脫貧地區(qū)婦女本地就業(yè)與兒童營養(yǎng)
——來自幫扶車間的經(jīng)驗證據(jù)

李 飛, 湯珺揚, 汪三貴

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,長沙 410128;2.中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院,北京 100872)

一、問題的提出

營養(yǎng)健康狀況作為兒童生命質(zhì)量的重要指標(biāo)之一,將持續(xù)影響其個人成長[1-2],并對兒童成年后的勞動供給以及工資水平具有重要影響[3-6]。為改善農(nóng)村學(xué)生尤其是家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生的營養(yǎng)狀況,提高欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村中小學(xué)生健康水平,我國于2011年啟動實施了“農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計劃”。該項目作為一種外部營養(yǎng)干預(yù)政策,有效改善了我國脫貧地區(qū)農(nóng)村兒童營養(yǎng)狀況,為孩子們的健康發(fā)展創(chuàng)造了更加良好的條件[7-10]。但當(dāng)前脫貧地區(qū)的農(nóng)村兒童營養(yǎng)還存在一些結(jié)構(gòu)性矛盾,農(nóng)村兒童仍存在一些健康隱患[11],一個重要的原因是來自兒童家庭成長環(huán)境的一些不利影響[12-15]。

家庭作為兒童成長的第一環(huán)境,對于兒童健康發(fā)展的作用不可替代[16]。在家庭中,婦女的母親角色使其天然成為兒童的主要照料者[17],母親更傾向于將資源用于改善孩子的福利和家庭消費[18-19],母親能獲得收入或擁有更多家庭資源的支配權(quán)對于保障兒童營養(yǎng)健康至關(guān)重要。然而,許多脫貧地區(qū)的婦女為緩解家庭收入約束,不得不背井離鄉(xiāng)外出就業(yè),這導(dǎo)致產(chǎn)生了大量在生活上缺乏母親關(guān)愛和溫馨家庭環(huán)境的“留守兒童”,給兒童營養(yǎng)健康帶來了巨大挑戰(zhàn)[20-21]。一般而言,父親和母親外出就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康的影響并不具有同質(zhì)性。婦女外出就業(yè)分離了母親的育兒責(zé)任,造成家庭離散,不利于兒童的發(fā)展,更可能造成留守兒童健康狀況惡化[22-24],收入增加對孩子健康的正向影響也難以抵消其所帶來的負(fù)面影響[18]。同時,母親外出就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康存在城鄉(xiāng)區(qū)域[25]、年齡結(jié)構(gòu)[26]、性別結(jié)構(gòu)[27]等方面的差異化影響[28]。因此,促進(jìn)婦女本地就業(yè)是緩解“就業(yè)與家庭”“收入與照料”困境的有效路徑,也是實現(xiàn)“賺錢顧家兩不誤”和改善兒童福祉的最佳途徑[29-31]。婦女在本地工作獲得就業(yè)收入,緩解了家庭收入約束,提高了她們在家庭中的收入份額,能顯著提高家庭預(yù)算中分配給兒童營養(yǎng)健康的比例[32-34],同時婦女家庭決策權(quán)和照料質(zhì)量也有助于改善兒童的營養(yǎng)健康福利。

最新的農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告顯示,2020年全國農(nóng)民工總量28 560萬人,比上年減少517萬人,其中,外出農(nóng)民工16 959萬人,比上年減少466萬人,而且女性和有配偶的農(nóng)民工占比均有所下降[35]。在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和農(nóng)村回流的背景下,女性勞動力回鄉(xiāng)就業(yè)及對原本留守的兒童群體的福利改善,可能成為我國當(dāng)下乃至未來較長時期內(nèi)新的研究面向。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個方面,一是,在夫妻雙方合作議價的決策機(jī)制下,構(gòu)建了婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康影響的新的作用機(jī)制。不同于以往文獻(xiàn)在“留守”或“外出”情景中夫妻雙方非合作議價(Non-cooperative Bargaining)的營養(yǎng)決策機(jī)制下主要從收入效應(yīng)和時間效應(yīng)角度進(jìn)行探討[15,36],較少考慮婦女家庭議價能力對兒童營養(yǎng)健康的影響,本文以婦女在“幫扶車間”本地就業(yè)為研究背景,采用準(zhǔn)實驗研究設(shè)計和傾向得分匹配方法,測度婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)攝入的平均處理效應(yīng),并從婦女收入、照料時間和家庭議價能力三個維度檢驗其對兒童營養(yǎng)改善的作用機(jī)制,為科學(xué)評估脫貧地區(qū)婦女本地就業(yè)的兒童營養(yǎng)效應(yīng)提供了微觀證據(jù)。二是,現(xiàn)有研究的數(shù)據(jù)主要來源于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)、中國家庭營養(yǎng)與健康調(diào)查(CHNS)等公開的微觀數(shù)據(jù)庫,雖然這些數(shù)據(jù)具有調(diào)查樣本量大、覆蓋面廣、追蹤調(diào)查等優(yōu)勢,但并不重點涉及婦女本地就業(yè)內(nèi)容,也未考慮脫貧地區(qū)樣本的差異性。而本文的研究數(shù)據(jù)來源于湖南、河北、廣西三省脫貧地區(qū)“幫扶車間”就業(yè)婦女和在家務(wù)農(nóng)婦女的微觀調(diào)查數(shù)據(jù),更切合研究主題。三是,研究結(jié)論為理解脫貧地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展,尤其是“幫扶車間”等性別敏感[37]產(chǎn)業(yè)在解決留守婦女“家門口”就業(yè)和促進(jìn)家庭發(fā)展方面發(fā)揮的作用提供了實證支持,也可為促進(jìn)婦女就業(yè)、改善兒童營養(yǎng)等方面提供政策參考。

