周磊 王靜曦

摘要：營養(yǎng)不良是制約相對貧困地區(qū)學(xué)生身心發(fā)展和人力資本積累的重要原因。為提高農(nóng)村學(xué)生營養(yǎng)健康水平，2011年我國啟動了農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計劃進(jìn)行營養(yǎng)干預(yù)。采用中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）數(shù)據(jù)，使用基于面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型評估營養(yǎng)改善計劃對農(nóng)村學(xué)生人力資本的影響，結(jié)果顯示：營養(yǎng)改善計劃顯著改善了農(nóng)村學(xué)生的標(biāo)準(zhǔn)化身高、自信心和認(rèn)知能力，并降低了輟學(xué)率；營養(yǎng)改善計劃對經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生、留守兒童、非獨生子女的改善作用更明顯，主要體現(xiàn)在對未來的信心、認(rèn)知能力、考試成績和輟學(xué)率方面。營養(yǎng)改善計劃的實施減弱了家庭不利因素對相對貧困學(xué)生人力資本的負(fù)面影響，在一定程度上縮小了因家庭經(jīng)濟(jì)社會地位不同造成的受教育機會和人力資本積累等方面的差距。

關(guān)鍵詞：營養(yǎng)改善計劃；人力資本；農(nóng)村學(xué)生

中圖分類號：F320.3

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

DOI：10.12186/2023.04.007

文章編號：2096-9864（2023）04-0050-07

由于長期以來我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的不平衡和農(nóng)村公共服務(wù)供給的不充分，農(nóng)村中小學(xué)生營養(yǎng)不良的問題長期存在，且在相對貧困地區(qū)表現(xiàn)得尤為突出。中小學(xué)是個人成長發(fā)育的關(guān)鍵階段，營養(yǎng)攝入和食品安全不僅會影響其當(dāng)前的身心健康，還會通過改變認(rèn)知、知識和技能的獲得，影響其未來人力資本積累和勞動報酬［1-2］；同時對阻斷貧困的代際傳遞［2］、提高我國的人口素質(zhì)和綜合國力有著不可忽視的影響。為改善農(nóng)村學(xué)生的營養(yǎng)狀況，提高農(nóng)村學(xué)生的健康水平，2011年11月國務(wù)院出臺了《關(guān)于實施農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計劃的意見》（下文簡稱為《意見》），規(guī)定自2011年秋季學(xué)期起啟動農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計劃（簡稱“營養(yǎng)改善計劃”）試點工作。中共十八大以來，我們黨和國家高度重視營養(yǎng)改善計劃的實施。截止到2021年底，營養(yǎng)改善計劃覆蓋農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)校12.38萬所，已惠及學(xué)生約3.5億人次［3］。營養(yǎng)改善計劃的實施效果如何？對農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生有哪些影響？是否提高了他們的人力資本？是否促進(jìn)了教育公平和社會公平？這些問題亟須通過科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼咴u估予以回答。

當(dāng)前，世界上絕大多數(shù)國家都實施了針對在校學(xué)生的營養(yǎng)膳食計劃［4］。發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)表明，校園營養(yǎng)餐能夠提高兒童每天的營養(yǎng)攝入［5］和學(xué)生的考試成績［6］、

改善兒童的健康狀況［7］，以及解決可能帶來的肥胖問題［8］。相對于發(fā)達(dá)國家，發(fā)展中國家實施校園營養(yǎng)餐的目標(biāo)是消除饑餓，保障入學(xué)率，縮小學(xué)業(yè)表現(xiàn)的差異等［9］。從國內(nèi)研究來看，關(guān)于貧困地區(qū)兒童營養(yǎng)干預(yù)政策的研究并不多，主要采用局部地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行評估［10］，對政策覆蓋面有限的項目進(jìn)行評估［11-14］，采用的評估指標(biāo)也較為單一，主要采用以身高體重絕對值為代表的身體健康狀況指標(biāo)，缺乏國際可比性及能夠較為全面反映政策實施效果的多維度信息。

