, 赵忠
, ZHAO Zhong
留守儿童是指居住在农村、年龄18岁及以下、父母一方或者双方外出务工的儿童。 目前，中国农村儿童的健康状况引起了广泛关注，同时农村家庭成员外出务工的情况非常普 遍，因此，农村父母外出务工对留守儿童健康状况的影响情况，是一个值得关注的问题。
国内外关于父母外出务工对留守儿童身体健康状况的影响依然存在较大争议。理论上父 母外出务工对留守儿童健康影响是不确定的。一方面，父母外出务工带来的收入效应会提高 留守儿童营养摄入的质量和数量，从而有利于儿童身体健康；另一方面，父母不在身边而导 致对留守儿童缺乏照料会对儿童身心健康带来不利影响。[1]例如，家庭中父母有一方迁移， 因为父母的长期分居导致不稳定的婚姻关系和单亲教育的困难，都会对孩子的身心发展产生 负面影响；再如父母双方都迁移的情况下，亲戚朋友对孩子的照顾可能不及时、不全面，也 会对孩子健康产生负面影响。父母外出务工的影响取决于这两个效应的相对大小。
本文利用部分年份中国健康与营养调查数据(China Health and Nutrition Survey， CHNS)，实证分析我国农村父母外出务工对留守儿童营养健康状况是否存在影响，以及影 响渠道和程度，为解决农村留守儿童问题提供依据。
本文数据来源于中国健康和营养调查[2]，选取1991、1993、1997、2000、2004、2006 和2009年共七个调查年份农村样本中年龄在0~18周岁的儿童共11 231名。
长期以来，经济学家认为健康是人力资本的主要组成部分之一[3]，基于人力资本理论， Grossman构建了一个标准的模型分析健康需求，他发展了健康资本的概念，认为健康资本 是人力资本的一种[4]。健康状况反应了健康资本的存量。对健康资本的投资和健康资本的消 费共同决定了健康资本的存量，也就是健康状况。
然而，与一般的商品和投资不同，单位健康资本不能在市场或者股票市场购买到。基于 Grossman的健康需求模型，经济学家把健康作为标准的Becker家庭产出模型的一部分。 在Becker家庭产出模型中，家庭投入时间和商品产出更多的基本物品，这些基本物品又直 接进入他们的效用函数。[4, 5]
虽然Grossman的健康需求模型是以有工作的成年人为对象发展得来，但对于理解和分 析其他年龄层人群的健康也是很有用的工具。在Grossman的人力资本模型中，家庭对健康 资本的投资产出儿童健康资本。首先，父母跨时效用函数，取决于父母的消费水平和孩子的 福利状况；其次，父母跨时效用的最大化受到儿童健康产出函数、收入预算以及时间的约束。最初，儿童拥有固定值的健康资本禀赋，后期如果没有对健康资本的投资，儿 童的健康资本逐年递减。作为资本的一种，对健康资本的投资可以产出健康资本，投入品包 括在市场购买到的与健康相关的商品和服务(如医疗保健、食品等)，父母花费在家务劳动 上的时间(如做饭、洗衣服等)。儿童时期是积累健康资本的一个时期，在这个时期，相比 健康消耗，健康投资占据主导地位。[4]
儿童健康资本和对健康资本的投资由父母效用函数的最大化推导出。健康产出函数取决 于家庭收入，投入品的价格，医疗保健技术，遗传的健康禀赋和时间偏好。因此，父母的外 出务工行为主要通过两个途径影响孩子的健康状况：
(1) 使家庭收入增加。家庭收入增加伴随着家庭生产结构的改变，家庭生产结构是家 庭饮食行为和营养状况改变的主要原因。[6]收入的增加使得儿童的饮食数量增加，质量提高， 对消费医疗保险或其他商品需求增加进一步改善健康状况。因此，收入效应使得营养状况改 善，食品数量和质量提高，医疗保健水平提高，患病率降低，儿童健康状况改善。
(2)对家庭成员时间分配的影响。迁移影响儿童健康状况的第二个途径是家庭成员时 间分配的变化。如果家庭中有成员迁移，留守成员不得不承担迁移人员在迁移前所承担的工 作。这些工作可能是迁移者曾经从事的农业生产活动或者家庭生产活动(比如抚养孩子、做 饭和其他的家务劳动)。[7]这样，留守成员对孩子及其饮食的照顾的时间会较少，从而对 留守儿童的健康产生不利影响，导致其患病率较高，健康状况较差。
