人力資本視角下農(nóng)村學(xué)生營(yíng)養(yǎng)干預(yù)效果研究

周磊 王靜曦

摘要：營(yíng)養(yǎng)不良是制約相對(duì)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(yíng)養(yǎng)健康水平，2011年我國(guó)啟動(dòng)了農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃進(jìn)行營(yíng)養(yǎng)干預(yù)。采用中國(guó)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(píng)估營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)農(nóng)村學(xué)生人力資本的影響，結(jié)果顯示：營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生、留守兒童、非獨(dú)生子女的改善作用更明顯，主要體現(xiàn)在對(duì)未來(lái)的信心、認(rèn)知能力、考試成績(jī)和輟學(xué)率方面。營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施減弱了家庭不利因素對(duì)相對(duì)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(huì)地位不同造成的受教育機(jī)會(huì)和人力資本積累等方面的差距。

關(guān)鍵詞：營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃；人力資本；農(nóng)村學(xué)生

中圖分類(lèi)號(hào)：F320.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

DOI：10.12186/2023.04.007

文章編號(hào)：2096-9864（2023）04-0050-07

由于長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(yíng)養(yǎng)不良的問(wèn)題長(zhǎng)期存在，且在相對(duì)貧困地區(qū)表現(xiàn)得尤為突出。中小學(xué)是個(gè)人成長(zhǎng)發(fā)育的關(guān)鍵階段，營(yíng)養(yǎng)攝入和食品安全不僅會(huì)影響其當(dāng)前的身心健康，還會(huì)通過(guò)改變認(rèn)知、知識(shí)和技能的獲得，影響其未來(lái)人力資本積累和勞動(dòng)報(bào)酬［1-2］；同時(shí)對(duì)阻斷貧困的代際傳遞［2］、提高我國(guó)的人口素質(zhì)和綜合國(guó)力有著不可忽視的影響。為改善農(nóng)村學(xué)生的營(yíng)養(yǎng)狀況，提高農(nóng)村學(xué)生的健康水平，2011年11月國(guó)務(wù)院出臺(tái)了《關(guān)于實(shí)施農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的意見(jiàn)》（下文簡(jiǎn)稱(chēng)為《意見(jiàn)》），規(guī)定自2011年秋季學(xué)期起啟動(dòng)農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃（簡(jiǎn)稱(chēng)“營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃”）試點(diǎn)工作。中共十八大以來(lái)，我們黨和國(guó)家高度重視營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施。截止到2021年底，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃覆蓋農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)校12.38萬(wàn)所，已惠及學(xué)生約3.5億人次［3］。營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施效果如何？對(duì)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(huì)公平？這些問(wèn)題亟須通過(guò)科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼咴u(píng)估予以回答。

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

改善兒童的健康狀況［7］，以及解決可能帶來(lái)的肥胖問(wèn)題［8］。相對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家，發(fā)展中國(guó)家實(shí)施校園營(yíng)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(guó)內(nèi)研究來(lái)看，關(guān)于貧困地區(qū)兒童營(yíng)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(píng)估［10］，對(duì)政策覆蓋面有限的項(xiàng)目進(jìn)行評(píng)估［11-14］，采用的評(píng)估指標(biāo)也較為單一，主要采用以身高體重絕對(duì)值為代表的身體健康狀況指標(biāo)，缺乏國(guó)際可比性及能夠較為全面反映政策實(shí)施效果的多維度信息。

鑒于此，本文擬使用中國(guó)教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，簡(jiǎn)稱(chēng)CEPS）

最新公布的數(shù)據(jù)，基于人力資本視角，較為全面地評(píng)估營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施效果。

