脱贫地区妇女本地就业与儿童营养——来自帮扶车间的经验证据

李 飞, 汤珺扬, 汪三贵

(1.湖南农业大学 经济学院,长沙 410128;2.中国人民大学 农业与农村发展学院,北京 100872)

一、问题的提出

营养健康状况作为儿童生命质量的重要指标之一,将持续影响其个人成长[1-2],并对儿童成年后的劳动供给以及工资水平具有重要影响[3-6]。为改善农村学生尤其是家庭经济困难学生的营养状况,提高欠发达地区农村中小学生健康水平,我国于2011年启动实施了“农村义务教育学生营养改善计划”。该项目作为一种外部营养干预政策,有效改善了我国脱贫地区农村儿童营养状况,为孩子们的健康发展创造了更加良好的条件[7-10]。但当前脱贫地区的农村儿童营养还存在一些结构性矛盾,农村儿童仍存在一些健康隐患[11],一个重要的原因是来自儿童家庭成长环境的一些不利影响[12-15]。

家庭作为儿童成长的第一环境,对于儿童健康发展的作用不可替代[16]。在家庭中,妇女的母亲角色使其天然成为儿童的主要照料者[17],母亲更倾向于将资源用于改善孩子的福利和家庭消费[18-19],母亲能获得收入或拥有更多家庭资源的支配权对于保障儿童营养健康至关重要。然而,许多脱贫地区的妇女为缓解家庭收入约束,不得不背井离乡外出就业,这导致产生了大量在生活上缺乏母亲关爱和温馨家庭环境的“留守儿童”,给儿童营养健康带来了巨大挑战[20-21]。一般而言,父亲和母亲外出就业对儿童营养健康的影响并不具有同质性。妇女外出就业分离了母亲的育儿责任,造成家庭离散,不利于儿童的发展,更可能造成留守儿童健康状况恶化[22-24],收入增加对孩子健康的正向影响也难以抵消其所带来的负面影响[18]。同时,母亲外出就业对儿童营养健康存在城乡区域[25]、年龄结构[26]、性别结构[27]等方面的差异化影响[28]。因此,促进妇女本地就业是缓解“就业与家庭”“收入与照料”困境的有效路径,也是实现“赚钱顾家两不误”和改善儿童福祉的最佳途径[29-31]。妇女在本地工作获得就业收入,缓解了家庭收入约束,提高了她们在家庭中的收入份额,能显著提高家庭预算中分配给儿童营养健康的比例[32-34],同时妇女家庭决策权和照料质量也有助于改善儿童的营养健康福利。

最新的农民工监测调查报告显示,2020年全国农民工总量28 560万人,比上年减少517万人,其中,外出农民工16 959万人,比上年减少466万人,而且女性和有配偶的农民工占比均有所下降[35]。在产业转移和农村回流的背景下,女性劳动力回乡就业及对原本留守的儿童群体的福利改善,可能成为我国当下乃至未来较长时期内新的研究面向。本文的边际贡献主要体现在三个方面,一是,在夫妻双方合作议价的决策机制下,构建了妇女本地就业对儿童营养健康影响的新的作用机制。不同于以往文献在“留守”或“外出”情景中夫妻双方非合作议价(Non-cooperative Bargaining)的营养决策机制下主要从收入效应和时间效应角度进行探讨[15,36],较少考虑妇女家庭议价能力对儿童营养健康的影响,本文以妇女在“帮扶车间”本地就业为研究背景,采用准实验研究设计和倾向得分匹配方法,测度妇女本地就业对儿童营养摄入的平均处理效应,并从妇女收入、照料时间和家庭议价能力三个维度检验其对儿童营养改善的作用机制,为科学评估脱贫地区妇女本地就业的儿童营养效应提供了微观证据。二是,现有研究的数据主要来源于中国家庭追踪调查(CFPS)、中国家庭营养与健康调查(CHNS)等公开的微观数据库,虽然这些数据具有调查样本量大、覆盖面广、追踪调查等优势,但并不重点涉及妇女本地就业内容,也未考虑脱贫地区样本的差异性。而本文的研究数据来源于湖南、河北、广西三省脱贫地区“帮扶车间”就业妇女和在家务农妇女的微观调查数据,更切合研究主题。三是,研究结论为理解脱贫地区农村产业发展,尤其是“帮扶车间”等性别敏感[37]产业在解决留守妇女“家门口”就业和促进家庭发展方面发挥的作用提供了实证支持,也可为促进妇女就业、改善儿童营养等方面提供政策参考。

