宋月萍,胡曦元

(1.中國人民大學(xué) 社會與人口學(xué)院,北京 100872;2.威斯康星大學(xué)麥迪遜分校 醫(yī)學(xué)和公共衛(wèi)生學(xué)院人口健康系,麥迪遜 53726)

人力資本的增長是一個(gè)卓有成效的經(jīng)濟(jì)體系最重要的基礎(chǔ)[1]18,[2]3-13。有效的人力資本投資政策對保證經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展、縮小收入分配差距意義重大,而我國目前仍存在高素質(zhì)人力資本占比不高、城鄉(xiāng)人力資本差距較大的問題。提高人力資本的重點(diǎn)在于農(nóng)村貧困地區(qū),但營養(yǎng)、健康和教育都制約著貧困地區(qū)人力資本質(zhì)量的提高。[3]11-15城鄉(xiāng)間、地區(qū)間青少年在教育表現(xiàn)、教育成就上的差距如果一直存在,將會進(jìn)一步擴(kuò)大未來個(gè)人收入的城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差異,甚至?xí)U(kuò)大城鄉(xiāng)發(fā)展、區(qū)域發(fā)展的分化。

健康和教育是人力資本的兩個(gè)重要組成部分,健康是接受教育的基礎(chǔ),良好教育表現(xiàn)背后需要持續(xù)的健康投入,同時(shí)充分的健康與營養(yǎng)保障會通過改善兒童與青少年的教育表現(xiàn)進(jìn)而在未來的經(jīng)濟(jì)增長和公平關(guān)切上獲得回報(bào)。在中國部分農(nóng)村地區(qū),低收入家庭的孩子尤其難以擁有營養(yǎng)均衡的飲食,從而難以獲得良好的學(xué)業(yè)表現(xiàn)。營養(yǎng)改善與多個(gè)維度就學(xué)成績的提高呈正相關(guān),例如更少的留級與曠課和更好的考試成績等。[4]26-33因此,通過政策干預(yù),改善青少年的營養(yǎng)投入、提升健康水平,以促進(jìn)后續(xù)人力資本形成就是極為重要的政策議程。實(shí)證上,Glewwe et al.較早地發(fā)現(xiàn)了早期營養(yǎng)投入與優(yōu)異學(xué)業(yè)表現(xiàn)的因果關(guān)系[5]351-364,說明早期兒童營養(yǎng)更可能通過促進(jìn)學(xué)習(xí)效率來提升學(xué)習(xí)表現(xiàn)。鑒于此,一些國家將兒童營養(yǎng)餐以非市場方式進(jìn)行供給,以確保兒童及青少年的營養(yǎng)得到保障。

我國從2011年起推出了“農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計(jì)劃(Nutrition improvement program for rural students in compulsory education, 本文簡稱NIP)”,致力于改善農(nóng)村地區(qū)和貧困地區(qū)兒童和青少年?duì)I養(yǎng)和健康狀況。由于內(nèi)生性問題,健康的營養(yǎng)攝入與以教育表現(xiàn)為表征的人力資本投資之間的因果關(guān)系一直是實(shí)證研究的難點(diǎn),本文將利用這一政策的外生變異,構(gòu)建帶有雙向固定效應(yīng)的雙重差分模型(DID)以實(shí)證檢驗(yàn)兩者之間的關(guān)系。本文對該領(lǐng)域研究的貢獻(xiàn)包括:第一,基于可靠的研究設(shè)計(jì),本文與大量營養(yǎng)攝入與學(xué)業(yè)表現(xiàn)文獻(xiàn)[6]24-34,[7]100-111,[8]155-166對話并提供了中國證據(jù),以往研究多單獨(dú)檢視了短期的影響,而本文利用具有代表性的中學(xué)生數(shù)據(jù),涵蓋了青少年從初一到高一階段學(xué)習(xí)成績、是否考上高中和高中排名在內(nèi)的學(xué)業(yè)表現(xiàn),能夠更綜合地反映政策在短期和較長時(shí)期內(nèi)的累積促進(jìn)作用。本文的第二個(gè)貢獻(xiàn)是為公共經(jīng)濟(jì)學(xué)議題提供了更詳細(xì)的研究證據(jù),即公共政策所提供的公共品對教育和人力資本的中期乃至較長期的促進(jìn)作用。本文第三個(gè)貢獻(xiàn)在于為公共政策制定與完善提供理論與實(shí)證支持,本文的結(jié)果對以政府為主導(dǎo)的營養(yǎng)干預(yù)對農(nóng)村學(xué)生的學(xué)業(yè)能力與人力資本積累有著積極意義。

