于大川

(廣東金融學(xué)院 社會(huì)保障研究所，廣州 510520)

?

更好的營(yíng)養(yǎng)會(huì)促進(jìn)農(nóng)民的勞動(dòng)參與嗎？*
——基于CHNS面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

于大川

(廣東金融學(xué)院 社會(huì)保障研究所，廣州 510520)

摘要：基于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989—2011年的面板數(shù)據(jù)，使用Logit模型，從熱量和主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入兩個(gè)方面實(shí)證分析營(yíng)養(yǎng)對(duì)我國(guó)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響及結(jié)構(gòu)性差異，結(jié)果表明：營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與有顯著影響，熱量、碳水化合物、蛋白質(zhì)攝入具有正向影響，脂肪攝入則具有負(fù)面影響；營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響存在性別、年齡和時(shí)間差異，對(duì)女性農(nóng)民的影響要高于男性農(nóng)民，對(duì)老年農(nóng)民的影響要高于中青年農(nóng)民；熱量、脂肪和蛋白質(zhì)攝入的影響隨時(shí)間變化逐漸增強(qiáng)，碳水化合物攝入的影響則呈現(xiàn)出先增強(qiáng)后減弱的變化趨勢(shì)。擴(kuò)大農(nóng)民的勞動(dòng)參與率應(yīng)從改善農(nóng)民的營(yíng)養(yǎng)水平和營(yíng)養(yǎng)結(jié)構(gòu)入手，并且應(yīng)注意根據(jù)不同的性別、年齡特征制訂有針對(duì)性的政策措施。

關(guān)鍵詞：營(yíng)養(yǎng)；農(nóng)民；勞動(dòng)參與；營(yíng)養(yǎng)效率；勞動(dòng)效率；健康狀況；熱量；主要營(yíng)養(yǎng)素；CHNS數(shù)據(jù)

一、引言

長(zhǎng)期以來(lái)，“三農(nóng)”問(wèn)題一直是社會(huì)輿論和政策研究的焦點(diǎn)。“三農(nóng)”問(wèn)題的核心是農(nóng)民問(wèn)題，尤其是農(nóng)民的收入問(wèn)題。在社會(huì)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，城鄉(xiāng)居民的收入差距不僅沒(méi)有減小，反而有擴(kuò)大趨勢(shì)。因此，促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展迫在眉睫。要實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收，首先要全面提高農(nóng)民的勞動(dòng)參與率，因?yàn)槭欠駞⑴c勞動(dòng)是農(nóng)民能否獲得收入的前提。從這個(gè)角度上講，關(guān)注和研究農(nóng)民的勞動(dòng)參與行為及其制約因素有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與(供給)的影響因素進(jìn)行了廣泛的研究，大致可歸納為以下方面：一是個(gè)體或家庭因素。龐麗華等(2003)對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)參與率的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村老年人的勞動(dòng)參與率較高，年齡、性別、健康、所承擔(dān)的責(zé)任、居住方式和土地等個(gè)體和家庭因素是影響其是否勞動(dòng)的主要因素。程名望等(2012)的研究發(fā)現(xiàn)，性別、干部身份、教育和培訓(xùn)、健康、家庭類(lèi)型等因素對(duì)農(nóng)民從事農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)有顯著影響。二是政策或制度因素。楊向陽(yáng)等(2007)研究發(fā)現(xiàn)，公共投資對(duì)農(nóng)民參與非農(nóng)就業(yè)有顯著促進(jìn)作用。劉穎等(2014)對(duì)安徽省天長(zhǎng)市的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶(hù)對(duì)糧食補(bǔ)貼政策的滿(mǎn)意度越高，其減少非農(nóng)就業(yè)時(shí)間的可能性就越大。程杰(2014)對(duì)四川省成都市的研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保障制度對(duì)農(nóng)村居民的勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)供給時(shí)間有明顯的負(fù)向影響。徐慶等(2015)利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)討論了新農(nóng)合制度對(duì)農(nóng)村婦女勞動(dòng)供給決策的影響，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合制度顯著促進(jìn)了農(nóng)村婦女的勞動(dòng)供給。

可以看出，已有文獻(xiàn)已經(jīng)進(jìn)行了較為深入的研究，但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響。雖然一些文獻(xiàn)探討了健康與農(nóng)民勞動(dòng)參與(供給)之間的關(guān)系(劉生龍，2008；于大川 等，2015)，但這些文獻(xiàn)主要考察了自評(píng)健康等指標(biāo)衡量的健康狀況對(duì)勞動(dòng)參與的影響，并未將營(yíng)養(yǎng)作為健康的一個(gè)重要維度進(jìn)行研究。那么，營(yíng)養(yǎng)究竟是否會(huì)影響農(nóng)民的勞動(dòng)參與？如果存在影響，其影響程度有多大？營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響是否存在結(jié)構(gòu)性差異？本文將基于全國(guó)性的微觀調(diào)查面板數(shù)據(jù)對(duì)上述問(wèn)題做出系統(tǒng)解答，以期為全面提高農(nóng)民的勞動(dòng)參與率提供決策參考和經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。

