趙晨曉，董志勇

（北京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100871）

一、引言

在我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，并行著以社會(huì)化生產(chǎn)為特點(diǎn)的城市經(jīng)濟(jì)和以小農(nóng)生產(chǎn)為主的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展與城市化、工業(yè)化進(jìn)程的不斷加快，大量農(nóng)村人口為改善家庭經(jīng)濟(jì)狀況、尋求更好發(fā)展而進(jìn)城務(wù)工，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《2019年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》，2019年我國農(nóng)民工總量達(dá)到了近3億人，受限于我國目前的戶籍制度和經(jīng)濟(jì)條件等因素，外出務(wù)工的父母大都將兒童留在農(nóng)村，留守兒童群體由此形成。

農(nóng)村留守兒童是指“父母雙方外出務(wù)工或一方外出務(wù)工另一方無監(jiān)護(hù)能力，無法與父母正常共同生活的不滿十六周歲農(nóng)村戶籍未成年人”。①資料來源：《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)農(nóng)村留守兒童關(guān)愛保護(hù)工作的意見》，http：//www.gov.cn/zhengce/content/2016-02/14/content_5041066.htm。根據(jù)民政部開發(fā)的全國農(nóng)村留守兒童和困境兒童信息管理系統(tǒng)數(shù)據(jù)顯示，截至2018 年，我國共有農(nóng)村留守兒童697萬人，②數(shù)據(jù)來源：《圖表：2018年農(nóng)村留守兒童數(shù)據(jù)》，http：//www.mca.gov.cn/article/gk/tjtb/201809/20180900010882.shtml。雖然規(guī)模較此前有明顯下降，但總量仍然不少。同時(shí)，留守兒童的減少，伴隨著隨遷兒童的大幅增加，隨遷兒童目前囿于現(xiàn)行戶籍制度，面臨著公辦學(xué)校學(xué)位不足或升學(xué)門檻高等困境，存在著被迫返鄉(xiāng)，重新轉(zhuǎn)變?yōu)榱羰貎和目赡堋Ａ羰貎和鳛槲覈磥頋撛诘闹匾獎(jiǎng)趧?dòng)力，健康狀況關(guān)系到其早期人力資本的形成和成年后的收入、健康與創(chuàng)造能力，也關(guān)系到一個(gè)國家未來的人口素質(zhì)和發(fā)展水平。

本文采用2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的微觀數(shù)據(jù)，基于傾向得分匹配法（Propensity Score Matching），分析父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童個(gè)人健康狀況的影響。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：在實(shí)證策略方面，本文采用PSM 方法構(gòu)建計(jì)量模型，在一定程度上解決了由選擇性偏誤帶來的內(nèi)生性問題，使得結(jié)果更加可信；在研究發(fā)現(xiàn)方面，我們發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童健康狀況存在負(fù)面影響，并進(jìn)行了兩個(gè)主要維度的機(jī)制探討，尤其是在異質(zhì)性財(cái)富效應(yīng)方面給出了新的證據(jù)，即父母外出務(wù)工的收入效應(yīng)隨家庭財(cái)富的增加，積極影響不斷減弱。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

回顧國內(nèi)外關(guān)于父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童身體健康狀況影響的研究，主要可以分為兩類，一方面，父母外出務(wù)工會(huì)造成對(duì)留守兒童的照料與陪伴缺失，會(huì)給留守兒童的身體健康帶來消極影響，稱為分離效應(yīng)；另一方面，父母外出務(wù)工增加了家庭收入，并通過匯款等方式反饋給子女，從而顯著改善兒童的伙食、住宿等生活條件，會(huì)給留守兒童的健康帶來積極影響，稱為收入效應(yīng)。