一、 數(shù)據(jù)、變量與模型

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用CEPS最新公開(kāi)的數(shù)據(jù)，該調(diào)查是由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計(jì)與實(shí)施、具有全國(guó)代表性的大型追蹤調(diào)查項(xiàng)目。CEPS以2013—2014學(xué)年為基線，以七年級(jí)和九年級(jí)兩個(gè)同期群作為調(diào)查起點(diǎn)，采用以人口平均受教育水平和流動(dòng)人口比例為分層變量，從全國(guó)隨機(jī)抽取了28個(gè)縣級(jí)單位作為調(diào)查點(diǎn)。在入選的縣級(jí)單位中隨機(jī)抽取了112所學(xué)校、438個(gè)班級(jí)進(jìn)行調(diào)查，被抽中班級(jí)的學(xué)生全部進(jìn)入樣本，基線調(diào)查對(duì)象約2萬(wàn)名學(xué)生。2014—2015學(xué)年的跟蹤調(diào)查對(duì)基線調(diào)查中的七年級(jí)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃針對(duì)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(gè)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃，在追蹤調(diào)查中有488名學(xué)生參加了營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃。

2.變量定義

本文的主要解釋變量為“是否加入營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃”，該變量為虛擬變量，“參與”賦值為“1”，否則賦值為“0”，該問(wèn)題來(lái)源于家長(zhǎng)問(wèn)卷中“孩子是否享受學(xué)校提供的免費(fèi)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(gè)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(jiǎn)稱(chēng)身高（z），BMI（z）］兩個(gè)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(duì)未來(lái)是否有信心兩個(gè)指標(biāo)。負(fù)面情緒通過(guò)問(wèn)卷中“在過(guò)去的7天內(nèi)，你是否有以下感覺(jué)”（沮喪、抑郁、不快樂(lè)、生活沒(méi)有意思、悲傷）的問(wèn)題來(lái)衡量，問(wèn)卷對(duì)每種感覺(jué)設(shè)置了“從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常、總是”5個(gè)選項(xiàng)，本文對(duì)5個(gè)選項(xiàng)依次賦值為0～4，然后用5種感覺(jué)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(gè)指標(biāo)得分越高表明學(xué)生心情越不愉快。對(duì)未來(lái)是否有信心基于問(wèn)卷中“你對(duì)自己的未來(lái)有沒(méi)有信心”的回答，同樣，本文仍然對(duì)5個(gè)選項(xiàng)依次賦值為0～4，并用其平均分衡量學(xué)生對(duì)未來(lái)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(jī)。在認(rèn)知能力方面，CEPS為接受調(diào)查的學(xué)生設(shè)計(jì)了一套認(rèn)知能力測(cè)試題，從語(yǔ)言、圖形與空間、計(jì)算與邏輯3個(gè)維度對(duì)學(xué)生的認(rèn)知能力進(jìn)行測(cè)試，再根據(jù)項(xiàng)目反應(yīng)理論（IRT）與包含有難度、區(qū)分度和猜測(cè)參數(shù)的三參數(shù)模型（3PL）估計(jì)出學(xué)生的認(rèn)知能力測(cè)試標(biāo)準(zhǔn)化總分。該測(cè)試得分具有全國(guó)標(biāo)準(zhǔn)化、國(guó)際可比性的特點(diǎn)。在考試成績(jī)方面，語(yǔ)、數(shù)、英考試成績(jī)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(yǔ)、數(shù)、英平均成績(jī)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(jī)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(lèi)控制變量：（1）學(xué)生的人口社會(huì)學(xué)特征，包括性別（男生=1，女生=0）、年齡（歲）、是否獨(dú)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(bǔ)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(guò)描述性統(tǒng)計(jì)表對(duì)比發(fā)現(xiàn)

