童年時期父母外出對受教育水平的影響①
——基于中國家庭追蹤調查的實證研究

韓保慶 王勝今 張敬霞

(1.中國人民大學 經濟學院，北京 100872；2.吉林大學 東北亞研究院，吉林 長春 130012；3.北京師范大學 社會發(fā)展與公共政策學院，北京 100875)

1 引言

改革開放以來，隨著人口流動障礙逐漸消除，加之經濟、生活、工作等各方面壓力，流動人口規(guī)模迅速增加。2015年1%人口抽樣調查中全國流動人口規(guī)模達到2.47億人[1]。我國獨特的戶籍制度使得勞動人口在遷移時難以舉家遷移[2]，與父母外出伴隨產生的是缺乏照料的留守兒童。根據(jù)段成榮等的估計，中國0-17歲的留守兒童數(shù)量已經從2000年的2904.3萬人增加到2015年的6876.6萬人[3]。龐大的留守兒童群體及留守兒童問題已引起了廣泛關注，除健康、照料、心理等問題外，教育問題也是一個重要議題[4]。

教育是促進社會流動的重要推力，留守兒童的教育問題不僅關乎個人未來的發(fā)展和收入，還關乎著社會階層的流動，關乎著中國的人力資本積累和經濟發(fā)展。對于留守兒童教育問題，已有研究更多關注學習成績[5]、教育投入[6]、輟學[7]等方面的內容，較少關注童年時期留守經歷對其未來受教育水平的影響，而未來受教育水平與學習成績、教育投入和輟學等指標相比，與工資收入關系更緊密，也更好衡量與比較。而且已有研究大部分只考慮被調查時點父母的外出情況，較少有研究關注整個童年時期父母外出情況對其教育的影響。

基于此，本文使用中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)，實證分析童年時期父母外出經歷對其受教育水平的影響，并區(qū)分不同樣本的影響差異。旨在回答：童年時期父母外出經歷對其受教育水平的長期影響及影響差異；不同年齡段的留守經歷對孩子的受教育水平有何影響？進而，為父母外出決策提供一些參考，為政策制定提供一些決策依據(jù)。

2 文獻綜述與研究假設

2.1 文獻綜述

父母外出會通過經濟途徑和照料途徑對孩子的受教育水平產生影響。經濟途徑主要指家庭收入增加從而為孩子的教育提供經濟支持。新勞動力遷移經濟學（NELM，The New Economics of Labor Migration）認為父母外出務工是整個家庭的共同決策，外出務工人員所寄回的匯款會被用來緩解家庭的資金壓力[8][9]，這些匯款除了用于家庭的日常開支，也會用于孩子的教育投資，從而對孩子的學習成績和教育獲得帶來積極影響[10]。而且父母外出可以接觸更多信息，會使得父母提高教育回報預期[11]，這也會使得父母增加對子女的教育投資。照料途徑主要指父母外出使得父母陪伴在孩子身邊的時間和機會減少。父母陪伴孩子時間的減少弱化了父母對孩子的監(jiān)護作用[12]，減少了父母輔導孩子作業(yè)的機會[13]，增加了孩子不當行為（例如逃學、厭學等）的機會[14]，導致孩子身體和心理問題[15]，增加了家務勞動時間[16]，這些因素都會對子女的教育產生不利影響。

關于父母外出對孩子教育的影響國內外進行了一系列的實證研究，但是結論并不一致。有研究認為父母外出會對子女的教育產生有利影響。Bredl研究表明國際移民的匯款增加了國內留守孩子的受教育機會，降低了留守孩子的輟學率等[7]；謝貝妮和李岳云研究發(fā)現(xiàn)農村父母外出通過家庭匯款增加了孩子課外補習的開支[6]。呂利丹和王非使用重慶市2010年人口普查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)農村留守兒童的教育優(yōu)于與父母同住的農村兒童[1]；隋海梅和宋映泉使用浙江和陜西兩省的調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)留守兒童與非留守兒童在考學行為、輟學行為和升學意愿上并不存在顯著差別[17]。也有研究認為父母外出會對子女的教育產生不利影響。胡楓和李善同使用2007年5個城市的農民工調研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)父母外出務工會顯著降低學生的成績，但是外出匯款能在一定程度上減少這種負面影響[5]。丁繼紅和徐寧吟使用1997-2011年中國健康與營養(yǎng)調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)父母外出務工會顯著降低孩子獲得年齡相匹配的受教育程度[2]。姚嘉等使用2010年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)初中階段留守兒童的語文成績要低于非留守兒童，留守兒童讀高中的幾率低于非留守兒童，終身教育程度也低于非留守兒童[4]。趙玉菡等研究發(fā)現(xiàn)留守兒童在學習和道德品行上的表現(xiàn)均不如非留守兒童[18]。