鑒于此，本文擬使用中國教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，簡稱CEPS）

最新公布的數(shù)據(jù)，基于人力資本視角，較為全面地評估營養(yǎng)改善計劃的實施效果。

一、 數(shù)據(jù)、變量與模型

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用CEPS最新公開的數(shù)據(jù)，該調(diào)查是由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計與實施、具有全國代表性的大型追蹤調(diào)查項目。CEPS以2013—2014學(xué)年為基線，以七年級和九年級兩個同期群作為調(diào)查起點，采用以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量，從全國隨機抽取了28個縣級單位作為調(diào)查點。在入選的縣級單位中隨機抽取了112所學(xué)校、438個班級進(jìn)行調(diào)查，被抽中班級的學(xué)生全部進(jìn)入樣本，基線調(diào)查對象約2萬名學(xué)生。2014—2015學(xué)年的跟蹤調(diào)查對基線調(diào)查中的七年級全部10 279名學(xué)生進(jìn)行了追訪，成功追訪學(xué)生人數(shù)9449人，追訪率為 91.9%。由于營養(yǎng)改善計劃針對的是農(nóng)村地區(qū)學(xué)生，因此本文只保留了農(nóng)村地區(qū)的樣本，包含了21個縣的41所學(xué)校的3229名農(nóng)村學(xué)生，其中有265名學(xué)生在基線調(diào)查中參加了營養(yǎng)改善計劃，在追蹤調(diào)查中有488名學(xué)生參加了營養(yǎng)改善計劃。

2.變量定義

本文的主要解釋變量為“是否加入營養(yǎng)改善計劃”，該變量為虛擬變量，“參與”賦值為“1”，否則賦值為“0”，該問題來源于家長問卷中“孩子是否享受學(xué)校提供的免費午餐”。

參考以往文獻(xiàn)［15］，本文用健康和學(xué)業(yè)表現(xiàn)衡量青少年的人力資本。健康的衡量指標(biāo)包括身體健康和心理健康兩個方面。在身體健康方面，本文選用了標(biāo)準(zhǔn)化年齡身高和標(biāo)準(zhǔn)化年齡BMI［height-for-age and BMI-for-age standardized z-scores，下文簡稱身高（z），BMI（z）］兩個指標(biāo)進(jìn)行衡量。在心理健康方面，本文主要采用了負(fù)面情緒和對未來是否有信心兩個指標(biāo)。負(fù)面情緒通過問卷中“在過去的7天內(nèi)，你是否有以下感覺”（沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思、悲傷）的問題來衡量，問卷對每種感覺設(shè)置了“從不、很少、有時、經(jīng)常、總是”5個選項，本文對5個選項依次賦值為0～4，然后用5種感覺的平均分衡量學(xué)生的負(fù)面情緒。負(fù)面情緒是負(fù)向指標(biāo)，這個指標(biāo)得分越高表明學(xué)生心情越不愉快。對未來是否有信心基于問卷中“你對自己的未來有沒有信心”的回答，同樣，本文仍然對5個選項依次賦值為0～4，并用其平均分衡量學(xué)生對未來有信心的程度。

學(xué)業(yè)表現(xiàn)的指標(biāo)主要包括認(rèn)知能力和考試成績。在認(rèn)知能力方面，CEPS為接受調(diào)查的學(xué)生設(shè)計了一套認(rèn)知能力測試題，從語言、圖形與空間、計算與邏輯3個維度對學(xué)生的認(rèn)知能力進(jìn)行測試，再根據(jù)項目反應(yīng)理論（IRT）與包含有難度、區(qū)分度和猜測參數(shù)的三參數(shù)模型（3PL）估計出學(xué)生的認(rèn)知能力測試標(biāo)準(zhǔn)化總分。該測試得分具有全國標(biāo)準(zhǔn)化、國際可比性的特點。在考試成績方面，語、數(shù)、英考試成績由被調(diào)查學(xué)校直接提供，本文參考了陳純槿等［16］的研究方法，將全樣本學(xué)生的語、數(shù)、英平均成績進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化（均值=70，標(biāo)準(zhǔn)差=10），盡量使不同地區(qū)和學(xué)校學(xué)生的考試成績具有可比性。

此外，參考相關(guān)文獻(xiàn)［10-12］本文還設(shè)置了三類控制變量：（1）學(xué)生的人口社會學(xué)特征，包括性別（男生=1，女生=0）、年齡（歲）、是否獨生子女（是=1，否=0）、是否留守兒童（是=1，否=0）、是否獲得貧困學(xué)生生活補助（是=1，否=0）；（2）家庭特征，包括學(xué)生父母雙方的受教育年限、家庭收入情況（困難、中等、富裕）、是否領(lǐng)取低保（是=1，否=0）；（3）學(xué)校特征，包括是否就讀于公立學(xué)校（是=1，否=0）。

通過描述性統(tǒng)計表對比發(fā)現(xiàn)