二、作用機(jī)制構(gòu)建與準(zhǔn)實驗研究設(shè)計

(一)作用機(jī)制構(gòu)建

1.不考慮夫妻議價情況的兒童營養(yǎng)決定

本文借鑒Becker的家庭效用函數(shù)模型[38],假定家庭由丈夫、妻子、兩個兒童(1個男孩、1個女孩)組成,家庭效用由家庭消費(C)和家庭兒童營養(yǎng)健康水平(Nb,Ng)決定。因此,家庭效用函數(shù)的最大化可表示為：

MaxU(C,Nb,Ng)

(1)

假定存在家庭預(yù)算約束：

s.t.C=wili+Fj-ib-ig

(2)

式(2)中,wi和li分別表示婦女的工資率和勞動時間,婦女的工資率由可獲得的工作(Ji)和個人特征(Xi)決定,即wi=wi(Ji,Xi)。Fj表示丈夫收入和家庭其他收入,ib和ig分別表示男孩和女孩的物質(zhì)投入。

在“男主外,女主內(nèi)”的家庭分工背景下,假定丈夫通過收入影響兒童營養(yǎng)健康水平,而婦女(母親)主要通過照料時間和物質(zhì)投入影響兒童營養(yǎng)健康水平。因此,決定兒童營養(yǎng)健康水平的函數(shù)(Nb,g)可表示為：

Nb,g=f[(Ti-li),ib,g]

(3)

其中,(Ti-li)為母親照料時間。假定ρi=?N/?i和ρh=?N/?h分別表示物質(zhì)投入和時間投入對兒童營養(yǎng)健康水平的邊際影響,決定兒童營養(yǎng)健康水平的函數(shù)(Nb,g)可表示為：

Nb,g=g(ρi,ρh,Ji,Xi,Fj)

(4)

從式(3)和式(4)可知,在不考慮夫妻議價情況時,兒童營養(yǎng)健康水平主要由家庭物質(zhì)投入(收入效應(yīng))和母親照料時間(時間效應(yīng))決定?？紤]到可能存在的“男孩偏好”以及兒童投入的性別效率差異,婦女就業(yè)對女孩營養(yǎng)健康水平的影響并非單調(diào)(Non-monotonic)的線性關(guān)系。因此,構(gòu)建CES效用函數(shù)：

U=[(1-α-β)Cρ+αNρb+βNρg]1/ρ

(5)

2.夫妻雙方合作議價情況下的兒童營養(yǎng)決定

在兒童營養(yǎng)健康的投入決策機(jī)制上,家庭既可以被看作一個統(tǒng)一的決策單元,也可以被看作通過夫妻雙方合作議價(Cooperative Bargaining)形成決策的集體[27,30,39],這更符合婦女本地就業(yè)的研究實際。在此基礎(chǔ)上,本文構(gòu)建了一個夫妻雙方“合作模型”來分析其對兒童營養(yǎng)健康的影響。通常,婦女需要考慮是否參與勞動市場,或在照料兒童和勞動參與之間進(jìn)行權(quán)衡(Trade-off),同時也要考慮婦女家庭議價能力對兒童物質(zhì)投入量的影響。因此,夫妻雙方合作議價情況下的家庭效用最大化函數(shù)可表示為：

Max[Ui(Cmi,Nb,Ng)-Vi]γi[Uj(Cmj,Nb,Ng)-Vj]γj

(6)

上式中,γ為權(quán)重,表示夫妻在家庭中的議價能力;V為外部選擇權(quán)(Outside Option),表示夫妻雙方家庭決策之外相對獨立的選擇。γ和V由夫妻的個體特征和其相對收入決定,家庭預(yù)算約束變成(Cmi+Cmj)。

s.t.(Cmi+Cmj)=wili+Fj-ib-ig

(7)

Nb,g=f[(Ti-li),ib,g]

(8)

基于上述理論推導(dǎo)可知,婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康的作用機(jī)制分為三個方面(見圖1)。一是婦女收入。婦女就業(yè)獲得收入,擴(kuò)大了兒童物質(zhì)投入的選擇集,尤其可能增加一些兒童特定消費品(Child-Specific Consumption),增加兒童發(fā)展各個方面(包括生理健康)的投資,這對兒童的健康可能產(chǎn)生正面影響。二是照料時間。婦女就業(yè)后家庭撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)不一定發(fā)生改變,但母親的照料時間相對減少,可能使兒童缺少照顧,在營養(yǎng)健康方面產(chǎn)生一些負(fù)面影響。三是家庭議價能力。婦女就業(yè)改善了夫妻的相對收入狀況,婦女獲得了更多的家庭議價權(quán),家庭支出可能呈現(xiàn)“女性偏好”[40-43]?？傮w來看,婦女本地就業(yè)的兒童營養(yǎng)凈效應(yīng)比較復(fù)雜,需要綜合考慮婦女收入、照料時間和家庭議價能力的情況。