二、作用机制构建与准实验研究设计

(一)作用机制构建

1.不考虑夫妻议价情况的儿童营养决定

本文借鉴Becker的家庭效用函数模型[38],假定家庭由丈夫、妻子、两个儿童(1个男孩、1个女孩)组成,家庭效用由家庭消费(C)和家庭儿童营养健康水平(Nb,Ng)决定。因此,家庭效用函数的最大化可表示为：

MaxU(C,Nb,Ng)

(1)

假定存在家庭预算约束：

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

(2)

式(2)中,wi和li分别表示妇女的工资率和劳动时间,妇女的工资率由可获得的工作(Ji)和个人特征(Xi)决定,即wi=wi(Ji,Xi)。Fj表示丈夫收入和家庭其他收入,ib和ig分别表示男孩和女孩的物质投入。

在“男主外,女主内”的家庭分工背景下,假定丈夫通过收入影响儿童营养健康水平,而妇女(母亲)主要通过照料时间和物质投入影响儿童营养健康水平。因此,决定儿童营养健康水平的函数(Nb,g)可表示为：

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

(3)

其中,(Ti-li)为母亲照料时间。假定ρi=∂N/∂i和ρh=∂N/∂h分别表示物质投入和时间投入对儿童营养健康水平的边际影响,决定儿童营养健康水平的函数(Nb,g)可表示为：

Nb,g=g(ρi,ρh,Ji,Xi,Fj)

(4)

从式(3)和式(4)可知,在不考虑夫妻议价情况时,儿童营养健康水平主要由家庭物质投入(收入效应)和母亲照料时间(时间效应)决定。考虑到可能存在的“男孩偏好”以及儿童投入的性别效率差异,妇女就业对女孩营养健康水平的影响并非单调(Non-monotonic)的线性关系。因此,构建CES效用函数：

U=[(1-α-β)Cρ+αNρb+βNρg]1/ρ

(5)

2.夫妻双方合作议价情况下的儿童营养决定

在儿童营养健康的投入决策机制上,家庭既可以被看作一个统一的决策单元,也可以被看作通过夫妻双方合作议价(Cooperative Bargaining)形成决策的集体[27,30,39],这更符合妇女本地就业的研究实际。在此基础上,本文构建了一个夫妻双方“合作模型”来分析其对儿童营养健康的影响。通常,妇女需要考虑是否参与劳动市场,或在照料儿童和劳动参与之间进行权衡(Trade-off),同时也要考虑妇女家庭议价能力对儿童物质投入量的影响。因此,夫妻双方合作议价情况下的家庭效用最大化函数可表示为：

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

(6)

上式中,γ为权重,表示夫妻在家庭中的议价能力;V为外部选择权(Outside Option),表示夫妻双方家庭决策之外相对独立的选择。γ和V由夫妻的个体特征和其相对收入决定,家庭预算约束变成(Cmi+Cmj)。

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

(7)

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

(8)

基于上述理论推导可知,妇女本地就业对儿童营养健康的作用机制分为三个方面(见图1)。一是妇女收入。妇女就业获得收入,扩大了儿童物质投入的选择集,尤其可能增加一些儿童特定消费品(Child-Specific Consumption),增加儿童发展各个方面(包括生理健康)的投资,这对儿童的健康可能产生正面影响。二是照料时间。妇女就业后家庭抚养结构不一定发生改变,但母亲的照料时间相对减少,可能使儿童缺少照顾,在营养健康方面产生一些负面影响。三是家庭议价能力。妇女就业改善了夫妻的相对收入状况,妇女获得了更多的家庭议价权,家庭支出可能呈现“女性偏好”[40-43]。总体来看,妇女本地就业的儿童营养净效应比较复杂,需要综合考虑妇女收入、照料时间和家庭议价能力的情况。

