父母异地非农就业对农村儿童营养摄入的影响研究
发布时间：2021-09-21 22:44
与父母在家务农相比,父母异地非农就业能显著提升儿童热量摄入水平,这种影响对低收入农户家庭尤为明显,但对高收入家庭作用并不显著;父母异地非农就业对儿童蛋白质摄入并没有太明显的影响。但是,与父母在本地非农就业相比,父母异地非农就业不仅不能改善儿童热量摄入,还显著降低儿童蛋白质摄入量,且这种影响对于高收入农户尤为明显。这表明随着收入水平提升,父母照料在提升儿童营养水平中的重要性凸显。这对反思我国不完全的城市化模式,促进农户本地非农就业,或父母异地非农就业但小孩随迁具有重要的政策涵义。
【文章来源】：东南大学学报(哲学社会科学版). 2017,19(04)北大核心CSSCI
【文章页数】：10 页
【部分图文】：
父母就业方式不同儿童的营养摄入量比较
图2留守儿童和非留守儿童匹配前、后核密度图(二)反事实估计结果比较表3分别汇报了留守儿童与全部非留守儿童、留守儿童与父母从事农业生产的儿童、留守儿童与父母本地非农就业的儿童PSM估计的结果。另外，为了进一步分析并阐明父母就业方式对儿童营养投入的机制，本文同样基于最近邻匹配的PSM方法分析了父母外出对家庭人均收入和家务劳动时间的影响，具体结果见表4。就家务劳动时间而言，因为本文关注的是跟饮食密切相关的营养摄入状况，所以选取的两个变量为“家庭成员平均每天购买食物所花总时间(分钟)”和“家庭成员平均每天做饭所花总时间(分钟)”。表3父母异地非农就业对儿童营养摄入影响的PSM估计结果留守儿童vs非留守儿童留守儿童vs父母本地务农儿童留守儿童vs父母本地非农就业儿童ATTt统计量ATTt统计量ATTt统计量热量摄入匹配前20.400.8159.242.22＊＊－14.39－0.53匹配后48.061.3686.591.92*－2.86－0.07蛋白质摄入匹配前－0.93－1.112.302.62＊＊＊－3.82－4.20＊＊＊匹配后－1.23－1.052.541.75*－3.34－2.52＊＊注:“匹配前”指未采用倾向得分配对前的样本，“匹配后”指进行最近邻匹配后的样本;“*”、“＊＊”和“＊＊＊”分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，下同。表3的数据显示，总体上看，留守儿童的热量摄入量要高于非留守儿童，而留守儿童的蛋白质摄入量要低于非留守儿童，但是两类儿童在热量摄入和蛋白质摄入上的差异在统计意义上都并不显著。当然，考虑到非留守儿童家庭的异质性，并不能直接判断父母外出对儿童营养摄入没有影响。进一步的分组比较分析显示，留守儿童的每日热量摄入量在平均意义上要比父母在本地从事农业生产的儿童高出86.59千卡，且统计检验的显著性水平已接近5%。
图1父母就业方式不同儿童的营养摄入量比较童进行PSM估计。限于篇幅，本文给出了留守儿童和全部非留守儿童的匹配效果图(图2)①。从匹配前的核密度函数可以看出，在匹配前两者的倾向得分(PropensityScore，PS)的分布存在明显差异，即具有不同特征的个体选择做出各种就业决策的概率是不同的，如果直接比较留守儿童和非留守儿童之间营养摄入的差异，所得到的统计推断结果必然是有偏的;而匹配之后两组样本的倾向得分较为接近，表明通过匹配后，样本的选择性偏误被有效地控制。另外，表2给出了处理组和控制组平衡性检验的结果。从表中可以看出，经过匹配后，留守儿童与非留守儿童的各变量之间不存在统计意义上的显著差异，采用倾向得分匹配的效果比较理想。