周春芳 蘇群

內(nèi)容提要：“工業(yè)4.0”時(shí)代，人力資本質(zhì)量是提升經(jīng)濟(jì)國際競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵。將認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力視為人力資本的核心指標(biāo)，利用北京大學(xué)CFPS2010-2018數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法(PSM)和廣義傾向得分匹配法(GPSM)，考察留守經(jīng)歷對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期效應(yīng)，檢驗(yàn)留守時(shí)長和留守時(shí)機(jī)的異質(zhì)性影響以及人力資本質(zhì)量的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)，留守經(jīng)歷不利于人力資本質(zhì)量的提升，主要通過降低認(rèn)知能力，負(fù)向作用于留守者的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)，且留守時(shí)間具有“長短效應(yīng)”和“早晚效應(yīng)”，發(fā)生在4-12歲、長時(shí)間的留守經(jīng)歷，其影響強(qiáng)度更大。為此，應(yīng)消除農(nóng)村留守兒童產(chǎn)生的制度根源，構(gòu)建農(nóng)村留守兒童全面發(fā)展的社會(huì)支持體系，最大限度規(guī)避“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”的不利影響。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

在“工業(yè)4.0”時(shí)代，隨著信息科技、人工智能技術(shù)的廣泛應(yīng)用，與科技進(jìn)步為互補(bǔ)品的高階認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力的需求激增(劉驥，2018)，人力資本質(zhì)量已成為提升經(jīng)濟(jì)國際競(jìng)爭(zhēng)力并重塑全球競(jìng)爭(zhēng)格局的關(guān)鍵。尤其是在當(dāng)前的百年未有之大變局中，人力資本質(zhì)量更是中國第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的根本。從這個(gè)意義上講，規(guī)模龐大的農(nóng)村留守兒童，其成年期的人力資本質(zhì)量是決定中國未來高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。改革開放以來，中國農(nóng)村留守兒童與民工潮相伴而生，是“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”的必然現(xiàn)象。即便在苛刻的界定標(biāo)準(zhǔn)下，2018年中國16周歲以下的農(nóng)村留守兒童仍達(dá)697萬人(1)北京師范大學(xué)中國公益研究院：《中國兒童福利與保護(hù)政策報(bào)告2019》。，且隨著一般性制造業(yè)的梯度轉(zhuǎn)移，以及城鄉(xiāng)二元藩籬的“隱蔽化”和城市化成本節(jié)節(jié)攀升，“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”將在一定范圍內(nèi)長期存在。那么，這種成就中國“世界工廠”地位的農(nóng)村勞動(dòng)力再生產(chǎn)模式，會(huì)對(duì)未來經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展產(chǎn)生何種影響？其作用路徑是什么？該問題的解答對(duì)中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。迄今，眾多學(xué)者從人口學(xué)、社會(huì)學(xué)、教育學(xué)、心理學(xué)等方面，對(duì)處于“留守階段”的農(nóng)村兒童進(jìn)行了全面剖析，發(fā)現(xiàn)他們?cè)诮逃@得、認(rèn)知發(fā)展、營養(yǎng)攝入、身體健康、行為與心理發(fā)展等方面存在諸多風(fēng)險(xiǎn)(田旭等，2017；吳培材，2020)。那么，留守是否會(huì)給農(nóng)村兒童帶來更為持久的影響？