圖1 婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)攝取的作用機(jī)制

(二)準(zhǔn)實驗研究設(shè)計

1.幫扶車間的產(chǎn)生背景。幫扶車間在脫貧攻堅期間也被稱為“扶貧車間”,是一項由政府、企業(yè)和村莊社區(qū)共同參與的新生事物,是在政府主導(dǎo)下支持和鼓勵企業(yè)將其資本及(自然)生產(chǎn)空間從沿海帶回內(nèi)地、從城市帶回鄉(xiāng)村的一種嘗試,是國家在社會公正議程下的實踐形式[44]。它一般建設(shè)在集鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村,利用不同類型的建筑物為生產(chǎn)經(jīng)營活動場所,主要從事農(nóng)產(chǎn)品初加工、手工業(yè)、來料加工經(jīng)營等勞動密集型產(chǎn)業(yè),吸納大量農(nóng)村婦女勞動力在“家門口”就業(yè),實現(xiàn)“掙錢顧家兩不誤”。 在脫貧地區(qū),婦女在扶貧車間就業(yè)是脫貧攻堅期間家庭脫貧增收的重要渠道,也是激發(fā)脫貧內(nèi)生動力的有效抓手,重構(gòu)了農(nóng)村婦女的生計框架[45]。幫扶車間的產(chǎn)業(yè)屬性、務(wù)工門檻、就業(yè)靈活性和就業(yè)距離等特征很好地銜接了農(nóng)村婦女通過務(wù)工實現(xiàn)增收的現(xiàn)實需求[46]。據(jù)統(tǒng)計,截至2022年6月底,我國中西部22個省(區(qū)、市)就業(yè)幫扶車間3.4萬個,從業(yè)人員200多萬人,吸納脫貧人口達(dá)到44.7萬人[47]。但是,這僅僅統(tǒng)計了縣級人社部門頒證授牌的數(shù)量,據(jù)筆者在全國各地調(diào)研觀察,具有帶貧性質(zhì)的該類企業(yè)數(shù)量(暫未達(dá)到認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn))和帶貧規(guī)模遠(yuǎn)超現(xiàn)有統(tǒng)計。

2.準(zhǔn)實驗研究設(shè)計。準(zhǔn)實驗(Quasi-Experiment)是一項經(jīng)驗性干預(yù)研究,是在受實際條件所限不能對研究對象隨機(jī)分組或無法設(shè)立平行控制組時所采用的研究方法,旨在評估政策干預(yù)是否對目標(biāo)人群產(chǎn)生了效果或影響。事實上,脫貧地區(qū)的幫扶車間吸收了大量農(nóng)村留守婦女就業(yè),鑒于不能違背公平就業(yè)原則,研究中并不能隨機(jī)選擇干預(yù)對象。在此情況下,采用準(zhǔn)實驗的研究方法是較為合適的。在本文的研究中,把婦女在幫扶車間就業(yè)獲得就業(yè)收入作為一項有針對性的婦女經(jīng)濟(jì)賦權(quán)干預(yù),并將婦女在幫扶車間就業(yè)設(shè)定為處理組,婦女在家務(wù)農(nóng)設(shè)定為控制組,評價婦女本地就業(yè)對改善兒童營養(yǎng)狀況的影響。(1)本文以家庭為研究單元,為減少父親(丈夫)收入或家庭總收入對兒童營養(yǎng)的影響,僅選擇妻子和丈夫均在家的樣本,而且在實證分析中將父親收入作為控制變量,盡量控制家庭環(huán)境和其他收入因素對結(jié)果的影響。

三、數(shù)據(jù)來源、變量說明與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2020年8月至10月課題組在湖南省江華瑤族自治縣、廣西壯族自治區(qū)天等縣、河北省阜平縣等地開展的關(guān)于“幫扶車間”婦女就業(yè)的問卷調(diào)查。調(diào)查問卷包括家庭成員基本情況、受訪婦女及丈夫非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷、時間配置及家庭分工、義務(wù)教育階段兒童生活及學(xué)習(xí)情況、家庭決策及社會排斥、社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與幸福感、食物消費、家庭稟賦、家庭資金借貸、家庭收入、家庭消費等方面的內(nèi)容。具體抽樣步驟包括,首先,抽取縣級樣本。由省級扶貧辦推薦1個本省幫扶車間產(chǎn)業(yè)發(fā)展較好的國家脫貧縣作為調(diào)查縣。其次,抽取幫扶車間樣本。按照等距抽樣原則,以全縣幫扶車間近2年的產(chǎn)值排序,將幫扶車間中貧困人口的數(shù)量作為權(quán)重,利用隨機(jī)起點、等距抽樣的方法選取5—6個幫扶車間。最后,抽取處理組樣本和控制組樣本。將幫扶車間中的婦女按戶籍地進(jìn)行統(tǒng)計,從排名靠前的村莊中隨機(jī)選取10—15名工作6個月以上且年齡在20—50歲的建檔立卡婦女,將其設(shè)定為處理組;同時,按照“同村鄰近”原則,控制組樣本主要來自處理組樣本所在村,隨機(jī)選擇與該村處理組樣本基本情況(包括個人情況和家庭境況)差距較小的在家務(wù)農(nóng)婦女樣本。剔除缺失值較多的樣本后,最終獲得945個有效樣本。