隨著研究的深入，已有文獻開始關注父母外出對留守兒童教育影響的差異。如有研究關注父親外出和母親外出對留守兒童教育的影響差異，研究發(fā)現(xiàn)無論教育采用何種指標，都顯示父親外出對留守兒童教育的負向影響要大于母親外出對留守兒童教育的負向影響[11][19-22]。還有研究關注父母外出對不同年齡階段（或不同受教育階段）的兒童教育的影響，發(fā)現(xiàn)父母外出對不同年齡階段的兒童教育的影響存在明顯差異[20][23]。還有研究關注在不同時期父母外出對留守兒童教育的影響，發(fā)現(xiàn)在不同時期，父母外出對留守兒童教育的影響存在差異[24][19]。還有研究關注父母外出對男童和女童教育的影響差異，發(fā)現(xiàn)父母外出對留守兒童教育的影響存在性別差異[24][20]。還有研究關注父母外出時間的長短對留守兒童教育的影響，發(fā)現(xiàn)隨著父母外出時間的增加，父母外出對留守兒童教育的影響并不相同[19][23]。

2.2 研究假設

根據(jù)已有研究，本文認為父親外出或母親外出對孩子受教育水平的影響是不同的。Becker的家庭理論認為，當家庭成員按照比較優(yōu)勢在市場和家庭之間分配勞動時間時才有效率[25]，在我國“男主外，女主內”的分工模式依然比較普遍，母親更多的承擔兒童的照料責任[11]，由于母親在陪伴孩子方面承擔著更重要的角色，所以母親外出通過陪伴途徑對孩子受教育水平的影響要大于父親外出對孩子受教育水平的影響。而與女性相比，男性更容易進入高收入行業(yè)，即使在相同行業(yè)里，勞動力市場對女性的歧視也使得男性的收入高于女性的收入[26]，父親在經濟支持方面承擔更重要的角色，所以父親外出通過經濟途徑對孩子受教育水平的影響要大于母親外出對孩子受教育水平的影響。由于陪伴途徑會降低孩子的受教育水平，而經濟途徑會增加孩子的受教育水平，所以與母親相比，父親外出會相對提高孩子的受教育水平。據(jù)此，提出本文的第一個研究假設：

假設1：父親或母親外出對孩子受教育水平的影響取決于經濟途徑影響和陪伴途徑影響的相對大小，與母親相比，父親外出會相對提高孩子的受教育水平。

已有研究表明，對于不同特征的樣本以及在孩子的不同年齡階段，父母外出對孩子受教育水平的總影響是不同的。據(jù)此，提出本文的第二個和第三個研究假設：

假設2：在孩子不同年齡階段，父母外出對孩子受教育水平的影響是不同的。

假設3：對于不同特征的樣本，父母外出對孩子受教育水平的影響是不同的。

3 研究設計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調查（CFPS），該項目旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)3個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷，為學術研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎。CFPS樣本覆蓋25個省/直轄市/自治區(qū)，目標樣本規(guī)模為16000戶，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員。經2010年基線調查界定出來的所有基線家庭成員及其今后的血緣/領養(yǎng)子女將作為CFPS的基因成員，成為永久追蹤對象。因為2010年成人問卷中有樣本0-12歲時父母的外出情況，所以本文以2010年調查時的成人樣本作為研究對象。為了使得本文選取的受教育水平不受正在上學樣本的干擾，本文把樣本限定為2018年追訪成功且2018年不再上學的樣本以及2018年追訪不成功但是在2010不再上學的樣本。由于改革開放前，嚴格的人口流動障礙使得人口難以流動，所以本文進一步刪除了1978年以前出生的樣本。本文共有樣本7973個。