生命歷程理論表明，早年經(jīng)歷與成長環(huán)境是決定個(gè)體長期身心健康的關(guān)鍵，基于腦科學(xué)的研究亦表明，早年經(jīng)歷和成長環(huán)境會(huì)改變大腦細(xì)胞基因組所含的DNA序列，因而個(gè)體在生命早期所接受的照料質(zhì)量將對(duì)其心理和智力產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響，進(jìn)而改變其終生行為(2)Robert Martone：《童年經(jīng)歷真的會(huì)影響人的一生》， https:∥www.sohu.com/a/389632793_658579，2020年4月20日。。那些童年曾與父母長期分離或在單親家庭中長大的孩子，不僅在認(rèn)知、情感和社會(huì)交往方面落后于那些與父母共同生活長大的兒童，且他們成年后的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位亦可能處于劣勢(shì)(Biblarz和Raftery，1999)，故此研究個(gè)體早期能力的決定因素成為勞動(dòng)市場(chǎng)績(jī)效政策設(shè)計(jì)的重點(diǎn)(Bernal和Keane，2011)。近年來，國內(nèi)部分學(xué)者開展了有關(guān)早期留守經(jīng)歷長期效應(yīng)的研究(謝東虹，2016；唐寧和謝勇，2019；郭亞平，2020； 王亞軍等，2021；鄭曉冬等，2022)，考察了早期留守經(jīng)歷對(duì)成年期的高等教育獲得、就業(yè)質(zhì)量、市民化意愿、主觀福祉等的影響，發(fā)現(xiàn)留守經(jīng)歷不利于高等教育的獲得，且導(dǎo)致成年期的負(fù)情緒、低自尊及退縮型人格，因而對(duì)大學(xué)生非認(rèn)知技能存在消極影響；還會(huì)通過勞動(dòng)韌性和責(zé)任感的下降，提高新生代農(nóng)民工的工作流動(dòng)性，降低其就業(yè)質(zhì)量和城市融入度，并提高其多維貧困率，最終導(dǎo)致留守者主觀幸福感的下降。那么，留守經(jīng)歷對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響如何？這是研判“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”對(duì)中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展影響的重要依據(jù)。但此方面的系統(tǒng)性研究不夠，且大多以新生代農(nóng)民工為對(duì)象，難以全面評(píng)估留守經(jīng)歷的影響效應(yīng)?；诖耍疚囊孕氯肆Y本理論為基礎(chǔ)，將認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力視為人力資本質(zhì)量的核心，利用北京大學(xué)CFPS2010-2018數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法(PSM)和廣義傾向得分匹配法(GPSM)，考察留守經(jīng)歷對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期效應(yīng)，以及留守時(shí)間的“早晚效應(yīng)”“長短效應(yīng)”，識(shí)別人力資本質(zhì)量中介作用，探尋有利于農(nóng)村留守兒童全面發(fā)展的社會(huì)支持性資源。

二、分析框架與研究假說

從生命歷程的角度看，早期親子分離勢(shì)必會(huì)造成個(gè)體成長“關(guān)鍵期”的家庭照料“赤字”和家庭教育參與不足，可能制約子代高質(zhì)量人力資本的生成，在人力資本“信號(hào)燈效應(yīng)”作用下，最終影響子代勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)。據(jù)此，本文提出如下分析框架(見圖1)。

圖1 分析框架圖

研究表明，兒童早期的營養(yǎng)狀況、成長環(huán)境和關(guān)愛對(duì)其未來人力資本發(fā)展具有長期影響(Cunha等，2006)。首先，留守經(jīng)歷通過時(shí)空分離，降低了家庭照料質(zhì)量和家庭教育參與，而高質(zhì)量的親子交流、溝通及父母教育參與可以提升兒童學(xué)業(yè)成績(jī)，并能有效刺激子代認(rèn)知能力的發(fā)展(梁文艷等，2018)。此外，生活中的親子互動(dòng)可通過情緒傳染、社會(huì)參照和模仿、父母的支持性反饋等途徑，直接影響兒童情緒調(diào)節(jié)能力的發(fā)展(Parke，1994)，且在生命早期與父母所構(gòu)建的親子依戀關(guān)系，內(nèi)化為一種跨時(shí)空的“內(nèi)部工作模式”(Bowlby，1969)，將影響個(gè)體終生的社會(huì)適應(yīng)能力和情緒調(diào)控能力。因而，發(fā)生于“敏感期”的親子分離，將使子代從情感上疏遠(yuǎn)父母，無法習(xí)得必備技能并難以遵循社會(huì)規(guī)范，終將影響其社會(huì)化進(jìn)程(朱靈艷，2016)。另一方面，人力資本生產(chǎn)具有較強(qiáng)的“乘數(shù)效應(yīng)”，即：人力資本會(huì)產(chǎn)生更多的人力資本，更多的人力資本反過來會(huì)帶來更高的人力資本投資收益，這可能會(huì)造成一定程度的“劣勢(shì)增強(qiáng)”效應(yīng)：早期人力資本發(fā)展不足的兒童，因后期投資收益率較低，將導(dǎo)致其成年期人力資本“量”與“質(zhì)”的雙重劣勢(shì)。此外，人力資本生產(chǎn)的另一個(gè)重要特點(diǎn)是“跨期互補(bǔ)性”：生命歷程中可獲取的社會(huì)支持性資源也是決定成年期人力資本的重要因素，但農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)解體、農(nóng)村教育邊緣化、社會(huì)支持力量不足等結(jié)構(gòu)性和制度性因素，造成了農(nóng)村留守兒童可利用的社會(huì)支持資源匱乏(譚深，2011)?？梢姡瑹o論是早期家庭生活處境，還是成長過程中可獲得的社會(huì)支持性資源，農(nóng)村留守兒童均處于不利地位，這可能會(huì)導(dǎo)致其成年期人力資本劣勢(shì)。由此，我們提出以下假說：