图1 妇女本地就业对儿童营养摄取的作用机制

(二)准实验研究设计

1.帮扶车间的产生背景。帮扶车间在脱贫攻坚期间也被称为“扶贫车间”,是一项由政府、企业和村庄社区共同参与的新生事物,是在政府主导下支持和鼓励企业将其资本及(自然)生产空间从沿海带回内地、从城市带回乡村的一种尝试,是国家在社会公正议程下的实践形式[44]。它一般建设在集镇或乡村,利用不同类型的建筑物为生产经营活动场所,主要从事农产品初加工、手工业、来料加工经营等劳动密集型产业,吸纳大量农村妇女劳动力在“家门口”就业,实现“挣钱顾家两不误”。 在脱贫地区,妇女在扶贫车间就业是脱贫攻坚期间家庭脱贫增收的重要渠道,也是激发脱贫内生动力的有效抓手,重构了农村妇女的生计框架[45]。帮扶车间的产业属性、务工门槛、就业灵活性和就业距离等特征很好地衔接了农村妇女通过务工实现增收的现实需求[46]。据统计,截至2022年6月底,我国中西部22个省(区、市)就业帮扶车间3.4万个,从业人员200多万人,吸纳脱贫人口达到44.7万人[47]。但是,这仅仅统计了县级人社部门颁证授牌的数量,据笔者在全国各地调研观察,具有带贫性质的该类企业数量(暂未达到认证标准)和带贫规模远超现有统计。

2.准实验研究设计。准实验(Quasi-Experiment)是一项经验性干预研究,是在受实际条件所限不能对研究对象随机分组或无法设立平行控制组时所采用的研究方法,旨在评估政策干预是否对目标人群产生了效果或影响。事实上,脱贫地区的帮扶车间吸收了大量农村留守妇女就业,鉴于不能违背公平就业原则,研究中并不能随机选择干预对象。在此情况下,采用准实验的研究方法是较为合适的。在本文的研究中,把妇女在帮扶车间就业获得就业收入作为一项有针对性的妇女经济赋权干预,并将妇女在帮扶车间就业设定为处理组,妇女在家务农设定为控制组,评价妇女本地就业对改善儿童营养状况的影响。(1)本文以家庭为研究单元,为减少父亲(丈夫)收入或家庭总收入对儿童营养的影响,仅选择妻子和丈夫均在家的样本,而且在实证分析中将父亲收入作为控制变量,尽量控制家庭环境和其他收入因素对结果的影响。

三、数据来源、变量说明与模型设定

(一)数据来源

本文所使用的数据来源于2020年8月至10月课题组在湖南省江华瑶族自治县、广西壮族自治区天等县、河北省阜平县等地开展的关于“帮扶车间”妇女就业的问卷调查。调查问卷包括家庭成员基本情况、受访妇女及丈夫非农就业经历、时间配置及家庭分工、义务教育阶段儿童生活及学习情况、家庭决策及社会排斥、社会关系网络与幸福感、食物消费、家庭禀赋、家庭资金借贷、家庭收入、家庭消费等方面的内容。具体抽样步骤包括,首先,抽取县级样本。由省级扶贫办推荐1个本省帮扶车间产业发展较好的国家脱贫县作为调查县。其次,抽取帮扶车间样本。按照等距抽样原则,以全县帮扶车间近2年的产值排序,将帮扶车间中贫困人口的数量作为权重,利用随机起点、等距抽样的方法选取5—6个帮扶车间。最后,抽取处理组样本和控制组样本。将帮扶车间中的妇女按户籍地进行统计,从排名靠前的村庄中随机选取10—15名工作6个月以上且年龄在20—50岁的建档立卡妇女,将其设定为处理组;同时,按照“同村邻近”原则,控制组样本主要来自处理组样本所在村,随机选择与该村处理组样本基本情况(包括个人情况和家庭境况)差距较小的在家务农妇女样本。剔除缺失值较多的样本后,最终获得945个有效样本。