一、文獻(xiàn)綜述

營養(yǎng)對兒童和青少年有著非同小可的作用,Brown et al.指出,對兒童營養(yǎng)不良的諸多研究反映出兒童早期不健康的營養(yǎng)飲食將以多種方式影響其長期智力發(fā)展,貧窮惡化了這一影響。[9]43同時(shí),兒童和青少年時(shí)期的營養(yǎng)不良與健康不佳有可能傳遞給下一代,Case et al.檢驗(yàn)了童年健康和家庭經(jīng)濟(jì)對成年健康、就業(yè)和社會經(jīng)濟(jì)地位的持久影響,發(fā)現(xiàn)健康狀況不佳的兒童其受教育程度、健康狀況和成年后的社會地位都明顯較低。[10]371-388

鑒于營養(yǎng)與食品安全對兒童和青少年的重要意義,制定改善學(xué)生營養(yǎng)攝入的公共政策就顯得尤為必要。不少學(xué)者就營養(yǎng)補(bǔ)充、營養(yǎng)干預(yù)項(xiàng)目與青春期乃至成年期健康狀況、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、經(jīng)濟(jì)行為、職業(yè)成就等之間的關(guān)系進(jìn)行了探究。在早期營養(yǎng)投入對學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響上,Alderman et al.發(fā)現(xiàn)學(xué)前兒童身高的提高與其青少年階段身高的提高、受教育年限的增加有關(guān)。[11]454-472也有研究發(fā)現(xiàn)基于學(xué)校的兒童營養(yǎng)服務(wù)的影響不限于學(xué)業(yè)表現(xiàn),這種公共品的輻射范圍會更廣,一項(xiàng)基于瑞典學(xué)校午餐改革的研究指出營養(yǎng)改善項(xiàng)目對個(gè)體全生命歷程的就業(yè)和健康等都有益處。[12]11-28

營養(yǎng)不良和營養(yǎng)失衡共存是我國青少年尤其是農(nóng)村地區(qū)青少年面臨的主要問題之一。[13]23-26農(nóng)村地區(qū)NIP已經(jīng)實(shí)施十年有余,學(xué)界也開始關(guān)注NIP這一致力于促進(jìn)兒童和青少年?duì)I養(yǎng)的民生工程的政策效果和評估。圍繞相關(guān)問題,一些學(xué)者對NIP進(jìn)行了定性描述,一些研究對局部地區(qū)進(jìn)行分析,越來越多的研究立足實(shí)證對NIP在健康、認(rèn)知能力、學(xué)業(yè)表現(xiàn)和非認(rèn)知能力等維度的政策效果進(jìn)行了分析。[6]24-34,[7]100-111,[8]155-166,[14]3-12上述研究為我們理解NIP這一旨在促進(jìn)義務(wù)教育階段學(xué)生健康狀況的社會政策的效果、影響及不足提供了有益啟發(fā),但其均單獨(dú)考察了NIP的短期影響或中期影響,本研究利用中國教育追蹤調(diào)查(China Education Panel Survey,CEPS)數(shù)據(jù)同時(shí)結(jié)合政策實(shí)施期間的短期影響和政策實(shí)施后一年的教育發(fā)展,更為系統(tǒng)全面地分析了政策實(shí)施對兒童和青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)的綜合效應(yīng)。這種影響主要從以下幾個(gè)層面展開:在個(gè)體層面,免費(fèi)午餐的供給改善學(xué)生營養(yǎng)狀況,對其健康狀況會有所改善,[7]100-111,[14]3-12良好的身心健康顯然有助于其學(xué)業(yè)表現(xiàn);同時(shí),規(guī)律餐飲的提供讓學(xué)生擁有了替代不健康飲食的更優(yōu)選擇,這種不健康行為的減少讓學(xué)生得以攝入更多營養(yǎng)[15]14-19,這會表現(xiàn)在青少年的教育發(fā)展上。在家庭層面,家庭環(huán)境對兒童及青少年發(fā)展意義深遠(yuǎn)[16]117-125,過往研究表明家庭資源的擴(kuò)展會對孩子的教育成就產(chǎn)生積極影響[17]15-21,NIP有助于間接擴(kuò)大農(nóng)村家庭的經(jīng)濟(jì)和時(shí)間約束,進(jìn)而促進(jìn)家庭對孩子予以其他形式的投資與支出,家庭養(yǎng)育行為的改善有助于促進(jìn)青少年的教育表現(xiàn)。

