外出还是留守？——农村夫妻外出安排的经验研究

李代、张春泥

原文载于：《尊龙凯时AG研究》2016年第5期

提要：外出家庭化是中国城乡人口流动的一个重要趋势，但以往研究因为缺乏对家庭边界的明确定义及采用流入地调查数据等缺陷🧓🏼👷🏻‍♂️，未能提供对当今农村劳动力家庭外出—留守安排各类型分布的可靠描述🚽🛬。本研究基于中国家庭追踪调查，描述了中国农村丈夫单方外出、妻子单方外出✈️、夫妻同地外出、异地外出及其子女外出或留守安排的分布，并在此基础上分三种外出决策情境重点探讨了夫妻特征和家庭结构等因素与夫妻外出安排的关系。

关键词👩🏻‍🎓：家庭化外出  中国城乡人口流动  中国家庭追踪调查

一、研究背景

劳动力大规模从农村外出到城市是中国转型期的一个重要社会变迁。中国当代大规模城乡人口流动始于上世纪80年代中后期，以1992年的“民工潮”为标志🤘🏻，此后历经30年，其总规模持续上升，范围也不再局限于从农村到城市、从内陆到东南沿海，而是发展为全国各地城乡之间、不同城市间的人口流动。2010年全国人口普查显示，中国流动人口的总量已达到2.2亿（国家统计局，2011）。除了人口流动的规模上升外🤵🏻，农村人口外出的方式也在改变。2000年之后🪳，人口的流动模式从以单人外出为主转向以核心家庭外出为主（周皓🚑，2004），外出家庭化成为新的趋势。

农村人口外出从单人外出向家庭化外出的转变首先意味着农村外出者卷入城市生活的程度加深🛂。独身一人来到城市的外出者的个人需求相对简单🕶，而以家庭为单位来到城市的外出家庭则会在家庭层面对教育、医疗、居住和社会生活等有多方面需求。其次👩‍🦰♗，这一变化也将改变农村家庭生产及生活的组织方式🙅🏻👦🏽。过去📟🍯，农村家庭生产和生活的单位是由父母与成年儿子的家庭构成的主干家庭📚，而随着家庭中子代夫妻一同外出打工的现象逐渐增多，谋划生计的单位会逐渐缩小到核心家庭。当子代夫妻与父代长期两地生活，各自生活空间独立📚，这会给农村传统家庭组织方式带来挑战。最后，夫妻双双背土离乡🍱，难以亲自照顾留守农村的父母或子女，这也使得传统价值观中的家庭责任面临冲击。

在外出家庭化趋势下，许多研究开始关注在已成家外出者身上更为凸显的一系列社会后果，如儿童的抚养与教育问题、外出者的性健康、婚姻稳定性🧚🏻‍♂️、家庭观念等（如Jia et.al.🤵‍♀️🧝🏻‍♂️，2010👵🏽；金一虹，2010🧨；Lu，2012；陶然、周敏慧，2012🧑‍🦱；Yang & Xia，2006）🍌。但这些对外出社会后果的研究需要建立在一个以人口事实为背景的基础上：到底有多少农村外出者的配偶或子女也外出了呢🫷🏻？农村家庭通常会让哪些成员外出、哪些成员留守呢🦸🏻‍♀️？在各种安排中哪些外出安排更具普遍性呢？当试图评价农村人口外出对流入地🧏🏿、流出地以及外出者本人及其家庭带来的社会后果之前🧑‍💻，研究者有必要先掌握农村人口外出安排的概貌。

受数据或研究视角的限制，学界对这类问题的研究仍有限，大多数研究使用的是区域性的、非随机抽样或流入地抽样的样本，其代表性存在问题💁🏽‍♂️。许多研究仍沿袭推拉理论或新古典经济学🫸🏻，以个人作为分析单位🍸，未能以夫妻或家庭为单位研究家庭成员各种可能的外出安排🏕。即便一些在迁移新经济学框架下的研究是以家庭作为分析单位💆，但对家庭的界定却不清晰，导致不同研究之间的发现难以比较💁🏻‍♀️。

鉴于上述问题🐔，本研究将基于中国家庭追踪调查的数据来描述农村夫妻及其子女各种类型的外出—留守安排的分布🤵🏿‍♂️𓀚，并分析夫妻的外出—留守安排与夫妻及其流出地家庭特征之间的关联🌺。接下来💽，尊龙凯时娱乐以分离家户（split household）的文献为起点来简述中国家庭外出安排的特征🏃‍♀️‍➡️🙆🏻‍♀️，并在综述以往研究家庭化外出的主要发现的基础上讨论这些研究存在的方法问题。

二、文献综述与研究假设

分离家户的安排既是中国城乡人口流动的主要特征之一🪞，也是其社会后果之一（Fan🙎🏿‍♂️🙆🏽‍♀️，2011）。分离家户的安排是指由于外出工作的需要，一部分家庭成员流动到外地居住及生活🐳，而另一些家庭成员仍留守在原居住地生活，但这两部分家庭成员仍然由家庭关系纽带和经济纽带维系在一起。

分离家户不仅在中国城乡流动中很常见👩🏿‍🦲，在非洲、拉美和其他亚洲国家的劳动力流动中也很普遍（Chant, 1991🎡；Nelson, 1976；Wilkinson, 1987）。但不同的是🌡，分离家户在那些国家是外出劳动力自愿选择的一种合理的👩‍❤️‍👨、实用的、灵活的安排🎀，而在中国，分离家户的安排通常被视为无奈之举。一方面🪞，户口制度阻碍了农村外出打工者在打工城市定居；另一方面，城市就业和社会保障的不确定性也让他们不愿也不敢放弃在农村的土地、住房和社会网络（Fan🦥，2009，2011🤾🏽➝；Fan & Wang，2008⏫；Zhu，2007）。