(二)變量說明

1.被解釋變量?，F(xiàn)有研究廣泛采用體格發(fā)育指標(biāo),如兒童年齡別身高指數(shù)(HAZ)、年齡別體重指數(shù)(WAZ)、身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)等測度兒童營養(yǎng)健康狀況,但這些指標(biāo)并不適應(yīng)婦女短期或臨時性就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康的影響,為此本文采用兒童營養(yǎng)(能量和蛋白質(zhì))攝入量指標(biāo)進(jìn)行衡量。為使不同年齡、性別的兒童營養(yǎng)攝入量可衡量、可比較,本文借鑒徐志剛等的研究思路[48],采用日均能量攝入比(Energy intake ratio, EIR)和日均蛋白質(zhì)攝入比(Protein intake ratio, PIR)來衡量兒童營養(yǎng)狀況。具體測算步驟包括,第一步,測算家庭能量和蛋白質(zhì)絕對攝入量。根據(jù)家庭15天內(nèi)食用品類數(shù)量,利用楊月欣主編的《中國食物成分表標(biāo)準(zhǔn)版(第六版)》中食物標(biāo)準(zhǔn)的轉(zhuǎn)換系數(shù)[49](見表1),(2)相關(guān)指標(biāo)參照《中國食物成分表標(biāo)準(zhǔn)版(第六版)》。土豆(紅薯)的營養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)參照土豆(代表值);蔬菜的營養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)參照嫩莖、葉、花菜類(代表值);牛羊肉的營養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)分別參照牛肉和羊肉(代表值)的平均值;魚類等淡水產(chǎn)品的營養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)參照草魚、青魚、鰱魚(代表值)的平均值。計算獲得家庭人口能量和蛋白質(zhì)攝入量。第二步,測算日均能量和蛋白質(zhì)攝入量。根據(jù)中國營養(yǎng)學(xué)會編著的《中國居民膳食營養(yǎng)素參考攝入量(2013版)》的標(biāo)準(zhǔn),考慮到營養(yǎng)物質(zhì)攝入不足或攝入過量導(dǎo)致的健康風(fēng)險,將不同年齡、性別的兒童轉(zhuǎn)換為能統(tǒng)一計量的“標(biāo)準(zhǔn)人”。(3)兒童營養(yǎng)攝入(EAR)=標(biāo)準(zhǔn)成人×0.75×(1+τ),τ為各年齡階段的生長系數(shù),本文參照FAO、WHO、UNU等國際組織提供的相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行計算。第三步,測算日均能量攝入比和日均蛋白質(zhì)攝入比。日均能量攝入比=樣本中兒童的實際日均能量絕對攝入量/對應(yīng)年齡和性別下的能量參考攝入量;日均蛋白質(zhì)攝入比=樣本中兒童實際日均蛋白質(zhì)絕對攝入量/對應(yīng)年齡和性別下的蛋白質(zhì)參考攝入量。若EIR或PIR等于1,說明兒童的能量或蛋白質(zhì)攝入量達(dá)到了中國營養(yǎng)學(xué)會規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)攝入量要求;若EIR或PIR小于或大于1,說明兒童能量或蛋白質(zhì)攝入量未達(dá)到或超過了標(biāo)準(zhǔn)攝入量要求。

表1 家庭食用品類及營養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)含量

2.核心解釋變量。該變量為婦女是否在幫扶車間就業(yè)的分類變量。若婦女在幫扶車間就業(yè),則作為處理組(D=1);反之,作為控制組(D=0)。為盡可能剝離處理組和控制組中丈夫收入因素對結(jié)果的影響,本文將其納入控制變量進(jìn)行處理。

3.中介變量。中介變量有三個,分別為婦女收入、婦女照料兒童時間和婦女家庭議價能力。婦女收入是指婦女在幫扶車間的工作收入,按月工資計算;婦女照料兒童時間包括家務(wù)時間和督促小孩學(xué)習(xí)時間兩部分;婦女家庭議價能力采用其家庭決策權(quán)進(jìn)行衡量。從家庭日常生活用品購買、家庭耐用品購買、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、兒童教育、家庭購房等大額開支、家庭投資或借貸、主管家里的錢財、生育決策等方面衡量婦女家庭決策權(quán),決策主體包括丈夫、婦女本人、夫妻共議、女方父母、男方父母、其他人。在借鑒陶濤等和殷浩棟等研究的基礎(chǔ)上[50-51],將決策主體為婦女本人取值為1,將夫妻共議或女方父母決策取值為0.5,將丈夫、男方父母或其他三類決策視為女性不參與決策,取值為0。得分越高說明女性在家庭中擁有越多的決策權(quán),越能在家庭事務(wù)中發(fā)揮決策權(quán)力。

4.控制變量。女性的家庭決策權(quán)還受到很多因素影響,本文在相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,選取婦女特征、丈夫特征、家庭特征、區(qū)域特征等作為控制變量。婦女個體特征包括受訪婦女的年齡、健康狀況和受教育年限,丈夫特征包括丈夫的健康狀況和收入,家庭特征包括家庭人口數(shù)量、未成年兒童數(shù)量和家庭土地面積等;同時設(shè)置地區(qū)虛擬變量,樣本為北方地區(qū)賦值為1,其他地區(qū)賦值為0。

表2給出了文中相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。按照上述兒童營養(yǎng)相關(guān)測度標(biāo)準(zhǔn),本文測算出的兒童日均能量和蛋白質(zhì)攝入量分別為1 276.88Kcal和30.52g,按照兒童不同年齡和性別折算為日均能量和蛋白質(zhì)攝入比平均值分別為0.584和0.462。通過與田旭等[52]、徐志剛等[48]的同類研究進(jìn)行比對,本文中的兒童營養(yǎng)測算結(jié)果與以往結(jié)果基本處于相同水平,(4)田旭等利用CHNS數(shù)據(jù)庫測算的農(nóng)村兒童日均能量和蛋白質(zhì)攝入量分別為1 284.86 Kcal和44.51g;徐志剛等利用CHNS測算的日均熱量和蛋白質(zhì)攝入比分別約為0.77和0.68。但兒童日均蛋白質(zhì)攝入量和日均蛋白質(zhì)攝入比相對偏小。這可能是由調(diào)查問卷涉及的家庭食用品類偏少,不同調(diào)查區(qū)域食品消費結(jié)構(gòu)和偏好不同,以及樣本地區(qū)的肉類、蛋類等蛋白質(zhì)含量較高的食品可獲得性較低和價格上漲等多種原因造成。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(三)模型設(shè)定