綜上所述,本研究的分析框架見圖1。

圖1 青少年健康投入對教育表現(xiàn)的影響分析框架

二、實(shí)證策略與數(shù)據(jù)

(一)政策背景

我國的農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計(jì)劃包括兩個(gè)方面的內(nèi)容:一為營養(yǎng)改善國家試點(diǎn)計(jì)劃,二為營養(yǎng)改善地方試點(diǎn)計(jì)劃,自2022年秋季學(xué)期始,國家試點(diǎn)和地方試點(diǎn)地區(qū)分別更名為國家計(jì)劃和地方計(jì)劃地區(qū)(1)中華人民共和國教育部.教育部等七部門關(guān)于印發(fā)《農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計(jì)劃實(shí)施辦法》的通知[EB/OL].(2022-11-07)[2023-03-30].http://www.moe.gov.cn/srcsite/A05/s7052/202211/t20221111_984150.html.。

因?yàn)檫@一政策主要針對貧困農(nóng)村地區(qū)和國家扶貧重點(diǎn)縣(區(qū)),農(nóng)村貧困地區(qū)學(xué)生成了NIP的重點(diǎn)人群?？紤]到一方面實(shí)施NIP的元單位是學(xué)校,即同一所學(xué)校的所有學(xué)生都會統(tǒng)一提供,另一方面在市/縣的中心地區(qū)就讀的學(xué)生主要為非農(nóng)業(yè)戶口,而在迅速城鎮(zhèn)化、人口頻繁流動(dòng)、全國性撤點(diǎn)并校政策讓學(xué)校數(shù)量急劇減少的現(xiàn)實(shí)背景下,農(nóng)業(yè)戶口學(xué)生在城鎮(zhèn)及城市的城郊地區(qū)學(xué)校也有就讀,因此為了更好地捕捉到政策實(shí)施的目標(biāo)人群,本研究以就讀學(xué)校位于農(nóng)村、城鎮(zhèn)及城郊地區(qū)(非市/縣的中心地區(qū))的學(xué)生為主要研究對象,并對在農(nóng)村、城鎮(zhèn)及城郊地區(qū)學(xué)校就讀的農(nóng)業(yè)戶口學(xué)生樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文主要的數(shù)據(jù)源自CEPS的四期數(shù)據(jù)。該調(diào)查利用多階段的概率與規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法,于2013年在全國抽取了28個(gè)縣級單位進(jìn)行調(diào)查,在每個(gè)入樣縣(區(qū))分別抽取4所學(xué)校,在每所入樣學(xué)校中抽取2個(gè)七年級班,抽中班級的所有學(xué)生入樣,基線調(diào)查得到七年級學(xué)生樣本19 487人。2014年第二輪調(diào)查成功追訪八年級學(xué)生9 449人,新入樣學(xué)生471人,失訪學(xué)生830人,共獲取有效樣本9 920人。2015年第三輪調(diào)查成功追訪九年級學(xué)生8 592人,新入樣學(xué)生269人,失訪學(xué)生2 158人,共獲取有效樣本8 861人。2016第四輪調(diào)查成功追訪學(xué)生人數(shù)8 269人,新入樣學(xué)生人數(shù)209人,共獲取有效樣本8 478人。

(三)模型設(shè)定

本文利用不同學(xué)校在不同時(shí)間施行NIP作為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”,構(gòu)造漸進(jìn)雙重差分模型來識別營養(yǎng)攝入對初中生認(rèn)知能力的影響。本文所使用的變異來自兩個(gè)維度:第一個(gè)維度是學(xué)校層面,第二個(gè)維度是年份層面。本文的計(jì)量模型設(shè)定如下:

Yist=α0+α1*Freemealst+∑Xi×f(t)

+∑Ws×f(t)+μi+λt+εist

(1)

