实证结果表明，孩子1岁时，性别差异效应很小，这主要是由于孩子出生后，母亲需要在家里养育孩子一段时间。但是在2岁时，男孩的父、母和父母双方都更有可能离开男孩。这种差异在3岁、4岁时仍然存在，尽管并不显著。图像证据也为这一实证结果提供了支撑。

（二）外出打工

将结果变量yicl=1重新定义为父母因工作而不居住在户籍地，否则为0。样本显示，97.3%的父母样本离开户籍地的原因是为了工作。

表4显示，对于2岁的男孩来说，母亲和父亲外出打工的可能性要高于女孩家庭2.9%和3.6%。在3岁至4岁间，系数始终为正，但影响有所下降且不显著，与表3所得到的研究结论保持一致，图形证据也能够得以佐证。这在一定程度上也能够说明性别差异的缩小可能导致男孩、女孩都被成为留守儿童。也就是说，无论孩子性别如何，在第一个孩子到达学龄（即5岁）时，超过9%的母亲和15%的父亲最终会离开孩子去寻找更好的工作机会。

（三）作用机制：生育延迟外出务工

本文使用CMDS数据来检验这种现象背后的作用机制。直观证据显示，当头胎是女孩时，生第二个孩子的可能性平均要高11.9%。其次，外出务工的父母一般在第一个孩子出生两年后生育第二个孩子。

由于城市高昂的医疗成本以及户籍制度对医疗报销比例的限制，外出务工人员一般选择在户籍所在地生育子女。表5显示，64.2%的外出务工的母亲在整个怀孕期间都在家乡，有2.7%的样本大部分时间待在家乡。此外，有80.9%的样本在家乡分娩。

外出务工母亲的生育行为对其居住安排有明显的影响，结合母亲第二次生育的行为。研究认为，女孩比男孩更有可能在2岁时有一个弟弟或妹妹，这样他们在早期能够得到父母更多的陪伴，尤其是母亲的陪伴。因此，这就得出了一个很有意思的悖论，即对于儿子的偏好行为会增加长女与父母的相处时间。

（四）作用机制的更多支持证据

本文还利用“有明确规定出生间隔的省份”，“实行严格独生女政策的省份”等对样本进行了调整，囿于篇幅，不予具体展示。

（五）效应识别与进一步解释

首先，如果头胎性别不是随机的，即外生的，那么前文所报告的结果可能会被头胎性别以外的因素混淆，本文进一步论证了长子性别的随机性。其次，当使用横截面数据来识别特定年龄效应时，必须要求同质出生顺序，这就要求长期跟踪同一家庭样本，本文使用CFPS2010-2018对样本进行长期跟踪，在控制相关因素后发现仍保持显著。

（六）异质性分析

1.不同儿子偏好程度

根据省性别比确定儿子偏好程度。表10显示，性别比较高的省份，也就是儿子偏好程度高的省份，2岁时母子分离的性别差异效应为5.7%。与之相比，性别比较低的地区差异较小且不显著。

本文进一步使用教育水平来代理儿子偏好程度。这是因为以往研究发现，受教育程度较高的父母对儿子的偏好程度较低。表11实证结果发现，受教育程度较低的父母，其性别差异效应较大。

2.不同历史移民率

如果母子分离主要是由于父母外出务工所致，那么迁移率较高的地区其性别差异效应应该更显著。按照净流出率对地区进行了划分，研究发现，在高流出的地区，其性别差异效应较大，其显著性程度也更高。这一结果有效支撑了前文的结论。

五、研究结论

研究发现，中国农村对儿子的偏爱会导致出现一个出乎意料的结果，那就是与长子相比，长女能够接受到更多父母的陪伴。这主要是由于，有了长女之后，为了继续生儿子，母亲不大可能会外出务工，这在实证上得到了检验。以往文献都聚焦于儿子偏好会损害女孩的利益分配，本文则从一个新的视角切入，探究儿子偏好的一项意外后果。实际上，父母与孩子在其幼儿时期的陪伴会极大的影响子代的人力资本，本文的研究结果也能够在一定程度上为男孩的学业成绩低于女孩这一现象提供解释。

Abstract

Mother–child separation harms children’s development. This concern is particularly relevant in rapidly urbanizing societies with massive migration. However, factors that increase the probability of children becoming separated from their migrating parents are not well understood. In this study, we find that during early childhood, specifically at the age of 2 years, girls are less likely to become separated from their parents than boys are. This is due to son preference, which leads parents to attempt to have another child after a firstborn daughter, mostly when the daughter is 2 years old. Furthermore, migrant women often stay in their hometowns during pregnancy, which prevents mother–daughter separation. Our placebo tests indicate that this gender gap at the age of 2 years does not exist in provinces with birth interval restrictions or strict one-child policies. The gap is wider in regions with stronger son preference or higher historical population outflow rates.