3.2 研究變量

本文因變量選取的是個人的受教育水平。本文使用樣本的最高學歷來衡量個人的受教育水平，并參考王勝今和韓保慶的研究把終身受教育水平轉換成受教育年限[27]。

本文核心自變量選取的是父親外出和母親外出。2010年的調查問卷中詢問了“您3歲前，您父親不與您一起居住的連續(xù)時間最長多少周？”、“您3歲前，您母親不與您一起居住的連續(xù)時間最長多少周？”、“您4-12歲時，您父親不與您一起居住的連續(xù)時間最長多少周？”、“您4-12歲時，您母親不與您一起居住的連續(xù)時間最長多少周？”。根據(jù)這4個問題分別生成3歲父親外出、3歲母親外出、12歲父親外出、12歲母親外出4個變量。本文沒有根據(jù)留守兒童的定義把父母外出設置成二值變量，一方面是因為二值變量會加重多重共線性問題②按外出6個月為界劃分父（母）親是否外出時，3歲父親外出與3歲母親外出的相關性為0.70，12歲父親外出與12歲母親外出的相關性為0.60。，另一方面是因為二值變量無法衡量父母外出時間的長短。

參考相關的研究，本文的控制變量包括父母受教育水平、父母黨員、14歲時父母職業(yè)（根據(jù)5位數(shù)的職業(yè)編碼分為7類職業(yè)③根據(jù)職業(yè)編碼首位數(shù)進行分類，首位數(shù)為1-6的分別產生6個職業(yè)，首位數(shù)為7-9的為1個職業(yè)。，再加上不適用共分為8類職業(yè)，產生7個啞變量）、性別、年齡、12歲時戶籍、民族、兄弟姐妹數(shù)量、12歲時居住地所在的省份（根據(jù)30個省/直轄市/自治區(qū)產生29個啞變量）。表1列出了各變量的具體定義。

3.3 變量統(tǒng)計性描述

表1 列出了各變量的統(tǒng)計性描述。個人教育的均值為9.92年，父親教育的均值為6.86年，母親教育的均值為4.86年。說明改革開放后出生的樣本的受教育水平明顯高于父輩的受教育水平，而且父輩中，男性的受教育水平明顯高于女性的受教育水平。3歲父親外出的均值為2.85周，高于3歲母親外出的均值1.71周，12歲父親外出的均值為9.87周，也高于12歲母親外出的均值7.29周，說明男性外出的情況比女性外出的情況更普遍。12歲父親外出的均值約為3歲父親外出均值的3.5倍，12歲母親外出的均約為12歲母親外出均值的4.3倍，說明隨著年齡的增加，父母外出務工的平均時間越長，尤其是母親外出務工的平均時間。表1也列出了其它控制變量的統(tǒng)計性描述。

表 1 變量定義及統(tǒng)計性描述

4 研究結果

4.1 基準回歸結果

本文首先分析了在樣本0-3歲時，父母外出情況對其受教育水平的影響。回歸結果表明無論是否控制父母職業(yè)，在子女0-3歲時，父親外出會增加子女的受教育水平，母親外出會降低子女的受教育水平，支持了假設1。在控制父母職業(yè)后，父母外出系數(shù)的絕對值都增加了50%，說明父母職業(yè)的差異會削弱父母外出對子女受教育水平的影響。回歸結果整體上表明，在控制父母職業(yè)后，父親在子女0-3歲時連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.009年，母親在子女0-3歲時連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.009年。

本文又分析了在樣本4-12歲時，父母外出情況對其受教育水平的影響。回歸結果表明無論是否控制父母職業(yè)，在子女4-12歲時，母親外出會降低子女的受教育水平，父親外出對子女的受教育水平無影響，支持了假設1。在控制父母職業(yè)后，父親外出和母親外出的系數(shù)都沒有發(fā)生變化，說明父母職業(yè)的差異不影響4-12歲時父母外出對子女受教育水平的影響。在子女4-12歲時，父親連續(xù)外出最長時間不影響子女的受教育年限，母親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的平均受教育年限減少0.003年。

在樣本0-3歲和4-12歲時，父親外出對其受教育水平影響的不同支持了假設2部分內容。在子女0-3歲時，父親外出會增加子女的受教育水平，在子女4-12歲時，父親外出對子女的受教育水平無影響。原因可能是在子女0-3歲時，父親外出對子女陪伴的影響要小于子女4-12歲時，而在子女0-3歲和4-12歲時，父親外出對經濟的影響差異較小。