H1：早期留守經(jīng)歷降低了個(gè)體成年期的人力資本質(zhì)量。

亞當(dāng)·斯密在《國富論》中指出，人力資本是指“社會(huì)居民或成員習(xí)得的、有用的能力”(周金燕，2015)?？梢?，能力是人力資本投資的終極目標(biāo)。隨著能力測(cè)量技術(shù)的日臻成熟，人力資本理論的核心概念經(jīng)歷了由“能力”到“教育”再回歸到“能力”的動(dòng)態(tài)演變過程(劉冠軍和尹振宇，2020)。諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者詹姆斯·赫克曼構(gòu)建了以能力為核心的新人力資本理論，該理論認(rèn)為人力資本是學(xué)習(xí)、語言、高階認(rèn)知功能及社會(huì)情感等多維能力的共同發(fā)展，不僅包括學(xué)習(xí)能力、理解能力和表達(dá)能力等認(rèn)知能力，還包括意志力、責(zé)任感、動(dòng)機(jī)性、決策力等非認(rèn)知能力，而在傳統(tǒng)人力資本理論中強(qiáng)調(diào)的教育和健康則被視為個(gè)體基于自身能力和外部環(huán)境進(jìn)行選擇的結(jié)果(周金燕，2015；趙莎莎，2022)。經(jīng)驗(yàn)研究表明，學(xué)校教育或正規(guī)教育是認(rèn)知能力培育的重要場(chǎng)所，而父母行為、教育投入以及政策干預(yù)是影響非認(rèn)知能力發(fā)展的重要因素(Cunha等，2006)。然而，認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力發(fā)展的“關(guān)鍵期”不同，其中認(rèn)知能力發(fā)展(IQ)的關(guān)鍵期在10歲左右(Hopkins和Bracht，1975)，而非認(rèn)知能力在20歲以內(nèi)均具可塑性(Dahl，2004)，且在“關(guān)鍵期”內(nèi)，大腦對(duì)外界的某些刺激比較敏感，此時(shí)人力資本投資的回報(bào)率較高、“乘數(shù)效應(yīng)”較強(qiáng)?？梢姡c“可塑期”較長的非認(rèn)知能力相比，“窗口期”較短的認(rèn)知能力更易受留守等早期不利因素的干擾?；诖?，我們提出以下假說：

H2：與非認(rèn)知能力相比，早期留守經(jīng)歷對(duì)個(gè)體成年期的認(rèn)知能力具有更大的影響。

Almlund等(2011)將收入視為勞動(dòng)生產(chǎn)率及其回報(bào)率的乘積，并認(rèn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率是個(gè)體特征和努力程度的增函數(shù)，以此為基礎(chǔ)，Bowles等(2001)發(fā)現(xiàn)，人格特征通過影響勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)而影響收入。一方面，非認(rèn)知能力強(qiáng)的員工具有更強(qiáng)的時(shí)間偏好，更相信努力的重要性，失業(yè)帶來的羞恥感更強(qiáng)，他們?cè)敢鉃楸Ａ艄ぷ鞫冻龈嗟呐?，由此促進(jìn)了勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，且一些與生產(chǎn)技能無關(guān)的耐心、風(fēng)險(xiǎn)偏好等非認(rèn)知特征，亦有利于非均衡租金的獲取；另一方面，人力資本具有較強(qiáng)的專用性，可能會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的委托—代理問題，且人力資本專用性越強(qiáng)，該“捆綁”效應(yīng)就越大。此種情況下，非認(rèn)知能力較強(qiáng)的員工具有較強(qiáng)的自律性，不僅能降低雇主的監(jiān)督成本，還會(huì)通過營造積極的環(huán)境增加其他員工在工作中的努力，這有助于提升雇主的利潤水平。因而，非認(rèn)知能力具有較高的市場(chǎng)回報(bào)率。從認(rèn)知能力看，它可以通過對(duì)新知識(shí)、新技術(shù)的消化、吸收和運(yùn)用，或直接生產(chǎn)新知識(shí)、新技術(shù)等方式，增加勞動(dòng)者在生產(chǎn)過程中每小時(shí)產(chǎn)出(Foster和Rosenzweig，1993)，且認(rèn)知能力可以提高個(gè)體收集和整理信息的能力、拓寬個(gè)體獲取信息的途徑和渠道，因而有助于提高科學(xué)決策時(shí)所必備的風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別與成本評(píng)估的能力(Astebro等，2014)，這有助于個(gè)體識(shí)別勞動(dòng)市場(chǎng)中的潛在機(jī)會(huì)。以上均有利于個(gè)體勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)水平的提升?；诖?，我們提出以下假說：

H3：早期留守經(jīng)歷通過人力資本質(zhì)量負(fù)向作用于個(gè)體成年期的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)。