其中,i、s、t分別表示個(gè)體、學(xué)校與調(diào)查年份,這里調(diào)查年份t分別為2013、2014與2015年,追蹤個(gè)體從初一到初三的全過程。Yist是被解釋變量,衡量了第s個(gè)學(xué)校在第t年的NIP參與狀況對個(gè)體i的學(xué)習(xí)成績這一認(rèn)知能力的影響,Freemealst代表隨時(shí)間和學(xué)校變化的處理變量,若第s個(gè)學(xué)校在第t年有NIP則為干預(yù)組(取值為1),否則為控制組(取值為0),α1即為我們關(guān)心的政策效應(yīng)。回歸方程分別控制了學(xué)生的個(gè)體固定效應(yīng)μi與時(shí)間固定效應(yīng)λt,前者吸收了個(gè)體層面不隨時(shí)間變化而變化的混淆因素對估計(jì)結(jié)果的影響,后者控制了不隨個(gè)體變化的時(shí)間層面上的波動(dòng)?？紤]到不同學(xué)校在時(shí)間上的變化趨勢同樣可能會同時(shí)影響我們的處理變量與被解釋變量,我們進(jìn)一步控制了學(xué)校固定效應(yīng)與時(shí)間趨勢的交互項(xiàng)∑Ws×f(t)。

換言之,我們的實(shí)證策略吸收了個(gè)體和學(xué)校之間原有的人口、經(jīng)濟(jì)、社會等特征差異隨著時(shí)間推移對個(gè)人學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生的不同影響,這樣的操作緩解了由于實(shí)驗(yàn)組與對照組選擇的不隨機(jī)造成的估計(jì)偏差。盡管我們引入了豐富的固定效應(yīng)以控制影響教育表現(xiàn)的固定特征,但這些非時(shí)變特征對結(jié)果的影響可能仍隨時(shí)間而變,從而威脅到我們關(guān)注的α1的無偏性,因此,參照J(rèn)ensen et al.的設(shè)定[18]13-14,我們控制了個(gè)體基期特征變量與時(shí)間趨勢的交互項(xiàng)∑Xi×f(t),這可以控制有著不同特征個(gè)體間的可能的時(shí)間趨勢差異[19]7-8。εist表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

應(yīng)用DID的前提在于,受益于NIP的學(xué)生和沒有接受到NIP提供的餐食的學(xué)生具有相似的教育表現(xiàn)變化趨勢,即在沒有NIP的情況下,兩組學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)大致是一致的。因此,我們利用非參事件分析法的思路檢驗(yàn)平行趨勢,其估計(jì)方程如下所示:

+εist

(2)

我們在這一回歸方程中所關(guān)注的系數(shù)為αk,其含義為,在控制學(xué)校與調(diào)查年份的不可觀測因素后,相對于NIP前一期(即-1期),其他各期的實(shí)驗(yàn)組與控制組之間的差異。此外,通過系數(shù)趨勢圖,我們也能進(jìn)一步評估政策的長期動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

進(jìn)一步地,為了考察免費(fèi)午餐對初中生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的長期影響,我們考察了初中生的升學(xué)狀況以及高中表現(xiàn)。我們利用CEPS第四期的追蹤數(shù)據(jù),分別構(gòu)建logit模型和線性回歸模型,模型設(shè)定如下:

(3)

Y2i=α0+α1*Freemeals+∑Zi+εi

(4)

其中,Y1i為被解釋變量是否上高中,Y2i為被解釋變量高一排名,Freemeals是自變量,包括初一、初二和初三是否有免費(fèi)午餐以及提供免費(fèi)午餐的年限和時(shí)點(diǎn)。由于被解釋變量僅來自第四期,這里為避免截面數(shù)據(jù)估計(jì)的不良控制,與上式一致,我們控制了不隨時(shí)間變化的基期特征變量∑Zi。最后,εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(四)變量選取與處理

對被解釋變量、核心解釋變量、影響機(jī)制變量與控制變量的選擇與界定如下,各變量描述統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量。在學(xué)業(yè)表現(xiàn)方面,我們利用初中三年學(xué)習(xí)成績這一指標(biāo)來衡量,其由均值為70、標(biāo)準(zhǔn)差為10的語文、數(shù)學(xué)和英語標(biāo)準(zhǔn)化成績加總而來。在進(jìn)一步分析中,我們利用升學(xué)狀況(是否上高中和高一排名)來作為NIP長期效應(yīng)是否存在的測量。