為節(jié)省篇幅未報告描述性統(tǒng)計表格，如有需要可聯(lián)系作者獲取。，實驗組學(xué)生的健康和認(rèn)知能力均低于控制組學(xué)生。同時，實驗組學(xué)生在留守兒童、低保家庭和獲得貧困學(xué)生生活補助的比例方面明顯高于控制組學(xué)生。

3.模型設(shè)定

評估營養(yǎng)改善計劃的實施效果，難點在于如何克服遺漏變量和自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。一方面，根據(jù)《意見》，營養(yǎng)改善計劃主要針對貧困地區(qū)和家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生開展，參與營養(yǎng)改善計劃與否，都可能存在不可觀測因素同時影響學(xué)生健康和是否被營養(yǎng)改善計劃覆蓋，從而造成遺漏變量問題；另一方面，學(xué)生家長對孩子成長的關(guān)注程度和對計劃的認(rèn)知也會影響學(xué)生是否加入該計劃，從而導(dǎo)致自選擇問題。從描述性統(tǒng)計中可以發(fā)現(xiàn)，參與項目的學(xué)生主要來自農(nóng)村的弱勢群體（如家庭經(jīng)濟(jì)困難、留守兒童等），如果不克服遺漏變量和自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，將有可能低估營養(yǎng)改善計劃的實施效果。針對這個問題，本文采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型（Fixed Effect Model），評估營養(yǎng)改善計劃對學(xué)生人力資本的影響，模型設(shè)定如下：

Yit=β0+γNIPit+βX′it+θi+δt+μit①

其中，Yit為學(xué)生在時間t內(nèi)的人力資本;NIPit為學(xué)生在時間t內(nèi)是否參加營養(yǎng)改善計劃的虛擬變量，若參加則為實驗組，取值為1，反之為控制組，取值為0；X′it為控制變量的向量，具體包括人口社會學(xué)特征、家庭特征和學(xué)校特征;θi為不隨時間變化的個體固定效應(yīng);δt用來控制時間固定效應(yīng);μit是隨機誤差項;γ是本文關(guān)心的政策效果系數(shù)，表示營養(yǎng)改善計劃對農(nóng)村學(xué)生健康和學(xué)業(yè)的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect，ATE）。

二、實證結(jié)果與分析

1.基準(zhǔn)回歸

采用普通最小二乘法（OLS）估計的營養(yǎng)改善計劃對學(xué)生人力資本的影響結(jié)果表明，營養(yǎng)改善計劃對健康有負(fù)向影響，對學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響不顯著，這與營養(yǎng)改善計劃政策設(shè)計的初衷明顯不符。由于營養(yǎng)改善計劃主要針對的是貧困農(nóng)村地區(qū)學(xué)生，而這些學(xué)生的身體狀況可能更差，如果不克服這些不可觀測因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，OLS的估計結(jié)果將出現(xiàn)偏差。因此，后文將采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型和工具變量面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，盡量克服不可觀測因素和自選擇帶來的內(nèi)生性問題。

2.面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型

采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型估計的營養(yǎng)改善計劃對人力資本的影響

見表1。由表1可知，營養(yǎng)改善計劃對學(xué)生的人力資本有正向影響。具體來說，參加營養(yǎng)改善計劃，學(xué)生的身高（z）提高了0.164個標(biāo)準(zhǔn)差，負(fù)面情緒降低了0.04分，二者在5%的統(tǒng)計水平上顯著；營養(yǎng)改善計劃使他們的數(shù)學(xué)成績平均提高1.314分，英語成績平均提高0.758分，二者均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；營養(yǎng)改善計劃使學(xué)生的認(rèn)知能力平均提高0.099分，估計結(jié)果均在5%的統(tǒng)計水平上顯著。

3.工具變量面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型

采用工具變量面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型估計營養(yǎng)改善計劃對人力資本的影響見表2。表2在表1的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入了工具變量來控制自選擇問題的影響。本文采用同一所學(xué)校除學(xué)生自己以外其他學(xué)生加入營養(yǎng)改善計劃的比例作為學(xué)生本人是否加入營養(yǎng)改善計劃的工具變量。工具變量有效性必須具備兩個條件：其一，相關(guān)性。同一所學(xué)校其他學(xué)生加入營養(yǎng)改善計劃的比例會影響學(xué)生本人是否加入營養(yǎng)改善計劃。其二，外生性。其他學(xué)生加入營養(yǎng)改善計劃的比例不能直接影響學(xué)生本人人力資本。表2報告了用Davidson & MacKinnon（簡稱DM檢驗）檢驗營養(yǎng)改善計劃內(nèi)生性的結(jié)果，結(jié)果均在1%的統(tǒng)計水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，因而學(xué)生是否加入營養(yǎng)改善計劃存在內(nèi)生性。在兩階段工具變量估計中，一階段F值均大于5%顯著性水平的臨界值，不存在弱工具變量問題。因此，本文選用的工具變量是有效的。