二、理論分析

從微觀角度來(lái)看，營(yíng)養(yǎng)狀況會(huì)通過(guò)以下兩個(gè)渠道對(duì)個(gè)體的勞動(dòng)參與(或一般性的勞動(dòng)供給)行為產(chǎn)生影響：

一是勞動(dòng)效率。營(yíng)養(yǎng)效率假說(shuō)(Leibenstein，1957)認(rèn)為，與營(yíng)養(yǎng)不良的勞動(dòng)者相比，那些攝入了更多熱量(卡路里)的勞動(dòng)者具有更高的勞動(dòng)效率，這表明營(yíng)養(yǎng)不良會(huì)導(dǎo)致個(gè)體勞動(dòng)效率下降，而勞動(dòng)效率下降會(huì)對(duì)勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與產(chǎn)生顯而易見(jiàn)的負(fù)向影響。首先從勞動(dòng)力需求和供給兩個(gè)方面來(lái)分析勞動(dòng)力市場(chǎng)的一般情況：一方面，勞動(dòng)力需求方會(huì)在招聘過(guò)程中對(duì)所有求職者進(jìn)行甄別，并通過(guò)一些可識(shí)別的外部特征，如身體是否單薄甚至身體高度等，將那些可能存在勞動(dòng)效率低下問(wèn)題的勞動(dòng)者排除在雇傭范圍之外(Mduma，2014)，這會(huì)使?fàn)I養(yǎng)不良的勞動(dòng)者很難獲得就業(yè)機(jī)會(huì)*即使他們能夠通過(guò)勞動(dòng)力需求方的篩選實(shí)現(xiàn)就業(yè)，由于邊際生產(chǎn)力低下，勞動(dòng)力需求方也會(huì)采取措施迫使他們選擇退出，因?yàn)橐粋€(gè)以追求利潤(rùn)最大化為目標(biāo)的廠商不可能長(zhǎng)期為那些邊際生產(chǎn)率低于工資率的工人支付工資(樊明，2002)。。另一方面，來(lái)自于勞動(dòng)力需求方的甄別和篩選增加了那些營(yíng)養(yǎng)狀況差、勞動(dòng)效率低的勞動(dòng)者找工作的難度，提高了他們的就業(yè)成本，減弱了他們參與勞動(dòng)的主觀意愿*即使這部分勞動(dòng)者能夠順利實(shí)現(xiàn)就業(yè)，其在工作中實(shí)際獲得的工資水平也會(huì)低于預(yù)期工資，這可能最終導(dǎo)致他們選擇退出勞動(dòng)力市場(chǎng)(Vanwey et al，2013)。。此外，與營(yíng)養(yǎng)不良相關(guān)聯(lián)的勞動(dòng)效率下降在一定程度上降低了勞動(dòng)者的潛在收入能力，這相當(dāng)于降低了他們選擇閑暇的機(jī)會(huì)成本，其結(jié)果也會(huì)消減他們參與勞動(dòng)的積極性。

與城市居民主要從事非農(nóng)就業(yè)的情況不同，在中國(guó)農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)民的勞動(dòng)參與情況非常復(fù)雜，他們當(dāng)中的大部分人會(huì)選擇從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，但由于非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入差距的客觀存在，也有相當(dāng)一部分農(nóng)民會(huì)進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)尋求非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)(孫頂強(qiáng) 等，2015)。對(duì)于參與非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)民而言，上述分析成立，即營(yíng)養(yǎng)不良會(huì)降低農(nóng)民的非農(nóng)勞動(dòng)效率從而減少其獲得非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的概率。然而對(duì)于參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民而言，由于屬于“自雇行為”，因此其勞動(dòng)參與行為不受勞動(dòng)力需求方的影響，但營(yíng)養(yǎng)同樣會(huì)通過(guò)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對(duì)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與產(chǎn)生作用，而且作用力會(huì)更強(qiáng)，這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)大多屬于中、重體力勞動(dòng)，尤其需要良好的營(yíng)養(yǎng)支持(王引 等，2009)。在營(yíng)養(yǎng)不良的情況下，由于生產(chǎn)效率低下，農(nóng)民從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中獲得的實(shí)際收益是不斷下降的，閑暇機(jī)會(huì)成本隨之降低，這些因素都會(huì)使得農(nóng)民退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，轉(zhuǎn)而選擇閑暇或選擇從事相對(duì)效用較高的其他家庭生產(chǎn)類(lèi)型。