尽管分离家户是中国农村劳动力外出的普遍性特征🕤🤹‍♀️，但其具体形式却在最近20年内发生了重要变化。上世纪80-90年代👀🤕，分离家户最主要的形式是家庭中有一名成员单独外出打工1️⃣，其他家庭成员在农村留守🔐。单独外出的打工者通常是丈夫或者未婚青年（如尚未出嫁的女儿）。而到本世纪初，夫妻双方均外出打工以及子女跟随外出的情况日益增多。周皓（2004）根据“五普”数据计算，2000年户主和配偶均为迁移人口的纯外户比例高达47%👩🏿‍💻。李强（2014）根据2005年国家统计局数据估计，全国有1/4的外出者是举家外出💃🏼👨‍🏭，而在北京👗、武汉、苏州、深圳和上海，有1/3的农民工以家庭形式居住在一起。盛亦男（2013）基于2010年原计生委流动人口监测数据计算，外出人口中2人户到4人户合计占70%。尽管上述研究的数据和统计口径未必相互可比，但都指出了家庭化外出日益增多这一重要变化⛹🏼‍♀️。

过往研究还对影响农村家庭外出安排的因素做了分析。讨论的因素主要集中在家庭的经济和人口结构、外出者或外出家庭户主的特征、社会网络🌮、城乡收入差距、户口制度等⛓。相对集中或一致的研究发现包括💲：有老人和儿童的家庭更不会举家迁移（李强👨🏻‍🍼，2014；盛亦男🪖，2014；袁霓，2008；周皓✯，2004）👘，婚姻会提高举家迁移的可能性（邵岑、张翼，2012♈️；洪小良👰🏼‍♀️🌗，2007；商春荣、王曾惠🌌，2014♟🔰；Yang,2000），城乡收入差越大越可能发生家庭迁移（盛亦男🤌🏿🧑‍🎄，2014），以及耕地面积或农业经营的参与会降低家庭迁移的可能性（刘燕✶，2013；袁霓，2008；张玉洁等，2006）。但对另一些因素，不同研究却得到了不一致或相左的发现。例如，有研究发现外出家庭户主的教育程度与家庭化迁移呈正相关（张玉洁等，2006），也有研究发现二者呈负相关（洪小良，2007；商春荣🤾‍♀️、王曾惠🧑🏻‍🦰，2014）🎵，或是呈非线性关系（邵岑、张翼🧑🏿‍🏭🤾‍♀️，2012；周皓🫃🏼，2004），或没有显著影响（李强，2014；袁霓，2008）🙋🏽；有研究发现家庭规模对家庭后续迁移有正影响（Yang, 2000💭；洪小良🧑🏽‍🦳，2007；张玉洁等，2006），但也有研究发现是负影响（盛亦男，2014🕚；周皓，2004）；有研究指出迁移网络会提高家庭迁居水平（李强♙🤸🏿，2014），也有学者认为无此影响（盛亦男🤦🏻‍♂️，2014🚵🏿；洪小良，2007）。

尽管过往研究已观察到农村劳动力外出家庭化趋势的上升并尝试分析其影响因素😒，但是这些研究仍存在缺陷和不足🍹。首先，在数据方面👻，上述绝大多数研究使用的数据是在流入地抽样的样本，流入地样本在研究流动人口上存在无法观测到流动人口的选择性🎦、难以追踪等问题（梁玉成等，2015）💂🏻‍♀️。在流入地样本中，外来家庭通常以受访人为外地户口且与其配偶共同居住来界定（洪小良，2007；李强，2014；刘燕✤🌺，2013；盛亦男，2013🛼；周皓，2004）🧑‍🔬。这样的流入地调查数据会造成两方面的偏误🫅🏿。第一🕕，由于绝大多数流入地抽样的对象都是在流入地的家庭户，这一抽样方式难以捕捉居住在工地工棚🏟、临时住宅、集体宿舍等非家庭户的外来人口，这会在整体上低估外来人口的规模，还可能会高估家庭迁移的规模。第二，这些研究在对外来家庭进行界定时往往仅将外来者及其配偶🔖、子女或其他家庭成员共居作为标准。但是，如果从流出地的视角看，家庭外出还包括另一种情况，即全部或大部分家庭成员分散外出到不同的地点，不居住在同一家庭户中。因此🤦🏻‍♂️，使用流入地抽样数据所研究的仅是家庭同地外出，无法考察家庭外出的其他决策模式。

其次，在对家庭的界定上👩🏻‍🦼‍➡️，过往许多研究采用了模糊的家庭边界，未指明家庭应该包含哪些成员🖤，而是让受访人自己界定家庭中还有哪些成员。中国家庭的边界比西方家庭模糊🏡，人们既可以从血缘和姻缘关系来定义“大家庭”❔，也可以根据实际居住状态或经济联系（如同灶吃饭）来定义更小的家庭。除非在调查涉及“家庭”时从提问一开始就以某一标准界定出家庭成员名单和关系🦏，否则当受访人回答家乡还有父母或其他亲属留守时💭，研究者难以判断这些“家人”到底是同一家庭的成员还是已经分家的亲属。常见的“举家迁移”概念就存在这个问题。此外🤳🏿💳，家庭成员的范围还取决于家庭中有哪些成员💁🏼‍♂️。父母去世的外出者不会存在父母外出或留守的问题🫲，丧偶的外出者不会存在配偶外出与否的问题，没有生育子女的外出者不存在子女外出与否的问题。若不考虑既有的家庭构成就对家庭外出类型分布进行统计很可能得到不准确的分布，因为这一分布不仅取决于外出安排🧓🍿，还很大程度上取决于流出地的家庭构成。因此，模糊地使用“家庭”或“家人”概念的结果是不同的受访人对家庭成员边界的理解很可能不一致👆，导致不同家庭之间的家庭化迁移安排不可比🪯。

