江光輝 王穎 胡浩

摘 要：成年子女外出與留守父母健康關(guān)系是學(xué)界經(jīng)典議題之一，但已有研究對(duì)此并未達(dá)成共識(shí)。區(qū)分子女對(duì)父母經(jīng)濟(jì)和時(shí)間兩種代際支持方式，基于CHARLS 2018數(shù)據(jù)，采用廣義傾向得分匹配方法和中介效應(yīng)模型，對(duì)成年子女外出與農(nóng)村留守父母健康關(guān)系進(jìn)行了再驗(yàn)證。研究發(fā)現(xiàn)，成年子女外出對(duì)農(nóng)村留守父母健康同時(shí)存在正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)和負(fù)向的時(shí)間缺失效應(yīng)，當(dāng)家庭子女外出比例較低時(shí)，正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)占主導(dǎo)，促進(jìn)了父母健康改善;當(dāng)家庭子女外出比例較高時(shí)，負(fù)向的時(shí)間缺失效應(yīng)占主導(dǎo)，不利于父母健康改善，兩種效應(yīng)綜合作用使得其對(duì)留守父母健康的影響隨著外出比例由低到高呈現(xiàn)“先升后降”的倒“U”型關(guān)系。家庭經(jīng)濟(jì)狀況和父母年齡段異質(zhì)性分析表明，子女外出對(duì)低資產(chǎn)家庭或老年父母健康的正向經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)更大，對(duì)高資產(chǎn)家庭或中年父母健康的負(fù)向時(shí)間缺失效應(yīng)更大。研究結(jié)論的政策涵義是，應(yīng)倡導(dǎo)子女經(jīng)濟(jì)支持和時(shí)間投入并舉的孝親方式，積極推進(jìn)就地城鎮(zhèn)化，豐富鄉(xiāng)村文化生活，提高農(nóng)村留守群體生活質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：子女外出;父母健康;代際經(jīng)濟(jì)支持;代際時(shí)間缺失;廣義傾向得分匹配

中圖分類號(hào)：C913.6 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? 文章編號(hào)：1000-4149（2021）06-0108-18

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.051

Abstract： The relationship between adult children migration and their leftbehind parents health is one of the classic academic issues， but there is no consensus on this. This paper distinguishes two intergenerational support methods of children s financial and time support to their parents. Based on the data of CHARLS 2018， the generalized propensity score matching method and the mediating effect model are used to reexamining the relationship between rural adult children migration and their parents health. The study found that rural adult children migration have both positive financial support and negative timedeficiency effects on the health of their parents. When the proportion of children migration is low， the positive economic effect is dominant， which promotes the better health of parents. When the proportion of children migration is high， the negative missing effect dominates， which is not conducive to the improvement of parents health. The combination of the two effects makes its impact on the health of parents appear the inverted “U” shape of “rising first and then falling”. Further analysis shows that children s migration has a greater positive economic support effect on the health of lowequity families or elderly parents， and a greater negative timeloss effect on the health of highequity families or middleaged parents. The policy implication of the research conclusion is that advocating the way of filial piety for children s economic support and time investment， actively promoting local urbanization， enriching rural cultural life and improving life quality of the leftbehind groups in rural areas.

Keywords：rural adult children migration;parental health;intergenerational economic support;intergenerational time missing;generalized propensity score matching

一、引言

隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快，農(nóng)村大量青壯年勞動(dòng)力去往城市發(fā)展，《2020年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》顯示，我國(guó)外出就業(yè)的農(nóng)村勞動(dòng)力仍然有2.85億。農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)大規(guī)模轉(zhuǎn)移使得城鎮(zhèn)化率也逐漸提高，2019年戶籍人口城鎮(zhèn)化率為44.38%，常住人口城鎮(zhèn)化率突破60%數(shù)據(jù)來源：http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202104/t20210430_1816933.html。受城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制下戶籍制度及其派生政策的限制，農(nóng)村子代的“流動(dòng)”和父輩的“留守”已成為中國(guó)農(nóng)村社會(huì)的生活常態(tài)，子代向城鎮(zhèn)定居式的轉(zhuǎn)移打破了傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老體系[1]。與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村社會(huì)保障體系雖已具規(guī)模，但保障水平仍然較低，大量的青壯年勞動(dòng)力外出必然影響留守老年人的生活質(zhì)量與健康水平，且由于經(jīng)濟(jì)水平較低、醫(yī)療資源相對(duì)匱乏以及缺少成年子女的照料陪伴，龐大的農(nóng)村留守群體的健康狀況更具脆弱性[2]。人口流動(dòng)與老齡化給我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保障帶來了挑戰(zhàn)。在此背景下，農(nóng)村留守父母健康問題不僅關(guān)系到人口城鎮(zhèn)化和農(nóng)村養(yǎng)老保障政策的制定，也成為“健康中國(guó)2030”戰(zhàn)略中構(gòu)建健康老齡化體系的重要一環(huán)。