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

3.模型設(shè)定

評(píng)估營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施效果，難點(diǎn)在于如何克服遺漏變量和自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，根據(jù)《意見(jiàn)》，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃主要針對(duì)貧困地區(qū)和家庭經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生開(kāi)展，參與營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃與否，都可能存在不可觀測(cè)因素同時(shí)影響學(xué)生健康和是否被營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃覆蓋，從而造成遺漏變量問(wèn)題；另一方面，學(xué)生家長(zhǎng)對(duì)孩子成長(zhǎng)的關(guān)注程度和對(duì)計(jì)劃的認(rèn)知也會(huì)影響學(xué)生是否加入該計(jì)劃，從而導(dǎo)致自選擇問(wèn)題。從描述性統(tǒng)計(jì)中可以發(fā)現(xiàn)，參與項(xiàng)目的學(xué)生主要來(lái)自農(nóng)村的弱勢(shì)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(wèn)題，將有可能低估營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施效果。針對(duì)這個(gè)問(wèn)題，本文采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型（Fixed Effect Model），評(píng)估營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)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(shí)間t內(nèi)的人力資本;NIPit為學(xué)生在時(shí)間t內(nèi)是否參加營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的虛擬變量，若參加則為實(shí)驗(yàn)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(huì)學(xué)特征、家庭特征和學(xué)校特征;θi為不隨時(shí)間變化的個(gè)體固定效應(yīng);δt用來(lái)控制時(shí)間固定效應(yīng);μit是隨機(jī)誤差項(xiàng);γ是本文關(guān)心的政策效果系數(shù)，表示營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)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(shí)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(jì)的營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)學(xué)生人力資本的影響結(jié)果表明，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)健康有負(fù)向影響，對(duì)學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響不顯著，這與營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃政策設(shè)計(jì)的初衷明顯不符。由于營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃主要針對(duì)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(cè)因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，OLS的估計(jì)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(cè)因素和自選擇帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)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(jì)的營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)人力資本的影響

見(jiàn)表1。由表1可知，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)學(xué)生的人力資本有正向影響。具體來(lái)說(shuō)，參加營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃，學(xué)生的身高（z）提高了0.164個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，負(fù)面情緒降低了0.04分，二者在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃使他們的數(shù)學(xué)成績(jī)平均提高1.314分，英語(yǔ)成績(jī)平均提高0.758分，二者均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃使學(xué)生的認(rèn)知能力平均提高0.099分，估計(jì)結(jié)果均在5%的統(tǒng)計(jì)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(jì)營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)人力資本的影響見(jiàn)表2。表2在表1的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入了工具變量來(lái)控制自選擇問(wèn)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的比例作為學(xué)生本人是否加入營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的工具變量。工具變量有效性必須具備兩個(gè)條件：其一，相關(guān)性。同一所學(xué)校其他學(xué)生加入營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的比例會(huì)影響學(xué)生本人是否加入營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃。其二，外生性。其他學(xué)生加入營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的比例不能直接影響學(xué)生本人人力資本。表2報(bào)告了用Davidson & MacKinnon（簡(jiǎn)稱(chēng)DM檢驗(yàn)）檢驗(yàn)營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃內(nèi)生性的結(jié)果，結(jié)果均在1%的統(tǒng)計(jì)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃存在內(nèi)生性。在兩階段工具變量估計(jì)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(wèn)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(jì)結(jié)果顯示，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃改善了學(xué)生的健康水平和學(xué)業(yè)表現(xiàn)，估計(jì)的系數(shù)比表1中沒(méi)有加入工具變量時(shí)要大。具體來(lái)說(shuō)，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃使學(xué)生的身高（z）平均提高了0.307個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，結(jié)果在5%的統(tǒng)計(jì)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(jì)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(jì)水平上顯著。分析表明，如果不克服自選擇帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題確實(shí)會(huì)低估營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)施效果。

針對(duì)采用標(biāo)準(zhǔn)化的健康衡量指標(biāo)，我們對(duì)比了老撾和印度的校園營(yíng)養(yǎng)餐計(jì)劃實(shí)施效果。

聯(lián)合國(guó)世界糧食計(jì)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(gè)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)差［17］。各國(guó)研究結(jié)果的差異可能是由政策設(shè)計(jì)和實(shí)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(dòng)人口子女的認(rèn)知能力提高 0.02 分；家長(zhǎng)參與（參加家長(zhǎng)會(huì)）能夠提高七年級(jí)學(xué)生認(rèn)知能力0.106分，提高九年級(jí)學(xué)生認(rèn)知能力0.154分。通過(guò)對(duì)比，我們發(fā)現(xiàn)營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位兩方面分析營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的異質(zhì)性影響為節(jié)省篇幅未報(bào)告描述性統(tǒng)計(jì)表格，如有需要可聯(lián)系作者獲取。。