2.核心解釋變量。自變量為NIP相關(guān)問題,由初一至初三各年級校領(lǐng)導(dǎo)問卷中“學(xué)校是否提供NIP”問題得來,提供則賦值為1,反之賦值為0,校領(lǐng)導(dǎo)的回答保證了同一個(gè)學(xué)校的學(xué)生是否一致享有NIP。在進(jìn)一步分析NIP對升學(xué)狀況及學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響時(shí),我們構(gòu)建NIP提供年限變量與提供時(shí)點(diǎn)變量,前者是三年任意一年有營養(yǎng)午餐則賦值為1,任意兩年有則賦值為2,三年都有則賦值為3,三年都無則賦值為0;后者是初一、初二、初三開始提供NIP則分別賦值為3、2、1,三年都沒有則賦值為0。

3.影響機(jī)制變量。在身心健康水平上,以自評健康問題和10個(gè)心理狀況問題來對此進(jìn)行測量,進(jìn)行主成分法因子分析得到身心健康水平因子得分。以青少年“是否經(jīng)常吃油炸、燒烤、膨化、西式快餐之類的食品”這一問題來衡量其健康飲食習(xí)慣。在家庭養(yǎng)育行為上,使用父親和母親分別與青少年討論“學(xué)校發(fā)生的事情”“與同學(xué)/朋友的關(guān)系”“與老師的關(guān)系”“青少年的心事或煩惱的頻率”這8個(gè)問題來對此進(jìn)行測量,通過對這幾個(gè)問題進(jìn)行主成分法因子分析,得到父親互動(dòng)公共因子與母親互動(dòng)公共因子,進(jìn)而加總得到親子互動(dòng)因子得分,用以測量家庭互動(dòng)機(jī)制。

4.控制變量。在不同的實(shí)證設(shè)計(jì)中,我們納入了不同的控制變量,以盡可能吸收混淆變量對處理效應(yīng)估計(jì)的影響。我們所使用到的個(gè)體層次控制變量包括性別(男生=1,女生=0)和民族(漢族=1,非漢族=0);家庭層次控制變量包括母親職業(yè)、父親職業(yè)、母親受教育年限、父親受教育年限和家庭經(jīng)濟(jì)困難與否;學(xué)校層次控制變量有學(xué)校是否有食堂(餐廳)。

三、基準(zhǔn)結(jié)果

表2的第1列結(jié)果表明,NIP顯著增加了學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn),其平均處理效應(yīng)的結(jié)果使得學(xué)習(xí)成績增加了5.100個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。當(dāng)回歸模型中加入了基線的個(gè)體人口學(xué)特征以及父母特征與時(shí)間趨勢的交互項(xiàng)后,估計(jì)結(jié)果在經(jīng)濟(jì)意義上與統(tǒng)計(jì)意義上均保持穩(wěn)健,且影響系數(shù)也較為接近。進(jìn)一步控制學(xué)校特征與時(shí)間趨勢的交互項(xiàng)后,我們發(fā)現(xiàn)免費(fèi)午餐政策使得學(xué)生學(xué)習(xí)成績的標(biāo)準(zhǔn)差增加了5.101。

表2 營養(yǎng)政策對學(xué)習(xí)成績影響的基準(zhǔn)結(jié)果

根據(jù)式(2),我們將處理變量拆分為參與NIP的相對時(shí)間k,并基于此進(jìn)行非參事件研究法檢驗(yàn)平行趨勢并估計(jì)時(shí)間效應(yīng)。圖2結(jié)果表明,相對于免費(fèi)午餐政策執(zhí)行前一年而言,政策前實(shí)驗(yàn)組和對照組的學(xué)習(xí)成績相差較小且在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著,而在政策執(zhí)行當(dāng)年、政策執(zhí)行后一年以及后兩年實(shí)驗(yàn)組成績均顯著高于對照組。換言之,實(shí)驗(yàn)組和對照組通過了平行趨勢檢驗(yàn),雙重差分的估計(jì)結(jié)果是有效的。同時(shí)我們可以看到,營養(yǎng)攝入對于初中生學(xué)業(yè)表現(xiàn)具有持續(xù)的積極效應(yīng),且這一效應(yīng)隨著時(shí)間變化不斷加強(qiáng),在事后兩年達(dá)到了最高值,這一結(jié)果說明營養(yǎng)攝入對認(rèn)知能力的促進(jìn)效果具有累積效應(yīng)。