除此之外，父母迁移与孩子健康状况的关系也会因为年龄的不同而不同。[8]年幼的孩子 的健康状况很大程度上依赖于父母或者看护者的照料，因此更容易受家庭成员时间分配的影 响。年长的孩子可能因为父母外出而承担一些家务劳动，其健康状况也因此受到负面影响。
经过分析以上两个影响途径，父母迁移和孩子健康状况的关系在理论上是不确定的。因 此本文使用中国营养健康调查数据来实证研究这个关系的可能趋势。
本文采用了年龄别身高/身长Z评分(Height-for-age Z scores)、年龄别体重Z评分 (Weight-for-age Z scores)两个指标来衡量儿童的健康状况。这两个指标的计算公式分别为：
haz=(儿童的实际身高/身长-参照儿童组身高/身长的均值)/ 参照儿童组身高/身长的标 准差
waz=(儿童的实际体重-参照儿童组体重的均值)/ 参照儿童组体重的标准差
其中，参照儿童组是指与该儿童相同年龄和性别的儿童组，本文使用的参照儿童组的均 值与标准差信息来自于《2009年中国卫生统计年鉴》。[9]
文献中通常把儿童按年龄分为6组：新生儿组：≤ 28天；婴儿组：29天~ 1岁；幼 儿组：1~3岁；学龄前期组：4~6岁；学龄期组：7~12岁和青春期组：13~18岁。由于样本 量限制，无法对新生儿、婴儿和幼儿分别研究，因此，本文将留守儿童分为0~6 周岁、6~12 周岁、12~18周岁三个年龄组，观察父母外出务工对同年龄段儿童营养健康状 况的影响。由于数据限制，我们在分析中没有进一步区分父母一方外出与父母双方外出的情 形。显然父母双方外出相对单方外出而言，收入效应和时间分配效应都应该较大，但最终的 结果也是不确定的。
本文构建了以下固定效应估计模型：
Hiht=α0+α1Mht+α2Aiht+α3Pht+α4Hht+α5υt*c+μi+εiht (1)
因变量Hiht表示在调查年份t、家庭h的农村儿童i的营养健康指标。本文采用了年龄 别身高/身长Z评分(haz)和年龄别体重Z评分(waz)两个指标来衡量儿童的营养健康状 况。自变量包含了本文关心的代表父母外出务工情况的变量，以及其他主要影响儿童营养 健康的因素。本文将自变量分为影响儿童健康状况的父母外出务工变量、儿童个人特征变 量、父母特征变量、家庭及周边环境的特征变量、时间地区变量等。
为了控制不随时间改变的个人特征和固定不变的家庭特征、社区特征等，本文采用基 于固定效应的面板数据分析方法(Fixed-Effect model)。在具体的计量分析过程中，考虑到 来自同一个农村地区的儿童，不同儿童的营养健康状况可能会因为该村庄医疗设施，医疗机 构等因素的影响存在相互影响，带有一定的相关性，本文采用了在儿童所在农村地区层面的 聚类估计(Cluster Estimation) 来调整标准差。另外，本文也采用了最小二乘法回归估计(OLS regression)作为参考分析。
因为目前的健康状况是过去不断累积的结果，也就说儿童过去的身体健康状况可能对调查时健康状况产生滞后影 响，如果不考虑孩子调查年份之前的身体健康状况对调查时身体健康的影响，估计的结果可 能会有偏差。因此，本文在模型中进一步加入了代表营养健康状况的滞后变量Hiht-1：
Hiht=α0+α1Hiht-1+α2Mht+α3Aiht+α4Pht+α5Hht+α6υt*c+μi+εiht (2)
其中，Hiht-1指农村儿童上一轮调查结果计算的年龄别 身高/身长Z评分(haz)和年龄别体重Z评分(waz)，即hazt-1和wazt-1。
研究结果表明，不同年龄段儿童受父母外出务工的影响存在差异。对于0~12岁的儿童，父 母外出务工对其年龄别身高Z评分没有显著性影响，这说明父母不在家对于0~12岁儿童的生长发育并没有显著影响。相比之下，对于12~18岁的儿童，父母外出务工在10% 的置信度水平下对其年龄别身高Z评分有显著的负面影响(表1)。