時(shí)間性是生命歷程理論的核心命題之一，即：如果生命事件發(fā)生的時(shí)間順序或發(fā)生的年齡段不同，因其所引致的優(yōu)(劣)勢(shì)及其改變程度不同，它對(duì)個(gè)體生命歷程軌跡的影響亦不同。據(jù)此判斷，生命事件對(duì)個(gè)體生命歷程的影響具有“長短”效應(yīng)和“早晚”效應(yīng)。由于“留守”具有非永久性，因而留守時(shí)間是考察“留守”兒童個(gè)體福利差異的不可或缺的維度(譚深，2011)。一般來講，由“留守”導(dǎo)致的“父母缺位”時(shí)間越長，在其他條件不變的情況下，將對(duì)留守者人力資本產(chǎn)生更大的沖擊。從“早晚效應(yīng)”來看，0-3歲是兒童記憶、思維等認(rèn)知能力和個(gè)性等非認(rèn)知能力發(fā)展的關(guān)鍵期，因而留守越早開始對(duì)個(gè)體的影響越大(郭亞平，2020)，而始于幼兒期的長期分離，甚至?xí)绊憘€(gè)體人格的形成(譚深，2011)。在認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力是勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)決定因素的情況下，發(fā)生時(shí)間早、持續(xù)時(shí)間長的留守經(jīng)歷，將通過增強(qiáng)對(duì)認(rèn)知與非認(rèn)知能力的沖擊力度，負(fù)向作用于個(gè)體成年期的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)?；诖耍覀兲岢鲆韵录僬f：

H4：留守發(fā)生的時(shí)間越早、持續(xù)時(shí)間越長，其對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的負(fù)向沖擊越大。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)。該數(shù)據(jù)在2010年基線調(diào)查中設(shè)計(jì)了16歲及以上被訪者在3歲以前及4-12歲期間的留守經(jīng)歷。依據(jù)個(gè)人唯一編碼，將CFPS2018與CFPS2010進(jìn)行匹配，得到CFPS2018被訪者的留守經(jīng)歷。因中國農(nóng)村人口流動(dòng)始于20世紀(jì)80年代前后，本文將研究對(duì)象界定為3歲時(shí)戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)、年齡在24-40歲、非在讀的被訪者。此外，因調(diào)查數(shù)據(jù)缺乏對(duì)從事自雇經(jīng)營者個(gè)體收入的統(tǒng)計(jì)，故此本文僅能以主要職業(yè)為受雇的受訪者為研究對(duì)象。按照以上標(biāo)準(zhǔn)，剔除主要變量缺失及異常值后，本文共獲得有效樣本1929個(gè)，其中男性1014個(gè)、女性915個(gè)。

2. 變量選取與測(cè)度

(1) 勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)。勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)表明，收入是勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的核心指標(biāo)，本文將其界定為個(gè)體年收入，并對(duì)數(shù)化處理。需要說明的是，因兼業(yè)現(xiàn)象普遍存在，加之不少勞動(dòng)者存在同一年份多次變換工作的行為，故此本文中勞動(dòng)者的年收入水平為調(diào)查前一年主要工作收入與一般工作收入的總和。

(2) 人力資本質(zhì)量。依據(jù)新人力資本理論，本文以認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力測(cè)度人力資本質(zhì)量。其中，以識(shí)字測(cè)試題得分、數(shù)學(xué)測(cè)試題得分作為認(rèn)知能力的代理變量，并將兩者加總以獲取認(rèn)知能力得分，該值越高則個(gè)體認(rèn)知能力越強(qiáng)。CFPS2018首次對(duì)15周歲以上的受訪者進(jìn)行了“大五人格”測(cè)量(見表1)。本文在該量表的基礎(chǔ)上，對(duì)逆向指標(biāo)進(jìn)行了正向處理，并采取等權(quán)加權(quán)平均法，計(jì)算出盡責(zé)性、親和性、外向性、開放性、情緒穩(wěn)定性，然后計(jì)算受訪者的非認(rèn)知能力總分，數(shù)值越高則非認(rèn)知能力越強(qiáng)。

表1 非認(rèn)知能力的測(cè)量表

(3) 留守經(jīng)歷。本文將“被訪者0-12歲期間與父親或母親非同住1年(48周)”視為具有留守經(jīng)歷；將0-3歲留守者的初次留守時(shí)間視為0-3歲；將4-12歲留守而0-3歲非留守的被訪者的初次留守時(shí)間視為4-12歲；將0-12歲期間與父母非同住時(shí)間視為總留守時(shí)長。