二是健康狀況。勞動(dòng)效率并不是聯(lián)系營(yíng)養(yǎng)與勞動(dòng)參與的唯一渠道，在健康經(jīng)濟(jì)學(xué)中，營(yíng)養(yǎng)攝入水平通常被視為健康狀況的一個(gè)重要衡量指標(biāo)(Schultz，2010)。伴隨著營(yíng)養(yǎng)狀況變差，個(gè)體的健康水平往往會(huì)呈現(xiàn)同方向變化趨勢(shì)，這是因?yàn)楫?dāng)營(yíng)養(yǎng)攝入不足時(shí)，人體的能量均衡會(huì)被打破，人們將處于一種亞健康狀態(tài)，而且長(zhǎng)期的營(yíng)養(yǎng)不良還會(huì)導(dǎo)致一些慢性疾病的發(fā)生，如低血糖、貧血等，從而使人們的健康受損(中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)，2000)。營(yíng)養(yǎng)不良導(dǎo)致的健康問(wèn)題會(huì)使人們重新評(píng)價(jià)用于各類(lèi)活動(dòng)的時(shí)間價(jià)值，如工作、閑暇和健康生產(chǎn)等，并進(jìn)行合理配置，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)個(gè)人效用最大化(Cai et al，2006)。通常情況下，隨著人們健康狀況的下降，人們會(huì)降低對(duì)工作時(shí)間的價(jià)值評(píng)價(jià)并減少勞動(dòng)供給時(shí)間，轉(zhuǎn)而將更多的時(shí)間分配到相對(duì)效用較高的閑暇和健康生產(chǎn)之上。尤其是當(dāng)健康狀況嚴(yán)重惡化時(shí)，人們將徹底地退出勞動(dòng)市場(chǎng)，成為一個(gè)非勞動(dòng)參與者。

以上分析表明，營(yíng)養(yǎng)不良通過(guò)影響勞動(dòng)效率和健康狀況從而使個(gè)體的勞動(dòng)參與概率降低。但在某些情況下，上述理論推斷并不成立。例如，由于營(yíng)養(yǎng)欠佳導(dǎo)致的勞動(dòng)效率和收入降低可能會(huì)產(chǎn)生一種“收入效應(yīng)”，這會(huì)使勞動(dòng)參與率不降反升(Dwyer et al，1999)。此外，營(yíng)養(yǎng)不良引發(fā)的健康問(wèn)題意味著個(gè)體對(duì)醫(yī)療服務(wù)的需求增加，此時(shí)個(gè)體會(huì)更積極地參與勞動(dòng)并獲得足夠高的收入，用以滿(mǎn)足增加了的醫(yī)療服務(wù)需求(Brown et al，2010)。因此，雖然許多經(jīng)驗(yàn)研究找到了營(yíng)養(yǎng)與勞動(dòng)參與正相關(guān)的證據(jù)，但從理論上講，營(yíng)養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)參與的影響方向仍然是不確定的。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究所用數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)*CHNS數(shù)據(jù)地址為：http：//www.cpc.unc.edu/projects/china。，該數(shù)據(jù)由美國(guó)北卡羅來(lái)納大學(xué)卡羅來(lái)納人口研究中心和中國(guó)疾病與預(yù)防控制中心營(yíng)養(yǎng)食品安全研究所聯(lián)合組織實(shí)施。調(diào)查的主要目的有兩個(gè)：一是為了檢驗(yàn)中國(guó)健康、營(yíng)養(yǎng)和計(jì)劃生育政策的實(shí)施效果，二是為了分析經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型對(duì)中國(guó)人口健康與營(yíng)養(yǎng)狀況的影響。截至目前，該調(diào)查一共進(jìn)行了9次*調(diào)查年份分別是1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年。，調(diào)查范圍涉及中國(guó)的9個(gè)省區(qū)*9個(gè)省區(qū)分別為：遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州。、4 400個(gè)家庭和26 000多個(gè)個(gè)體。

本文采用CHNS所有調(diào)查年份的面板數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)處理上：首先，由于以農(nóng)民作為研究對(duì)象，因此以戶(hù)口類(lèi)型為依據(jù)將城鎮(zhèn)居民剔除；其次，在校學(xué)生有充分理由不參與勞動(dòng)，因此將在校學(xué)生剔除；最后，考慮到自然衰老引起的健康問(wèn)題可能對(duì)勞動(dòng)參與產(chǎn)生的負(fù)面影響，將研究對(duì)象年齡限定為18~65歲。這樣，在刪除缺失和極端數(shù)據(jù)后，共獲得17 204個(gè)有效樣本。

2.變量選取

(1)因變量：勞動(dòng)參與狀況。變量構(gòu)造基于CHNS問(wèn)卷中“你現(xiàn)在有工作嗎？”的詢(xún)問(wèn)，該問(wèn)題有“是”和“否”兩個(gè)選項(xiàng)，分別賦值為“1=參與勞動(dòng)”、“0=未參與勞動(dòng)”。

(2)自變量：營(yíng)養(yǎng)狀況。選取熱量攝入和主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入兩個(gè)衡量指標(biāo)。熱量攝入反映了營(yíng)養(yǎng)狀況“總量”，主要營(yíng)養(yǎng)素(碳水化合物、脂肪、蛋白質(zhì))攝入則反映了營(yíng)養(yǎng)“結(jié)構(gòu)”狀況。營(yíng)養(yǎng)變量數(shù)據(jù)來(lái)自于CHNS中的營(yíng)養(yǎng)膳食調(diào)查問(wèn)卷。