現(xiàn)階段，有限的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障制度和傳統(tǒng)的孝道觀念使得家庭養(yǎng)老仍然是農(nóng)村養(yǎng)老的主要方式，很多農(nóng)村父母通過與成年子女共同居住獲得老年生活所需要的經(jīng)濟(jì)支持、生活照料與精神慰藉[3]，因而農(nóng)村成年子女主要通過兩種代際支持方式發(fā)揮養(yǎng)老作用：經(jīng)濟(jì)支持以及照料陪伴時(shí)間投入[4-5]。子女外出行為引發(fā)了傳統(tǒng)孝親模式中主、客體的空間分離，改變了家庭代際支持形式，強(qiáng)化了不受空間和時(shí)間限制的經(jīng)濟(jì)支持，弱化了受空間和時(shí)間限制的生活照料和精神慰藉[6]，從而對(duì)父母健康存在相反的影響路徑[7]。一方面，新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，子女由生計(jì)資源不足的農(nóng)村向城鎮(zhèn)流動(dòng)和定居有助于提升其生計(jì)水平，增強(qiáng)其為父母提供經(jīng)濟(jì)支持的基礎(chǔ)與能力，可以通過匯款或?qū)嵨锏刃问浇o留守父母回饋更多的生計(jì)資源[8]，從而改善家庭生活或者醫(yī)療支付條件[9]，對(duì)父母健康產(chǎn)生積極的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)[10];另一方面，傳統(tǒng)孝親觀念認(rèn)為，子女外出行為產(chǎn)生的空間隔離會(huì)大幅減少對(duì)父母生活照料與陪伴的時(shí)間投入[11]，加重老人的勞動(dòng)負(fù)擔(dān)，特別是我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保障制度發(fā)展還不夠完善，農(nóng)村子女長(zhǎng)期外出可能有悖于傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老觀念和孝親模式[12]，對(duì)父母健康產(chǎn)生消極的時(shí)間缺失效應(yīng)。然而當(dāng)下農(nóng)村，子女外出對(duì)留守父母健康帶來的兩種效應(yīng)孰強(qiáng)孰弱？二者對(duì)于留守父母健康產(chǎn)生的總影響如何？既有研究似乎并未形成定論。

有鑒于此，本文從代際支持的視角重新審視成年子女外出與農(nóng)村留守父母健康的關(guān)系，利用具有全國(guó)代表性的大樣本數(shù)據(jù)，通過廣義傾向得分匹配方法克服樣本自選擇偏誤，估計(jì)子女外出對(duì)留守父母健康的非線性影響，并使用中介效應(yīng)模型識(shí)別代際經(jīng)濟(jì)支持和時(shí)間缺失兩種影響效應(yīng)的大小，解釋這種非線性影響的作用機(jī)制，最后考察子女外出對(duì)不同年齡段父母健康影響的異質(zhì)性。本研究的邊際貢獻(xiàn)在于，通過理論分析和計(jì)量模型識(shí)別出農(nóng)村家庭中子女外出狀態(tài)的多樣性對(duì)留守父母健康的邊際效應(yīng)，并通過機(jī)制驗(yàn)證這種邊際效應(yīng)的異質(zhì)性，為既有關(guān)于子女外出與留守父母健康研究中的分歧提供合理解釋。研究結(jié)論可以為農(nóng)村中老年留守父母群體養(yǎng)老和健康干預(yù)政策的制定提供理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與理論分析

1.子女外出與父母健康關(guān)系：文獻(xiàn)回顧與分歧總結(jié)

健康經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域已有大量文獻(xiàn)探討子女外出對(duì)父母健康狀況產(chǎn)生的總影響，分別形成了“健康促進(jìn)說”和“健康抑制說”兩種截然不同的觀點(diǎn)，均獲得了一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持?！敖】荡龠M(jìn)說”側(cè)重關(guān)注子女外出給父母帶來更多的經(jīng)濟(jì)支持，通過改善家庭生活和醫(yī)療支付條件，從而對(duì)留守父母健康產(chǎn)生正向影響[13-14];而“健康抑制說”則強(qiáng)調(diào)子女外出會(huì)對(duì)留守父母造成照料與陪伴的缺失[15]，加重其家務(wù)負(fù)擔(dān)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)[16]，同時(shí)也有可能增加隔代照料的負(fù)擔(dān)[17]，從而對(duì)留守父母的健康產(chǎn)生負(fù)面影響。既有研究對(duì)于子女外出與父母健康關(guān)系的爭(zhēng)論，究其主要原因有如下幾點(diǎn)。

一是研究對(duì)象存在較大差別。部分文獻(xiàn)的研究對(duì)象是45歲以上的中老年父母[18-19]，也有部分文獻(xiàn)將研究對(duì)象限定為50歲甚至是60歲以上的老年父母[20-21]，顯然，對(duì)于不同年齡段的父母而言 按照《中華人民共和國(guó)老年人權(quán)益保障法》的劃分，將45—59周歲定義為中年人，達(dá)到60周歲定義為老年人。，健康現(xiàn)狀以及健康水平的變化并不具有可比性，且對(duì)于子女外出所產(chǎn)生的生理和心理反應(yīng)也存在異質(zhì)性。

二是父母健康水平的衡量指標(biāo)差異較大。縱觀已有研究對(duì)于健康衡量指標(biāo)的選取，有的采用主觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，如受訪時(shí)點(diǎn)的自評(píng)健康狀況[22]、認(rèn)知狀況[17]、生活滿意度評(píng)價(jià)等[23]，也有的采用多維度的軀體健康或心理健康測(cè)評(píng)等客觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，如BMI、抑郁程度[7]、過去四周患病率等[24]。這些指標(biāo)均為受訪者在調(diào)查時(shí)點(diǎn)健康狀況的存量水平，它們反映的是受訪者此刻的身體健康狀況，受到被訪問者生命歷程中所有經(jīng)歷等不可觀測(cè)因素的影響極大。而家庭子女外出是一個(gè)流量，它僅能反映子女在某個(gè)時(shí)間段的外出情況，如果使用流量變量來分析對(duì)存量變量的影響則不能科學(xué)地反映兩者之間的關(guān)系[25]。

三是對(duì)于“成年子女外出”這一核心解釋變量的定義不統(tǒng)一。以往研究對(duì)于“成年子女外出”的定義大致可以劃分為兩種，即與父母同住的成年子女外出行為以及非同住的成年子女外出行為。研究同住子女外出的文獻(xiàn)相信同住成年子女對(duì)父母的生活照料和情感性支持較多，與父母的互動(dòng)最密切，在所有子女中，同住成年子女的外出對(duì)父母的影響最大[24]。而研究非同住子女外出的文獻(xiàn)則認(rèn)為，現(xiàn)階段農(nóng)村父母與成年子女同住的傳統(tǒng)家庭結(jié)構(gòu)占比迅速降低，農(nóng)村父母居住的獨(dú)立性增強(qiáng)，僅與配偶居住已成為目前農(nóng)村中老年父母重要的居住方式[19]。因此不同的定義方式會(huì)導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)顯著差異。