(4) 控制變量。根據(jù)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論，本文引入個(gè)體工作經(jīng)驗(yàn)、受教育水平、健康狀況、性別和年齡等變量。文化資本具有代際傳承性，尤其是對(duì)獨(dú)生子女家庭而言，故本文引入父親受教育水平和是否獨(dú)生子女變量。社會(huì)資本理論認(rèn)為，豐富的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是個(gè)體職業(yè)選擇與收入獲得的決定因素，本文以人情禮金支出與在外用餐支出占家庭消費(fèi)總支出的比重來表示。此外，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、民族、社區(qū)(村)位置會(huì)通過教育資源供給、價(jià)值觀念等變量影響個(gè)體人力資本質(zhì)量，最終影響其勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)，因而本文一并納入模型。

3. 研究方法

因留守是內(nèi)生變量，本文采用傾向得分匹配法(PSM)和廣義傾向得分匹配法(GPSM)識(shí)別留守經(jīng)歷、留守時(shí)間對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響，并采用OLS進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，以考察人力資本質(zhì)量在勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)中的中介作用。

(1) 傾向得分匹配法。假定留守組與非留守組的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)分別為Ab和An b，均為可觀測(cè)變量Xi和不可觀測(cè)特征的εi(如能力和偏好)的函數(shù)，具體可表示為：

假設(shè)Wi為影響是否留守的協(xié)變量，則留守與否的選擇方程表示為：

若留守組與非留守組在特征向量Xi上存在系統(tǒng)性差異，那么留守經(jīng)歷就不是隨機(jī)事件。多項(xiàng)研究表明，留守是農(nóng)村家庭在預(yù)算約束條件下，最大化其家庭效用的理性選擇，因而留守具有內(nèi)生性。為此，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，考察留守經(jīng)歷對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期效應(yīng)。PSM主要分兩步：采用二元Logit模型，估計(jì)留守經(jīng)歷發(fā)生的傾向值，對(duì)傾向得分在共同取值范圍內(nèi)的個(gè)體進(jìn)行匹配；通過匹配后的樣本計(jì)算“處理組的平均處理效應(yīng)”(ATT)，該指標(biāo)反映了處理組與“反事實(shí)”組的平均差異。

(2) 廣義傾向匹配法(GPSM)。傾向得分匹配法(PSM)適用于內(nèi)生變量為二分類的情況，但無法識(shí)別留守時(shí)長這一連續(xù)變量的影響?；诖?，本文采用廣義傾向得分匹配法(GPSM)，考察留守時(shí)長對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響效應(yīng)。GPSM共有三個(gè)步驟：

第一步：在給定協(xié)變量X的情況下，估計(jì)處理變量留守時(shí)長T的條件概率密度函數(shù)，本文的處理變量為留守時(shí)間強(qiáng)度，用0-12歲期間的留守時(shí)長/年齡來計(jì)算，該變量的取值范圍為[0，1]，數(shù)值越大，表示留守強(qiáng)度越大。

第二步，根據(jù)處理強(qiáng)度變量和上一步計(jì)算的傾向得分函數(shù)，計(jì)算結(jié)果變量的條件期望值，用OLS回歸法估測(cè)各自變量的回歸系數(shù)。

第三步，根據(jù)第二步回歸得到的結(jié)果，將其代入下式以估計(jì)處理變量為T時(shí)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的期望值。

4. 統(tǒng)計(jì)性描述

表2顯示，具有留守經(jīng)歷的勞動(dòng)者的認(rèn)知能力較參照組低0.9653，在5%的水平上顯著，但非認(rèn)知能力的組間差異未通過顯著性檢驗(yàn)。從勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)看，留守組年收入的對(duì)數(shù)值為參照組的88.01%，在5%的水平上顯著。即：留守組認(rèn)知能力不強(qiáng)、勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)欠佳。此外，具有留守經(jīng)歷的勞動(dòng)者，有配偶者的比例低于參照組，且其年齡小、健康水平差、工作經(jīng)驗(yàn)少，來自中西部、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高的社區(qū)的非少數(shù)民族者占比高。

表2 組間差異與統(tǒng)計(jì)性描述

四、實(shí)證結(jié)果

1. 留守經(jīng)歷的長期效應(yīng)

從留守經(jīng)歷與勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)系看(表3)，4種匹配方法中留守經(jīng)歷對(duì)收入獲得的凈效應(yīng)為負(fù)值，ATT值介于-0.2915和-0.3831之間，在5%、10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明具有留守經(jīng)歷的勞動(dòng)者年收入低于參照組?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果顯示(表5方程一)，留守經(jīng)歷對(duì)收入的回歸系數(shù)為-0.3291，在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。說明，留守經(jīng)歷降低了個(gè)體成年期的收入水平。