(3)控制變量：包括性別、年齡及其平方項(xiàng)、受教育年限、婚姻狀況、對(duì)家庭兒童的照顧行為等，此外，調(diào)查省區(qū)、年份也被納入到模型中以控制省際差異和時(shí)間變化對(duì)勞動(dòng)參與的影響。變量的基本情況見(jiàn)表1。

表1　變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

注：(1)Calories、Carbo、Fat、Protn取值均為原值；(2)按是否有配偶對(duì)Marriage進(jìn)行分類(lèi)：第一類(lèi)是包括在婚和分居在內(nèi)的在婚狀態(tài)，第二類(lèi)是包括未婚、離婚和喪偶在內(nèi)的不在婚狀態(tài)。

3.模型選擇

農(nóng)民的勞動(dòng)參與(LFP)可表示為營(yíng)養(yǎng)(Nutrition)和其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素(X)的函數(shù)?？紤]到使用的是面板數(shù)據(jù)，計(jì)量模型可表示為：

LFPit=β0+β1Nutritionit+β2Xit+ui+εit

(1)

其中，LFPit、Nutritionit分別表示第i個(gè)農(nóng)民在t時(shí)期的勞動(dòng)參與狀況和營(yíng)養(yǎng)狀況，Xit為控制變量的向量，ui代表不隨時(shí)間變化的個(gè)體異質(zhì)性，εit為隨個(gè)體和時(shí)間變化而變化的擾動(dòng)項(xiàng)，β為待估計(jì)參數(shù)。

對(duì)某個(gè)特定的農(nóng)民來(lái)說(shuō)，他要么參與勞動(dòng)，要么不參與，因此LFP是一個(gè)二值離散變量，取值為1或0。對(duì)于因變量為離散變量的情形，本文采用以往文獻(xiàn)中常用的Logit模型進(jìn)行估計(jì)。模型形式如下：

(2)

式(2)中，Z是包括營(yíng)養(yǎng)(Nutrition)在內(nèi)的一系列自變量的向量，β為要估計(jì)的參數(shù)，G是一個(gè)Logistic隨機(jī)變量的累積分布函數(shù)，可表示為：

(3)

這樣，式(2)對(duì)所有參數(shù)和Z的值都嚴(yán)格介于0~1之間，是一個(gè)非線性模型，可以使用極大似然法(MLE)得到參數(shù)的估計(jì)值。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

本文從熱量和主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入兩個(gè)維度分別檢驗(yàn)營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響。為了檢驗(yàn)營(yíng)養(yǎng)對(duì)不同特征(性別、年齡)農(nóng)民勞動(dòng)參與影響的差異，除了對(duì)總體樣本進(jìn)行回歸分析之外，還分別對(duì)男性、女性農(nóng)民樣本以及18~50歲、51~65歲*此處對(duì)年齡所做的分組參考了Cai 和 Kalb(2006)的做法，將18~50歲年齡組的農(nóng)民定義為中青年農(nóng)民，將51~65歲年齡組的農(nóng)民定義為老年農(nóng)民。農(nóng)民樣本進(jìn)行了回歸分析(見(jiàn)表2、表3)。實(shí)證分析使用的是Stata 12.0統(tǒng)計(jì)軟件。

1.熱量攝入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響

表2中總體樣本的回歸結(jié)果顯示，熱量攝入通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，在1%的水平上顯著相關(guān)，且回歸系數(shù)為正。這表明農(nóng)民攝入的熱量越高，其參與勞動(dòng)的可能性越大。平均而言，日均熱量攝入量每提高1%，農(nóng)民參與勞動(dòng)的概率就會(huì)提高6.05%*此處的概率值是熱量攝入對(duì)勞動(dòng)參與的邊際效應(yīng)，后面的概率值均為邊際效應(yīng)。。對(duì)此，可能的解釋是，農(nóng)民所從事的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)就業(yè)大都屬于體力勞動(dòng)，勞動(dòng)強(qiáng)度較大，這意味著要參與這些類(lèi)型的勞動(dòng)，必須要有較為強(qiáng)壯的身體作為支撐，否則將難以適應(yīng)。熱量攝入的增加可以在一定程度上提高農(nóng)民的“身體資本”，增強(qiáng)農(nóng)民的生產(chǎn)活動(dòng)參與能力，而在熱量攝入不足的情況下，這種促進(jìn)作用會(huì)更明顯*根據(jù)中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)(2000)制定的參考標(biāo)準(zhǔn)，從事中、重體力勞動(dòng)的成年人日均熱量攝入?yún)⒖剂糠謩e為2 500kcal和2 950kcal，而樣本農(nóng)民的日均熱量攝入量約為2 506kcal。。此外，熱量攝入還可以改善農(nóng)民的“健康資本”，使其保持良好的健康狀態(tài)，從而提高勞動(dòng)參與概率。