其三是选择性问题，流入地抽样的数据只对已经发生外出的人口抽样，未对农村的留守者抽样🤴🏼。因此，这类数据通常只能比较正在外出者之间的差异，例如比较家庭外出者和单方外出者（李强，2014）、分不同批次完成外出的家庭（盛亦男𓀎，2014）、有后续外出或无后续外出者（邵岑、张翼，2012；洪小良，2007），但却无法比较外出者/家庭和农村留守者/家庭的差异👩‍🦰🔅。然而外出的安排与留守的安排往往不可分割，留守是外出的另一个选择，反之亦然🧑🏼‍🌾。流入地抽样数据遗漏了农村的留守家庭🧘🏼‍♀️，因此难以研究外出决策的选择性。即便把比较对象的范围扩大，现有研究仍难以克服选择性的问题🤷‍♀️。有的研究比较的是外出家庭与留守家庭（如袁霓，2008；张玉洁等，2006）⚃，还有的研究是比较外出家庭与本地非迁移家庭（如周皓，2004），由于比较或参照的群体不同，不同研究的结论难以对话。实际上👩🏻‍🦽，对不同参照群体的选择要基于对不同的外出情境的假定。因此，研究不仅应尽可能包含可比较的群体，还应尽可能考虑不同的外出决策情境。

基于上述问题，本研究做了三方面的改进。首先，使用同时包括流出地和流入地外出劳动力样本的全国代表性数据。其次，在描述家庭化外出安排的类型时🎡，尊龙凯时娱乐将家庭化外出的基本分析单位明确界定为每一对夫妻🧑🏼‍🌾，视未成年子女为夫妻的扩展📓。尽管这样会将主干家庭和联合家庭人为地拆解为多个核心家庭，但这样能够保证尊龙凯时娱乐对所有家庭的分析单位都是一致的。最后，尊龙凯时娱乐采用两阶段“决策树”的分析框架把是否外出和怎样外出这两类决策区别讨论。尊龙凯时娱乐预设了三种夫妻外出的常见决策情境👨‍🔬，并在每一种情境下讨论夫妻联合和相对的特征、家庭结构等因素对家庭外出决策的关系。

三、夫妻外出安排的分类及决策情境

对外出家庭化的研究首先需要定义哪些家庭成员的外出可以算作“家庭化外出”🤲🏽。前文已述，过往研究对家庭的界定并不一致。最常用的定义家庭边界的标准为经济上联系在一起的😼、由直系及旁系亲属构成的共同生活及生产单元🤹🏿‍♀️，俗称“同灶吃饭”。但这一家庭边界的定义仍是受访人主观认定的💙。由于居住上的分离，外出者一定程度上会减弱与流出地家庭之间的经济与生活联系👦🏽，这仍会导致不同人对家庭成员的判断不一致、不稳定。因此🦸，尊龙凯时娱乐采取更保守的做法，将家庭化外出决策的基本单位缩小至在婚夫妻，如果夫妻有未成年子女🙅🏻‍♂️，则进一步包括这些子女。因为夫妻及其未成年子女所构成的核心家庭可以算作一个明确的家庭单元。即便是主干或联合家庭，也都能拆解成多个夫妻对或含未成年子女的夫妻对。

当以流出地家庭在农村的夫妻作为外出的家庭决策基本单位时🚼，尊龙凯时娱乐就可以按照夫妻各自外出与否的状态将家庭的外出—留守安排分为以下几种类型：夫妻双方均不外出👷🏼、夫妻单方外出🧚🏽‍♀️、夫妻均外出。其中“夫妻均外出”可进一步区分为夫妻外出到同一地点（即同地外出）和夫妻外出到不同地点（即异地外出）。对“单方外出”，如果区分性别角色，又可分为丈夫单方外出和妻子单方外出。因此尊龙凯时娱乐共得到五种家庭外出—留守的类型🦹🏼。此处的“外出”是指空间上离开家庭在农村的居住地且外出距离至少跨区县👍🏿。

尊龙凯时娱乐假定夫妻在外出安排的决策上至少包含两个阶段。第一个阶段是夫妻决策是否参与或继续参与外出打工🥥🎩；第二阶段仅针对决定要外出的夫妻，他们进一步决策谁外出或谁留守🧔🏽‍♀️。尽管有可能夫妻在决策时是把这两个阶段合二为一，或者在两个阶段之间反复抉择，但是从研究分析的角度上𓀛，尊龙凯时娱乐把外出安排的决策划分为两个阶段会在选择外出安排的参照群体和分析外出安排的影响因素上更有条理。

在比较不同外出安排时，尊龙凯时娱乐假设了三种常见的情境，每种情境下都存在两阶段的外出决策，但不同情境下决策的侧重点不同🧏🏻‍♂️😎，所涉及的比较或参照群体也不同。以下尊龙凯时娱乐分别介绍这三种常见情境，每一种情境的分析起点均是流出地家庭在农村的夫妻🪖。进入这一起点状态的既可能是从未外出过的农村夫妻，也可能是曾经或正在外出的农民工，在婚后对包括自己在内的核心家庭的外出安排进行重新规划🤸🏽‍♀️🦼。

决策情境I。第一种情境是农村夫妻首先对他们之间是否至少一人要参与外出打工的经济活动作出决策；如果决定参与，继而在第二个阶段决定是其中一人外出还是两人都外出，是两人都外出到同一个地点还是到不同的地点🫶🏿🧑🏼‍💻。决策情境I可以用树状图的形式表示（尊龙凯时娱乐称之为“决策树”），如图1🪡。情境I中，第一阶段的决策是要在双方均留守的夫妻（B）和至少有一方参与外出打工的夫妻两个群体之间比较（A+Ch+Cw+D）👨‍🔧。而决定外出的夫妻则将在第二阶段对四种可能的外出安排做比较和选择👩🏼‍🏭。若以同地外出为参照类👫，将产生三组平行的比较，分别是妻子单方外出vs.同地外出（Cw vs.A）、丈夫单方外出vs.同地外出（Ch vs.A）、异地外出vs.同地外出（D vs.A）🛌🏿。