近年來，國內(nèi)研究對(duì)留守兒童健康狀況的關(guān)注日漸增多，并隨著微觀數(shù)據(jù)可獲得性的增強(qiáng)而進(jìn)行定量分析，大都是基于分離效應(yīng)的視角，研究結(jié)論也不盡相同。陳在余（2009）利用CHNS數(shù)據(jù)研究父母外出對(duì)農(nóng)村留守兒童營養(yǎng)與健康的影響，發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工對(duì)6～18歲學(xué)齡兒童的負(fù)面影響較為顯著，而對(duì)0～5 歲的學(xué)齡前留守兒童并無顯著影響；[1](p95-102)李鐘帥和蘇群（2014）對(duì)父母外出務(wù)工類型進(jìn)行了細(xì)分，認(rèn)為父親外出務(wù)工對(duì)留守兒童健康有積極作用，而母親長期外出務(wù)工則對(duì)留守兒童健康存在一定的負(fù)面影響，短期也會(huì)對(duì)學(xué)齡前兒童有不利影響；[2](p51-58)田旭等（2017）則從兒童營養(yǎng)狀況角度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)僅父母外出和父母均外出都會(huì)使得留守兒童營養(yǎng)不良的問題更加突出。[3](p247-276)同時(shí)，也有不少研究并未發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工對(duì)子女的顯著影響，孫文凱、王乙杰（2016）認(rèn)為收入提高和照料缺失兩種影響可能相互抵消，并通過細(xì)化家庭收入、父母外出情況以及兒童年齡性別等各種情況進(jìn)一步印證了這一觀點(diǎn)；[4](p963-988)吳培材（2020）基于國貧縣農(nóng)村小學(xué)兩期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，也發(fā)現(xiàn)父母外出務(wù)工對(duì)兒童的身體健康影響并不明顯，但對(duì)兒童的心理健康卻有著顯著的消極影響。[5](p95-111)

國外相關(guān)研究則集中在跨國人口流動(dòng)問題上，主要是基于以收入效應(yīng)為代表的視角來關(guān)注父母進(jìn)行國際移民后對(duì)子女健康狀況的影響。Anton（2010）通過研究部分厄瓜多爾父母外出務(wù)工情況時(shí)發(fā)現(xiàn)，匯款對(duì)子女健康有明顯的正面效應(yīng)；[6](p269-299)Acosta（2011）使用薩爾瓦多數(shù)據(jù)來評(píng)估父母移民對(duì)兒童的影響，發(fā)現(xiàn)國際移民匯款可以增加家庭預(yù)算，大幅減少所在家庭的童工勞動(dòng)，提高兒童的健康狀況；[7](p913-936)Nguyen（2016）使用相對(duì)落后的發(fā)展中國家數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)狀況較為落后的埃塞俄比亞，父母外出務(wù)工帶來的收入增加所帶來的匯款效應(yīng)也更加明顯，對(duì)改善留守兒童健康起到了一定的積極作用。[8](p230-239)還有學(xué)者提出了“社會(huì)性匯款”的概念，Macours、Vakis（2010）使用尼加拉瓜相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)母親外出務(wù)工增長了對(duì)撫養(yǎng)兒童的相關(guān)知識(shí)，其定期返鄉(xiāng)有助于提高兒童的健康效應(yīng)，這也豐富了傳統(tǒng)意義上的收入效應(yīng)。[9](p857-869)

目前國內(nèi)對(duì)于留守兒童健康問題關(guān)注度仍然很高，但所選用數(shù)據(jù)大多為局部地區(qū)調(diào)查或時(shí)效性較差的數(shù)據(jù)，使用不同的方法及樣本進(jìn)行研究所得到的結(jié)論也不一致。盡管文獻(xiàn)對(duì)于分離效應(yīng)及收入效應(yīng)均有涉及，但機(jī)制分析相對(duì)簡單，對(duì)留守兒童健康的進(jìn)一步影響路徑尚未達(dá)成共識(shí)。因此，有必要使用全國范圍內(nèi)的近期調(diào)查樣本做細(xì)致的定量探究。

三、數(shù)據(jù)介紹與實(shí)證策略

（一）數(shù)據(jù)來源。

本文采用CFPS2016年的微觀截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，①CFPS 調(diào)查是由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）組織實(shí)施的，調(diào)查我國社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的重大社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目。該數(shù)據(jù)涵蓋了全國30個(gè)省、市、自治區(qū)的家庭，其中包括豐富的家庭特征、家庭成員的個(gè)人信息，同時(shí)也對(duì)15歲以下兒童進(jìn)行了單獨(dú)訪問，可以對(duì)全國留守兒童狀況進(jìn)行較好的研究。