表2中男性、女性樣本的回歸結(jié)果顯示，熱量攝入在男性和女性樣本中均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，在1%的水平上顯著相關(guān)，回歸系數(shù)皆為正。從影響程度上看，熱量攝入對(duì)女性農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響要大于男性農(nóng)民，存在明顯的性別差異。平均而言，每增加1%的日均熱量攝入，男性和女性農(nóng)民的勞動(dòng)參與率將分別提高3.96%和8.03%。這是因?yàn)橄啾饶行赞r(nóng)民，女性農(nóng)民的身體素質(zhì)普遍較弱，特別是在力量和體力方面處于“劣勢(shì)”，因此她們只有在攝入更多熱量時(shí)才有可能適應(yīng)強(qiáng)度較大的體力勞動(dòng)，否則，她們將會(huì)放棄參與勞動(dòng)，轉(zhuǎn)而從事具有“相對(duì)比較優(yōu)勢(shì)”的家務(wù)勞動(dòng)等。

表2中中青年、老年樣本的回歸結(jié)果顯示，熱量攝入在中青年和老年農(nóng)民樣本中均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，在1%的水平上顯著相關(guān)，回歸系數(shù)皆為正。從影響程度上看，熱量攝入對(duì)老年農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響程度要大于中青年農(nóng)民，存在明顯的年齡差異。平均而言，每增加1%的日均熱量攝入，中青年和老年農(nóng)民的勞動(dòng)參與率會(huì)分別提高5.11%和9.26%。這是因?yàn)橄鄬?duì)于中青年農(nóng)民，老年農(nóng)民的身體健康狀況普遍較差，充足的熱量攝入能夠使其保持較充沛的體力和良好的健康水平，進(jìn)而促進(jìn)他們的勞動(dòng)參與行為。

表2　熱量攝入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與影響的Logit模型回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著相關(guān)；(2)括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；(3)Calories取原值的對(duì)數(shù)值。

此外，從回歸結(jié)果中還發(fā)現(xiàn)了一個(gè)有趣的現(xiàn)象，那就是婚姻狀況對(duì)中青年農(nóng)民的勞動(dòng)參與有著非常顯著的影響，而對(duì)老年農(nóng)民的影響不顯著?？赡艿慕忉屖?，隨著年齡的增長(zhǎng)，老年農(nóng)民在家庭中將不再扮演撫養(yǎng)者或贍養(yǎng)者的角色，特別是家庭中的子女長(zhǎng)大成人后，他們就成了被贍養(yǎng)者。在沒(méi)有沉重家庭負(fù)擔(dān)的情況下，婚姻狀況對(duì)其勞動(dòng)參與將不再產(chǎn)生影響。

2.主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響

表3中總體樣本的回歸結(jié)果顯示，碳水化合物、脂肪、蛋白質(zhì)三種主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但影響方向不盡一致。其中，碳水化合物和蛋白質(zhì)攝入對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與有正向影響，平均而言，每增加1%的日均碳水化合物和蛋白質(zhì)攝入會(huì)使農(nóng)民的勞動(dòng)參與概率分別提高9.45%和1.58%。這是因?yàn)樘妓衔锖偷鞍踪|(zhì)不僅是人體能量的主要來(lái)源，還具有調(diào)節(jié)代謝、降低慢性病發(fā)生率等重要的生理功能，適量攝取能夠使人們保持良好的健康和活動(dòng)水平。從總體樣本的描述結(jié)果看，我國(guó)農(nóng)民存在碳水化合物、蛋白質(zhì)攝入不足的問(wèn)題*根據(jù)中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)(2000)制定的參考標(biāo)準(zhǔn)，中國(guó)成年人碳水化合物供給熱量比例以62.7%~68.3%為宜，而樣本農(nóng)民的碳水化合物熱量供給比例約為63.42%。中國(guó)成年人每日所需蛋白質(zhì)攝入量按性別和勞動(dòng)強(qiáng)度有所不同：在輕體力勞動(dòng)情況下，男性為75g，女性為65g；在中體力勞動(dòng)情況下，男性為80g，女性為70g；在重體力勞動(dòng)情況下，男性為90g，女性為80g。而樣本農(nóng)民的平均蛋白質(zhì)攝入量為70.73g。，因此增加這兩類(lèi)營(yíng)養(yǎng)素的攝入將有利于促進(jìn)其勞動(dòng)參與水平。而脂肪攝入對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與有負(fù)向影響，平均而言，每增加1%的日均脂肪攝入會(huì)使農(nóng)民的勞動(dòng)參與率降低0.82%，這與當(dāng)前農(nóng)民不合理的營(yíng)養(yǎng)結(jié)構(gòu)有關(guān)。近年來(lái)，隨著物質(zhì)生活水平的提高，人們?nèi)站鶖z入脂肪量嚴(yán)重超標(biāo)，與脂肪有關(guān)的疾病發(fā)病率逐年上升。從總體樣本的描述結(jié)果看，農(nóng)民在一定程度上存在脂肪攝入過(guò)度的問(wèn)題*根據(jù)中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)(2000)制定的參考標(biāo)準(zhǔn)，中國(guó)成年人脂肪供給熱量比例以20%~25%為宜，而樣本農(nóng)民的脂肪熱量供給比例約為24.42%。，脂肪過(guò)量攝入導(dǎo)致的肥胖及健康問(wèn)題可能會(huì)對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與產(chǎn)生負(fù)向影響。