加入工具變量的面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型估計結(jié)果顯示，營養(yǎng)改善計劃改善了學(xué)生的健康水平和學(xué)業(yè)表現(xiàn)，估計的系數(shù)比表1中沒有加入工具變量時要大。具體來說，營養(yǎng)改善計劃使學(xué)生的身高（z）平均提高了0.307個標(biāo)準(zhǔn)差，結(jié)果在5%的統(tǒng)計水平上顯著；使學(xué)生的負(fù)面情緒平均降低了0.103分，結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著；使學(xué)生的認(rèn)知能力平均提高了0.152分，結(jié)果在10%的統(tǒng)計水平上顯著。分析表明，如果不克服自選擇帶來的內(nèi)生性問題確實會低估營養(yǎng)改善計劃的實施效果。

針對采用標(biāo)準(zhǔn)化的健康衡量指標(biāo)，我們對比了老撾和印度的校園營養(yǎng)餐計劃實施效果。

聯(lián)合國世界糧食計劃署關(guān)于老撾的研究表明，校園餐使3～10歲兒童的身高（z）增加了0.29個標(biāo)準(zhǔn)差；而關(guān)于印度的研究發(fā)現(xiàn)，校園餐使學(xué)生的身高（z）增加了0.43個標(biāo)準(zhǔn)差［17］。各國研究結(jié)果的差異可能是由政策設(shè)計和實施情況的不同造成的。

同樣，基于CEPS的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，家庭文化稟賦使流動人口子女的認(rèn)知能力提高 0.02 分；家長參與（參加家長會）能夠提高七年級學(xué)生認(rèn)知能力0.106分，提高九年級學(xué)生認(rèn)知能力0.154分。通過對比，我們發(fā)現(xiàn)營養(yǎng)改善計劃對學(xué)生認(rèn)知能力的影響較大。

4.異質(zhì)性分析

在不同學(xué)生群體中，營養(yǎng)改善計劃的實施效果可能存在差異。因此，本文采用加入工具變量的面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，從性別和家庭社會經(jīng)濟(jì)地位兩方面分析營養(yǎng)改善計劃的異質(zhì)性影響為節(jié)省篇幅未報告描述性統(tǒng)計表格，如有需要可聯(lián)系作者獲取。。

（1）性別

發(fā)展中國家的經(jīng)驗表明，營養(yǎng)改善計劃對女性的影響更大。在性別方面的估計結(jié)果表明，營養(yǎng)改善計劃顯著改善了女生的健康水平和學(xué)業(yè)表現(xiàn)，對男生的影響不顯著。具體來看，在健康方面，參加營養(yǎng)改善計劃的女生身高（z）平均提高了0.458個標(biāo)準(zhǔn)差，負(fù)面情緒平均下降了0.118分，兩個結(jié)果均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。在未來信心方面，參加營養(yǎng)改善計劃的女生對未來的信心平均增加了0.630分，結(jié)果在5%的統(tǒng)計水平上顯著。在學(xué)業(yè)表現(xiàn)方面，參加營養(yǎng)改善計劃的女生數(shù)學(xué)成績平均提高了2.824分，結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著；英語成績平均提高了1.317分，結(jié)果在10%的統(tǒng)計水平上顯著。在認(rèn)知能力方面，參加營養(yǎng)改善計劃的女生的認(rèn)知能力提高了0.192分，結(jié)果在5%的統(tǒng)計水平上顯著。