 表1 我国农村父母外出务工对留守儿童生长发育状况(haz)的影响
| 表1 我国农村父母外出务工对留守儿童生长发育状况(haz)的影响 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
中国农村父母外出务工对留守儿童体重状况或营养情况影响的回归结果显示， 父母外出务工的变量系数都是负数，对于0~18岁儿童总样本的固定效应回归结果显示该变 量并不显著。0~12岁儿童受到父母外出的影响显著为负，其中0~6 岁儿童受到的负面影响更大(表2)。
表2 我国农村父母外出务工对留守儿童体重状况或营养情况(waz)的影响
| 表2 我国农村父母外出务工对留守儿童体重状况或营养情况(waz)的影响 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
控制了儿童以往营养健康状况变量后的回归结果表明，过去的营养健康状况的确会影响 现在身体状况。而且，对于6~12岁儿童而言，父母外出务工显著地促进了当年儿童的生 长发育和体重水平。这进一步说明农村劳动力外流和儿童健康状况的关系在理论上不具有确定 性(表3和表4)。
表3 父母外出务工对留守儿童生长发育状况(haz)的影响(控制了滞后变量)
| 表3 父母外出务工对留守儿童生长发育状况(haz)的影响(控制了滞后变量) | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
表4 父母外出务工对留守儿童营养情况(waz)的影响(控制了滞后变量)
| 表4 父母外出务工对留守儿童营养情况(waz)的影响(控制了滞后变量) | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
根据中国农村家庭成员外出务工对留守家庭总收入对数和家庭人均收入对数的影响的 固定效应回归结果可以看出，家庭成员外出务工变量的系数都是正数，具体而言，对0~6岁儿 童样本的家庭和12~18岁儿童样本的家庭，家庭成员外出务工在1%的置信度水平下对 农村留守家庭总收入和家庭人均收入存在显著正影响，即农村劳动力转移有利于家庭收入的 增加(表5)。
表5 我国农村家庭成员外出务工对留守家庭收入对数影响
| 表5 我国农村家庭成员外出务工对留守家庭收入对数影响 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
中国农村家庭成员外出务工对儿童营养摄入量影响的回归结果显示，在10%的置信度 水平下，儿童的日均营养与热量消耗量因为父母外出务工而存在显著的下降趋势。值得注意 的是：儿童日均营养摄入量的观察值是基于调查前三天的摄入量，这可能不能代表儿童 的真实饮食情况(表6)。
表6 父母外出务工对儿童营养摄入情况的影响
| 表6 父母外出务工对儿童营养摄入情况的影响 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
农村家庭成员外流确实对留守家庭的生产活动时间产生反向影响，也就是说，父 母外出务工使得家庭留守成员分配到儿童起居饮食方面的时间减少，导致儿童的营养健康状 况受到负面影响(表7)。
表7 农村家庭成员外出务工对留守家庭成员时间分配的影响
| 表7 农村家庭成员外出务工对留守家庭成员时间分配的影响 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
在10%的置信度水平下，0~6岁儿童的年龄别体重Z评分受到父母外出的影响显著为负， 这说明相比年龄较大的儿童，父母外出务工对0~6岁留守儿童营养膳食质量的影响更为严重，很 明显，年龄较小孩子的起居饮食更依赖于父母或监护人的照顾，父母不在身边可能导致留守儿 童无人照顾或者照顾不充分等问题。