表3　主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與影響的Logit模型回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著相關(guān)；(2)括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；(3)Carbo、Fat、Protn均取原值的對(duì)數(shù)值。

表3中男性、女性樣本的回歸結(jié)果顯示，碳水化合物、蛋白質(zhì)攝入在男性和女性農(nóng)民樣本回歸中均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)皆為正，這表明隨著這兩種營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入的提高，農(nóng)民的勞動(dòng)參與率將會(huì)增加。同時(shí)也可以看到，這兩種營(yíng)養(yǎng)素對(duì)不同性別農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響程度是不同的，對(duì)女性農(nóng)民的影響要大于男性農(nóng)民。平均而言，每增加1%的日均碳水化合物攝入量，可使男性和女性農(nóng)民勞動(dòng)參與率分別上升5.63%和13.62%；每增加1%的日均蛋白質(zhì)攝入量，可使男性和女性農(nóng)民勞動(dòng)參與率分別上升0.32%和3.23%。脂肪攝入對(duì)男性農(nóng)民的勞動(dòng)參與有顯著的負(fù)向影響，但對(duì)女性農(nóng)民的影響不顯著。

表3中中青年、老年農(nóng)民的回歸結(jié)果顯示，碳水化合物、蛋白質(zhì)攝入在不同年齡段農(nóng)民樣本回歸中均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)皆為正。但從影響程度來(lái)看，這兩種主要營(yíng)養(yǎng)素對(duì)老年農(nóng)民的影響要大于中青年農(nóng)民。平均而言，每增加1%的日均碳水化合物攝入量，會(huì)使中青年和老年農(nóng)民的勞動(dòng)參與率分別提高7.03%和18.66%;每增加1%的日均蛋白質(zhì)攝入量，會(huì)使中青年和老年農(nóng)民的勞動(dòng)參與率分別提高1.02%和4.39%。脂肪攝入對(duì)不同年齡段農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響也有差異，對(duì)老年農(nóng)民有顯著的負(fù)向影響，但對(duì)中青年農(nóng)民的影響不顯著。

3.進(jìn)一步的討論

為了進(jìn)一步探求營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與影響的變化趨勢(shì)，同時(shí)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文還考察了不同調(diào)查年份下熱量和主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與影響的差異(見(jiàn)表4~表5)。受篇幅所限，表4~表5中均省去了控制變量的回歸結(jié)果。

表4　熱量攝入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與影響的Logit模型回歸結(jié)果(按調(diào)查年份)

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著相關(guān)；(2)括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；(3)Calories取原值的對(duì)數(shù)值；(4)CV表示控制變量。

如表4所示，在所有調(diào)查年份中，熱量攝入對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與均有顯著的正向影響，并且隨著時(shí)間的推移，熱量攝入對(duì)勞動(dòng)參與的影響程度呈現(xiàn)出逐漸增強(qiáng)的趨勢(shì)。這說(shuō)明熱量攝入在農(nóng)民的勞動(dòng)參與決策中起到了越來(lái)越重要的決定性作用。這一變動(dòng)趨勢(shì)與農(nóng)民長(zhǎng)期以來(lái)熱量攝入水平較低的現(xiàn)象密切相關(guān)，也與熱量所具有的多樣化“功能”有關(guān)。充足的熱量攝入不僅使農(nóng)民擁有更好的“身體資本”，同時(shí)還改善了他們的“健康資本”。這些都會(huì)使農(nóng)民在高強(qiáng)度的生產(chǎn)活動(dòng)中保持較高的勞動(dòng)效率和預(yù)期收益，進(jìn)而提高他們參與勞動(dòng)的積極性。