表2留守儿童与非留守儿童样本的平衡性检验变量匹配类型留守儿童非留守儿童偏误比例(%)偏误消减(%)t统计量家庭人口数匹配前5.154.5039.7匹配后5.155.037.381.611.29＊＊＊1.40家庭劳动力数匹配前3.442.7050.0匹配后3.443.421.696.914.31＊＊＊0.27家庭土地面积匹配前2.914.67－18.2匹配后2.912.811.194.2－3.63＊＊＊0.4065岁以上老人数匹配前0.460.2335.7匹配后0.460.434.288.29.87＊＊＊0.736岁及以下儿童数匹配前0.590.4324.7匹配后0.590.60－1.793.06.33＊＊＊－0.33户主受教育年限匹配前5.837.71－52.3匹配后5.835.99－4.591.4－13.45＊＊＊－0.81户主年龄匹配前56.9745.4095.0匹配后56.9757.26－2.497.423.45＊＊＊－0.48户主年龄的平方匹配前3388.82213.9090.8匹配后3388.83421.70－2.597.222.89＊＊＊－0.47户主性别匹配前0.750.91－46.3匹配后0.750.75－1.596.8－13.71＊＊＊
【参考文献】：
期刊论文
[1]父母外出务工对留守儿童健康的影响——基于微观面板数据的再考察[J]. 孙文凯,王乙杰. 经济学(季刊). 2016(03)
[2]农村留守儿童生长发育及营养状况分析[J]. 潘池梅,陈心容. 中国公共卫生. 2014(06)
[3]从“留守儿童”到“新生代农民工”——高中学龄农村留守儿童学业终止及影响研究[J]. 吕利丹. 人口研究. 2014(01)
[4]我国农村留守儿童生存和发展基本状况——基于第六次人口普查数据的分析[J]. 段成荣,吕利丹,郭静,王宗萍. 人口学刊. 2013(03)
[5]自选择、父母外出与留守儿童学习表现——基于不发达地区调查的实证研究[J]. 李云森. 经济学(季刊). 2013(03)
[6]农村地区母亲就业对儿童营养状况的影响[J]. 王震. 中国人口科学. 2013 (01)
[7]中国农村留守儿童培养模式实验研究——基于现场干预后心理健康状况前后变化的数量分析[J]. 白勤,林泽炎,谭凯鸣. 管理世界. 2012(02)
[8]中国西南贫困山区农户食物安全、健康与公共政策——基于贵州普定县的调查[J]. 王兴稳,樊胜根,陈志钢,张晓波,吕开宇. 中国农村经济. 2012(01)
[9]离土与离乡:西部山区农户的非农兼业研究[J]. 梁义成,Marcus W.Feldman,李树茁,Gretchen C.Daily,黎洁. 世界经济文汇. 2010(02)
[10]中国农村留守儿童营养与健康状况分析[J]. 陈在余. 中国人口科学. 2009(05)
本文编号：3402636
【文章来源】：东南大学学报(哲学社会科学版). 2017,19(04)北大核心CSSCI
【文章页数】：10 页
【部分图文】：
父母就业方式不同儿童的营养摄入量比较
图2留守儿童和非留守儿童匹配前、后核密度图(二)反事实估计结果比较表3分别汇报了留守儿童与全部非留守儿童、留守儿童与父母从事农业生产的儿童、留守儿童与父母本地非农就业的儿童PSM估计的结果。另外，为了进一步分析并阐明父母就业方式对儿童营养投入的机制，本文同样基于最近邻匹配的PSM方法分析了父母外出对家庭人均收入和家务劳动时间的影响，具体结果见表4。就家务劳动时间而言，因为本文关注的是跟饮食密切相关的营养摄入状况，所以选取的两个变量为“家庭成员平均每天购买食物所花总时间(分钟)”和“家庭成员平均每天做饭所花总时间(分钟)”。表3父母异地非农就业对儿童营养摄入影响的PSM估计结果留守儿童vs非留守儿童留守儿童vs父母本地务农儿童留守儿童vs父母本地非农就业儿童ATTt统计量ATTt统计量ATTt统计量热量摄入匹配前20.400.8159.242.22＊＊－14.39－0.53匹配后48.061.3686.591.92*－2.86－0.07蛋白质摄入匹配前－0.93－1.112.302.62＊＊＊－3.82－4.20＊＊＊匹配后－1.23－1.052.541.75*－3.34－2.52＊＊注:“匹配前”指未采用倾向得分配对前的样本，“匹配后”指进行最近邻匹配后的样本;“*”、“＊＊”和“＊＊＊”分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，下同。表3的数据显示，总体上看，留守儿童的热量摄入量要高于非留守儿童，而留守儿童的蛋白质摄入量要低于非留守儿童，但是两类儿童在热量摄入和蛋白质摄入上的差异在统计意义上都并不显著。当然，考虑到非留守儿童家庭的异质性，并不能直接判断父母外出对儿童营养摄入没有影响。进一步的分组比较分析显示，留守儿童的每日热量摄入量在平均意义上要比父母在本地从事农业生产的儿童高出86.59千卡，且统计检验的显著性水平已接近5%。