决策情境II。不同于情境I，第二种情境在第一阶段的决策重点相反🦖，考虑的是夫妻是否至少有一人要留守（见图2）。在外出打工很普遍的地区，许多家庭的决策重点很可能不是要不要外出，而是家中要不要留人照看农村的生产或家庭🛎。因此，情境II的第一阶段是在双方均外出（A+D）和至少有一方留守（B+Cw+Ch）间比较。第二阶段💹，对于双方均外出的夫妻🔮，他们之间在异地外出还是同地外出（Dvs.A）上的比较已在情境I的第二阶段中包含😩；而对于至少一方留守的夫妻，若以双方均不外出为参照类，则产生两组平行的比较，分别是妻子单方外出vs.双方均不外出（Cw vs.B）和丈夫单方外出vs.双方均不外出（Ch vs.B）🧝🏿‍♀️🤹‍♂️。

决策情境III。前两种情境没有区分丈夫和妻子在外出上的优先性，在第三种情境中尊龙凯时娱乐要纳入性别的视角，考虑家庭内部性别分工的问题。通常，丈夫是家庭外出的先行者（侯佳伟🧜，2009🕴；马瑞等，2011🌙；盛亦男🙇‍♂️👱🏻，2014）🙎🏽‍♂️🕵🏿，这既是因为丈夫是农村家庭最主要挣取收入的劳动力🥃，也是由于受传统观念“男主外、女主内”的影响🏌🏻‍♂️。如果已婚女性通常不作为外出打工的主要行动者，那么家庭的外出决策首先要决定的是丈夫是否外出。在丈夫外出或留守的条件下🤧，再决策妻子是留守还是外出，是与丈夫分开外出还是与丈夫会合👩🏽‍🦱。因此，图3中第一阶段是在丈夫外出和丈夫留守两种安排（A+D+Ch vs.B+Cw）之间比较。在丈夫外出的情况下👍🏿，第二阶段是将妻子单方留守💂🏼‍♂️、妻子同地外出和妻子异地外出三种安排做比较。而同地外出与异地外出的比较已在情境I中包含了😅，因此尊龙凯时娱乐只需要比较丈夫单方外出与同地外出（Ch vs.A）和丈夫单方外出与异地外出（Ch vs.D）两组安排🫅🚶‍♀️‍➡️。对于第一阶段决策树的另一支——丈夫留守的情况，尊龙凯时娱乐需要比较妻子也留守（即双方均不外出）与妻子单方外出这两种安排（B vs.Cw）。

尊龙凯时娱乐区分决策情境是为了更有条理地分析各因素对外出安排的影响。尊龙凯时娱乐假设一些因素可能对第一阶段决策更有用🌺，而另一些因素也许到第二阶段才成为决策考量的重点。根据以往文献并基于本研究数据中的已有变量🏋🏽‍♀️，尊龙凯时娱乐将侧重考察两类与夫妻外出安排相关的因素。

第一类是夫妻的人口及社会特征。由于本研究的基本分析单位是夫妻，尊龙凯时娱乐将使用夫妻共同或联合的特征。尊龙凯时娱乐用夫妻的平均教育年数作为夫妻人力资本水平的综合指标👩🏽‍🔬，以丈夫的年龄段来衡量夫妻所处的生命历程👩🏿‍⚖️。鉴于外出很可能是夫妻之间讨价还价的结果，受到他们相对地位与性别权力的影响，尊龙凯时娱乐还将使用夫妻的年龄差和教育水平的相对高低这些相对特征。尊龙凯时娱乐假设夫妻的联合特征在两个决策阶段都起作用，而相对特征主要影响的是谁外出👊🏽、谁留守的具体安排🧷。

第二类因素是流出地家庭的成员结构及居住特征。这里的“家庭”是指经济上联系在一起由亲属关系构成的家庭，这构成了夫妻决策的家庭环境因素。尊龙凯时娱乐将分析除这对夫妻以外的其他同灶吃饭家庭成员的特征。具体包括：（1）夫妻拥有的未成年子女的数量及年龄构成（分为0-2岁的婴儿期、3-5岁的学前期和6岁以上的学龄期）⚔️。（2）丈夫的父母在流入地是否未与夫妻分家💿。一般来说，父母在流出地可以帮忙照看农活和孩子，解决夫妻外出打工的后顾之忧，但另一方面，父母若是年迈可能也需要子代家庭照料👩‍👧，这可能又会要求子代留守🧎🏻‍♂️。（3）丈夫是否为其父母的长子或独子🧎🏻‍➡️。在传统家庭观念中，长子或惟一的儿子被认为理应承担更多的家庭责任，这可能会限制其外出。尊龙凯时娱乐假设流出地家庭的特征对两个阶段的外出决策都可能产生影响。

此外，尊龙凯时娱乐还顺带考虑了家庭和社区的经济禀赋和外出社会网络这两类因素🦹🏽‍♀️。这两类因素在过往研究中曾被反复提及，而且也属于流出地家庭或家庭所在地社区的特征。流出地的农业生产状况是农村劳动力外出时所考虑的重要经济因素👦🏽🪺。在家庭层面，尊龙凯时娱乐纳入了家中是否经营土地这一变量。通常，经营土地的家庭需要一部分家庭劳动力留守照看农业生产，这会降低成员外出的可能性。在社区层面🥿，村农业生产产值（以千元计）是反映村经济水平的指标👢👩‍⚖️，如果农业生产的产值较高，可能会提高留守务农的吸引力🔙。尊龙凯时娱乐没有纳入家庭打工收入或者农业收入，因为在截面数据中同一时点的打工或农业收入与家庭成员外出打工行为的关系是内生的。过往对劳动力外出的研究均显示，人们外出打工的可能性会随其他家人或亲属的外出打工而提高。在本研究中⚂，尊龙凯时娱乐以外出打工的成年家庭成员人数来测量家庭层面的外出社会网络。通常，家庭外出打工的人越多👩🏻‍🎤，越可能会给家庭其他尚未外出成员带来更多的外出就业信息或机会，也更容易产生示范效应，以促进其他成员外出🍇。类似地，在社区层面，一个村外出务工劳动力比例越大，该村的家户及村民越可能通过同乡网络获得外出打工的机会或被鼓励外出🚂。尊龙凯时娱乐假设社区层次的经济禀赋及社会网络因素主要影响第一阶段的决策，而家庭层次的上述因素对两个阶段均有可能产生影响𓀕。