本文的研究對(duì)象是父母一方或雙方外出務(wù)工的農(nóng)村留守兒童，基于CFPS數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，本文選取了年齡在15歲及以下的農(nóng)村兒童，同時(shí)通過少兒問卷中“過去12個(gè)月與父母同住時(shí)間”這一變量篩選出與父母同住時(shí)間少于6個(gè)月的樣本，定義為留守兒童，樣本量在5900左右。本文關(guān)鍵的被解釋變量是留守兒童的健康狀況，即“過去一個(gè)月孩子生病次數(shù)”。而農(nóng)村兒童的健康狀況也受到其他多方面因素影響，故本文選取了一系列控制變量，主要包含兩類：一類是個(gè)體層面的控制變量，分別是年齡、性別、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭的水來源、兒童及父母的受教育程度、父母的健康水平、對(duì)數(shù)化的家庭收入以及家庭成員數(shù)等，主要控制可能影響個(gè)人健康的因素，使估計(jì)結(jié)果更加可信；另一類是省份固定效應(yīng)，主要控制地區(qū)內(nèi)部不變因素對(duì)于個(gè)人健康的影響。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析情況詳見表1。

（二）實(shí)證策略。

本文主要采用PSM方法進(jìn)行實(shí)證研究，PSM基本思想與反事實(shí)相類似，將父母一方或雙方外出務(wù)工的兒童設(shè)定為處理組，將父母雙方均未外出的兒童設(shè)定為控制組，本文設(shè)定了如下的子女健康影響模型：

其中，因變量heal thi是農(nóng)村兒童i 的健康狀況，leftbeh indi表示農(nóng)村兒童i 是否是留守兒童，為二元虛擬變量，Xi為個(gè)體控制變量，Z 為個(gè)體控制變量的系數(shù)矩陣，φc為省份固定效應(yīng)。假定個(gè)體i屬于處理組，找到屬于控制組的某個(gè)體j，通過可觀測變量使得個(gè)體j與個(gè)體i進(jìn)行匹配，此時(shí)二者具有可比性，故可將控制組的結(jié)果變量heal thj作為處理組兒童i 父母若沒有外出務(wù)工的結(jié)果變量heal th0i的估計(jì)量。在進(jìn)行傾向得分匹配時(shí)，有不同的匹配方法，本文主要以一對(duì)四匹配為例進(jìn)行說明，根據(jù)Abadie（2004）的研究，選用一對(duì)四匹配由于使用了更多信息，可以有效降低方差，從而最小化均方誤差。[10](p290-311)每個(gè)個(gè)體的匹配結(jié)果為不同組的四個(gè)個(gè)體，根據(jù)個(gè)體的距離不同給予不同的權(quán)重，匹配原則可表示為：

其中，N1為處理組的觀測對(duì)象數(shù)。PSM 方法不依賴線性方程形式，能夠有效解決由選擇性偏誤帶來的內(nèi)生性問題。為提高匹配質(zhì)量，本文在PSM方法中盡可能多地控制了兒童個(gè)人特征變量、家庭特征變量以及省份固定效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）匹配平衡性檢驗(yàn)。

為了保證PSM結(jié)果的準(zhǔn)確性，即處理組與控制組的分布沒有系統(tǒng)性差異，本文檢驗(yàn)了所選取的控制變量在匹配前后處理組和控制組間的平衡性。具體結(jié)果如表2 所示。從表2 可以看出，匹配前兒童年齡、水來源、兒童受教育程度、母親受教育程度、母親健康水平等變量是不平衡的，說明樣本個(gè)體間存在較大的異質(zhì)性；匹配后所有變量T檢驗(yàn)的p 值均大于10%，即匹配后所有變量在控制組和處理組間不存在顯著性差異，匹配效果較好。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計(jì)分析