图1父母就业方式不同儿童的营养摄入量比较童进行PSM估计。限于篇幅，本文给出了留守儿童和全部非留守儿童的匹配效果图(图2)①。从匹配前的核密度函数可以看出，在匹配前两者的倾向得分(PropensityScore，PS)的分布存在明显差异，即具有不同特征的个体选择做出各种就业决策的概率是不同的，如果直接比较留守儿童和非留守儿童之间营养摄入的差异，所得到的统计推断结果必然是有偏的;而匹配之后两组样本的倾向得分较为接近，表明通过匹配后，样本的选择性偏误被有效地控制。另外，表2给出了处理组和控制组平衡性检验的结果。从表中可以看出，经过匹配后，留守儿童与非留守儿童的各变量之间不存在统计意义上的显著差异，采用倾向得分匹配的效果比较理想。表2留守儿童与非留守儿童样本的平衡性检验变量匹配类型留守儿童非留守儿童偏误比例(%)偏误消减(%)t统计量家庭人口数匹配前5.154.5039.7匹配后5.155.037.381.611.29＊＊＊1.40家庭劳动力数匹配前3.442.7050.0匹配后3.443.421.696.914.31＊＊＊0.27家庭土地面积匹配前2.914.67－18.2匹配后2.912.811.194.2－3.63＊＊＊0.4065岁以上老人数匹配前0.460.2335.7匹配后0.460.434.288.29.87＊＊＊0.736岁及以下儿童数匹配前0.590.4324.7匹配后0.590.60－1.793.06.33＊＊＊－0.33户主受教育年限匹配前5.837.71－52.3匹配后5.835.99－4.591.4－13.45＊＊＊－0.81户主年龄匹配前56.9745.4095.0匹配后56.9757.26－2.497.423.45＊＊＊－0.48户主年龄的平方匹配前3388.82213.9090.8匹配后3388.83421.70－2.597.222.89＊＊＊－0.47户主性别匹配前0.750.91－46.3匹配后0.750.75－1.596.8－13.71＊＊＊
【参考文献】：
期刊论文
[1]父母外出务工对留守儿童健康的影响——基于微观面板数据的再考察[J]. 孙文凯,王乙杰. 经济学(季刊). 2016(03)
[2]农村留守儿童生长发育及营养状况分析[J]. 潘池梅,陈心容. 中国公共卫生. 2014(06)
[3]从“留守儿童”到“新生代农民工”——高中学龄农村留守儿童学业终止及影响研究[J]. 吕利丹. 人口研究. 2014(01)
[4]我国农村留守儿童生存和发展基本状况——基于第六次人口普查数据的分析[J]. 段成荣,吕利丹,郭静,王宗萍. 人口学刊. 2013(03)
[5]自选择、父母外出与留守儿童学习表现——基于不发达地区调查的实证研究[J]. 李云森. 经济学(季刊). 2013(03)
[6]农村地区母亲就业对儿童营养状况的影响[J]. 王震. 中国人口科学. 2013 (01)
[7]中国农村留守儿童培养模式实验研究——基于现场干预后心理健康状况前后变化的数量分析[J]. 白勤,林泽炎,谭凯鸣. 管理世界. 2012(02)
[8]中国西南贫困山区农户食物安全、健康与公共政策——基于贵州普定县的调查[J]. 王兴稳,樊胜根,陈志钢,张晓波,吕开宇. 中国农村经济. 2012(01)
[9]离土与离乡:西部山区农户的非农兼业研究[J]. 梁义成,Marcus W.Feldman,李树茁,Gretchen C.Daily,黎洁. 世界经济文汇. 2010(02)
[10]中国农村留守儿童营养与健康状况分析[J]. 陈在余. 中国人口科学. 2009(05)
本文编号：3402636
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