如表5所示，碳水化合物攝入在所有調(diào)查年份中均對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與有顯著的正向影響，但其影響程度并不是逐漸提高的，而是呈現(xiàn)出先增強(qiáng)后減弱的“倒U型”變化趨勢(shì)?？赡艿慕忉屖牵禾妓衔锿ǔ１徽J(rèn)為是最“廉價(jià)”的營(yíng)養(yǎng)來(lái)源，主要來(lái)自于谷物和水果。在溫飽問(wèn)題無(wú)法有效解決的情況下，充足的碳水化合物攝入必然有助于提高農(nóng)民的勞動(dòng)參與概率，但20世紀(jì)80年代末期以來(lái)隨著農(nóng)民生活水平的改善，碳水化合物對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響也隨之減弱。脂肪攝入對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與有著顯著的負(fù)向影響，并且隨著時(shí)間的推移，這種負(fù)向影響的程度越來(lái)越大，這與營(yíng)養(yǎng)結(jié)構(gòu)不合理導(dǎo)致的脂肪攝入過(guò)量有關(guān)。隨著經(jīng)濟(jì)狀況的改善，人們的脂肪攝入存在超標(biāo)問(wèn)題，過(guò)量的脂肪攝入不僅會(huì)影響農(nóng)民的勞動(dòng)效率，還會(huì)損害其健康狀況，從而對(duì)勞動(dòng)參與產(chǎn)生負(fù)面影響，而且這種負(fù)面影響會(huì)隨著脂肪攝入量的提高而增大。蛋白質(zhì)對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與有著顯著的正向影響，并且其影響程度隨時(shí)間的推移而逐漸提高。這是因?yàn)榈鞍踪|(zhì)作為更“高級(jí)”的營(yíng)養(yǎng)來(lái)源，不僅具有供給熱量的功能，還具有運(yùn)輸、調(diào)節(jié)、催化、免疫等其他多種生理功能。隨著時(shí)間推移以及蛋白質(zhì)攝入水平的提高，蛋白質(zhì)攝入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響程度越來(lái)越大并不難理解。

表5　主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與影響的Logit模型回歸結(jié)果(按調(diào)查年份)

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著相關(guān)；(2)括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；(3)Carbo、Fat、Protn均取原值的對(duì)數(shù)值；(4)CV表示控制變量。

五、結(jié)論與建議

本文基于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989—2011年的面板數(shù)據(jù)，使用Logit模型，從熱量和主要營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入兩個(gè)方面實(shí)證檢驗(yàn)營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響及結(jié)構(gòu)性差異，得到如下主要研究結(jié)論：(1)營(yíng)養(yǎng)顯著影響著農(nóng)民的勞動(dòng)參與率，其中，熱量、碳水化合物、蛋白質(zhì)攝入對(duì)農(nóng)民的勞動(dòng)參與有正向影響，而脂肪攝入則具有負(fù)向影響。(2)營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響存在性別、年齡和時(shí)間差異。首先，熱量、碳水化合物和蛋白質(zhì)攝入對(duì)女性農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響要高于對(duì)男性農(nóng)民的影響；其次，幾乎所有的營(yíng)養(yǎng)變量對(duì)老年農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響都要高于對(duì)中青年農(nóng)民的影響；最后，熱量、脂肪和蛋白質(zhì)攝入對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響隨時(shí)間變化逐漸增強(qiáng)，而碳水化合物攝入的影響則呈現(xiàn)先增強(qiáng)后減弱的“倒U型”趨勢(shì)。

既然營(yíng)養(yǎng)是影響農(nóng)民勞動(dòng)參與率的重要因素之一，因此有必要采取相應(yīng)措施來(lái)強(qiáng)化營(yíng)養(yǎng)對(duì)提高農(nóng)民勞動(dòng)參與率的促進(jìn)作用。從研究結(jié)論可以看出，營(yíng)養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)參與的正向影響主要來(lái)自于熱量、碳水化合物和蛋白質(zhì)攝入量的增加，因此提高農(nóng)民總體營(yíng)養(yǎng)攝入水平，特別是高質(zhì)量營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入水平將是一個(gè)有益的努力方向。營(yíng)養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)參與率的負(fù)向影響主要來(lái)自于脂肪攝入量的增加，因此采取措施調(diào)整和改善農(nóng)民的營(yíng)養(yǎng)攝入結(jié)構(gòu)也將收到明顯的政策效果。此外，鑒于營(yíng)養(yǎng)對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響存在著性別、年齡差異，針對(duì)農(nóng)村地區(qū)女性和老年群體的營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施將有助于他們做出更為積極的勞動(dòng)參與決策。當(dāng)然，所有上述政策方向均需要政府部門(mén)的“三農(nóng)”政策作為支撐。具體而言，著眼于現(xiàn)在，應(yīng)重視農(nóng)村地區(qū)的營(yíng)養(yǎng)健康教育，尤其是科學(xué)膳食知識(shí)的宣傳普及；實(shí)施針對(duì)農(nóng)村地區(qū)，特別是農(nóng)村貧困地區(qū)的營(yíng)養(yǎng)投資計(jì)劃；著眼于將來(lái)，應(yīng)致力于發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，尤其是實(shí)現(xiàn)畜牧業(yè)、漁業(yè)的現(xiàn)代化發(fā)展，并制定有效的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格保護(hù)機(jī)制，以豐富農(nóng)村地區(qū)的物質(zhì)資源及減輕農(nóng)民的負(fù)擔(dān)，從根本上改善他們的營(yíng)養(yǎng)狀況。

參考文獻(xiàn)：

程杰.2014.養(yǎng)老保障的勞動(dòng)供給效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究(10)：60-73.

程名望，潘烜.2012.個(gè)人特征、家庭特征對(duì)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)影響的實(shí)證[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境(2)：94-99.

樊明.2002.健康經(jīng)濟(jì)學(xué)：健康對(duì)勞動(dòng)市場(chǎng)表現(xiàn)的影響[M].北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社.