（二）PSM結(jié)果分析。

本文主要采用一對(duì)四匹配的方法進(jìn)行樣本匹配，選取兒童上個(gè)月的生病頻率作為代表兒童健康狀況的指標(biāo)，同時(shí)控制了個(gè)體變量及省份固定效應(yīng)。表3報(bào)告了匹配后估計(jì)的平均處理效應(yīng)，可以看出，匹配后兒童生病頻率的平均處理效應(yīng)顯著為正，這意味著父母外出務(wù)工使得留守兒童的生病頻率明顯提高，這對(duì)于兒童的健康狀況有明顯的負(fù)面影響。

在父母外出務(wù)工對(duì)不同性別兒童健康狀況的影響方面，無論是男生還是女生，其上個(gè)月生病頻率變量的平均處理效應(yīng)的結(jié)果都顯著為正，即父母外出務(wù)工對(duì)不同性別留守兒童健康均有負(fù)面影響。相比之下，女童受影響的程度更大，Jain（2018）的研究表明，女童在農(nóng)村家庭中往往承擔(dān)更多家務(wù)、照顧幼弟幼妹的角色。[11](p153-173)基于此，本文認(rèn)為在父母外出務(wù)工之后，家庭重任將會(huì)更多落在女童的身上，導(dǎo)致她們的健康狀況相較于男童會(huì)更差。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文主要采用兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法：第一是基于不同的PSM匹配方法匹配的樣本估計(jì)平均處理效應(yīng)；第二是換用新的健康變量，即兒童過去一個(gè)月是否生病以及過去一年的就醫(yī)次數(shù)來重新估計(jì)平均處理效應(yīng)。

表2 協(xié)變量匹配質(zhì)量檢驗(yàn)

表3 父母外出務(wù)工對(duì)兒童健康影響

不同的匹配方式可能會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響，因此表4報(bào)告了使用半徑匹配、核函數(shù)匹配方法重新匹配后來估計(jì)平均處理效應(yīng)，從而驗(yàn)證上文中使用的PSM 方法并不依賴于某一種特定的匹配方式。結(jié)果顯示，基于兩種不同匹配方法得到的平均處理效應(yīng)仍為正，且通過了顯著性檢驗(yàn)，即父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童的健康狀況有較為明顯的負(fù)面影響。

本文以兒童上個(gè)月是否生病及過去一年因病就醫(yī)次數(shù)作為新的測度兒童身體健康的變量，使用一對(duì)一匹配方法估計(jì)父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童健康的影響，估計(jì)結(jié)果如表5所示。估計(jì)結(jié)果顯示，無論是以兒童上個(gè)月生病概率，還是過去一年兒童因病就醫(yī)次數(shù)作為健康變量，估計(jì)的結(jié)果與表3結(jié)論基本一致，匹配后的平均處理效應(yīng)在10%的顯著性水平上為正，即留守兒童因父母外出務(wù)工，健康狀況受到明顯的負(fù)面影響，從而排除本文基準(zhǔn)分析所得結(jié)論的偶然性。

五、機(jī)制分析

由前文所述，父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童健康狀況的影響機(jī)制可分為分離效應(yīng)與收入效應(yīng)兩類，因此本文從撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)、父母外出務(wù)工時(shí)長來考察分離效應(yīng)，而從兒童零花錢、自費(fèi)醫(yī)療支出等方面來考察收入效應(yīng)。

（一）分離效應(yīng)。

1.兒童撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)。

留守兒童的撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)主要包括三種類型，分別為：僅父親外出務(wù)工、僅母親外出務(wù)工和父母同時(shí)外出務(wù)工。普遍研究認(rèn)為母親在家庭中往往承擔(dān)著照料兒童生長發(fā)育的職責(zé)，因此母親外出務(wù)工對(duì)留守兒童的消極影響將遠(yuǎn)高于父親外出務(wù)工的情形。[12](p341-360)由于本文數(shù)據(jù)中僅母親外出務(wù)工的樣本量極小，故將樣本分成母親外出務(wù)工及母親非外出務(wù)工（即僅父親外出務(wù)工）兩類，從而考察母親外出務(wù)工所帶來的分離效應(yīng)，控制組均為非留守兒童，結(jié)果變量為兒童近一個(gè)月的生病頻率，分析結(jié)果如表6 所示。從表6 可以看出，母親外出務(wù)工對(duì)留守兒童健康的負(fù)面影響更大，這與大部分文獻(xiàn)的研究結(jié)論相一致。