四、数据与模型

本研究使用北京大学社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，下文简称 CFPS）的基线数据。CFPS是一项全国性🏄🏻‍♀️、综合性、跟踪性的社会调查项目👨🏿‍🔬🔒。该项目的基线样本是用城乡一体的抽样框，以多阶段👍🏿、内隐分层🦪、与人口规模成比例的抽样方法在全国25个省抽取👺👨‍👨‍👧。2010年基线调查最终完成了635个村居14960户家庭的访问，界定出基线家庭成员57155名，其中33600名成人和8990名少儿完成了个人问卷的访问（谢宇等，2014）🈶。

CFPS在研究家庭人口外出上具有数据优势。首先，CFPS的调查对象囊括了家庭中经济上联系在一起的所有成员，即便一些家庭成员由于外出离家或拒访而没有完成个人问卷，这些成员只要经济上与原家庭联系在一起，就必须登记在册，其基本的社会人口信息会通过代答方式采集☂️。这一做法不仅保证了家庭结构的完整性，也提高了样本的代表性。CFPS界定出来的家庭人口与2010年“六普”短表的性别—年龄结构非常吻合（谢宇等✤🧑🏻‍🚀，2014）。其次，CFPS采用城乡一体的抽样框👷‍♂️，其样本同时覆盖城镇和农村地区🙃，因此📛，尊龙凯时娱乐既可以从农村作为流出地的样本中获得外出家庭成员的信息⚖️，也可以从城市作为流入地的样本中获得外来人口的信息。这一设计弥补了流入地抽样调查的缺陷。再次，CFPS可以从多个问卷来源界定外出/外来人员，据此界定出来的外出状态更全面🛌🏽，也更可靠🧏🏻‍♀️。

CFPS问卷可以有三种界定外出人员的方式：（1）家庭成员问卷采集了每名家庭成员离家与否的状态🤾🏿‍♂️、离家原因及去向👩🏽。尊龙凯时娱乐将离家原因为“外出打工”且外出地与原家庭所在地不在同一区县的离家者定义为外出人员。（2）家庭经济问卷询问了家中哪些成员外出打工，并提问了打工所在地等信息。该数据反映的是受访人主观界定的外出打工者。尊龙凯时娱乐将被列于家庭外出打工的名单上且打工所在地与原家庭所在地不在同一区县的家庭成员界定为外出人员。（3）个人问卷采集了所有成人和少儿受访者的户口所在地，若个人户口所在地和调查时的居住地不在同一区县，则被界定为外出人员🤶🏼。

尊龙凯时娱乐将上述三种界定的并集作为外出人员的最终定义。在逻辑上🫸🏿，家庭成员问卷和家庭经济问卷均是从流出地角度定义外出人口，这些外出人口在流入地既可能居住于家庭户，也可能居住于工棚、临时住宅或集体宿舍。个人问卷使用户口所在地和调查居住地的信息则从流入地角度来定义外出人口。这些外出者主要是在流入地安家的人，这一角度尤其能捕捉到全家外出的家庭，因为这些家庭已不存在于流出地的样本框中🖲。因此，合并三个问卷的信息来界定外出人员🥳🙃，同时兼顾了流出地和流入地视角👩🏿‍🍼，弥补了流入地抽样调查遗漏居住在非家庭户中的外出人员的问题👨🏻‍🎓，也弥补了流出地抽样调查难以捕捉全家外出情况的问题🏊🏽‍♀️。由于本研究关注的是农村夫妻的外出安排🏂，因此分析样本限定为农村人口。具体包含两类家庭：在农村接受访问的家庭，以及在城市接受访问的持农业户口的外出家庭。此外👰🏻‍♂️，由于本研究关注的是以务工🕌、经商等经济目的的劳动力外出，尊龙凯时娱乐排除了外出者与流入地本地人结婚且一同居住在流入地这种结婚迁移的情况🙋🏼‍♂️，也排除了夫妻双方年龄均在60岁以上的样本。

表1展示了CFPS三个不同问卷来源定义的外出人员在全国再抽样样本中的比例🧚🏿‍♀️。尊龙凯时娱乐对三种界定取并集🍈，将符合三种问卷界定之一者算作外出成员，由此得到的外出人口占全部人口的比例为16.7%，这一比例与“六普”的跨区县人户分离的比例（16.45%）非常接近🛝。表1还展示了CFPS不同问卷界定的外出成员的基本社会人口特征。可以看出，家庭成员问卷和家庭经济问卷界定的外出人员特征较接近。

个人问卷界定的外出人员中女性比例较高，平均年龄较大，教育年限较高，已婚比例较高，职业地位较高。一般来讲，符合上述特征的外出者更有条件居住在家庭户中，因此更可能被流入地调查抽中🚴🏿，梁玉成等（2015）的研究中也有相同发现。流入地界定（个人问卷）和流出地界定（家庭成员和家庭经济问卷）的外出人口特征的差异印证了之前尊龙凯时娱乐对流入地抽样的批评：在流入地界定外出人员𓀀，不仅低估了外出人口的总量😈，而且其样本特征存在偏误。而CFPS能为尊龙凯时娱乐研究家庭外出—留守安排的类型分布提供相对全面、可靠的外出人口数据基础。