劉生龍. 2008.健康對(duì)農(nóng)村居民勞動(dòng)力參與的影響[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)(8)：25-33.

劉穎，董春玉.2014.糧食補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)戶(hù)非農(nóng)就業(yè)時(shí)間的影響分析——基于安徽省天長(zhǎng)市的調(diào)研數(shù)據(jù)[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)(4)：43-49.

龐麗華，ROZELLE S，BRAUW A. 2003.中國(guó)農(nóng)村老人的勞動(dòng)供給研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(3)：721-730.

孫頂強(qiáng)，馮紫曦.2015.健康對(duì)我國(guó)農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)的影響：效率效應(yīng)與配置效應(yīng)——以江蘇省灌南縣和新沂市為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題(8)：28-34.

王引，尹志超.2009.健康人力資本積累與農(nóng)民收入增長(zhǎng)[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)(12)：24-31.

許慶，劉進(jìn).2015.“新農(nóng)合”制度對(duì)農(nóng)村婦女勞動(dòng)供給的影響[J].中國(guó)人口科學(xué)(3)：99-107.

楊向陽(yáng)，趙蕾.2007.公共投資對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和非農(nóng)就業(yè)的影響研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題(12)：41-49.

于大川，趙小仕. 2015.健康對(duì)農(nóng)民勞動(dòng)參與的影響：基于CHNS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，36(6)：155-159.

中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì). 2000.中國(guó)居民膳食營(yíng)養(yǎng)素參考攝入量[M].北京：中國(guó)輕工業(yè)出版社.

BROWN S，ROBERTS J，TAYLOR K. 2010. Reservation Wages，Labour Market Participation and Health [J]. Journal of the Royal Statistical Society，173(3)：501-529.

CAI L，KALB G. 2006. Health Status and Labour Force Participation：Evidence from Australia [J]. Health Economics，15(3)：241-261.

DWYER D S，MITCHELL O S. 1999. Health Problems as Determinants of Retirement： Are Self-rated Measures Endogenous? [J]. Journal of Health Economics(18)：173-193.

LEIBENSTEIN H. 1957. Economic Backwardness and Economic Growth： Studies in the Theory of Economic Development [M]. Wiley New York.

MDUMA J K. 2014. Gender Differences in Rural Off-Farm Employment Participation in Tanzania： Is Spatial Mobility an Issue? [J]. African Journal of Economic Review，2(1)：3-24.

CLC number：F249.21；D422.7Document code：AArticle ID：1674-8131(2016)01-0010-09

(編輯：朱德東；段文娟)

SCHULTZ T P. 2010. Health Human Capital and Economic Development [J]. Journal of African Economies，19(3)：12-80.

VANWEY L，VITHAYATHIL T. 2013. Off-farm Work among Rural Households：A Case Study in the Brazilian Amazon [J]. Rural Sociology，78(1)：29-50.

Does Better Nutrition Raise Farmers’ Labor Participation?—Empirical Analysis Based on CHNS Panel Data

YU Da-chuan

(Social Security Institute, Guangdong University of Finance, Guangzhou 510520, China)

Abstract:Based on the panel data from China health and nutrition survey (CHNS) from 1989 to 2011, by using Logit model, this paper empirically investigates the effect and difference of nutritional health on farmers’ labor participation from the two perspectives of calorie and nutrition factors. Results show that both calorie and main nutrient intake have a significant effect on the farmer’s labor participation, that calorie, carbohydrate and protein intake has positive effect, however, fat intake has negative effect, that the influence of nutrition on farmers’ labor participation has difference in gender, age and time, that the effect on women farmers is higher than the male farmers, that the effect on elderly farmers is higher than the young and middle-aged farmers, the effect of calories, fat and protein intake increases with the changing of time, and that the effect of carbohydrate intake presents a trend of rise first then fall. These results suggest that in order to increase the farmers’ labor participation rate, the government should not only enhance and improve the peasants’ nutrition level and nutrition structure, but also make the targeted policies according to farmers’ characteristics such as gender and age.

Key words:nutrition; farmer; labor participation; nutrition effect; labor effect; health condition; calorie; main nutrition materials; CHNS data

中圖分類(lèi)號(hào)：F249.21；D422.7

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1674-8131(2016)01-0010-09

作者簡(jiǎn)介：于大川(1981—)，男，山東萊西人；講師，管理學(xué)博士，在廣東金融學(xué)院勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)與人力資源管理系任教，主要從事健康經(jīng)濟(jì)、醫(yī)療保險(xiǎn)研究。

基金項(xiàng)目：教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大課題攻關(guān)項(xiàng)目(13JZD019)；廣東省普通高校青年創(chuàng)新人才類(lèi)項(xiàng)目(2014WQNCX134)；廣東金融學(xué)院科研課題一般項(xiàng)目(14XJ02-10)

收稿日期：*2015-08-18；修回日期：2015-10-09

DOI：10.3969/j.issn.1674-8131.2016.01.002