圖2 營養(yǎng)政策對學(xué)習(xí)成績影響的平行趨勢與時(shí)間效應(yīng)

四、較長時(shí)間段影響的進(jìn)一步分析

進(jìn)一步地,基于CEPS的第四期跟蹤數(shù)據(jù),我們進(jìn)一步檢驗(yàn)了營養(yǎng)攝入對青少年高中升學(xué)及升學(xué)后學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響,捕捉NIP的較長期效果,結(jié)果如表3所示。

表3 營養(yǎng)政策對升學(xué)狀況影響的回歸結(jié)果

表4 營養(yǎng)政策對教育表現(xiàn)的影響機(jī)制

(一)營養(yǎng)政策對是否上高中的影響

初一和初二開始提供NIP可以顯著提高學(xué)生上高中的可能性,而初三開始提供NIP對學(xué)生上高中概率的影響不顯著,這說明營養(yǎng)補(bǔ)充的有益影響在經(jīng)過一段時(shí)間緩沖后會更明顯地體現(xiàn)出來。此外,NIP提供年限越長,這種促進(jìn)效果越強(qiáng),這也側(cè)面說明了NIP具有累積效應(yīng)。具體而言,在農(nóng)村、城鎮(zhèn)及城郊地區(qū),初一、初二受益于NIP的學(xué)生上高中的發(fā)生比分別比沒有受益于NIP的學(xué)生高55.27%(exp(0.440)-1,計(jì)算方式后同)、44.77%。

(二)營養(yǎng)政策對高一排名的影響

進(jìn)一步對考上高中同學(xué)的學(xué)業(yè)表現(xiàn)進(jìn)行分析,可以看到初一、初二提供NIP對學(xué)生班級排名也有顯著促進(jìn)效果,且NIP提供年限越長、提供時(shí)間越早,學(xué)生排名越靠前,也即營養(yǎng)補(bǔ)充的有益影響在青少年上高中后也存在著,仍有助于青少年在高中學(xué)業(yè)上取得進(jìn)步。具體來說,相對于初一、初二沒有NIP的學(xué)校,初一、初二提供NIP學(xué)校的學(xué)生,其高一排名會分別靠前4.1%和5.2%。

五、機(jī)制分析

囿于初中三年的觀測期,我們以初一是否提供免費(fèi)午餐對滯后一期和滯后兩期的身心健康水平、健康飲食習(xí)慣與家庭養(yǎng)育行為的影響分析來探索NIP對教育表現(xiàn)的影響機(jī)制。

(一)提高身心健康水平

初一接受免費(fèi)午餐會讓初二學(xué)生的身心健康因子得分提高7.3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,而這一促進(jìn)作用在學(xué)生升到初三時(shí)則會消失。

(二)改善健康飲食習(xí)慣

初一接受免費(fèi)午餐學(xué)子在初二時(shí)的不健康飲食頻率的標(biāo)準(zhǔn)差下降了9.9。作為NIP促進(jìn)教育表現(xiàn)的一種機(jī)制,規(guī)律飲食的供給可以降低學(xué)生食用油炸、快餐等不健康飲食的可能性,這種健康習(xí)慣與行為的改善間接促進(jìn)了學(xué)生健康狀況,有助于青少年達(dá)成更好的學(xué)業(yè)成就。

(三)促進(jìn)家庭養(yǎng)育行為

初一免費(fèi)午餐的提供可以讓初二和初三學(xué)生的親子溝通頻率因子得分分別提高15.6和13.4個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,這一機(jī)制的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)都較為穩(wěn)定。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)限定樣本

首先,NIP的目標(biāo)群體是農(nóng)村貧困學(xué)子,而該政策的實(shí)施單位是學(xué)校,即實(shí)際上受益于該政策的學(xué)生就讀學(xué)校不限于農(nóng)村地區(qū)以及家庭貧困狀態(tài),政策效果有一定正外部性,因此本文的基準(zhǔn)結(jié)果存在一定的高估可能。因此,為了檢驗(yàn)NIP的精確實(shí)施效果,我們通過學(xué)生的戶籍性質(zhì)對樣本進(jìn)一步進(jìn)行限定。表5第1列報(bào)告的估計(jì)結(jié)果低于基準(zhǔn)回歸中的估計(jì)系數(shù),即NIP效果存在一定的外溢性。