四是以往研究?jī)H考慮家庭中是否有子女外出或是外出子女?dāng)?shù)量，認(rèn)為子女外出對(duì)留守父母健康影響的邊際效應(yīng)是同質(zhì)的，而忽略了農(nóng)村成年子女外出狀態(tài)的多樣性，無法區(qū)分不同的子女外出比例對(duì)留守父母代際支持的差異性。譬如在多子女家庭中，子女全部外出與僅有部分子女外出兩種情形，顯然會(huì)對(duì)父母健康產(chǎn)生不同的影響結(jié)果。同時(shí)，絕對(duì)指標(biāo)本身就可能存在內(nèi)生性問題，可能造成最終結(jié)果的偏誤。

綜上所述，成年子女外出對(duì)留守父母健康同時(shí)存在兩種相反的影響路徑，即正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)和負(fù)向的時(shí)間缺失效應(yīng)，目前既有文獻(xiàn)主要集中于評(píng)估子女外出對(duì)父母健康的總影響，但核心指標(biāo)衡量的差異和內(nèi)在作用機(jī)制驗(yàn)證的缺乏，導(dǎo)致研究結(jié)論尚存在較大分歧。

2.基于代際支持理論的機(jī)制分析

本文充分考慮上述分歧原因，基于代際支持的視角認(rèn)為，成年子女外出對(duì)留守父母健康的影響不僅僅是單一的促進(jìn)或抑制，而應(yīng)該是正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)和負(fù)向的時(shí)間缺失效應(yīng)相互作用的結(jié)果。在當(dāng)下中國(guó)農(nóng)村，成年子女外出行為是農(nóng)村家庭面臨流動(dòng)性約束時(shí)作出的理性選擇，子女由農(nóng)村向城市流動(dòng)或定居有助于其獲取更多的生計(jì)資源，通過代際經(jīng)濟(jì)支持對(duì)父母健康產(chǎn)生一定的積極影響，同時(shí)也會(huì)因?yàn)榇H居住空間分離而無法對(duì)留守父母提供必要的生活照料與陪伴，從而對(duì)父母健康產(chǎn)生消極影響[6]。

需要深入探討的是，農(nóng)村家庭成年子女外出狀態(tài)具有多樣性，其會(huì)對(duì)留守父母代際支持（經(jīng)濟(jì)和時(shí)間）的獲得造成差異，從而對(duì)其健康產(chǎn)生異質(zhì)性影響。在代際經(jīng)濟(jì)支持方面，當(dāng)家庭中子女外出比例較低時(shí)，父母雖然不缺乏子女的經(jīng)常性照料與陪伴，但面臨的流動(dòng)性約束卻較強(qiáng)，家庭生活條件或者醫(yī)療資源獲取能力較差，父母對(duì)緩解家庭流動(dòng)性約束的需求也較為強(qiáng)烈，因而在子女低外出比例下，流動(dòng)性增加對(duì)于父母健康改善的邊際效應(yīng)較高，此時(shí)適當(dāng)增加家庭子女外出比例，可以通過代際經(jīng)濟(jì)支持在很大程度上緩解留守父母面臨的流動(dòng)性約束，進(jìn)而改善家庭生活條件或者醫(yī)療資源獲取能力，對(duì)父母健康改善產(chǎn)生正的凈效應(yīng);當(dāng)家庭中子女外出比例較高時(shí)，充足的代際經(jīng)濟(jì)支持使得家庭生活條件或者醫(yī)療資源獲取能力較好，父母面臨的流動(dòng)性約束較弱，因而在子女高外出比例下，流動(dòng)性增加對(duì)于父母健康改善的邊際效應(yīng)較低，此時(shí)繼續(xù)增加經(jīng)濟(jì)支持對(duì)父母健康改善的作用不再顯著。在代際時(shí)間缺失方面，隨著家庭中子女外出比例的提高和時(shí)間的延長(zhǎng)，留守父母的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和家庭勞動(dòng)負(fù)擔(dān)明顯加重[26]，同時(shí)，由于子女不常在身邊而帶來的孤獨(dú)感增強(qiáng)，對(duì)于家庭子女陪伴照料的精神需求也迅速上升，如若不能得到響應(yīng)，那么子女外出對(duì)留守父母健康帶來的時(shí)間缺失效應(yīng)就會(huì)逐漸顯現(xiàn)[27]，且子女外出比例越高，時(shí)間缺失效應(yīng)越顯著，對(duì)父母健康改善產(chǎn)生的負(fù)向邊際效應(yīng)越高，最終超過正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)，導(dǎo)致對(duì)父母健康的凈效應(yīng)變?yōu)樨?fù)。因此，隨著家庭中成年子女外出比例的增加，代際經(jīng)濟(jì)支持對(duì)父母健康產(chǎn)生積極影響的邊際效應(yīng)在逐漸下降，而代際時(shí)間缺失對(duì)父母健康產(chǎn)生消極影響的邊際效應(yīng)在逐漸上升，導(dǎo)致對(duì)父母健康改善作用存在一個(gè)理論上的拐點(diǎn)，詳見圖1。

當(dāng)家庭成年子女外出比例低于t*時(shí)，隨著比例的持續(xù)提高，子女外出對(duì)父母健康積極影響的邊際效應(yīng)要大于消極影響的邊際效應(yīng)，導(dǎo)致總影響的斜率（凈效應(yīng)）為正，父母健康總體水平逐漸增加;當(dāng)家庭成年子女外出比例高于t*時(shí)，隨著比例的持續(xù)提高，子女外出對(duì)父母健康消極影響的邊際效應(yīng)要大于積極影響的邊際效應(yīng)，導(dǎo)致總影響的斜率（凈效應(yīng)）為負(fù)，父母健康總體水平逐漸降低。即農(nóng)村子女外出對(duì)父母健康的總影響與外出比例之間呈現(xiàn)出“先升后降”的倒“U”型關(guān)系。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