(二)变量说明

1.被解释变量。现有研究广泛采用体格发育指标,如儿童年龄别身高指数(HAZ)、年龄别体重指数(WAZ)、身体质量指数(BMI)等测度儿童营养健康状况,但这些指标并不适应妇女短期或临时性就业对儿童营养健康的影响,为此本文采用儿童营养(能量和蛋白质)摄入量指标进行衡量。为使不同年龄、性别的儿童营养摄入量可衡量、可比较,本文借鉴徐志刚等的研究思路[48],采用日均能量摄入比(Energy intake ratio, EIR)和日均蛋白质摄入比(Protein intake ratio, PIR)来衡量儿童营养状况。具体测算步骤包括,第一步,测算家庭能量和蛋白质绝对摄入量。根据家庭15天内食用品类数量,利用杨月欣主编的《中国食物成分表标准版(第六版)》中食物标准的转换系数[49](见表1),(2)相关指标参照《中国食物成分表标准版(第六版)》。土豆(红薯)的营养标准参照土豆(代表值);蔬菜的营养标准参照嫩茎、叶、花菜类(代表值);牛羊肉的营养标准分别参照牛肉和羊肉(代表值)的平均值;鱼类等淡水产品的营养标准参照草鱼、青鱼、鲢鱼(代表值)的平均值。计算获得家庭人口能量和蛋白质摄入量。第二步,测算日均能量和蛋白质摄入量。根据中国营养学会编著的《中国居民膳食营养素参考摄入量(2013版)》的标准,考虑到营养物质摄入不足或摄入过量导致的健康风险,将不同年龄、性别的儿童转换为能统一计量的“标准人”。(3)儿童营养摄入(EAR)=标准成人×0.75×(1+τ),τ为各年龄阶段的生长系数,本文参照FAO、WHO、UNU等国际组织提供的相关标准进行计算。第三步,测算日均能量摄入比和日均蛋白质摄入比。日均能量摄入比=样本中儿童的实际日均能量绝对摄入量/对应年龄和性别下的能量参考摄入量;日均蛋白质摄入比=样本中儿童实际日均蛋白质绝对摄入量/对应年龄和性别下的蛋白质参考摄入量。若EIR或PIR等于1,说明儿童的能量或蛋白质摄入量达到了中国营养学会规定的标准摄入量要求;若EIR或PIR小于或大于1,说明儿童能量或蛋白质摄入量未达到或超过了标准摄入量要求。

表1 家庭食用品类及营养标准含量

2.核心解释变量。该变量为妇女是否在帮扶车间就业的分类变量。若妇女在帮扶车间就业,则作为处理组(D=1);反之,作为控制组(D=0)。为尽可能剥离处理组和控制组中丈夫收入因素对结果的影响,本文将其纳入控制变量进行处理。

3.中介变量。中介变量有三个,分别为妇女收入、妇女照料儿童时间和妇女家庭议价能力。妇女收入是指妇女在帮扶车间的工作收入,按月工资计算;妇女照料儿童时间包括家务时间和督促小孩学习时间两部分;妇女家庭议价能力采用其家庭决策权进行衡量。从家庭日常生活用品购买、家庭耐用品购买、农业生产、儿童教育、家庭购房等大额开支、家庭投资或借贷、主管家里的钱财、生育决策等方面衡量妇女家庭决策权,决策主体包括丈夫、妇女本人、夫妻共议、女方父母、男方父母、其他人。在借鉴陶涛等和殷浩栋等研究的基础上[50-51],将决策主体为妇女本人取值为1,将夫妻共议或女方父母决策取值为0.5,将丈夫、男方父母或其他三类决策视为女性不参与决策,取值为0。得分越高说明女性在家庭中拥有越多的决策权,越能在家庭事务中发挥决策权力。

4.控制变量。女性的家庭决策权还受到很多因素影响,本文在相关文献的基础上,选取妇女特征、丈夫特征、家庭特征、区域特征等作为控制变量。妇女个体特征包括受访妇女的年龄、健康状况和受教育年限,丈夫特征包括丈夫的健康状况和收入,家庭特征包括家庭人口数量、未成年儿童数量和家庭土地面积等;同时设置地区虚拟变量,样本为北方地区赋值为1,其他地区赋值为0。

表2给出了文中相关变量的描述性统计。按照上述儿童营养相关测度标准,本文测算出的儿童日均能量和蛋白质摄入量分别为1 276.88Kcal和30.52g,按照儿童不同年龄和性别折算为日均能量和蛋白质摄入比平均值分别为0.584和0.462。通过与田旭等[52]、徐志刚等[48]的同类研究进行比对,本文中的儿童营养测算结果与以往结果基本处于相同水平,(4)田旭等利用CHNS数据库测算的农村儿童日均能量和蛋白质摄入量分别为1 284.86 Kcal和44.51g;徐志刚等利用CHNS测算的日均热量和蛋白质摄入比分别约为0.77和0.68。但儿童日均蛋白质摄入量和日均蛋白质摄入比相对偏小。这可能是由调查问卷涉及的家庭食用品类偏少,不同调查区域食品消费结构和偏好不同,以及样本地区的肉类、蛋类等蛋白质含量较高的食品可获得性较低和价格上涨等多种原因造成。