1.普通最小二乘法(OLS)估計

yi=β0+β1Di+∑βXControli+εi

(9)

式(9)中,yi表示兒童的營養(yǎng)狀況;Di為核心解釋變量,用于區(qū)分處理組和控制組,Di=1為處理組,Di=0為控制組;Control為一系列控制變量(特征變量),包括隨時間變化的個體特征、配偶特征、家庭特征、地區(qū)特征等變量;β1為婦女就業(yè)對兒童營養(yǎng)狀況的影響,εi為隨機(jī)擾動項。

2.傾向得分匹配方法(PSM)估計

在上述傳統(tǒng)OLS回歸模型設(shè)定中,婦女(母親)就業(yè)對兒童營養(yǎng)狀況的影響可能存在內(nèi)生性問題。一方面,可能忽略了一些同時影響婦女就業(yè)(Di)和兒童營養(yǎng)狀況的因素,如個人能力、性格、家庭環(huán)境等。這些因素往往不可觀測或無法獲取數(shù)據(jù),傳統(tǒng)多元回歸中如遺漏這些因素將導(dǎo)致β1高估。另一方面,可能存在樣本選擇性偏差問題。婦女就業(yè)可能是自選擇或被選擇的結(jié)果,同時問卷調(diào)查僅選取了20—50周歲的女性,可能存在樣本選擇問題。為盡量克服以上問題,本文將選用基于反事實分析的傾向得分匹配方法(PSM)進(jìn)行估計。可據(jù)式(10)計算婦女就業(yè)對兒童營養(yǎng)狀況影響的平均處理效應(yīng)(ATT)：

ATT=E(yi1|D=1)-E(yi0|D=1)

(10)

其中,E(yi0|D=1)表示實際就業(yè)婦女家庭的兒童在假如婦女沒有就業(yè)情況下的營養(yǎng)健康狀況,是一個反事實推斷。如果直接采用“沒有就業(yè)情況下的兒童營養(yǎng)健康狀況”的均值代替,可能導(dǎo)致結(jié)果不準(zhǔn)確,存在樣本的選擇性偏誤。為了盡可能減弱這類影響,通過Logit模型估計出由一系列控制變量決定的兒童營養(yǎng)健康狀況的傾向得分P(X)?；谠搩A向得分,為每一個處理組樣本找到一個(或多個)具有相似特征的可比的控制組樣本進(jìn)行匹配,并把后者的兒童營養(yǎng)健康狀況作為前者的反事實推斷結(jié)果。因此,可以得到基于傾向得分匹配方法估算的處理組的平均處理效應(yīng)差異：

(11)

其中,I1和I0分別表示處理組和控制組,Sp表示處理組和控制組傾向得分的共同支撐域,n1表示落入I1∩Sp之內(nèi)的樣本數(shù)量。對于任一處理組樣本i∈I1∩Sp而言,其反事實的構(gòu)造基于控制組樣本j∈I0∩Sp決策權(quán)的加權(quán)平均數(shù),每一參與構(gòu)造的控制組樣本的權(quán)重W(i,j)是其傾向得分Pj和相應(yīng)處理組樣本的傾向得分Pi之間距離的函數(shù)。

3.中介效應(yīng)模型

為進(jìn)一步檢驗婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康的影響機(jī)制,在上述PSM模型的基礎(chǔ)上,本文采用中介效應(yīng)模型對婦女收入、照料時間和家庭議價能力進(jìn)行檢驗。具體模型設(shè)定如下：

Yi=β10+β11Di+∑βXControli+εi

(12)

Inter_variablei=β20+β21Di+∑βXControli+εi

(13)

Yi=γ0+γ1Di+γ2Inter_variablei+∑βXControli+εi

(14)

其中,Yi為兒童營養(yǎng)健康狀況;Inter_variablei為中介變量,分別采用婦女收入(Incomef)、照料兒童時間(Timef)和婦女家庭議價能力(Decisionf)表示;Di為核心解釋變量,Controli為控制變量;β21為中介效應(yīng)待估系數(shù),若系數(shù)β11、β21、γ2均顯著,則中介效應(yīng)存在。

四、實證結(jié)果與異質(zhì)性分析

(一)婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)攝取的平均處理效應(yīng)

1.共同支撐和平衡性假設(shè)檢驗

首先,采用最近鄰匹配方法,按照1∶4進(jìn)行匹配以減少均方誤差(MSE)。匹配中強(qiáng)制排除處理組中傾向得分超出控制組傾向得分范圍的樣本,鄰近匹配所允許的最大距離設(shè)為0.05。為了檢驗傾向得分匹配的效果,需要對模型的共同支撐假設(shè)進(jìn)行驗證,以避免處理組與控制組匹配變量的重疊區(qū)間過窄,導(dǎo)致過多的樣本損失,從而影響處理效應(yīng)的可靠性。結(jié)果顯示,絕大部分樣本的觀測值均位于共同范圍內(nèi),表明分組的重疊性很好,樣本沒有因為匹配而產(chǎn)生較大損失,滿足模型的共同支撐假設(shè)。