2.父母外出時(shí)間。

本文將父母外出務(wù)工時(shí)長在6～12個(gè)月的視作短時(shí)間外出，將12個(gè)月以上認(rèn)為是長時(shí)間外出，進(jìn)一步研究父母外出時(shí)間對(duì)留守兒童健康的影響，結(jié)果變量仍然為兒童近一個(gè)月的生病頻率，分析結(jié)果見表6。不難發(fā)現(xiàn)，無論是母親外出，還是僅父親外出，外出時(shí)間在12個(gè)月以上的留守兒童近一個(gè)月內(nèi)生病頻率的平均處理效應(yīng)均顯著高于外出時(shí)間在6～12個(gè)月的留守兒童，即外出務(wù)工時(shí)間越長，對(duì)留守兒童健康狀況越不利。

（二）收入效應(yīng)。

1.零花錢、醫(yī)療自費(fèi)支出與兒童健康差異。

為驗(yàn)證收入效應(yīng)，本文首先選用“兒童是否有零花錢”的虛擬變量進(jìn)行研究，匹配結(jié)果見表7。研究發(fā)現(xiàn)，在控制個(gè)體變量與省份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，留守兒童相較于非留守兒童，有零花錢的概率提高了4.3%。這一結(jié)果解釋了父母外出務(wù)工影響子女健康的一個(gè)機(jī)制，即父母外出務(wù)工的收入往往高于務(wù)農(nóng)收入，父母可以通過匯款等方式來增加子女的各項(xiàng)開支，零花錢就是一個(gè)渠道，留守兒童可以通過零花錢來進(jìn)一步解決溫飽問題，同時(shí)提高了食品營養(yǎng)豐富度與多元化程度，從而有效提高兒童的健康水平。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換匹配方式

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換健康變量

表6 機(jī)制分析：兒童撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)與父母外出時(shí)間

表7 機(jī)制分析：零花錢與醫(yī)療自費(fèi)支出

同時(shí)，本文創(chuàng)新性地使用了“兒童醫(yī)療自付費(fèi)用對(duì)數(shù)”指標(biāo)來驗(yàn)證收入效應(yīng)，為解決反向因果這一內(nèi)生性問題，控制變量新增“過去1個(gè)月孩子生病次數(shù)”進(jìn)行匹配，匹配結(jié)果如表7所示，平均處理效應(yīng)顯著為正，說明患病頻率相近的留守兒童比非留守兒童可以承擔(dān)更多的醫(yī)療費(fèi)用。具體機(jī)制可以解釋為：在控制孩子患病次數(shù)相近的前提下，留守兒童家庭由于父母外出務(wù)工的收入效應(yīng)，使得家庭財(cái)富增加，當(dāng)兒童患病時(shí)，醫(yī)療自付費(fèi)用明顯提高以便使其選擇更好的醫(yī)療服務(wù)，從而減少此后患病的可能性，有效提高健康狀況。

2.異質(zhì)性財(cái)富效應(yīng)。

大量研究表明，父母外出務(wù)工所帶來的收入效應(yīng)會(huì)有效改善子女的健康狀況，本文在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探究對(duì)財(cái)富狀況不同的家庭影響程度是否會(huì)有不同。本文將樣本分為低收入、中低收入、中等收入、中高收入及高收入五個(gè)分位，在控制個(gè)體變量后，研究留守兒童和非留守兒童在家庭是否支付伙食費(fèi)、住宿費(fèi)和校車費(fèi)方面隨收入升高差異的變化情況。