假說1：較低的成年子女外出比例會(huì)促進(jìn)父母健康變好，而較高的成年子女外出比例則不利于父母健康變好。即隨著家庭成年子女外出比例從低到高，其對(duì)留守父母健康的總影響呈現(xiàn)“先升后降”的倒“U”型關(guān)系。

假說2：當(dāng)成年子女外出比例較低時(shí)，其對(duì)留守父母健康正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)高于負(fù)向的時(shí)間缺失效應(yīng)，導(dǎo)致凈效應(yīng)為正;當(dāng)成年子女外出比例較高時(shí)，其對(duì)留守父母健康負(fù)向的時(shí)間缺失效應(yīng)高于正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)，導(dǎo)致凈效應(yīng)為負(fù)。

三、研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心 “中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）”，CHARLS于2011年開始全國(guó)范圍的基線調(diào)查，包括個(gè)人和村居層面的問卷，之后每隔兩年進(jìn)行一次個(gè)人層面的追蹤調(diào)查，最新一期的調(diào)查數(shù)據(jù)（CHARLS 2018）于2020年9月份公布。由于本文主要被解釋變量是個(gè)體自評(píng)健康變化，為了控制影響個(gè)體健康的部分滯留效應(yīng)，選取2015年和2018年都接受過追蹤調(diào)查的45周歲以上中老年個(gè)體，然后篩選出在2018年調(diào)查數(shù)據(jù)中信息完整的農(nóng)村地區(qū)樣本，并與村居數(shù)據(jù)匹配形成截面數(shù)據(jù)。此外，家庭成年子女外出比例是本文的關(guān)鍵解釋變量，因此樣本需要滿足至少有一個(gè)成年子女的中老年群體。最后剔除數(shù)據(jù)中關(guān)鍵變量存在缺失和極端值的樣本，并對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單運(yùn)算和正態(tài)化處理，最終獲得6927份分析樣本，覆蓋全國(guó)27個(gè)省份285個(gè)村莊。

2.變量篩選與統(tǒng)計(jì)描述

本文關(guān)注的被解釋變量是父母健康，如何科學(xué)地度量個(gè)體健康水平成為關(guān)鍵問題，以往研究對(duì)此存在較大分歧，而無論是軀體健康還是心理健康，均為個(gè)體在受訪時(shí)點(diǎn)存量的健康現(xiàn)狀。本文的研究目的是分析家庭成年子女外出對(duì)父母健康產(chǎn)生的影響，這一影響反映的本就是父母健康的變化情況，如果使用存量健康現(xiàn)狀則不能科學(xué)地衡量，因而本文因變量選擇的是父母自評(píng)健康變化，這是一個(gè)流量變量，反映某一時(shí)間段內(nèi)的變化情況，與該時(shí)間段內(nèi)子女外出相對(duì)應(yīng)。此外，有研究指出自評(píng)健康作為一種綜合性主觀評(píng)價(jià)，受到不可觀測(cè)因素影響極大，極易產(chǎn)生測(cè)量誤差[7]。因而本文保留父母自評(píng)健康變化這一主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)，同時(shí)引入客觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)日常生活活動(dòng)能力（ADL）以及心理健康指標(biāo)抑郁程度量表，替換自評(píng)健康變化以提供穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并在后面的估計(jì)過程中充分考慮了父母不同年齡段健康水平以及子女外出影響的異質(zhì)性。具體來看：①調(diào)查問卷中受訪者自評(píng)健康變化的選項(xiàng)包括：與上一次訪問相比變好了、差不多以及變差了，本文將受訪者回答變好了記為1，回答差不多或變差記為0;②調(diào)查問卷中受訪者日常生活活動(dòng)能力包括基本日常生活活動(dòng)能力（BADL）和工具性日常生活活動(dòng)能力（IADL），總計(jì)11項(xiàng)活動(dòng)和技能項(xiàng)目，本文以相應(yīng)項(xiàng)目的累計(jì)獨(dú)立完成個(gè)數(shù)進(jìn)行測(cè)度，數(shù)值越大表明受訪者可獨(dú)立完成的項(xiàng)目越多，軀體健康狀況越好;③調(diào)查問卷中受訪者被問及最近一周的感覺及行為，并對(duì)10個(gè)問題的反饋采取計(jì)分制，借鑒劉暢等的處理方式[19]，對(duì)于消極性問題，出現(xiàn)頻率最少的計(jì)0分，最多的計(jì)3分，積極性問題的計(jì)分方式則相反，抑郁程度量表得分越高表明受訪者心理健康狀況越差。

本文關(guān)注的核心解釋變量是農(nóng)村家庭成年子女外出，以往研究忽略了子女外出狀態(tài)的多樣性，從而造成結(jié)論的分歧，本文使用家庭子女外出比例來反映狀態(tài)的多樣性。外出子女?dāng)?shù)占家庭子女總數(shù)的比例是一個(gè)相對(duì)指標(biāo)，與是否有子女外出和子女外出數(shù)量等絕對(duì)指標(biāo)相比，不僅淡化了指標(biāo)本身的內(nèi)生性問題，具有較好的可比性，還能夠識(shí)別出家庭子女外出狀態(tài)多樣性對(duì)父母健康可能存在的非線性影響。此外，既有研究多使用家戶子女的概念定義“子女外出”，即與父母同住、屬于同一家戶且外出的子女，這一界定方法容易忽視不與父母同住子女的影響，從而引起結(jié)論的分歧。本文不具體區(qū)分家戶子女和非家戶子女，而是通過與父母血緣關(guān)系來識(shí)別家庭成年子女，比較符合農(nóng)村傳統(tǒng)家庭觀念，同時(shí)根據(jù)該子女在調(diào)查時(shí)點(diǎn)是否跨縣外出且一年中在外常住六個(gè)月及以上這兩個(gè)條件來定義“子女外出”。