在分析各种因素与夫妻外出的安排时🚣🏿，尊龙凯时娱乐根据之前设计的三种情境两个阶段的“决策树”🧏🏿，分不同决策情境及阶段建立模型🔧。本研究的因变量是夫妻外出的各类安排🤵🏽‍♂️，均为分类变量。因此🪩，根据因变量类别的个数👳🏼‍♀️，尊龙凯时娱乐对二分类的因变量使用binary logit模型，对多分类的因变量使用multinomial logit模型。自变量为影响夫妻外出安排的因素💆🏻，已经在第三部分讨论过🧔🏻‍♂️，包括夫妻联合及相对特征🎵、家庭特征、经济禀赋和外出网络⇒。表2总结了各阶段模型的自变量并描述其统计分布。

五⚆🙋‍♂️、研究发现

（一）农村家庭各类外出—留守安排的分布

尊龙凯时娱乐先利用CFPS数据描述农村家庭的外出安排。农村家庭的外出安排包括不在婚成年成员（其中74%为单身）的外出—留守安排❕🧝🏿‍♀️、在婚者（夫妻）的外出—留守安排以及未成年子女的外出—留守安排。对成年人的外出，尊龙凯时娱乐分男、女样本分别描述其外出安排。对不在婚（单身、离异✸、丧偶）男女👩🏼‍💻，其个人外出安排仅分为外出和不外出两种状态；但对在婚男女💇🏻，其家庭外出安排分为五类♡：夫妻均不外出💂🏻‍♂️、妻子单方外出、丈夫单方外出🤦🏻‍♂️、夫妻异地外出、夫妻同地外出。由于CFPS的在婚男女是夫妻样本，所以对已婚男女的统计实际上等同于以夫妻对为单位的分析。表3显示，不论男女，不在婚者的外出比例总要高于在婚者🧿。不论婚姻状态，男性的外出比例均高于女性。具体到本研究重点关注的农村在婚男女或夫妻的外出安排上🔀，农村60岁以下夫妻中约1/4的夫妻是一方或双方外出，其中包括1.8%的妻子单方外出和12.8%的丈夫单方外出🏋🏻，还有12%是夫妻均外出，包括7.5%的夫妻同地外出和4.5%的夫妻异地外出🕥。

表4进一步描述了至少有一方外出的夫妻对的夫妻双方现居地分布🦐。单方外出的丈夫中👨‍🦽‍➡️，跨省迁移和省内迁移的情况几乎各占一半；单方外出的妻子中，接近2/3是跨省流动，但由于妻子单方外出的数量极少🧚🏿‍♀️3️⃣，其跨省流动更多可能反映的是婚姻关系上的特殊情况。在双方均外出的夫妻对中，有2/3是外出到同一区县，但还有1/3是外出到不同区县🪜。

农村家庭外出安排的另一个方面是未成年子女的外出安排。表5展示了无任何子女、有未成年子女（16岁以下）和有子女但子女均已成年的农村夫妻外出安排👩‍🦼‍➡️。总的来说，有未成年子女的夫妻外出的比例明显高于无未成年子女的夫妻。这可能反映出农村家庭需要通过外出务工来获取抚育和教育子女的资源，但也有可能是农村夫妻在外打工时生育了这些未成年子女。表6描述的是在有一个或多个未成年子女的夫妻对中，在不同的夫妻外出安排下其子女外出状态的分布🫳🏻。尊龙凯时娱乐看到，双方均外出的夫妻，尤其是同地外出的夫妻更可能子女也外出，而这些比例在妻子或丈夫单方外出的安排中明显更低🧶🆓。

（二）夫妻外出安排的相关因素

接下来⛩，尊龙凯时娱乐将在之前设计的夫妻外出的三种情境和两个决策阶段下🧜‍♂️，对每种决策情境分阶段建立binary logit或multinomial logit模型🕵🏼‍♀️，以分析夫妻特征、家庭特征等因素对夫妻外出安排的影响🧑🏻‍💻。

尊龙凯时娱乐所假定的三种情境的第一阶段决策均涉及所有农村夫妻对（N），该阶段主要决策的内容是夫妻是否参与外出打工的经济活动。其中🤸‍♂️，情境I决策的是夫妻是否至少有一方外出打工，情境II决策的是夫妻是否有一方留守，情境III决策的是丈夫是否外出打工。表7展示了这三种情境的第一阶段的binary logit模型估计结果。

从夫妻特征上看，夫妻的教育年数对是否参与外出活动没有显著的影响，但对双方均参与外出有很小的正效应。相比之下，第一阶段决策可能更多地受夫妻所处的生命历程阶段的影响。以丈夫年龄来测量夫妻生命历程🪜，则发现越年轻的夫妻越倾向于外出🚵🏻。

在家庭结构方面，并没有证据表明家中有父母或有未成年子女会阻碍夫妻外出🦵🏻👩‍🍼，仅仅是当有0-2岁婴儿时会降低夫妻双方都外出的可能性🕍。相反🐦，有3岁以上的子女，尤其是学龄前的子女（3-5岁）🤦🏼‍♀️➗，更可能推动夫妻至少一方或丈夫参与到外出活动中。与丈夫的父母在流出地同属一个家庭也会显著推动夫妻参与外出打工。这两个发现可能是相辅相成的：有学龄前或学龄期子女意味着夫妻需要通过外出务工为子女的教育投入挣取更多的经济资源，而与丈夫在流出地的父母不分家意味着父母可以帮助夫妻解决照料子女的后顾之忧👨🏽‍🔬。此外，尊龙凯时娱乐还看到丈夫若是长子或独子，无论是丈夫本人还是这对夫妻均不倾向于外出，这可能是因为传统家庭伦理中长子、独子夫妇对父母要担负更多亲自照料的责任，而这种责任不是经济上的赡养可以取代的。