表2 变量描述性统计

(三)模型设定

1.普通最小二乘法(OLS)估计

yi=β0+β1Di+∑βXControli+εi

(9)

式(9)中,yi表示儿童的营养状况;Di为核心解释变量,用于区分处理组和控制组,Di=1为处理组,Di=0为控制组;Control为一系列控制变量(特征变量),包括随时间变化的个体特征、配偶特征、家庭特征、地区特征等变量;β1为妇女就业对儿童营养状况的影响,εi为随机扰动项。

2.倾向得分匹配方法(PSM)估计

在上述传统OLS回归模型设定中,妇女(母亲)就业对儿童营养状况的影响可能存在内生性问题。一方面,可能忽略了一些同时影响妇女就业(Di)和儿童营养状况的因素,如个人能力、性格、家庭环境等。这些因素往往不可观测或无法获取数据,传统多元回归中如遗漏这些因素将导致β1高估。另一方面,可能存在样本选择性偏差问题。妇女就业可能是自选择或被选择的结果,同时问卷调查仅选取了20—50周岁的女性,可能存在样本选择问题。为尽量克服以上问题,本文将选用基于反事实分析的倾向得分匹配方法(PSM)进行估计。可据式(10)计算妇女就业对儿童营养状况影响的平均处理效应(ATT)：

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

(10)

其中,E(yi0|D=1)表示实际就业妇女家庭的儿童在假如妇女没有就业情况下的营养健康状况,是一个反事实推断。如果直接采用“没有就业情况下的儿童营养健康状况”的均值代替,可能导致结果不准确,存在样本的选择性偏误。为了尽可能减弱这类影响,通过Logit模型估计出由一系列控制变量决定的儿童营养健康状况的倾向得分P(X)。基于该倾向得分,为每一个处理组样本找到一个(或多个)具有相似特征的可比的控制组样本进行匹配,并把后者的儿童营养健康状况作为前者的反事实推断结果。因此,可以得到基于倾向得分匹配方法估算的处理组的平均处理效应差异：

(11)

其中,I1和I0分别表示处理组和控制组,Sp表示处理组和控制组倾向得分的共同支撑域,n1表示落入I1∩Sp之内的样本数量。对于任一处理组样本i∈I1∩Sp而言,其反事实的构造基于控制组样本j∈I0∩Sp决策权的加权平均数,每一参与构造的控制组样本的权重W(i,j)是其倾向得分Pj和相应处理组样本的倾向得分Pi之间距离的函数。

3.中介效应模型

为进一步检验妇女本地就业对儿童营养健康的影响机制,在上述PSM模型的基础上,本文采用中介效应模型对妇女收入、照料时间和家庭议价能力进行检验。具体模型设定如下：

Yi=β10+β11Di+∑βXControli+εi

(12)

Inter_variablei=β20+β21Di+∑βXControli+εi

(13)

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

(14)

其中,Yi为儿童营养健康状况;Inter_variablei为中介变量,分别采用妇女收入(Incomef)、照料儿童时间(Timef)和妇女家庭议价能力(Decisionf)表示;Di为核心解释变量,Controli为控制变量;β21为中介效应待估系数,若系数β11、β21、γ2均显著,则中介效应存在。

四、实证结果与异质性分析

(一)妇女本地就业对儿童营养摄取的平均处理效应

1.共同支撑和平衡性假设检验

首先,采用最近邻匹配方法,按照1∶4进行匹配以减少均方误差(MSE)。匹配中强制排除处理组中倾向得分超出控制组倾向得分范围的样本,邻近匹配所允许的最大距离设为0.05。为了检验倾向得分匹配的效果,需要对模型的共同支撑假设进行验证,以避免处理组与控制组匹配变量的重叠区间过窄,导致过多的样本损失,从而影响处理效应的可靠性。结果显示,绝大部分样本的观测值均位于共同范围内,表明分组的重叠性很好,样本没有因为匹配而产生较大损失,满足模型的共同支撑假设。