本文選取的中介變量是家庭外出子女經(jīng)濟(jì)支持總額，CHARLS 2018數(shù)據(jù)僅提供了非家戶子女給予父母經(jīng)濟(jì)支持的信息，并且家戶成員如何共同分擔(dān)整個(gè)家庭的生活開支等信息無法從中明確分離，故本文使用非家戶子女在調(diào)查年份前一年給予父母的經(jīng)濟(jì)支持總額，作為子女經(jīng)濟(jì)支持的代理變量。

本文選取的協(xié)變量包括父母?jìng)€(gè)體、家庭和村莊特征以及其過去的健康行為，其中，父母?jìng)€(gè)體和家庭特征包括性別、年齡、受教育年限、配偶狀況、是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及家戶資產(chǎn)擁有量，父母過去的健康行為包括是否吸煙、飲酒、患慢性病數(shù)量、是否參與醫(yī)療保險(xiǎn)，村莊特征包括村莊活動(dòng)場(chǎng)所個(gè)數(shù)、距最近醫(yī)院的距離、村莊污染情況、是否使用沖水廁所、村莊人口外出比例、村莊現(xiàn)有企業(yè)數(shù)以及村人均純收入。

表1匯報(bào)了所有變量的定義，并對(duì)樣本總體以及分年齡組進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。家庭子女外出比例在樣本總體中的均值為52.5%，在中年父母樣本組中的比例為51.4%，略低于老年父母樣本組，說明隨著父母年齡的增長(zhǎng)，家庭中成年子女外出的比例也在增加，這也導(dǎo)致外出子女對(duì)老年父母的經(jīng)濟(jì)支持力度要高于中年父母。以自評(píng)健康變化衡量父母總體健康狀況，樣本總體自評(píng)健康變好的平均概率約為9%，其在分年齡組中的差異并不明顯;以日常生活活動(dòng)能力來衡量父母軀體健康狀況，樣本總體平均能完成約9.3個(gè)項(xiàng)目，其中，中年父母樣本組平均能完成約9.5個(gè)項(xiàng)目，略高于老年父母樣本組。由此可見，中年父母在軀體健康水平上的表現(xiàn)優(yōu)于老年父母。值得注意的是，在以抑郁程度衡量父母心理健康狀況時(shí)，中年父母樣本組平均抑郁程度略高于老年樣本組，反映出中年父母的生活壓力與勞累感較之老年父母更高，對(duì)子女外出帶來的負(fù)面影響更為敏感。在控制變量中，中年父母受教育年限、配偶狀況、是否仍然從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及家戶資產(chǎn)擁有量的樣本均值均高于老年父母，而是否吸煙、飲酒、參與醫(yī)療保險(xiǎn)以及患慢性病數(shù)量的樣本均值均低于老年父母。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.子女外出比例的Fractional logit回歸

在進(jìn)行廣義傾向得分匹配前，需要先基于Fractional logit模型估計(jì)處理變量家庭子女外出比例的條件概率密度函數(shù)，具體模型如（1）式所示。首先在模型中僅加入個(gè)人和家庭層面的控制變量，估計(jì)結(jié)果見表2第（1）列，然后再繼續(xù)添加村莊層面的控制變量，估計(jì)結(jié)果見表2第（2）列。可以發(fā)現(xiàn)，在控制了村莊層面特征的影響后，多數(shù)控制變量對(duì)家庭子女外出比例的影響仍然顯著，從模型擬合優(yōu)度的AIC指標(biāo)和對(duì)數(shù)似然函數(shù)值來看，模型得以較好擬合。根據(jù)表2第（2）列的結(jié)果，在個(gè)人和家庭特征層面，父母年齡、受教育年限、有配偶、飲酒、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及家庭高資產(chǎn)擁有量等變量與子女外出比例呈顯著正相關(guān)，而父母患慢性病數(shù)量變量與家庭子女外出比例則呈顯著負(fù)相關(guān)。在村莊特征層面，村莊人口外出比例以及村莊人均純收入與家庭子女外出比例呈顯著正相關(guān)，而村莊活動(dòng)場(chǎng)所個(gè)數(shù)和企業(yè)數(shù)量與家庭子女外出比例則呈顯著負(fù)相關(guān)。這些控制變量的估計(jì)結(jié)果基本符合實(shí)際，同時(shí)也證實(shí)了子女外出行為并非隨機(jī)發(fā)生的，而是在很大程度上受到其所在家庭以及村莊特征的影響，因而有必要使用GPSM估計(jì)方法來克服子女外出行為的自選擇偏誤問題。

2.子女外出比例對(duì)留守父母健康變化的處理效應(yīng)

在估計(jì)家庭子女外出比例分布的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步計(jì)算傾向得分值并進(jìn)行匹配。為檢驗(yàn)匹配質(zhì)量高低，需要對(duì)匹配結(jié)果進(jìn)行匹配平衡性檢驗(yàn)。平衡條件的檢驗(yàn)除了要求選擇合適的協(xié)變量外，還要求對(duì)樣本進(jìn)行合適的匹配分組和分段，由于子女外出比例在區(qū)間[0，1]上的分布密度略偏向于1值一側(cè)，為了近似等分外出比例的處理強(qiáng)度，本文對(duì)外出比例取值較小的區(qū)間粗分，對(duì)取值較大的區(qū)間細(xì)分，選取外出比例為0.333、0.499、0.625和0.749作為臨界值將樣本區(qū)分為5組，最終匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。通過對(duì)比未經(jīng)匹配調(diào)整和經(jīng)過匹配調(diào)整后的樣本在主要協(xié)變量上的統(tǒng)計(jì)差異，可以發(fā)現(xiàn)在匹配前，處理組與對(duì)照組樣本各個(gè)協(xié)變量的均值相差較大，且在統(tǒng)計(jì)意義上較為顯著，但經(jīng)過GPSM選出參照對(duì)象后，處理組與對(duì)照組樣本協(xié)變量的均值差異明顯縮小，T檢驗(yàn)的結(jié)果表明，除了樣本年齡變量在不同比例分組中均有顯著差異外，其余變量在不同組別之間基本無顯著區(qū)別。說明經(jīng)過GPSM匹配后，處理組與對(duì)照組樣本的協(xié)變量特征基本不存在系統(tǒng)誤差，具有較高的相似度，從而確保了較好的匹配質(zhì)量以及有效的匹配估計(jì)結(jié)果。