（2）家庭社會經(jīng)濟(jì)地位

健康投資也存在邊際產(chǎn)出遞減的規(guī)律，據(jù)此可以推測，相對于社會經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭，營養(yǎng)改善計劃對來自社會經(jīng)濟(jì)地位較低家庭的學(xué)生改善作用更大。統(tǒng)計結(jié)果表明，營養(yǎng)改善計劃對家庭社會經(jīng)濟(jì)地位不同的學(xué)生都有影響，對家庭社會經(jīng)濟(jì)地位處于弱勢的學(xué)生影響相對更大。在家庭社會經(jīng)濟(jì)地位方面，本文以學(xué)生父親受教育年限是否>9年作為分組變量進(jìn)行分組樣本估計。具體來看，對于父親受教育年限≤9年的學(xué)生，營養(yǎng)改善計劃使他們的身高（z）平均提高了0.271個標(biāo)準(zhǔn)差，結(jié)果在10%的統(tǒng)計水平上顯著；負(fù)面情緒平均降低了0.099分，結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著；數(shù)學(xué)成績平均提高了1.714分，結(jié)果在5%的統(tǒng)計水平上顯著；認(rèn)知能力平均提高了0.292分，結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著。對于父親受教育年限>9年的學(xué)生，營養(yǎng)改善計劃平均降低了他們的負(fù)面情緒0.099分，增加了對未來的信心1.144分，二者均在10%的統(tǒng)計水平上顯著。對于父親受教育年限>9年的學(xué)生來說，營養(yǎng)改善計劃對他們學(xué)業(yè)的影響不顯著。

三、結(jié)論與建議

2021年中國脫貧攻堅取得了全面勝利，作為打破貧困代際傳遞的有效途徑，貧困地區(qū)青少年的營養(yǎng)干預(yù)計劃發(fā)揮著重要作用。本文首次采用全國代表性調(diào)查數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，較為全面地評估了營養(yǎng)改善計劃對農(nóng)村學(xué)生人力資本的影響，為檢驗政策效果和完善政策實施方案提供了重要的參考依據(jù)?；贑EPS數(shù)據(jù)的研究結(jié)果顯示，營養(yǎng)改善計劃顯著提高了農(nóng)村學(xué)生的身高（z），降低了學(xué)生的負(fù)面情緒，同時還顯著提高了學(xué)生的認(rèn)知能力。

通過分組回歸發(fā)現(xiàn)，營養(yǎng)改善計劃對促進(jìn)教育公平和社會公平有積極作用。首先，在根據(jù)家庭經(jīng)濟(jì)狀況分組的研究中發(fā)現(xiàn)，來自低保家庭的學(xué)生受到營養(yǎng)改善計劃的影響更大，這種影響體現(xiàn)在身高的增加、生長遲緩程度的降低和認(rèn)知能力的較大幅度提升。其次，在根據(jù)其他特征分組的研究中發(fā)現(xiàn)，營養(yǎng)改善計劃對女生、非獨生子女、留守兒童的影響更大，這些影響主要體現(xiàn)在對未來的信心、認(rèn)知能力和輟學(xué)率方面。無論是提高貧困學(xué)生的認(rèn)知能力還是降低特殊人群的輟學(xué)率，營養(yǎng)改善計劃能夠減弱家庭的不利因素對他們?nèi)肆Y本的負(fù)面影響，即在一定程度上縮小了因家庭社會經(jīng)濟(jì)地位不同造成的受教育機會、人力資本積累等方面的差距，從而達(dá)到促進(jìn)教育公平和社會公平的目的。

通過對實證結(jié)果的解讀發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果中絕大部分的估計系數(shù)較小，意味著營養(yǎng)改善計劃的政策效果仍然有限。造成這種現(xiàn)象的原因主要有兩個：其一，相對于國外較成熟的營養(yǎng)計劃，我國的營養(yǎng)改善計劃開展時間較短，部分政策效果可能還沒有顯現(xiàn)；其二，受到樣本數(shù)據(jù)的限制，本研究只能對2015年之前的政策效果進(jìn)行估計，沒有研究該計劃的長期效果。針對以上發(fā)現(xiàn)，我們建議：其一，繼續(xù)推進(jìn)營養(yǎng)改善計劃及配套措施的實施，逐步實現(xiàn)普及化和制度化，特別是針對相對貧困地區(qū)農(nóng)村學(xué)生制定營養(yǎng)改善計劃的階段性目標(biāo)和時間表，加強經(jīng)費保障。其二，完善營養(yǎng)改善計劃，對經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生和特殊群體在經(jīng)費上給予更多支持，提高他們的收益水平。其三，提高項目參與學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)、教師、食堂工作人員、項目學(xué)生及其家長的健康營養(yǎng)知識水平，增強營養(yǎng)健康意識，提高營養(yǎng)改善計劃的實施效果。當(dāng)然，本文仍然存在一些局限與不足，影響農(nóng)村學(xué)生人力資本的因素除營養(yǎng)改善計劃外，還有其他很多因素，為改善農(nóng)村學(xué)生人力資本需要各項政策綜合發(fā)力。

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［責(zé)任編輯：毛麗娜 張?。?/p>