其次,倾向得分匹配方法的结果还需要满足平衡性假设,即匹配后的控制组与处理组在可观测的变量特征上没有显著差异。由表3中的平衡性检验结果可知,匹配后所有协变量的标准化偏差绝对值均小于7%,匹配减少了大部分变量偏差,且所有变量的T检验结果都无法拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设,匹配效果非常好。此外,匹配后的Pseudo R2趋近于0,卡方统计量对应的P值趋近于1,均值偏差和中位数偏差均下降至5%以下,B值、R值均位于推荐区间内。所有指标均显示,匹配模型表现出了较好的平衡性。

表3 样本平衡性检验

2.平均处理效应

由表4可知,匹配后处理组和控制组的日均能量摄入比均值分别为0.698和0.527,平均处理效应为0.171;匹配后处理组和控制组的日均蛋白质摄入比均值分别为0.512和0.394,平均处理效应为0.118。由此可以看出,无论是能量摄入量还是蛋白质摄入量,处理组均高于控制组,且T统计量结果显著。这说明妇女在帮扶车间就业对家庭中儿童的日均能量和蛋白质摄入量均产生了显著的正向影响,且能量摄入量改善更明显。

表4 平均处理效应结果(最近邻匹配方法)

虽然学术界对于选用何种方法进行匹配才能获得最优结果尚未达成共识,但如果运用多种匹配方法获取的结果相似,甚至一致,则意味着匹配结果稳健,样本有效性良好。为此,本文进一步采用半径匹配法、核匹配法以及局部线性回归匹配法(LLR)对平均处理效应结果进行了稳健性分析。由表5可知,三种匹配方法均通过了共同支撑与平衡性假设检验,其平均处理效应的大小和显著性与最近邻匹配法完全一致,说明最近邻匹配结果比较稳健。

表5 稳健性检验结果

(二)平均处理效应的异质性分析

前文分析验证了妇女本地就业的儿童营养效应,但仅能观察到家庭中儿童平均日均能量和蛋白质摄入比的改善情况,无法识别妇女本地就业对家庭中不同年龄阶段和不同性别儿童的营养改善情况。为此,考虑到儿童的营养需求及标准具有阶段性特征和家庭性别偏好等,本文进一步细化了妇女本地就业对儿童营养改善在年龄和性别方面的异质性影响。

1.基于儿童年龄的异质性分析

根据不同的学习阶段,将儿童年龄分为幼儿阶段(4—6岁)、小学阶段(7—12岁)和初中阶段(13—15岁)三个组分别进行异质性分析。由表6可知,首先,存在一个共同的趋势,即随着年龄的增长,儿童的营养水平相较于参考摄入标准的差距越来越大。这可能是由于家庭中有多个年龄阶段的儿童,家长通常不会刻意根据儿童年龄阶段调整营养食品,而更倾向于在长期内保持较为稳定的营养投入。其次,从儿童日均能量摄取来看,妇女本地就业的平均处理效应在各个年龄阶段均显著。其中,在幼儿阶段妇女本地就业的平均处理效应最大,处理组和控制组的差值为0.202,这说明相对于在家务农,妇女本地就业使儿童在幼儿阶段的能量摄入增加了20.2%。最后,从儿童日均蛋白质摄取来看,妇女本地就业的平均处理效应在各个年龄阶段均显著。其中,在小学阶段妇女本地就业的平均处理效应最大,处理组和控制组的差值为0.138,这说明相对于在家务农,妇女本地就业使儿童在小学阶段的蛋白质摄入增加了13.8%。可见,妇女本地就业能显著改善不同年龄阶段儿童的能量和蛋白质摄入情况,但这种影响存在显著的阶段性差异,在幼儿阶段能量摄入改善最大,而在小学阶段蛋白质摄入改善最大。一个可能的解释是,孩子幼儿阶段正处于家庭原始积累初期,受储蓄偏好影响,家庭新增收入主要为应付未来可能遭受的风险和不确定性,导致消费偏保守,儿童食物消费支出增加有限;而在小学阶段,家庭有了一定的积累,妇女本地就业的新增收入也将有更大比例用于家庭生活开支,使得这个阶段儿童的蛋白质摄入改善更明显。