其次,傾向得分匹配方法的結(jié)果還需要滿足平衡性假設(shè),即匹配后的控制組與處理組在可觀測的變量特征上沒有顯著差異。由表3中的平衡性檢驗結(jié)果可知,匹配后所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對值均小于7%,匹配減少了大部分變量偏差,且所有變量的T檢驗結(jié)果都無法拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè),匹配效果非常好。此外,匹配后的Pseudo R2趨近于0,卡方統(tǒng)計量對應(yīng)的P值趨近于1,均值偏差和中位數(shù)偏差均下降至5%以下,B值、R值均位于推薦區(qū)間內(nèi)。所有指標(biāo)均顯示,匹配模型表現(xiàn)出了較好的平衡性。

表3 樣本平衡性檢驗

2.平均處理效應(yīng)

由表4可知,匹配后處理組和控制組的日均能量攝入比均值分別為0.698和0.527,平均處理效應(yīng)為0.171;匹配后處理組和控制組的日均蛋白質(zhì)攝入比均值分別為0.512和0.394,平均處理效應(yīng)為0.118。由此可以看出,無論是能量攝入量還是蛋白質(zhì)攝入量,處理組均高于控制組,且T統(tǒng)計量結(jié)果顯著。這說明婦女在幫扶車間就業(yè)對家庭中兒童的日均能量和蛋白質(zhì)攝入量均產(chǎn)生了顯著的正向影響,且能量攝入量改善更明顯。

表4 平均處理效應(yīng)結(jié)果(最近鄰匹配方法)

雖然學(xué)術(shù)界對于選用何種方法進(jìn)行匹配才能獲得最優(yōu)結(jié)果尚未達(dá)成共識,但如果運用多種匹配方法獲取的結(jié)果相似,甚至一致,則意味著匹配結(jié)果穩(wěn)健,樣本有效性良好。為此,本文進(jìn)一步采用半徑匹配法、核匹配法以及局部線性回歸匹配法(LLR)對平均處理效應(yīng)結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性分析。由表5可知,三種匹配方法均通過了共同支撐與平衡性假設(shè)檢驗,其平均處理效應(yīng)的大小和顯著性與最近鄰匹配法完全一致,說明最近鄰匹配結(jié)果比較穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(二)平均處理效應(yīng)的異質(zhì)性分析

前文分析驗證了婦女本地就業(yè)的兒童營養(yǎng)效應(yīng),但僅能觀察到家庭中兒童平均日均能量和蛋白質(zhì)攝入比的改善情況,無法識別婦女本地就業(yè)對家庭中不同年齡階段和不同性別兒童的營養(yǎng)改善情況。為此,考慮到兒童的營養(yǎng)需求及標(biāo)準(zhǔn)具有階段性特征和家庭性別偏好等,本文進(jìn)一步細(xì)化了婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)改善在年齡和性別方面的異質(zhì)性影響。

1.基于兒童年齡的異質(zhì)性分析

根據(jù)不同的學(xué)習(xí)階段,將兒童年齡分為幼兒階段(4—6歲)、小學(xué)階段(7—12歲)和初中階段(13—15歲)三個組分別進(jìn)行異質(zhì)性分析。由表6可知,首先,存在一個共同的趨勢,即隨著年齡的增長,兒童的營養(yǎng)水平相較于參考攝入標(biāo)準(zhǔn)的差距越來越大。這可能是由于家庭中有多個年齡階段的兒童,家長通常不會刻意根據(jù)兒童年齡階段調(diào)整營養(yǎng)食品,而更傾向于在長期內(nèi)保持較為穩(wěn)定的營養(yǎng)投入。其次,從兒童日均能量攝取來看,婦女本地就業(yè)的平均處理效應(yīng)在各個年齡階段均顯著。其中,在幼兒階段婦女本地就業(yè)的平均處理效應(yīng)最大,處理組和控制組的差值為0.202,這說明相對于在家務(wù)農(nóng),婦女本地就業(yè)使兒童在幼兒階段的能量攝入增加了20.2%。最后,從兒童日均蛋白質(zhì)攝取來看,婦女本地就業(yè)的平均處理效應(yīng)在各個年齡階段均顯著。其中,在小學(xué)階段婦女本地就業(yè)的平均處理效應(yīng)最大,處理組和控制組的差值為0.138,這說明相對于在家務(wù)農(nóng),婦女本地就業(yè)使兒童在小學(xué)階段的蛋白質(zhì)攝入增加了13.8%?？梢?婦女本地就業(yè)能顯著改善不同年齡階段兒童的能量和蛋白質(zhì)攝入情況,但這種影響存在顯著的階段性差異,在幼兒階段能量攝入改善最大,而在小學(xué)階段蛋白質(zhì)攝入改善最大。一個可能的解釋是,孩子幼兒階段正處于家庭原始積累初期,受儲蓄偏好影響,家庭新增收入主要為應(yīng)付未來可能遭受的風(fēng)險和不確定性,導(dǎo)致消費偏保守,兒童食物消費支出增加有限;而在小學(xué)階段,家庭有了一定的積累,婦女本地就業(yè)的新增收入也將有更大比例用于家庭生活開支,使得這個階段兒童的蛋白質(zhì)攝入改善更明顯。