圖2是通過GPSM方法得到的子女外出比例與父母自評(píng)健康變化之間的關(guān)系，圖2（a）報(bào)告的是平均劑量反應(yīng)函數(shù)圖，即子女外出比例對(duì)父母自評(píng)健康變化的非線性影響，圖2（b）報(bào)告的是處理效應(yīng)圖，即子女外出比例對(duì)父母自評(píng)健康變化的處理效應(yīng) 根據(jù)比亞和馬太（Bia and Mattei）的研究[31]，處理效應(yīng)函數(shù)可視為平均劑量反應(yīng)函數(shù)在每個(gè)處理強(qiáng)度上的導(dǎo)數(shù)。。需要注意的是，在子女外出比例超過0.8之后，圖2（b）處理效應(yīng)函數(shù)的上下 95%置信區(qū)間會(huì)膨脹，從而估計(jì)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)顯著性難以得到保證。因此，在子女外出比例處于（0，0.80]的區(qū)間內(nèi)，圖2（a）顯示子女外出比例與父母自評(píng)健康變化之間呈現(xiàn)出明顯的倒“U”型關(guān)系，即隨著家庭子女外出比例從低到高，其對(duì)父母健康的總影響“先升后降”，總影響最大值對(duì)應(yīng)的子女外出比例為0.33。進(jìn)一步地，通過計(jì)算不同子女外出比例下父母自評(píng)健康變化與無子女外出下父母自評(píng)健康變化的差異，得出子女外出比例對(duì)父母自評(píng)健康變化的處理效應(yīng)如圖2（b）所示，當(dāng)子女外出比例在（0，0.33]區(qū)間時(shí)，對(duì)父母自評(píng)健康變化的處理效應(yīng)為正;當(dāng)子女外出比例在（0.33，0.80]區(qū)間時(shí)，對(duì)父母自評(píng)健康變化的處理效應(yīng)為負(fù)，處理效應(yīng)為0這一臨界點(diǎn)對(duì)應(yīng)的子女外出比例為0.33，由圖2（a）可知，此時(shí)對(duì)父母健康的促進(jìn)作用達(dá)到最大，即最有利于父母健康變好。至此，圖2驗(yàn)證了假說1成立。

3.基于代際支持的影響機(jī)制檢驗(yàn)

上面分析指出，成年子女外出行為給農(nóng)村留守父母增加了代際經(jīng)濟(jì)支持，減少了代際時(shí)間陪伴，對(duì)父母健康存在正負(fù)相反的兩方面影響路徑：經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)的影響為正，時(shí)間缺失效應(yīng)的影響為負(fù)。GPSM方法的估計(jì)結(jié)果揭示了不同子女外出比例對(duì)父母健康變化的總影響以及凈效應(yīng)符號(hào)的判定，然而，基本結(jié)果呈現(xiàn)出的倒“U”型關(guān)系是否如理論分析所釋，是兩種效應(yīng)的綜合作用還依賴于對(duì)其中機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。由于難以獲得子女外出造成的對(duì)父母照料與陪伴時(shí)間減少的數(shù)據(jù)，無法對(duì)時(shí)間缺失效應(yīng)這一影響路徑進(jìn)行直接檢驗(yàn)，但CHARLS數(shù)據(jù)記錄了父母從非同住的外出子女那里獲得的經(jīng)濟(jì)支持總額，因而本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型首先對(duì)子女外出對(duì)父母健康變化帶來的總效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)進(jìn)行直接識(shí)別，然后在總效應(yīng)中剔除經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)，借此對(duì)時(shí)間缺失效應(yīng)進(jìn)行間接識(shí)別。模型具體形式如下：

在子女外出比例較低的區(qū)間內(nèi)，對(duì)父母自評(píng)健康變化的凈效應(yīng)顯著為正（系數(shù)c為0.024，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著），且對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持具有顯著的促進(jìn)作用，（系數(shù)a為2.132，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著），并通過代際經(jīng)濟(jì)支持促進(jìn)了父母自評(píng)健康變好（系數(shù)b為0.029，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著）。此外，中介效應(yīng)顯著為正（系數(shù)ab為0.062，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著），表明子女外出對(duì)父母自評(píng)健康變好的經(jīng)濟(jì)支持路徑成立，剔除代際經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)后，分離出的時(shí)間缺失效應(yīng)顯著為負(fù)（系數(shù)c′為-0.002，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著），且時(shí)間缺失效應(yīng)的絕對(duì)值小于經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)。在子女外出比例較高的區(qū)間內(nèi)，對(duì)父母自評(píng)健康變化的凈效應(yīng)為負(fù)（系數(shù)c為-0.016），仍然對(duì)代際經(jīng)濟(jì)支持具有顯著的促進(jìn)作用（系數(shù)a為0.595，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著），并通過代際經(jīng)濟(jì)支持促進(jìn)了父母自評(píng)健康變好（系數(shù)b為0.002，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著）。這里代際經(jīng)濟(jì)支持的中介效應(yīng)仍然成立（系數(shù)ab為0.001，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著），剔除經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)得到的時(shí)間缺失效應(yīng)為負(fù)（系數(shù)c′為-0.017），絕對(duì)值大于經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)。通過橫向比較兩組實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)子女外出比例較低時(shí)，對(duì)父母健康帶來的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)更大、更顯著，而時(shí)間缺失效應(yīng)則相對(duì)較小;當(dāng)子女外出比例較高時(shí)，對(duì)父母健康帶來的時(shí)間缺失效應(yīng)更大，而經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)則相對(duì)較小，與理論預(yù)期一致。最后，在全樣本的回歸結(jié)果中，仍然能夠捕捉到子女外出對(duì)父母健康帶來的正向經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)和負(fù)向時(shí)間缺失效應(yīng)，但此時(shí)經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)高于時(shí)間缺失效應(yīng)使得最終的總影響為正，且居于子女外出比例高、低強(qiáng)度分組結(jié)果之間。因此，中介效應(yīng)模型的實(shí)證結(jié)果基本能夠驗(yàn)證子女外出對(duì)父母健康的影響機(jī)制，即假說2成立。