表3 留守經(jīng)歷對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期效應(yīng)(PSM)(3)本文使用四種匹配方法對(duì)多個(gè)結(jié)果變量進(jìn)行了PSM回歸，因而存在多個(gè)平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，平衡性檢驗(yàn)結(jié)果均顯示，匹配后，在留守組與參照組中，參與匹配的所有變量的偏誤比例均降到了5%以下。表明，PSM具有適用性。限于篇幅，本文不再一一列出，備索。

從留守經(jīng)歷與人力資本的關(guān)系看(表3)，4種匹配方法中留守經(jīng)歷對(duì)認(rèn)知能力的凈效應(yīng)均為負(fù)值，分別在5%、10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，ATT介于-0.6735和-1.4911之間；對(duì)非認(rèn)知能力的影響均未通過顯著性檢驗(yàn)。從基準(zhǔn)回歸看(表4)，在認(rèn)知能力方程中，留守經(jīng)歷的回歸系數(shù)為-0.6373，在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明在其他條件不變的情況下，具有留守經(jīng)歷者的認(rèn)知能力低于參照組0.6373個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分。在非認(rèn)知能力方程中，留守經(jīng)歷未通過顯著性檢驗(yàn)。以上表明，早期留守經(jīng)歷降低了個(gè)體成年期的認(rèn)知能力。

表4 留守經(jīng)歷對(duì)人力資本質(zhì)量的長期效應(yīng)(OLS)

從人力資本與勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)系看(表5方程二)，認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力對(duì)收入的邊際效應(yīng)為0.0179、0.2865，在5%、1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，說明人力資本質(zhì)量高的勞動(dòng)者收入水平較高，這與理論預(yù)期相一致。為檢驗(yàn)不同維度人力資本的市場(chǎng)回報(bào)，本文計(jì)算了標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)。表5顯示，認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)分別為0.0732和0.0898。說明，不同維度人力資本在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的回報(bào)率不同，其中非認(rèn)知能力對(duì)收入獲得的邊際效應(yīng)大于認(rèn)知能力。

從人力資本質(zhì)量的中介效應(yīng)看，在引入中介變量的情況下(表5方程二)，留守經(jīng)歷的回歸系數(shù)為-0.3165，在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力的回歸系數(shù)為0.0179、0.2865，在5%、1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。表明，認(rèn)知能力在留守經(jīng)歷與個(gè)體收入獲得中具有部分中介效應(yīng)，即：早期留守經(jīng)歷通過部分降低個(gè)體成年期的認(rèn)知能力，負(fù)向作用于其收入獲得。

表5 留守經(jīng)歷對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期效應(yīng)

(續(xù)表)

由表5可知，除留守經(jīng)歷、人力資本質(zhì)量外，勞動(dòng)者收入水平亦受個(gè)體特征、區(qū)域特征的影響，其中東部、城鎮(zhèn)地區(qū)、工作經(jīng)驗(yàn)豐富的男性勞動(dòng)者，更易獲得較高的收入。

2. 留守時(shí)間的“長短”效應(yīng)

從留守時(shí)長與人力資本質(zhì)量的關(guān)系看，圖2顯示，認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力的劑量反應(yīng)曲線呈“先降后升”的U形，當(dāng)留守強(qiáng)度超過0.6時(shí)，即留守時(shí)間占到個(gè)體0-12歲生命周期長度的60%以上時(shí)，留守強(qiáng)度與認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力的關(guān)系由“負(fù)”轉(zhuǎn)“正”，但此時(shí)“劑量反應(yīng)”函數(shù)的上下95%的置信區(qū)間膨脹，正效應(yīng)的可信性無法保證，致使結(jié)論不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，可能原因在于留守強(qiáng)度超過0.6的樣本量過少導(dǎo)致(10個(gè))。因而可以說，早期留守經(jīng)歷與成年期人力資本質(zhì)量存在負(fù)向關(guān)系：童年期“父母缺位”時(shí)間占比越高，對(duì)個(gè)體成年期人力資本質(zhì)量的負(fù)面影響越大。