表6 基于兒童年齡的異質(zhì)性分析結(jié)果

2.基于兒童性別的異質(zhì)性分析

婦女本地就業(yè)能改善女孩的營養(yǎng)福利嗎?為了回答這個問題,我們進(jìn)一步探究了婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)攝入影響的性別差異。由表7可知,第一,從兒童日均能量攝取來看,處理組家庭中女孩的能量攝入水平高于男孩,婦女本地就業(yè)能促進(jìn)男孩和女孩的日均能量攝入比分別增長16.4%和16.9%。第二,從兒童日均蛋白質(zhì)攝取來看,處理組家庭中男孩的蛋白質(zhì)攝入比略高于女孩,男孩和女孩的平均處理效應(yīng)分別為0.112和0.108,這說明婦女本地就業(yè)能促進(jìn)男孩和女孩的日均蛋白質(zhì)攝入比分別增長11.2%和10.8%。顯然,無論從日均能量攝入比還是日均蛋白質(zhì)攝入比來看,婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)改善都不存在明顯的性別差異,男孩和女孩的營養(yǎng)改善情況基本一致。根據(jù)筆者在樣本地區(qū)的觀察和了解,樣本家庭一般有2—3個小孩,雖然父母在子女物質(zhì)資本投入和成長培養(yǎng)中有一定的“男孩偏好”,但在日常生活方面并沒有表現(xiàn)出明顯的差異性。相比于控制組,處理組男孩和女孩的營養(yǎng)福利均得到了明顯改善。

表7 基于兒童性別的異質(zhì)性分析結(jié)果

五、作用機(jī)制檢驗

上述分析表明,婦女本地就業(yè)能改善兒童能量和蛋白質(zhì)攝入情況。在此基礎(chǔ)上,本文把兒童營養(yǎng)健康狀態(tài)看作結(jié)果變量,采用單一中介效應(yīng)模型從婦女的收入、照料時間和家庭議價能力三個維度進(jìn)行檢驗,進(jìn)一步探討婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康影響的作用機(jī)制?？紤]到中介變量之間可能存在相互作用,本文采用了鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ瓦M(jìn)行檢驗,其結(jié)果與Sobel檢驗結(jié)果一致。

(一)婦女本地就業(yè)、婦女收入與兒童營養(yǎng)

由表8可知,第一,在1%的顯著性水平上,婦女本地就業(yè)顯著正向影響其收入,而婦女收入顯著正向影響兒童的日均能量攝入比(EIR),估計系數(shù)為0.124;在EIR模型中以婦女收入為中介變量的平均間接因果效應(yīng)(ACME)在1%的水平上顯著為正,間接效應(yīng)占直接效應(yīng)的51.2%。第二,婦女收入顯著正向影響兒童的日均蛋白質(zhì)攝入比(PIR),估計系數(shù)為0.1;在PIR模型中以婦女收入為中介變量的平均間接因果效應(yīng)在1%的水平上顯著為正,間接效應(yīng)占直接效應(yīng)的66.4%。由此可見,婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康的收入效應(yīng)顯著存在,日均能量攝入比(EIR)的估計系數(shù)略高于日均蛋白質(zhì)攝入比(PIR)的估計系數(shù)?？赡艿脑蚴?婦女(母親)本地就業(yè)獲得收入后,增加了家庭食物消費開支,改善了家庭食物消費結(jié)構(gòu),提高了兒童飲食質(zhì)量(Dietary Quality),從而使得兒童日均能量和蛋白質(zhì)的攝入增加。根據(jù)筆者在樣本地區(qū)的觀察和了解,母親本地就業(yè)后,兒童的生活質(zhì)量大幅改善。據(jù)某幫扶車間老板介紹,“以前家里種什么就吃什么,很少買菜,現(xiàn)在經(jīng)常買菜買肉,家里的孩子們吃得也好了”;筆者通過與小孩交流也了解到,“媽媽會給我們更多的零花錢,每餐的菜比以前豐盛了”。

表8 婦女收入的中介效應(yīng)檢驗

(二)婦女本地就業(yè)、照料時間與兒童營養(yǎng)

由表9可知,在1%的顯著性水平上,參與幫扶車間顯著負(fù)向影響兒童的照料時間,但照料時間對兒童日均能量攝入比、日均蛋白質(zhì)攝入比的影響都不明顯。無論基于ACME還是RID,照料時間對兒童營養(yǎng)健康影響機(jī)制的中介效應(yīng)均不明顯。由此可見,婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康的時間效應(yīng)暫未得到樣本數(shù)據(jù)的支持。即使忽略統(tǒng)計的顯著性,從模型估計系數(shù)上看,這種影響也是可以忽略不計的。關(guān)于“父母外出就業(yè)在照料時間上負(fù)向影響留守兒童營養(yǎng)健康”,現(xiàn)有研究已基本達(dá)成一致意見,而本文的研究結(jié)論說明,在照料時間方面,婦女本地就業(yè)要優(yōu)于外出就業(yè),但并未在統(tǒng)計上顯著體現(xiàn),可能的原因是照料時間增加更多影響的是小孩的情感培養(yǎng)和情緒塑造。婦女覺醒性的親職能力能讓孩子在生活上得到實質(zhì)的照顧,在行為上獲得正向的引導(dǎo),在安全與成長上獲得積極的保障。筆者調(diào)研了解到,婦女在幫扶車間工作,上下班時間相對固定,工作時長每天約9小時,一般能兼顧好工作和家庭(兒童照料)。這也是本文研究的一個基本立場,即婦女本地就業(yè)避免了母親與孩子的分離和割裂,使母親能夠較好地承擔(dān)起育兒的責(zé)任,構(gòu)建一個更有利于孩子成長的家庭環(huán)境。

表9 照料時間的中介效應(yīng)檢驗

(三)婦女本地就業(yè)、家庭議價能力與兒童營養(yǎng)