五、拓展分析

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前面的實(shí)證分析均以父母自評(píng)健康變化這一綜合性主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)作為結(jié)果變量進(jìn)行估計(jì)，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文引入日常生活活動(dòng)能力（ADL）和抑郁程度量表（CESD）這兩個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，分別衡量父母軀體健康和心理健康狀況，替換自評(píng)健康變化重新進(jìn)行GPSM 匹配，結(jié)果見圖3和圖4。從平均劑量反應(yīng)函數(shù)圖來看，子女外出比例對(duì)父母軀體健康的影響同樣滿足倒“U”型曲線，而由于抑郁程度量表屬于消極性問題，子女外出比例對(duì)父母心理健康的影響呈現(xiàn)正“U”型關(guān)系。從處理效應(yīng)圖來看，子女外出比例對(duì)父母軀體健康的處理效應(yīng)也符合“先正后負(fù)”的基本結(jié)論，同樣由于抑郁程度量表屬于消極性問題，因而子女外出比例對(duì)父母心理健康的處理效應(yīng)表現(xiàn)為“先負(fù)后正”，其基本涵義仍然與研究假說1保持一致，因此可以認(rèn)為本文的基本結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.家庭經(jīng)濟(jì)狀況異質(zhì)性分析

通過代際經(jīng)濟(jì)支持來緩解家庭面臨的流動(dòng)性約束，是子女外出改善留守父母健康水平的重要途徑之一，因而探討不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況下子女外出行為對(duì)父母健康影響的差異，將有助于進(jìn)一步理解代際經(jīng)濟(jì)支持作用機(jī)制的發(fā)揮。本文根據(jù)樣本家庭總資產(chǎn)的中位數(shù)，將總樣本劃分為高資產(chǎn)家庭組和低資產(chǎn)家庭組兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行GPSM估計(jì)。圖5和圖6表明，在兩組子樣本中，子女外出行為對(duì)父母自評(píng)健康變化均產(chǎn)生了顯著影響。不同之處在于，當(dāng)子女外出比例處于區(qū)間（0.25，0.80]時(shí)，高資產(chǎn)家庭父母自評(píng)健康變化的劑量反應(yīng)函數(shù)圖出現(xiàn)了明顯的下降，而低資產(chǎn)家庭父母自評(píng)健康變化則始終呈緩慢上升趨勢(shì)。處理效應(yīng)圖也證實(shí)了在子女外出后，高資產(chǎn)家庭父母自評(píng)健康變化的下降速率更快。根據(jù)前面的理論分析，可能的原因在于，相較于低資產(chǎn)家庭樣本組，高資產(chǎn)家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好，面臨的流動(dòng)性約束較低，代際經(jīng)濟(jì)支持的健康改善效應(yīng)有限，僅存在于（0，0.25]這一比例區(qū)間，當(dāng)子女外出比例超過0.25時(shí)，這一積極效應(yīng)則很快地被代際時(shí)間缺失的消極影響所掩蓋，從而對(duì)留守父母健康的“凈效應(yīng)”轉(zhuǎn)為負(fù)。

3.父母年齡段異質(zhì)性分析

考慮到既有文獻(xiàn)的分歧可能是由于研究對(duì)象年齡段差異造成的，本文進(jìn)一步考察不同年齡段父母的健康水平以及子女外出影響的異質(zhì)性，同時(shí)檢驗(yàn)研究的基本結(jié)論在不同子樣本中是否仍然穩(wěn)健。本文將總樣本劃分為45—59周歲中年父母組和60周歲及以上老年父母組兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行GPSM估計(jì)。從圖7和圖8來看，子女外出比例對(duì)父母自評(píng)健康變化影響的基本結(jié)論依然保持穩(wěn)健，但也表現(xiàn)出了一定的異質(zhì)性：當(dāng)子女外出比例處于（0，0.40]的較低區(qū)間內(nèi)，中年父母自評(píng)健康的劑量反應(yīng)函數(shù)圖在0.1以上變化，而老年父母自評(píng)健康的劑量反應(yīng)函數(shù)圖則在0.1以下變動(dòng);當(dāng)子女外出比例處于（0.40，0.80]的較高區(qū)間內(nèi)，中年父母自評(píng)健康變化的劑量反應(yīng)函數(shù)圖的下降幅度大于老年父母樣本組。處理效應(yīng)圖也證實(shí)了在子女發(fā)生外出行為后，中年父母自評(píng)健康變化的下降速率更快。這意味著，雖然中年父母在自評(píng)健康水平上的表現(xiàn)優(yōu)于老年父母，但對(duì)于子女外出行為的反應(yīng)更為敏感。這一結(jié)果與連玉君等學(xué)者的觀點(diǎn)一致[18]，但并不支持劉暢等學(xué)者的結(jié)論[19]，可能的原因是：其一，從代際經(jīng)濟(jì)支持的角度來看，老年父母的子女一般在30歲以上，已經(jīng)具有相對(duì)獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和贍養(yǎng)能力，進(jìn)入子女反饋父母的贍養(yǎng)階段，因而老年父母從外出子女那里獲得的代際經(jīng)濟(jì)支持相較于中年父母更大，而中年父母的子女年齡一般在30歲以下，通常處于事業(yè)和家庭的起步階段，收入相對(duì)較低，不僅經(jīng)濟(jì)上難以補(bǔ)貼父母，反而可能需要父母的經(jīng)濟(jì)支持，這導(dǎo)致子女外出無法提供改善父母健康的代際經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng);其二，從代際時(shí)間缺失的角度來看，老年父母的子女能夠兼顧代際經(jīng)濟(jì)支持與時(shí)間投入，可以滿足老年父母的精神慰藉，而中年父母的子女外出后難以兼顧對(duì)父母的陪伴時(shí)間投入，且中年父母同時(shí)面臨支持外出子女生活以及贍養(yǎng)自己高齡父母的雙重壓力，從而增加了其經(jīng)濟(jì)壓力以及生活勞累感，導(dǎo)致子女外出對(duì)中年父母健康的時(shí)間缺失效應(yīng)更加明顯。