表6 基于儿童年龄的异质性分析结果

2.基于儿童性别的异质性分析

妇女本地就业能改善女孩的营养福利吗?为了回答这个问题,我们进一步探究了妇女本地就业对儿童营养摄入影响的性别差异。由表7可知,第一,从儿童日均能量摄取来看,处理组家庭中女孩的能量摄入水平高于男孩,妇女本地就业能促进男孩和女孩的日均能量摄入比分别增长16.4%和16.9%。第二,从儿童日均蛋白质摄取来看,处理组家庭中男孩的蛋白质摄入比略高于女孩,男孩和女孩的平均处理效应分别为0.112和0.108,这说明妇女本地就业能促进男孩和女孩的日均蛋白质摄入比分别增长11.2%和10.8%。显然,无论从日均能量摄入比还是日均蛋白质摄入比来看,妇女本地就业对儿童营养改善都不存在明显的性别差异,男孩和女孩的营养改善情况基本一致。根据笔者在样本地区的观察和了解,样本家庭一般有2—3个小孩,虽然父母在子女物质资本投入和成长培养中有一定的“男孩偏好”,但在日常生活方面并没有表现出明显的差异性。相比于控制组,处理组男孩和女孩的营养福利均得到了明显改善。

表7 基于儿童性别的异质性分析结果

五、作用机制检验

上述分析表明,妇女本地就业能改善儿童能量和蛋白质摄入情况。在此基础上,本文把儿童营养健康状态看作结果变量,采用单一中介效应模型从妇女的收入、照料时间和家庭议价能力三个维度进行检验,进一步探讨妇女本地就业对儿童营养健康影响的作用机制。考虑到中介变量之间可能存在相互作用,本文采用了链式中介模型进行检验,其结果与Sobel检验结果一致。

(一)妇女本地就业、妇女收入与儿童营养

由表8可知,第一,在1%的显著性水平上,妇女本地就业显著正向影响其收入,而妇女收入显著正向影响儿童的日均能量摄入比(EIR),估计系数为0.124;在EIR模型中以妇女收入为中介变量的平均间接因果效应(ACME)在1%的水平上显著为正,间接效应占直接效应的51.2%。第二,妇女收入显著正向影响儿童的日均蛋白质摄入比(PIR),估计系数为0.1;在PIR模型中以妇女收入为中介变量的平均间接因果效应在1%的水平上显著为正,间接效应占直接效应的66.4%。由此可见,妇女本地就业对儿童营养健康的收入效应显著存在,日均能量摄入比(EIR)的估计系数略高于日均蛋白质摄入比(PIR)的估计系数。可能的原因是,妇女(母亲)本地就业获得收入后,增加了家庭食物消费开支,改善了家庭食物消费结构,提高了儿童饮食质量(Dietary Quality),从而使得儿童日均能量和蛋白质的摄入增加。根据笔者在样本地区的观察和了解,母亲本地就业后,儿童的生活质量大幅改善。据某帮扶车间老板介绍,“以前家里种什么就吃什么,很少买菜,现在经常买菜买肉,家里的孩子们吃得也好了”;笔者通过与小孩交流也了解到,“妈妈会给我们更多的零花钱,每餐的菜比以前丰盛了”。

表8 妇女收入的中介效应检验

(二)妇女本地就业、照料时间与儿童营养

由表9可知,在1%的显著性水平上,参与帮扶车间显著负向影响儿童的照料时间,但照料时间对儿童日均能量摄入比、日均蛋白质摄入比的影响都不明显。无论基于ACME还是RID,照料时间对儿童营养健康影响机制的中介效应均不明显。由此可见,妇女本地就业对儿童营养健康的时间效应暂未得到样本数据的支持。即使忽略统计的显著性,从模型估计系数上看,这种影响也是可以忽略不计的。关于“父母外出就业在照料时间上负向影响留守儿童营养健康”,现有研究已基本达成一致意见,而本文的研究结论说明,在照料时间方面,妇女本地就业要优于外出就业,但并未在统计上显著体现,可能的原因是照料时间增加更多影响的是小孩的情感培养和情绪塑造。妇女觉醒性的亲职能力能让孩子在生活上得到实质的照顾,在行为上获得正向的引导,在安全与成长上获得积极的保障。笔者调研了解到,妇女在帮扶车间工作,上下班时间相对固定,工作时长每天约9小时,一般能兼顾好工作和家庭(儿童照料)。这也是本文研究的一个基本立场,即妇女本地就业避免了母亲与孩子的分离和割裂,使母亲能够较好地承担起育儿的责任,构建一个更有利于孩子成长的家庭环境。