圖2 留守強(qiáng)度—人力資本劑量反應(yīng)函數(shù)圖

從留守時(shí)長與勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)系看，由圖3可知，留守強(qiáng)度—收入水平劑量反應(yīng)曲線呈下降趨勢(shì)，然而當(dāng)留守強(qiáng)度超過0.6時(shí)，即留守時(shí)間占到個(gè)體0-12歲生命周期的60%以上時(shí)，“劑量反應(yīng)”函數(shù)的上下95%的置信區(qū)間膨脹，此時(shí)留守經(jīng)歷對(duì)勞動(dòng)者收入影響的可信性難以保證?？梢哉f，個(gè)體成年期收入與童年期的留守強(qiáng)度負(fù)相關(guān)。此外，基準(zhǔn)回歸顯示(表6)，在方程一中，留守時(shí)長的回歸系數(shù)為-0.1612，在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，表明個(gè)體成年期的收入水平隨留守時(shí)間的延長而下降。在方程二中，在引入人力資本質(zhì)量的情況下，留守時(shí)長的回歸系數(shù)為-0.1594，在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，且認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力對(duì)收入邊際效應(yīng)分別為0.0684和0.0880，在5%、1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。表明，留守時(shí)間具有“長短效應(yīng)”，且認(rèn)知能力在留守時(shí)長與收入獲得中具有部分中介效應(yīng)，即：留守時(shí)長通過部分降低個(gè)體成年期認(rèn)知能力，負(fù)向作用于其成年期的收入獲得。

圖3 留守強(qiáng)度—收入水平劑量反應(yīng)函數(shù)圖

表6 留守時(shí)長對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期效應(yīng)

3. 留守時(shí)間的“早晚”效應(yīng)

從留守時(shí)機(jī)與人力資本質(zhì)量的關(guān)系看，由表7可知，無論初次留守發(fā)生在0-3歲還是4-12歲，其對(duì)非認(rèn)知能力的影響均不顯著。與之相比，留守經(jīng)歷對(duì)認(rèn)知能力具有顯著影響。其中，發(fā)生在4-12歲的初次留守對(duì)認(rèn)知能力的負(fù)向沖擊更大，ATT值介于-1.3262 和-1.7627之間，在1%、5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，4種匹配方法中ATT絕對(duì)值均大于0-3歲初次留守。原因可能在于：4-12歲的兒童正處于學(xué)齡期，此時(shí)學(xué)校教育對(duì)其認(rèn)知能力發(fā)展的邊際效應(yīng)較大，但因農(nóng)村優(yōu)質(zhì)教育資源供給不足，加上家庭教育的缺位，造成其成長關(guān)鍵期的認(rèn)知能力發(fā)展不足，并通過能力生產(chǎn)的乘數(shù)效應(yīng)和跨期互補(bǔ)性，最終影響其成年期人力資本質(zhì)量。

表7 留守時(shí)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響效應(yīng)(PSM)

從留守時(shí)機(jī)與收入的關(guān)系看，發(fā)生在0-3歲的初次留守對(duì)收入的凈效應(yīng)為負(fù)值，在1%、10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，ATT值介于-0.2997和-0.3466之間；發(fā)生在4-12歲的初次留守的凈效應(yīng)亦為負(fù)值，ATT值介于-0.3418與-0.4618之間，在5%、10%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。從ATT值的絕對(duì)值來看，發(fā)生在4-12歲的初次留守的ATT值大于0-3歲初次留守的對(duì)應(yīng)值(除馬氏匹配外)，說明4-12歲初次留守對(duì)勞動(dòng)者收入獲得的負(fù)效應(yīng)更大?；鶞?zhǔn)回歸表明(表8方程一)，發(fā)生在4-12歲初次留守的回歸系數(shù)為-0.3260，在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)；發(fā)生在0-3歲初次留守的回歸系數(shù)為-0.3015，在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。這表明，無論是0-3歲還是4-12歲的留守經(jīng)歷，均降低了個(gè)體成年期收入。

從中介效應(yīng)看，在引入人力資本質(zhì)量的情況下(表8方程二)，無論初次留守發(fā)生在0-3歲還是4-12歲，其回歸系數(shù)均為負(fù)值，在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)；認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力的回歸系數(shù)分別為0.0176和0.2404，分別在5%、1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，且非認(rèn)知能力的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)略高于認(rèn)知能力，說明非認(rèn)知能力對(duì)收入獲得具有更強(qiáng)的邊際影響。表明，認(rèn)知能力在留守時(shí)機(jī)與個(gè)體收入決定中具有部分中介效應(yīng)，即：發(fā)生在4-12歲的留守經(jīng)歷通過影響認(rèn)知能力，負(fù)向作用于個(gè)體成年期的收入水平。

表8 留守時(shí)機(jī)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期效應(yīng)