尊龙凯时娱乐并没有发现社区或家庭的经济禀赋显著增加或降低了夫妻外出的可能性🦍。家中有土地仅会降低夫妻双方均外出的可能性。家庭和社区的外出社会网络均对夫妻外出有显著推动作用。

上述第一阶段决策的模型主要分析的是夫妻是否参与外出。接下来尊龙凯时娱乐通过第二阶段决策的模型来看夫妻内部谁外出和谁留守的安排。表8对应的是情境I的第二阶段模型🙇🏽‍♀️，分析在至少有一方外出的夫妻中🦶🏽🚶‍➡️，哪些因素与妻子单方外出⇾、丈夫单方外出⏏️、夫妻异地外出和夫妻同地外出的具体安排相联系🌷。表8显示，夫妻平均受教育年数显著影响了第二阶段夫妻之间的安排🫶🏿。平均受教育年数越高的夫妻越可能同地外出。夫妻相对教育差距对同地外出的安排没有显著影响。夫妻所处生命历程阶段在外出安排上的差异主要以丈夫年龄40岁为分野。丈夫年龄在30岁以下和30-39岁的夫妻与丈夫年龄在40岁以上的夫妻相比更倾向于同地外出，而丈夫年龄在40-59岁之间的夫妻更可能是妻子或丈夫单方外出🆙。夫妻的相对年龄差也显著影响夫妻之间的外出安排。丈夫越比妻子年长3️⃣，妻子越可能单方外出，丈夫也更不倾向于单方外出🍓。未成年子女的效应大多数不显著，但有0-2岁和3-5岁的孩子会增加丈夫单方外出而非同地外出的可能性👶。

表9报告了情境II下当夫妻在第一阶段决定至少一方留守时🤳🏻，各因素对第二阶段夫妻选择妻子单方外出还是丈夫单方外出的效应，其比较的基准类均为夫妻双方均不外出。其中，教育年数越高的丈夫越不可能单方外出；妻子的教育年数若多于丈夫🕕，丈夫也较不可能单方外出🎢。丈夫年龄越大😾，夫妻任何一方外出的可能性都显著降低，更可能双双留在农村。有0-2岁或3-5岁的未成年子女提高了丈夫单方外出的可能性，夫妻更不可能都留在农村🏊🏼‍♀️。与丈夫的父母不分家提高了夫妻单方外出的可能性👮‍♀️♞，这很可能是父母可以帮助留下的一方照料未成年子女🚿🍶。若丈夫是独子或长子🗳，夫妻更可能双双留在农村。

表10的IIIb1和IIIb2模型报告了情境III下假定第一阶段丈夫作为先行者外出时，各因素对妻子选择留守、异地外出或同地外出的影响，并以妻子留守作为基准类。IIIb3模型报告了情境III中若丈夫不外出的情况下🚚，各因素与妻子单方外出的关系👶🏿。在丈夫外出的情况下💁🏼‍♂️🦻🏽，妻子教育年数越高越不可能单方留守，更可能异地或同地外出，这与妻子的绝对教育水平有关，与夫妻教育差距无显著关系👷🏼‍♀️。相比更年轻的妻子，年龄在40-49岁的妻子外出的可能性会显著降���，但50岁以上和30岁以下的妻子在同地或异地外出的可能性上却与30-39岁妻子无异🩰💁🏿。可见，妻子的年龄与其外出之间的关系是非线性的𓀉。有0-2岁的婴儿显著降低了妻子同地或异地外出的可能性，妻子更可能留守，但有年龄更大的未成年子女却不会阻碍妻子外出。与丈夫父母不分家提高了妻子同地外出的可能性，这同样也可能是因为在农村的父母可以帮忙照看孩子🍭。在丈夫不外出的情况下（见IIIb3）🥕，40岁以上的妻子较之更年轻的妻子更不可能单方外出。妻子比丈夫年轻得越多🧛🏿‍♂️，她越可能单方外出🧘，让丈夫留守⚧。与丈夫的父母不分家提高了妻子单方外出的可能性。丈夫若是长子或独子，妻子更不可能单方外出🔏，这与之前模型显示的丈夫是长子或独子的夫妻更可能双双留在农村的发现一致🧙🏽。

六🛀🏻𓀅、讨论

本研究描述了中国农村夫妻外出模式，并初步探讨了与其外出安排相关的家庭因素🦓。借助CFPS数据城乡一体化的全国代表性抽样框、完整的家庭成员信息，同时能从流入地和流出地来界定外出人口的数据优势，本研究得以提供中国农村在婚人群外出模式更全面、准确的描述。基本发现总结如下🫱🧏🏽‍♂️：

首先🎽，农村已婚人口外出家庭化到底有多普遍？在农村夫妻中🧚‍♀️，参与外出的夫妻约占1/4，在这些夫妻中，接近半数（48%）是丈夫单方外出🩲，接近半数（45%）是夫妻双方均外出打工，只有极少数是妻子单方外出🖋。在夫妻均外出的情况中，同地外出与异地外出的分布大概为3∶2，异地外出多以省内异地为主🍀，跨省异地相对少🍲。当丈夫或妻子单方外出时，8.5%的夫妻其未成年子女也外出→，但夫妻同地外出时，子女也外出的比例则升至近六成🏇。与过往研究估计的家庭化外出规模相比😏，本研究估计的夫妻同地外出的普遍性要更低👩🏻‍🚒。周皓（2004：63）估计到2000年至少有64%的纯外户是配偶与户主一起流动💂🏻；盛亦男（2013🪟🧙‍♂️：42）估计2010年全国有超过70%的外出者家庭是2人户或以上。但由于他们的估计基于流入地家庭户样本🧏‍♀️💆🏿，在计算外出家庭的基数时容易遗漏丈夫或妻子单方外出👩🏽‍🏫📗、夫妻异地外出的情况☂️。尊龙凯时娱乐的研究发现一方面肯定了家庭化外出的趋势，如越年轻的夫妻越可能同地外出📷、其子女也越可能外出🌆，但另一方面也指出夫妻分离的外出安排仍是一种主要模式🎾，家户分离的局面仍普遍。