表5 營養(yǎng)政策對學(xué)習(xí)成績影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

其次,我們也考察了去掉三年都接受免費(fèi)營養(yǎng)午餐樣本后的模型結(jié)果,結(jié)果變化不大,即暴露于政策的時(shí)間長短不太影響結(jié)果的精準(zhǔn)性。

(二)替換參照組

進(jìn)一步地,本研究中各個(gè)學(xué)校開始接受NIP的時(shí)點(diǎn)有三個(gè)(初一、初二和初三),可能會發(fā)生由于干預(yù)時(shí)間點(diǎn)的不同而使得對照組選擇有偏。因此,為解決這一問題,我們采用Callaway et al.所提出的估計(jì)量[20]3-17對基準(zhǔn)結(jié)果重新估計(jì)。

表6展示了針對干預(yù)組學(xué)生的政策處理效應(yīng)(ATT)估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)NIP對學(xué)習(xí)成績影響的異質(zhì)性處理效應(yīng)結(jié)果依然保持穩(wěn)健,基準(zhǔn)結(jié)果估計(jì)是可靠的。

表6 營養(yǎng)政策對學(xué)習(xí)成績影響的異質(zhì)性處理效應(yīng)

(三)排除無關(guān)政策的影響

最后,2010年以來,中國出臺了多項(xiàng)政策來促進(jìn)鄉(xiāng)村教育,其中對農(nóng)村兒童教育表現(xiàn)影響較大的除了NIP外,還包括自2013年迄今的鄉(xiāng)村教師生活補(bǔ)助政策。由于最早可以檢索到2015年的全國連片特困地區(qū)鄉(xiāng)村教師生活補(bǔ)助額(2)中華人民共和國教育部.教育部辦公廳關(guān)于2015年連片特困地區(qū)鄉(xiāng)村教師生活補(bǔ)助實(shí)施情況的通報(bào)[EB/OL].(2016-03-11)[2023-06-20].http://www.moe.gov.cn/srcsite/A10/s7030/201603/t20160323_234791.html.,故將此指標(biāo)作為控制變量納入基準(zhǔn)模型,在排除無關(guān)政策的干擾后得到的結(jié)果基本不變(見表5第3列)。

七、結(jié)論與討論

本研究表明,農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計(jì)劃作為一項(xiàng)重要的公共物品,可以顯著提高就讀學(xué)校位于農(nóng)村、城鎮(zhèn)及城郊地區(qū)的青少年初中在讀期間的學(xué)習(xí)成績。同時(shí),其也有助于提高就讀學(xué)校位于農(nóng)村、城鎮(zhèn)及城郊地區(qū)的青少年升入高中的可能性,且這種有益影響在青少年初中畢業(yè)后仍在發(fā)揮作用,可以顯著提高其在高一的成績排名。在可能的影響機(jī)制上,營養(yǎng)政策可以在短期內(nèi)改善身心健康狀況和減少青少年不健康飲食習(xí)慣,長期內(nèi)持久地促進(jìn)親子互動(dòng),讓青少年在擁有均衡的營養(yǎng)、健康的飲食習(xí)慣和良好的家庭氛圍的基礎(chǔ)上,更為高效地投入學(xué)習(xí)生活,達(dá)成更理想的學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

我們的研究啟示在于,以處于弱勢地位青少年為目標(biāo)人群的公共品,對于人力資本發(fā)展、縮小貧富差距和促進(jìn)共同富裕有著重要作用,本文的發(fā)現(xiàn)對于營養(yǎng)攝入與人力資本積累的相關(guān)理論與文獻(xiàn)提供了中國證據(jù)。研究結(jié)果對公共政策制定同樣有著有益啟示:在成本收益上,以2010—2019年中央財(cái)政累計(jì)安排膳食補(bǔ)助資金1 472億元計(jì)算,其占同時(shí)期全國財(cái)政支出(3)2010—2019年全國累計(jì)財(cái)政支出共1 643 553.55億元,數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計(jì).年度數(shù)據(jù)-國家財(cái)政收支總額及增長速度[EB/OL].[2023-03-30].https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01&zb=A0801&sj=2020.的0.09%,可見其以極小的投入撬起了農(nóng)村青少年極大的教育回報(bào),有力地縮小了城鄉(xiāng)差距、促進(jìn)了教育公平,也將帶來更高生產(chǎn)效率與更大經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的愿景。