六、結(jié)論與建議

1.研究結(jié)論

在當(dāng)前城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)二元化和農(nóng)村人口老齡化的雙重背景下，本文圍繞“子女外出與父母健康關(guān)系”這一議題，通過梳理既有文獻(xiàn)，闡明了分歧所在以及產(chǎn)生分歧的原因，并基于代際支持的視角探討了成年子女外出對(duì)留守父母健康的影響機(jī)制。文章使用CHARLS 2018數(shù)據(jù)，運(yùn)用GPSM方法識(shí)別出子女外出狀態(tài)多樣性對(duì)農(nóng)村留守父母健康的非線性影響，并通過中介效應(yīng)模型進(jìn)行機(jī)制識(shí)別。研究發(fā)現(xiàn)，在控制其他條件不變的情況下，隨著家庭成年子女外出比例從低到高，其對(duì)留守父母自評(píng)健康變化的總影響呈現(xiàn)“先升后降”的倒“U”型關(guān)系。這一結(jié)論在將主觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)替換為軀體健康客觀指標(biāo)和心理健康指標(biāo)后仍然保持穩(wěn)健。產(chǎn)生這一結(jié)果的內(nèi)在機(jī)制是，成年子女外出對(duì)父母健康存在正向的經(jīng)濟(jì)支持效應(yīng)和負(fù)向的時(shí)間缺失效應(yīng)，這兩種效應(yīng)隨著子女外出比例的變化而此消彼長(zhǎng)，疊加后對(duì)父母健康產(chǎn)生異質(zhì)性的邊際效應(yīng)。分組回歸結(jié)果表明，子女外出比例較低或是家庭流動(dòng)性約束較強(qiáng)時(shí)，代際經(jīng)濟(jì)支持對(duì)留守父母健康的正向邊際效應(yīng)大，代際時(shí)間缺失的負(fù)向邊際效應(yīng)小;子女外出比例較高或是家庭流動(dòng)性約束較弱時(shí)，代際經(jīng)濟(jì)支持對(duì)留守父母健康的正向邊際效應(yīng)小，代際時(shí)間缺失的負(fù)向邊際效應(yīng)大，從而對(duì)父母健康變化產(chǎn)生異質(zhì)性的邊際效應(yīng)。此外，相較于60周歲以上老年父母，子女高外出比例對(duì)45—59周歲中年父母健康的弱化效應(yīng)更大，因而子女外出對(duì)中年父母健康的沖擊同樣應(yīng)當(dāng)引起足夠重視。本文的研究結(jié)論在一定程度上調(diào)和了既有關(guān)于成年子女外出與父母健康研究文獻(xiàn)中的分歧，從家庭子女外出狀態(tài)多樣性的角度提供了一種新的理解：子女外出對(duì)留守父母健康的總影響表現(xiàn)為“促進(jìn)”還是“抑制”主要取決于既定外出比例下兩種效應(yīng)的大小。

2.政策建議

本文的結(jié)論可以為政府部門保障農(nóng)村留守父母的健康福利水平提供相應(yīng)政策依據(jù)。

首先，應(yīng)大力倡導(dǎo)子女經(jīng)濟(jì)支持和時(shí)間投入并舉的孝親方式。成年外出子女的經(jīng)濟(jì)與時(shí)間兩種代際支持途徑，對(duì)于保障農(nóng)村留守父母健康福利同等重要，應(yīng)當(dāng)權(quán)衡好二者的關(guān)系，妥善安排家庭中外出人員數(shù)量與時(shí)間。同時(shí)，政府部門還應(yīng)充分保障外來務(wù)工人員的正常休假權(quán)，鼓勵(lì)其利用法定節(jié)假日休假返鄉(xiāng)探親，適當(dāng)增加其對(duì)留守父母的陪伴照料時(shí)間。

其次，應(yīng)積極實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，加快推進(jìn)就地城鎮(zhèn)化。近年來隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有效實(shí)施，農(nóng)村勞動(dòng)力跨省流動(dòng)比例有所降低，2020年外出農(nóng)民工中，選擇跨省流動(dòng)的有7052萬人，比上年減少456萬人，下降6.1%;選擇在省內(nèi)就業(yè)的有9907萬人，與上年基本持平（注：數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《2020年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》）。越來越多的農(nóng)村青壯年選擇就近就地城鎮(zhèn)化，不僅可以兼顧經(jīng)濟(jì)支持，還能提高對(duì)留守父母的時(shí)間陪伴，從而有利于留守父母健康水平改善。為此，政府部門在推進(jìn)城鎮(zhèn)化的過程中應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大農(nóng)村居民近距離就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)，鼓勵(lì)農(nóng)村外出青壯年勞動(dòng)力返鄉(xiāng)“回流”，既能提高子女贍養(yǎng)父母的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，又能保障子女照料陪伴父母的時(shí)間。

最后，應(yīng)努力提高農(nóng)村留守群體生活質(zhì)量。當(dāng)前農(nóng)村家庭養(yǎng)老依然占主導(dǎo)地位，在子女外出導(dǎo)致家庭養(yǎng)老存在缺失的情況下，應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)外出子女通過定期匯款、代買代購等多種方式提高留守父母的生活水平，政府部門還應(yīng)積極開展各類鄉(xiāng)村文化活動(dòng)，及時(shí)響應(yīng)留守父母的精神需求，緩解外出子女對(duì)父母贍養(yǎng)的代際時(shí)間缺失。

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[責(zé)任編輯 武 玉]