控制變量的回歸結果也與已有文獻的結果一致。父親受教育年限和母親受教育年限每增加1年，子女的平均受教育年限分別增加約0.18年和0.16年，與鄒薇和馬占利的研究結果一致[28]。樣本的年齡每增加1年，平均受教育年限降低約0.14年，說明出生時間越晚的樣本平均受教育水平越高，這與我國教育資源的提高是一致的。農業(yè)戶口的樣本受教育年限要比非農戶口的樣本低1.2-1.5年，這與丁從明和張培瑩的結論一致[29]。兄弟姐妹的數(shù)量每增加1個，樣本的受教育年限平均下降約0.4年，該結論支持了資源稀釋論，即兄弟姐妹數(shù)量的增多會降低孩子的教育獲得[30][11]。黨員的系數(shù)顯著為正，說明黨員的受教育水平要高于非黨員，可能的原因是受教育水平越高的個體越容易入黨。父親黨員的系數(shù)顯著為正，說明父親是黨員的樣本受教育年限要高于父親非黨員的樣本。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

由于受教育水平越高的人在調查時正在上學的可能性越高，所以把正在上學的樣本刪掉就容易造成樣本選擇性偏誤。由于2010年的成人樣本最低年齡為16歲，所以2010年成人樣本中所有樣本2018年的年齡都在24歲以上。在中國，24歲基本上都達到了高中畢業(yè)的年齡，還在上學的基本都是處于大學或研究生階段。本文把本科及以上學歷水平都轉換成受教育年限16年，目前在讀的本科及以上學歷樣本的受教育年限也設為16年。這樣處理就不需要把正在上學的樣本排除掉。基于以上考慮，本文使用2010年的成人樣本中在2018年追訪成功的所有樣本進行了穩(wěn)健性檢驗。

表3 列出了穩(wěn)健性檢驗的回歸結果。穩(wěn)健性檢驗的回歸結果與基準回歸結果的差異不大。回歸結果表明，在子女0-3歲時，父親連續(xù)外出最長時間的增加會提高子女的受教育水平，母親連續(xù)外出最長時間的增加會降低子女的受教育水平；在子女4-12歲時，父親連續(xù)外出最長時間的增加不影響子女的受教育水平，母親連續(xù)外出最長時間的增加會使得子女的平均受教育水平下降。回歸結果也支持了假設1和假設2的部分內容。在穩(wěn)健性檢驗的回歸結果中，父親外出的系數(shù)要大于基準回歸結果中的系數(shù)，母親外出的系數(shù)要小于基準回歸結果中的系數(shù)，說明樣本選擇偏誤確實會低估父母外出對子女受教育水平的影響，但是不影響主要的結果。穩(wěn)健性檢驗的結果表明本文的結論是可靠的。控制變量的系數(shù)在穩(wěn)健性檢驗和基準回歸中的差異也不大。

表2 OLS回歸結果

5 異質性分析

對于不同樣本，父母外出對子女受教育水平的影響可能不同。因此，本文進一步進行了異質性分析，對于不同特征的樣本分別進行回歸。表4列出了分樣本回歸結果。

表4 分樣本回歸結果

首先，本文把樣本按城鄉(xiāng)④根據(jù)樣本12歲時的戶籍狀況進行分組。非農樣本屬于城市組，農業(yè)樣本屬于農村組。分成城市組和農村組。在對城市組進行回歸的結果中，無論使用樣本0-3歲時父母外出情況還是使用樣本4-12歲時父母外出情況，回歸結果都表明父母外出對子女的受教育水平沒有明顯影響。對農村組進行回歸的結果與總體樣本的回歸結果基本一致。在子女0-3歲時，父親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.009年，母親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.01年，在子女4-12歲時，父親連續(xù)外出最長時間不影響子女的受教育年限，母親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的平均受教育年限減少0.004年。回歸結果表明在子女0-3歲時，父親外出會增加子女的受教育水平，母親外出會降低子女的受教育水平，在子女4-12歲時，父親外出對子女的受教育水平無影響，母親外出會降低子女的受教育水平，支持了假設1。城市組和農村組的回歸結果表明父母外出對子女受教育水平的影響存在城鄉(xiāng)差異，支持了假設3。