如表8所示，平均處理效應(yīng)在低收入、中低收入及中等收入家庭較為顯著，且隨著收入提高呈遞減趨勢，而在中高收入及高收入群體中則不顯著，這很好地驗(yàn)證了異質(zhì)性財(cái)富效應(yīng)的存在，即在收入較低的家庭中的兒童，由于家庭相對(duì)貧困，更有可能無法為其支付伙食費(fèi)、住宿費(fèi)及校車費(fèi)等日常開銷，導(dǎo)致健康狀況更容易受到明顯的消極影響；當(dāng)父母外出務(wù)工之后，家庭條件明顯改善，留守兒童的伙食費(fèi)、住宿費(fèi)及校車費(fèi)等費(fèi)用支付可能性大幅提高，健康狀況明顯改善。而在收入較高家庭中的留守兒童，原本其支付各項(xiàng)費(fèi)用的可能性就高于低收入家庭，父母外出務(wù)工后，這種情況并沒有顯著變化，因此在高收入群體中表現(xiàn)并不明顯。這一研究表明，對(duì)于不富裕的家庭，父母外出務(wù)工獲得額外收入，產(chǎn)生大量邊際回報(bào)；對(duì)于家庭條件較好的家庭，父母外出務(wù)工額外收入邊際回報(bào)較小，彌補(bǔ)對(duì)兒童照料缺失形成的分離效應(yīng)更困難。

六、結(jié)論和政策建議

留守兒童健康不僅關(guān)系到我國長期的人力資本積累，而且關(guān)系到精準(zhǔn)扶貧和代際貧困固化等問題。本文基于CFPS2016 年的微觀數(shù)據(jù)，使用PSM方法，對(duì)父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童健康的影響進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：父母外出務(wù)工顯著提高了留守兒童的患病概率與生病頻率，且結(jié)論穩(wěn)健。異質(zhì)性分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父母外出務(wù)工對(duì)女童和學(xué)齡前留守兒童的負(fù)面影響更加明顯。本文在對(duì)影響機(jī)制的探討時(shí)發(fā)現(xiàn)，收入效應(yīng)的確存在，且對(duì)于相對(duì)貧困的家庭影響更大，這有助于彌補(bǔ)父母外出務(wù)工對(duì)留守兒童造成的關(guān)懷缺失，但分離效應(yīng)，尤其是母親外出務(wù)工所產(chǎn)生的分離，對(duì)留守兒童的負(fù)面影響更大，并隨著時(shí)間的積累，負(fù)面影響將進(jìn)一步加深。

表8 機(jī)制分析：異質(zhì)性財(cái)富效應(yīng)

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出三點(diǎn)政策建議。第一，加大補(bǔ)貼力度，比如大力推行如營養(yǎng)改善計(jì)劃一類的財(cái)政補(bǔ)貼項(xiàng)目，為兒童提供營養(yǎng)餐、貧困補(bǔ)助等等，對(duì)于處于貧困家庭的留守兒童邊際效用更高，這意味著國家補(bǔ)貼政策會(huì)有效改善貧困家庭子女健康，對(duì)于貧困家庭的代際流動(dòng)性有一定的促進(jìn)作用。第二，完善戶籍制度，立足于我國基本國情，逐漸放開部分城市落戶限制，合理引導(dǎo)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶城鎮(zhèn)的預(yù)期和選擇，并有效保證進(jìn)城的農(nóng)民工子女入學(xué)、醫(yī)療保險(xiǎn)等基本公共服務(wù)。第三，大力發(fā)展鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，提高農(nóng)民經(jīng)濟(jì)收入，合理進(jìn)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，實(shí)現(xiàn)基本公共衛(wèi)生服務(wù)均等化，能夠縮小城鄉(xiāng)差距，實(shí)現(xiàn)社會(huì)的全面發(fā)展，這樣可以有效減少父母外出務(wù)工比例，返鄉(xiāng)照料兒童，從根本上解決留守兒童的健康問題。

然而本文也存在以下不足：第一，僅使用PSM方法可以解決由選擇性偏誤帶來的內(nèi)生性問題，但并不能完全消除隨時(shí)間變化的不可觀測變量影響，可考慮使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行差分后進(jìn)行估計(jì)；第二，文章雖然從幾個(gè)不同維度解釋了“分離效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”對(duì)留守兒童的影響機(jī)制，但未能將總效應(yīng)進(jìn)行量化分解，估計(jì)這兩種效應(yīng)的規(guī)模。作者未來將基于此對(duì)這一問題進(jìn)行更深入的研究和探討。