表9 照料时间的中介效应检验

(三)妇女本地就业、家庭议价能力与儿童营养

由表10可知,第一,在1%的显著性水平上,妇女就业对其家庭议价能力具有显著正向影响,但妇女家庭议价能力对儿童日均能量摄入比(EIR)的影响不显著,间接效应占直接效应的8.2%。第二,与EIR模型的结果不同,妇女家庭议价能力在10%的显著性水平上正向影响儿童的日均蛋白质摄入比(PIR),以妇女决策权为中介变量的平均间接因果效应在10%的水平上显著为正,间接效应占直接效应的11.3%,说明妇女本地就业对儿童营养健康的议价能力效应是存在的。可能的原因是,一方面妇女本地就业改善了夫妻的相对收入状况,家庭权利结构随之发生变化,妇女可能获得更多的家庭议价权;另一方面妇女本地就业后拓展了社交范围,更能主动争取家庭权利。妇女获得更多的家庭议价权便享有更多家庭资源的分配权,而且母亲具有儿童营养健康资源分配偏好,使其在日常生活中提高了高蛋白食物消费,这与Calvi等的研究结论类似[53]。

表10 家庭议价能力的中介效应检验

六、结论与进一步讨论

本文在夫妻双方合作议价的儿童营养决定理论框架下,基于脱贫地区“帮扶车间”妇女本地就业的准实验设计,将妇女在帮扶车间就业设定为处理组,妇女在家务农设定为控制组,利用湖南、河北、广西三省微观调查数据和倾向得分匹配方法(PSM),实证分析了妇女本地就业对儿童营养(能量和蛋白质)摄取的影响,并进行了异质性分析和作用机制检验。研究发现,第一,与在家务农相比,妇女本地就业对儿童的日均能量和蛋白质摄入量均具有显著的正向影响,对儿童能量摄入改善更大。第二,妇女本地就业分别对儿童在幼儿阶段的能量摄入和在小学阶段的蛋白质摄入改善相对更明显,但营养改善并不存在明显的性别差异。第三,妇女收入对儿童能量和蛋白质的中介效应显著为正,时间照料的中介效应均不显著,而妇女家庭议价能力对儿童蛋白质的中介效应显著为正。

由上述研究结论可知,妇女本地就业具有很强的正外部性,不仅能有效缓解家庭的收入约束,而且能提高儿童的营养水平。为进一步从妇女就业帮扶的角度来促进家庭能力建设,本文提出三点发展建议。第一,在产业转移中统筹好中央与地方的支持政策,加大“富民产业”的引进力度。2022年1月国家工信部、国家发改委等十部门联合发布《关于促进制造业有序转移的指导意见》,要求从产业维度引导劳动密集型产业重点向中西部劳动力丰富、区位交通便利地区转移,同时鼓励欠发达地区、革命老区、边境地区等特殊类型地区承接发展特色产业。因此,中央应鼓励中西部地区积极承接东部地区产业转移,通过转移支付等手段引导脱贫地区统筹考虑妇女劳动力就业与转移产业项目选择,积极稳妥促进妇女就业帮扶工作。同时,应平衡好“富民产业”与“税收产业”,结合地方实际发展一些能满足农村妇女或半弱劳动力就业的“小产业”,而非好高骛远地引进与本地资源禀赋不相适应的高、精、尖等“大产业”。第二,加快以县城为载体的新型城镇化建设,增强县域经济的带动能力,建立健全脱贫地区妇女就业市场,创造更多适合农村妇女工作的就业机会。进一步完善“帮扶车间”“社区工厂”“卫星工厂”等具有明显性别敏感性产业的财政扶持机制,通过产业奖补、金融服务、营商环境优化、物流费用补贴等措施直接或间接降低企业成本,壮大产业发展规模。第三,提高妇女本地就业的能力和可行性。基于当地产业发展需求,创新实用技能培训模式,提高妇女就业技能和参与就业的能力;同时也要加大农村地区托儿机构、养老机构的公共服务投入,减少妇女的照料负担,为农村妇女就业创造有利条件。