其次，本文把樣本按性別分為男性組和女性組。男性組的回歸結果與女性組的回歸結果差異也較大。對男性組進行回歸的結果與總體樣本的回歸結果基本一致。在兒子0-3歲時，父親連續(xù)外出最長時間每增加1周，兒子的受教育年限平均增加0.012年，母親連續(xù)外出最長時間每增加1周，兒子的受教育年限平均減少0.018年，在兒子4-12歲時，父親連續(xù)外出最長時間不影響兒子的受教育年限，母親連續(xù)外出最長時間每增加1周，兒子的平均受教育年限減少0.005年。回歸結果表明在兒子0-3歲時，父親外出會增加兒子的受教育水平，母親外出會降低兒子的受教育水平，在兒子4-12歲時，父親外出對兒子的受教育水平無影響，母親外出會降低兒子的受教育水平，支持了假設1。在男性樣本回歸中，父親外出和母親外出回歸系數(shù)的絕對值都大于在總體樣本回歸中的絕對值，說明父母外出對男孩的受教育水平影響程度較大。對女性組進行回歸的結果中，無論使用樣本0-3歲時父母外出情況還是使用4-12歲時父母外出情況，回歸結果都表明父母外出對女兒的受教育水平沒有明顯影響，但是父親外出的系數(shù)都大于母親外出的系數(shù)，回歸結果也支持了假設1。男性組和女性組的回歸結果表明父母外出對子女受教育水平的影響存在性別差異，支持了假設3。

表 3 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

最后，本文把樣本按地區(qū)分為東部組、中部組和西部組⑤東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東；中部地區(qū)包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆和廣西。。3個樣本組中回歸結果差異也較大。對于東部組，在子女4-12歲時，父親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.005年，母親連續(xù)外出最長時間對子女的受教育年限無影響，在子女0-3歲時，父親連續(xù)外出最長時間和母親連續(xù)外出最長時間都對子女的受教育年限無影響。回歸結果表明在子女0-3歲時，父親外出和母親外出都不會影響子女的受教育水平，在子女4-12歲時，父親外出會增加子女的受教育水平，母親外出不會影響子女的受教育水平。父親外出的回歸系數(shù)大于母親外出的回歸系數(shù)，支持了假設1。對于中部組，在子女0-3歲時，父親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均增加0.015年，母親連續(xù)外出最長時間對子女的受教育年限無影響，在子女4-12歲時，父親連續(xù)外出最長時間和母親連續(xù)外出最長時間都對子女的受教育年限無影響。回歸結果表明在子女0-3歲時，父親外出會增加子女的受教育水平，母親外出不會影響子女的受教育水平，在子女4-12歲時，父親和母親外出都不會影響子女的受教育水平。父親外出的回歸系數(shù)也大于母親外出的回歸系數(shù)，也支持了假設1。對于西部組，在子女0-3歲時，母親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.019年，父親連續(xù)外出最長時間對子女的受教育年限無影響，在子女4-12歲時，母親連續(xù)外出最長時間每增加1周，子女的受教育年限平均減少0.007年，父親連續(xù)外出最長時間對子女的受教育年限無影響。回歸結果表明，父親外出不會影響子女的受教育水平，母親外出會減少子女的受教育水平。父親外出的回歸系數(shù)也大于母親外出的回歸系數(shù)，也支持了假設1。東部組、西部組和西部組的回歸結果表明父母外出對子女受教育水平的影響存在地區(qū)差異，支持了假設3。

6 結論與討論

由于父母外出而產生的留守兒童問題一直是學術界關注的熱點，而且近年來該群體數(shù)量在不斷擴大，而教育問題又關系到孩子的未來和社會的發(fā)展。因此，研究留守兒童的教育問題就非常重要。父母外出一方面使孩子缺少陪伴和關心，容易產生厭學、成績下降、輟學等行為，另一方面父母外出可以使家庭獲得更多的經濟支持，為孩子的教育帶來物質保證，增加繼續(xù)教育的機率。如何更好權衡父母外出和孩子的教育問題是多數(shù)人面臨的困境，如何更好找到留守兒童教育問題的關注點也是社會所需，通過以上分析本研究有以下幾點發(fā)現(xiàn)：