由表10可知,第一,在1%的顯著性水平上,婦女就業(yè)對其家庭議價能力具有顯著正向影響,但婦女家庭議價能力對兒童日均能量攝入比(EIR)的影響不顯著,間接效應(yīng)占直接效應(yīng)的8.2%。第二,與EIR模型的結(jié)果不同,婦女家庭議價能力在10%的顯著性水平上正向影響兒童的日均蛋白質(zhì)攝入比(PIR),以婦女決策權(quán)為中介變量的平均間接因果效應(yīng)在10%的水平上顯著為正,間接效應(yīng)占直接效應(yīng)的11.3%,說明婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)健康的議價能力效應(yīng)是存在的?？赡艿脑蚴?一方面婦女本地就業(yè)改善了夫妻的相對收入狀況,家庭權(quán)利結(jié)構(gòu)隨之發(fā)生變化,婦女可能獲得更多的家庭議價權(quán);另一方面婦女本地就業(yè)后拓展了社交范圍,更能主動爭取家庭權(quán)利。婦女獲得更多的家庭議價權(quán)便享有更多家庭資源的分配權(quán),而且母親具有兒童營養(yǎng)健康資源分配偏好,使其在日常生活中提高了高蛋白食物消費,這與Calvi等的研究結(jié)論類似[53]。

表10 家庭議價能力的中介效應(yīng)檢驗

六、結(jié)論與進(jìn)一步討論

本文在夫妻雙方合作議價的兒童營養(yǎng)決定理論框架下,基于脫貧地區(qū)“幫扶車間”婦女本地就業(yè)的準(zhǔn)實驗設(shè)計,將婦女在幫扶車間就業(yè)設(shè)定為處理組,婦女在家務(wù)農(nóng)設(shè)定為控制組,利用湖南、河北、廣西三省微觀調(diào)查數(shù)據(jù)和傾向得分匹配方法(PSM),實證分析了婦女本地就業(yè)對兒童營養(yǎng)(能量和蛋白質(zhì))攝取的影響,并進(jìn)行了異質(zhì)性分析和作用機(jī)制檢驗。研究發(fā)現(xiàn),第一,與在家務(wù)農(nóng)相比,婦女本地就業(yè)對兒童的日均能量和蛋白質(zhì)攝入量均具有顯著的正向影響,對兒童能量攝入改善更大。第二,婦女本地就業(yè)分別對兒童在幼兒階段的能量攝入和在小學(xué)階段的蛋白質(zhì)攝入改善相對更明顯,但營養(yǎng)改善并不存在明顯的性別差異。第三,婦女收入對兒童能量和蛋白質(zhì)的中介效應(yīng)顯著為正,時間照料的中介效應(yīng)均不顯著,而婦女家庭議價能力對兒童蛋白質(zhì)的中介效應(yīng)顯著為正。

由上述研究結(jié)論可知,婦女本地就業(yè)具有很強(qiáng)的正外部性,不僅能有效緩解家庭的收入約束,而且能提高兒童的營養(yǎng)水平。為進(jìn)一步從婦女就業(yè)幫扶的角度來促進(jìn)家庭能力建設(shè),本文提出三點發(fā)展建議。第一,在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中統(tǒng)籌好中央與地方的支持政策,加大“富民產(chǎn)業(yè)”的引進(jìn)力度。2022年1月國家工信部、國家發(fā)改委等十部門聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于促進(jìn)制造業(yè)有序轉(zhuǎn)移的指導(dǎo)意見》,要求從產(chǎn)業(yè)維度引導(dǎo)勞動密集型產(chǎn)業(yè)重點向中西部勞動力豐富、區(qū)位交通便利地區(qū)轉(zhuǎn)移,同時鼓勵欠發(fā)達(dá)地區(qū)、革命老區(qū)、邊境地區(qū)等特殊類型地區(qū)承接發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)。因此,中央應(yīng)鼓勵中西部地區(qū)積極承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,通過轉(zhuǎn)移支付等手段引導(dǎo)脫貧地區(qū)統(tǒng)籌考慮婦女勞動力就業(yè)與轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)項目選擇,積極穩(wěn)妥促進(jìn)婦女就業(yè)幫扶工作。同時,應(yīng)平衡好“富民產(chǎn)業(yè)”與“稅收產(chǎn)業(yè)”,結(jié)合地方實際發(fā)展一些能滿足農(nóng)村婦女或半弱勞動力就業(yè)的“小產(chǎn)業(yè)”,而非好高騖遠(yuǎn)地引進(jìn)與本地資源稟賦不相適應(yīng)的高、精、尖等“大產(chǎn)業(yè)”。第二,加快以縣城為載體的新型城鎮(zhèn)化建設(shè),增強(qiáng)縣域經(jīng)濟(jì)的帶動能力,建立健全脫貧地區(qū)婦女就業(yè)市場,創(chuàng)造更多適合農(nóng)村婦女工作的就業(yè)機(jī)會。進(jìn)一步完善“幫扶車間”“社區(qū)工廠”“衛(wèi)星工廠”等具有明顯性別敏感性產(chǎn)業(yè)的財政扶持機(jī)制,通過產(chǎn)業(yè)獎補(bǔ)、金融服務(wù)、營商環(huán)境優(yōu)化、物流費用補(bǔ)貼等措施直接或間接降低企業(yè)成本,壯大產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模。第三,提高婦女本地就業(yè)的能力和可行性?；诋?dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展需求,創(chuàng)新實用技能培訓(xùn)模式,提高婦女就業(yè)技能和參與就業(yè)的能力;同時也要加大農(nóng)村地區(qū)托兒機(jī)構(gòu)、養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的公共服務(wù)投入,減少婦女的照料負(fù)擔(dān),為農(nóng)村婦女就業(yè)創(chuàng)造有利條件。