对6~12岁儿童而言，父母外出务工可以显著提高儿童的生长发育状况和体重水平，该 结果可能是因为6~12岁儿童的营养膳食对父母或者监护人的依赖性比0~6岁儿童低，同 时承担家务劳动的时间比12~18岁儿童短，综上两个原因可以认为以上结果是合情合理 的。
对12~18岁的儿童而言，父母外出务工在10%的置信度水平下对留守儿童的年龄别身 高Z评分有显著的负面影响，也就是说12~18岁留守儿童的生长发育状况比非留守儿童迟 缓，父母外出务工使得留守家庭的劳动力减少，这种情况可能会导致年龄较大的留守儿童承 担更多的家务活动从而影响其生长发育。
对农村男孩样本而言，留守儿童与非留守儿童之间haz、waz指标均没有明显差异；相 比之下，对儿童而言，各组之间非留守儿童的健康状况指标均比留守女孩高， 并且haz评分指标存在显著性差异，而waz评分指标的差异未达到显著性水平。也就是说， 与男孩相比较，父母外出务工对女孩身体健康状况存在显著的负面影响。
对0~6岁和12~18岁儿童样本的家庭而言，家庭成员外出务工显著提高了农村留守家 庭总收入和家庭人均收入。然而，研究发现对于年龄越大的儿童而言，家庭收入越高儿童的健康 状况越好，也就是说收入与健康的正相关关系可能是一个累积的效果而不是当期效果。[10]
留守儿童的日均营养摄入量与热量消耗量受到父母外出务工的负面影响。但模型估计儿 童日均营养摄入量的观察值是基于调查前三天的摄入量，这可能不能代表儿童的真实饮 食情况，从而对该回归结果的可靠性产生影响。
农村成员外流确实对留守家庭生产活动时间产生反向影响，也就是说，父母外出务工使 得家庭留守成员分配到儿童起居饮食方面的时间减少，导致儿童营养健康状况受到负面影 响。有家庭成员迁移的大龄儿童可能承担更多的家务劳动，来自家庭成员照顾的减少和家务劳 动时间的增加可能解释了为什么迁移和大龄儿童的年龄别身高Z评分的下降相关。
改革开放以来，我国城乡二元制结构以及其所衍生的城乡隔离的户籍制度，不仅限制了 农村人口流动，也是导致农村留守儿童问题的主要政策性原因。农村留守儿童问题是实现城 镇化、农村劳动力外流进程中浮现的社会问题，农村剩余劳动力由农村向城市的大量转移， 无疑会使农村留守儿童的规模进一步扩大。
儿童对父母或者监护人的依赖性比较强，如果缺少父母的细心照顾或者监护人缺乏必要 的基本健康和营养常识，那么留守儿童的营养健康状况会受到不利影响。因此，我国农村地 区应增加村委会、学校针对留守儿童家长的教育项目，改变外出父母及监护人的营养健康的 方式及观念；集体组织农村儿童体检，接种疫苗等医疗保健服务；促进类似农村留守儿童“春 苗营养计划”工作在全国范围内开展。
中央政府可以考虑增加对家庭迁移状况频繁地区的小学生给予食品补贴或者资助金。考 虑到中国人口的超重和肥胖现象，这样的政策需要谨慎执行。对于执行补贴政策的开 始，识别迁移现象频繁的地区是关键。比如，如果学校直接给学生提供营养食品，那么学生 做饭的负担可能减轻。
从长远来看，解决这一问题，一方面在于重新确定农村劳动力转移方向。现在很多省市 在探索就地解决农民工进城务工问题，积累了经验，相对减少了留守儿童问题。另一方面， 正在尝试的放宽户籍限制改革，可能有利于稳定外地务工人群和吸引儿童来城市生活，从而 解决留守儿童问题。
| [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] | 罗莱纳州人口中心, 中国疾病预防控制中心营养与食品安全所. 中国营养与健康调查(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] | 中华人民共和国卫生部. 2009年卫生统计年鉴[M]. 中国协和医科大学出版社, 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. |
(编辑 刘 博)