第一，與母親外出相比，父親外出會提高子女的受教育水平。即使在穩(wěn)健性檢驗和分樣本回歸中，該結論依然成立。這一結果可以由工資性別差異和“男主外，女主內”的家庭分工模式進行解釋。工資性別差異使得父親外出務工獲得的經濟收益大于母親外出務工，因此父親外出通過經濟途徑對子女受教育水平的正向影響就要大于母親外出對子女受教育水平的影響。“男主外，女主內”的家庭分工模式意味著在孩子照料方面，母親承擔著更多的責任，因此母親外出通過陪伴途徑對子女受教育水平的負向影響要大于父親對子女受教育水平的影響。相比母親外出，父親外出通過經濟途徑對子女受教育水平的正向影響較大，通過陪伴途徑對孩子受教育水平的負向影響較小。因此，與母親外出相比，父親外出會提高子女的受教育水平。

第二，在孩子的不同年齡階段，父親外出對子女的受教育水平的影響不同，母親外出對子女的受教育水平相同。對總體樣本進行回歸的結果顯示，父親在子女0-3歲時外出會增加孩子的受教育水平，在孩子4-12歲時外出對子女的受教育水平無影響，母親在子女0-3歲時和4-12歲時外出都會降低孩子的受教育水平。分樣本回歸的結果顯示，在孩子的不同年齡階段，父親外出和母親外出對子女的受教育水平的影響也不同。對于農村組、男性組、東部組，父親在子女0-3歲時外出會增加孩子的受教育水平，在孩子4-12歲時外出對孩子的受教育水平無影響。對于中部組，父親在子女0-3歲時外出對子女的受教育水平無影響，在子女4-12歲時外出會增加子女的受教育水平。對于農村組、男性組、西部組，母親在子女0-3歲時和4-12歲時外出都會降低子女的受教育水平。

第三，對于不同的樣本，父母外出對子女受教育水平的影響不同。首先，父母外出對城市樣本和農村樣本的影響不同。對于城市樣本，父母外出對子女的受教育水平都無影響。對于農村樣本，父親在子女0-3歲時外出會提高孩子的受教育水平，在4-12歲時外出對子女的受教育水平無影響。母親在子女0-3歲和4-12歲時外出都會降低孩子的受教育水平。其次，父母外出對兒子和女兒的受教育水平不同。父母外出對女兒的受教育水平都無影響。父親在兒子0-3歲時外出會提高兒子的受教育水平，在4-12歲時外出對兒子的受教育水平無影響，母親在兒子0-3歲和4-12歲時外出都會降低兒子的受教育水平。最后，父母外出對不同地區(qū)樣本的影響不同。對于東部樣本，父親在子女4-12歲時外出會增加子女的受教育水平，在子女0-3歲時外出不會影響子女的受教育水平，母親在子女0-3歲和4-12歲時外出都不會影響子女的受教育水平。對于中部樣本，父親在子女0-3歲時外出會增加子女的受教育水平，在子女4-12歲時外出不會影響子女的受教育水平，母親在子女0-3歲和4-12歲時外出都不會影響子女的受教育水平。對于西部樣本，父親在子女0-3歲和4-12歲時外出都不會影響子女的受教育水平，母親在子女0-3歲和4-12歲時外出都會降低子女的受教育水平。

父母外出對子女受教育水平的影響是不同的，在孩子的不同年齡階段以及對于不同特征的孩子的影響也不同。這就啟示我們在關注留守兒童的教育方面要有所側重點。與母親相比，父親外出會提高子女的受教育水平，事實上，父親外出并不會降低孩子的受教育水平，因此對父親外出的留守兒童教育問題可以降低關注，把重點放在母親外出的留守兒童身上。對于城市樣本，父母外出都不會影響子女的受教育水平，而對于農村樣本，父母外出會影響子女的受教育水平。因此，對于留守兒童教育問題的關注還是要集中在農村。對于女性樣本，父母外出都不會影響子女的受教育水平，而對于男性樣本，父母外出會影響子女的受教育水平。因此，對于留守女孩的教育問題可以降低關注，重點關注留守男孩的教育問題。對于東部樣本和中部樣本，母親外出對留守兒童的受教育水平無影響，而對于西部樣本，母親外出會降低留守兒童的受教育水平。因此，應該對西部地區(qū)母親外出的留守兒童的教育問題重點關注。