決留守兒童問題。

［1］Yang D.International Migration，Remittances，and Household Investment：Evidence from Philippine Migrants＇Exchange Rate Shocks［J］.The Economic Journal，2008，118，591-630.

［2］羅萊納州人口中心，中國疾病預防控制中心營養與食品安全所.中國營養與健康調查（CHNS）［EB/OL］.［2012-08-23］.http://www.cpc.unc.edu/projects/china.

［3］Mushkin S J.Health as an Investment［J］.Journal of Political Economy，1962，70（5）：129-157.

［4］Grossman M.On the concept of health capital and the demand for health［J］.Journal of Political Economy，1972，80（2）：223-255.

［5］Becker G.Model of Allocation of Time［J］.Economic Journal，1965，75：493-517.

［6］Du S，Mroz T，Zhai F，et al.Rapid Income growth adversely affects diet quality in China particularly for the poor［J］.Social Science and Medicine，2004，58：1505-1515.

［7］Mu Ren，Van de Walle，Dominique P.Left Behind to Farm？Women＇s Labor Re-Allocation in Rural China［R］.World Bank，2009.

［8］Monda K，Popkin B.Cluster analysis methods help to clarify the activity-BMI relationship of Chinese youth［J］.Obesity Research，2005，13（6）：1042-1051.

［9］中華人民共和國衛生部.2009年衛生統計年鑒［M］.中國協和醫科大學出版社，2009.

［10］Murasko J.An Evaluation of the Age profile in the Relationship between Household Income and the Health of Children in the United States［J］.Journal of Health Economics，2008，27（6）：1489-1502.