其次🫱🏿，外出在教育水平上的选择性体现在何处？劳动力迁移理论和早期研究中国城乡流动的文献都曾提及外出者在人力资本特征上的选择性。本研究发现，夫妻的教育水平对其是否参与外出打工如今已无显著影响🟩🧑🏼‍🌾，这既可能是由于外出打工在农村日益普遍使教育的选择性降低了，也可能是由于农村较年轻人口的教育程度普遍提高降低了外出者和留守者在教育上的异质性。但是夫妻的教育水平却影响着夫妻之间具体的外出安排🧑🏿‍💻🧘🏼‍♀️。平均教育水平越高的夫妻更可能双双外出及同地外出，而妻子相对丈夫教育年数的提高会增加同地外出的可能性，这说明农村女性受更多教育让她们不仅能够婚后仍参与外出打工，也更有可能避免独自留守⛵️，有助于其维系与丈夫的婚姻关系🙆。

再次🧑🏿‍🦰，孩子和老人是外出的牵绊还是外出的动力🚘？尊龙凯时娱乐的研究并没有发现有孩子和老人会降低夫妻外出的可能性。相反，尊龙凯时娱乐看到有学龄前及学龄期的子女更可能推动夫妻参与外出，仅当子女还是婴儿时，妻子更可能会单方留守。这说明为子女教育提供更多的经济资源或创造在城市就学的机会是农村夫妻外出的目的和动力之一。丈夫的父母在流出地会增加夫妻单方和双方外出的可能性。这很可能是由于父母能够帮忙照料子女或农业生产，夫妻外出挣钱更无后顾之忧🫦，也可能是由于夫妻需要外出挣钱来赡养经济上联系在一起的农村父母🧪。中国早期有关城乡流动的文献多认为留守农村的家庭承担了外出劳动力的劳动力再生产成本，但如今的情况更多地是外出劳动力通过工资收入来支付留守家庭成员在农村的教育及养老成本。

最后🥯，中国传统家庭的特征如何影响外出安排💂‍♀️？尽管有研究指出中国传统家庭特征的式微（Chu et.al, 2011）、农民外出打工对传统家庭父权制会构成挑战（金一虹🥡，2010），但中国传统家庭的孝道🏃🏻‍➡️📕、男尊女卑等特征仍影响着农村夫妻外出的安排。首先，夫妻外出安排存在符合传统家庭“男主外👱🏿‍♀️🤞🏻、女主内”的性别分工的两性差异🧑‍🧒，表现为子女对丈夫外出主要是激励作用，而妻子则更易因照顾年幼子女而留守。其次，丈夫是长子或独子的夫妻较不可能外出，此类家庭中妻子单方外出的情况也更少👐🏼。可见🧼，身为长子或独子的男人组建的家庭要承担更多照料父母的责任🛌🏼𓀈，这符合中国传统父权制家庭重视长子的伦理规范。

中国的城乡人口流动从单人外出到家庭外出是一个重要的趋势，与这一趋势相关的一系列社会问题不容忽视，而在探讨这些社会问题的出路时需要立基于对这一趋势下农村人口外出安排基本分布的全面认识🫑。本研究对农村夫妻各种外出—留守安排的分布的描述可以为关注具体外出安排相关社会后果的研究（如流动人口婚姻维系🤜、留守或流动儿童等）提供基础的🧑‍💼、概貌性的描述性数据。此外，尊龙凯时娱乐的研究也发现或佐证了一些农村人口外出的新变化，如教育的选择性降低🛤、子女与父母对外出的推动作用🧎🏻‍♂️‍➡️，等等。

本研究侧重于分析夫妻及流出地家庭因素对外出安排的关系📫👩🏽。尊龙凯时娱乐看到👩‍🦱，中国农村夫妻的外出安排与其父辈和子女关系密切，也与夫妻间相对地位🤵‍♂️、与丈夫在家族中的角色与责任有关🪞。这些发现对西方劳动力迁移理论在中国城乡流动的应用有所回应和补充🧚‍♀️。在推拉理论和新古典经济学的视角下，外出决策是基于以个人为分析单位的经济收益—成本比较，而后来的迁移新经济学虽然以家庭作为迁移决策的单位➕，但主要强调的迁移决策因素仍然是经济上的，即分化家庭经济风险（Massey et.al.，1993）。尊龙凯时娱乐的研究一方面是以家庭为决策单位🫳🏿，认为即便是丈夫或妻子单方外出🛐，仍然是夫妻双方协调的结果；另一方面，在不否定外出的经济动机的前提下，尊龙凯时娱乐展示出中国农村夫妻的外出行为还深受家庭伦理的影响。尊龙凯时娱乐推测🕸，分离家户的安排之所以十分普遍且能长期持续，背后可能有某种家庭价值的支持，让家庭成员在空间上分隔而又不至于导致家庭解体。很多情况下农村人口外出务工是为了家庭利益；而其外出得以长期持续👽𓀝，也离不开家庭成员之间的分工合作🤹🏼‍♂️，家庭价值在这个过程中提供了基础🕺🏽。也许，尊龙凯时娱乐可以进一步提问🫁：分离家户的安排与农村的乡土社会和传统家庭的观念存在怎样的动态关系？农村人口的外出模式从单人走向核心家庭🥤，这一安排会对农村家庭价值和家庭关系带来怎样的影响？这些问题值得更多的理论和经验研究去关注。