（1）性別

發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)表明，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)女性的影響更大。在性別方面的估計(jì)結(jié)果表明，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃顯著改善了女生的健康水平和學(xué)業(yè)表現(xiàn)，對(duì)男生的影響不顯著。具體來(lái)看，在健康方面，參加營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的女生身高（z）平均提高了0.458個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，負(fù)面情緒平均下降了0.118分，兩個(gè)結(jié)果均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。在未來(lái)信心方面，參加營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的女生對(duì)未來(lái)的信心平均增加了0.630分，結(jié)果在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。在學(xué)業(yè)表現(xiàn)方面，參加營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的女生數(shù)學(xué)成績(jī)平均提高了2.824分，結(jié)果在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；英語(yǔ)成績(jī)平均提高了1.317分，結(jié)果在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。在認(rèn)知能力方面，參加營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)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(jì)水平上顯著。

（2）家庭社會(huì)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(cè)，相對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)來(lái)自社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低家庭的學(xué)生改善作用更大。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不同的學(xué)生都有影響，對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位處于弱勢(shì)的學(xué)生影響相對(duì)更大。在家庭社會(huì)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(jì)。具體來(lái)看，對(duì)于父親受教育年限≤9年的學(xué)生，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃使他們的身高（z）平均提高了0.271個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，結(jié)果在10%的統(tǒng)計(jì)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(jì)水平上顯著；數(shù)學(xué)成績(jī)平均提高了1.714分，結(jié)果在5%的統(tǒng)計(jì)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(jì)水平上顯著。對(duì)于父親受教育年限>9年的學(xué)生，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃平均降低了他們的負(fù)面情緒0.099分，增加了對(duì)未來(lái)的信心1.144分，二者均在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。對(duì)于父親受教育年限>9年的學(xué)生來(lái)說(shuō)，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)他們學(xué)業(yè)的影響不顯著。

三、結(jié)論與建議

2021年中國(guó)脫貧攻堅(jiān)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(yíng)養(yǎng)干預(yù)計(jì)劃發(fā)揮著重要作用。本文首次采用全國(guó)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(píng)估了營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)農(nóng)村學(xué)生人力資本的影響，為檢驗(yàn)政策效果和完善政策實(shí)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)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(shí)還顯著提高了學(xué)生的認(rèn)知能力。

通過(guò)分組回歸發(fā)現(xiàn)，營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)促進(jìn)教育公平和社會(huì)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(lái)自低保家庭的學(xué)生受到營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的影響更大，這種影響體現(xiàn)在身高的增加、生長(zhǎng)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)女生、非獨(dú)生子女、留守兒童的影響更大，這些影響主要體現(xiàn)在對(duì)未來(lái)的信心、認(rèn)知能力和輟學(xué)率方面。無(wú)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃能夠減弱家庭的不利因素對(duì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位不同造成的受教育機(jī)會(huì)、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(huì)公平的目的。

通過(guò)對(duì)實(shí)證結(jié)果的解讀發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果中絕大部分的估計(jì)系數(shù)較小，意味著營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)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(gè)：其一，相對(duì)于國(guó)外較成熟的營(yíng)養(yǎng)計(jì)劃，我國(guó)的營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃開(kāi)展時(shí)間較短，部分政策效果可能還沒(méi)有顯現(xiàn)；其二，受到樣本數(shù)據(jù)的限制，本研究只能對(duì)2015年之前的政策效果進(jìn)行估計(jì)，沒(méi)有研究該計(jì)劃的長(zhǎng)期效果。針對(duì)以上發(fā)現(xiàn)，我們建議：其一，繼續(xù)推進(jìn)營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃及配套措施的實(shí)施，逐步實(shí)現(xiàn)普及化和制度化，特別是針對(duì)相對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)村學(xué)生制定營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的階段性目標(biāo)和時(shí)間表，加強(qiáng)經(jīng)費(fèi)保障。其二，完善營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃，對(duì)經(jīng)濟(jì)困難學(xué)生和特殊群體在經(jīng)費(fèi)上給予更多支持，提高他們的收益水平。其三，提高項(xiàng)目參與學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)、教師、食堂工作人員、項(xiàng)目學(xué)生及其家長(zhǎng)的健康營(yíng)養(yǎng)知識(shí)水平，增強(qiáng)營(yíng)養(yǎng)健康意識(shí)，提高營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的實(shí)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(yíng)養(yǎng)改善計(jì)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(xiàng)政策綜合發(fā)力。