五、結(jié)論與啟示

本文基于CFPS2010-2018數(shù)據(jù)，考察了留守經(jīng)歷對(duì)人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的長期影響，檢驗(yàn)了留守時(shí)長、留守時(shí)機(jī)的異質(zhì)性效應(yīng)，識(shí)別了人力資本質(zhì)量在留守經(jīng)歷與勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)中的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)：第一，留守經(jīng)歷顯著降低了個(gè)體成年期的人力資本質(zhì)量和勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)，即：具有留守經(jīng)歷的勞動(dòng)者人力資本質(zhì)量較低，且收入水平不高。第二，認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力均是影響勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的重要因素，且非認(rèn)知能力的市場(chǎng)回報(bào)率高于認(rèn)知能力。第三，留守經(jīng)歷主要通過降低個(gè)體成年期的認(rèn)知能力，負(fù)向作用于勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)。第四，留守時(shí)間對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)具有“長短效應(yīng)”和“早晚效應(yīng)”。表現(xiàn)為：留守時(shí)間越長，留守者的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)越差；發(fā)生在4-12歲的初次留守，對(duì)勞動(dòng)者收入獲得的負(fù)效應(yīng)越大。

據(jù)此判斷，“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”引致的大規(guī)模農(nóng)村兒童留守的存在，可能會(huì)因人力資本發(fā)展不足導(dǎo)致一定程度的勞動(dòng)力市場(chǎng)績(jī)效損失，從而加大中國實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展和包容性增長的難度，這不利于中國第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)乃至“中國夢(mèng)”的實(shí)現(xiàn)。為此，我們要將農(nóng)村留守兒童現(xiàn)象提升至全新的戰(zhàn)略高度，最大限度規(guī)避“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”的社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)。首先，要從根本上破除城鄉(xiāng)二元“藩籬”，實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)的共建共享，尤其要打破戶籍限制，加強(qiáng)城鎮(zhèn)優(yōu)質(zhì)公立學(xué)校資源的共享，落實(shí)農(nóng)民工隨遷子女的就地入學(xué)，并加快實(shí)現(xiàn)教育機(jī)會(huì)公平向教育質(zhì)量公平的轉(zhuǎn)變，為農(nóng)村流動(dòng)兒童提供“公平而有質(zhì)量的教育”，消除農(nóng)村留守兒童產(chǎn)生的制度根源。第二，建設(shè)以縣城為載體的新型城鎮(zhèn)化，重點(diǎn)發(fā)展縣城特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，提升縣城公共服務(wù)能力和水平，為農(nóng)民工就近從業(yè)創(chuàng)造有利條件，降低留守兒童的發(fā)生比例。第三，探索“高質(zhì)量”農(nóng)村義務(wù)教育資源供給體制，彌補(bǔ)農(nóng)村留守家庭教育功能的不足，尤其應(yīng)改革以升學(xué)率為核心的教師評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，通過合理的制度化設(shè)計(jì)，激勵(lì)教育工作者加大對(duì)農(nóng)村留守兒童的支持力度，最大限度消除留守對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展的不利影響。第四，借鑒發(fā)達(dá)國家“以兒童為中心”社會(huì)投資戰(zhàn)略，構(gòu)建“家庭盡責(zé)、政府主導(dǎo)、社會(huì)參與”“兒童為本、需要導(dǎo)向”的“適度普惠型”的農(nóng)村留守兒童支持體系。尤其要借助社會(huì)、學(xué)校和家庭的力量，消除制約農(nóng)村留守兒童認(rèn)知能力發(fā)展的“瓶頸”因素，并通過鄉(xiāng)村人才振興和文化振興，加快兒童成長過程中可獲取的社會(huì)支持性資源的有效供給，阻斷認(rèn)知能力發(fā)展中的“馬太效應(yīng)”。第五，針對(duì)非認(rèn)知能力可塑期較長且是收入獲得關(guān)鍵決定因素的這一特點(diǎn)，應(yīng)首先改革目前應(yīng)試為主的教育模式，將溝通與交流、自我規(guī)劃與管理、創(chuàng)新思維等非認(rèn)知能力培育納入學(xué)校教育重點(diǎn)；其次，政府和企業(yè)組織的相關(guān)培訓(xùn)，應(yīng)將非認(rèn)知能力放置于與職業(yè)技能培訓(xùn)同等重要的位置，加強(qiáng)培育責(zé)任心、合作性、創(chuàng)新性、自律性等核心素養(yǎng)，提升中國勞動(dòng)者的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。

本文的不足之處在于：因缺乏農(nóng)村留守兒童全生命周期的追蹤數(shù)據(jù)，僅利用兩期截面數(shù)據(jù)，研究了童年期留守經(jīng)歷與勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)系與作用機(jī)理。若能獲得涵蓋整個(gè)生命周期的追蹤數(shù)據(jù)，并利用相關(guān)干預(yù)變量進(jìn)行異質(zhì)性分析，研究結(jié)論和政策工具將更為豐富。但在數(shù)據(jù)有限的情況下，本文對(duì)留守經(jīng)歷長期效應(yīng)的研究，仍不失為一個(gè)有益的嘗試。