參考文獻(xiàn)：

［1］ BUTIKOFER A，MLLAND E，SALVANES K G.Childhood nutrition and labor market outcomes：Evidence from a school breakfast program［J］.Journal of Public Economics，2018（4）：62.

［2］ JACKSON C K，JOHNSON R C，PERSICO C.The effects of school spending on educational and economic outcomes：Evidence from school finance reforms［J］.Quarterly Journal of Economics，2016（1）：157.

［3］ 教育部.國(guó)家實(shí)施的營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃受益學(xué)生達(dá)3.5億人次［EB/OL］.（2022-08-30）［2023-03-02］.https：//m.gmw.cn/baijia/202208/30/1303116464.html.

［4］ ALDERMAN H，BUNDY D.School feeding programs and development：Are we framing the question correctly？ ［J］.World Bank Research Observer，2012（2）：204.

［5］ CREPINSEK M K，SINGH A，BERNSTEIN L S，et al.Dietary effects of universal-free school breakfast：Findings from the evaluation of the school breakfast program pilot project［J］.Journal of the American Dietetic Association，2006（11）：1796.

［6］ FRISVOLD D E.Nutrition and cognitive achievement：An evaluation of the school breakfast program［J］.Journal of Public Economics，2015（124）：91.

［7］ GUNDERSEN C，KREIDER B，PEPPER J.The impact of the national school lunch program on child health：A nonparametric bounds analysis［J］.Journal of Econometrics，2012（1）：79.

［8］ SCHANZENBACH D W.Do school lunches contribute to child obesity［J］.Journal of Human Resources，2009 （3）：684.

［9］ JOMAA L H，MCDONNELL E，PROBART C.School feeding programs in developing countries：Impacts on childrens health and educational outcomes［J］.Nutrition Reviews，2011 （2）：83.

［10］李文，汪三貴，王姮.貧困地區(qū)寄宿制學(xué)生營(yíng)養(yǎng)餐項(xiàng)目效果評(píng)估［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2016（6）：22.

［11］齊良書(shū)，趙俊超.營(yíng)養(yǎng)干預(yù)與貧困地區(qū)寄宿生人力資本發(fā)展：基于對(duì)照實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目的研究［J］.管理世界，2012（2）：52.

［12］史耀疆，王歡，田民正，等.教育學(xué)生營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃實(shí)施前的現(xiàn)狀分析和政策建議：來(lái)自西北122所貧困農(nóng)村小學(xué)的調(diào)查［J］.教育與經(jīng)濟(jì)，2012（1）：4.

［13］蔡偉賢，沈小源，陳淋鈴.營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的人力資本提升效應(yīng)研究：基于全國(guó)人口普查微觀數(shù)據(jù)［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2022（10）：150.

［14］周磊，王靜曦，姜博.農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃對(duì)學(xué)生健康的影響研究［J］.中國(guó)農(nóng)村觀察，2021（2）：97.

［15］王靜曦，周磊.貧困補(bǔ)助能提高義務(wù)教育學(xué)生的人力資本嗎？［J］.中國(guó)軟科學(xué)，2020（7）：65.

［16］陳純槿，郅庭瑾.教育財(cái)政投入能否有效降低教育結(jié)果不平等：基于中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的分析［J］.教育研究，2017（7）：68.

［17］BUTTENHEIM A，ALDERMAN H，F(xiàn)RIEDMAN J.Impact evaluation of school feeding programs in Lao PDR［J］.Journal of Development Effectiveness，2011（4）：520.

［責(zé)任編輯：毛麗娜 張?。?/p>