杜榮蔣舒娜張艷李璐

(1.吉首大學(xué)商學(xué)院，湖南 吉首 416000；2.湖南應(yīng)用技術(shù)學(xué)院，湖南 常德 415000)

自我國實(shí)行農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革后，社會開始轉(zhuǎn)型發(fā)展，我國婦女在各類事務(wù)中展現(xiàn)身手，女性的總體家庭地位也得到一定提升。同時伴隨農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和勞動力加速移動等多因素的不斷調(diào)整，婦女在農(nóng)業(yè)中的參與程度逐漸拔高，“農(nóng)業(yè)女性化”趨勢逐漸凸顯，婦女在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中的重要性逐漸凸顯，家庭權(quán)力進(jìn)一步得到提升。但長期形成的男女家庭權(quán)力失衡局面并未被打破，男性在家庭決策中仍處于強(qiáng)勢地位。與城市婦女相比，農(nóng)村婦女掌握的家庭話語權(quán)更少。傳統(tǒng)觀念與社會規(guī)范在落后農(nóng)村地區(qū)積重難返；社會性別差異與其他社會差異交互存在，處于邊緣的家庭女性面臨工作與家庭的尖銳沖突。雖然現(xiàn)階段女性在家庭決策中的話語權(quán)逐漸增加，但其社會性別平等意識仍較弱，性別不平等現(xiàn)象仍然存在，性別問題尚未實(shí)行強(qiáng)有效的應(yīng)對措施。

本文聚焦于脫貧攻堅(jiān)背景下脫貧地區(qū)地區(qū)農(nóng)村女性的家庭決策權(quán)力，將“精準(zhǔn)扶貧政策”作為核心解釋變量，構(gòu)建精準(zhǔn)扶貧政策對過去貧困農(nóng)村婦女家庭決策權(quán)影響的計(jì)量模型，分析精準(zhǔn)扶貧政策對農(nóng)村婦女家庭決策權(quán)的影響作用。

1 理論基礎(chǔ)

婦女的家庭決策權(quán)指婦女在家庭事務(wù)方面的話語權(quán)[1]，經(jīng)濟(jì)決定論被認(rèn)為是恩格斯對婦女解放問題的升華闡釋。研究者們將該理論拓展，由于男性的性別優(yōu)勢會在家庭外得到相對多的資源，男性在家庭中占據(jù)絕對的主導(dǎo)地位[2]。相對資源論也是較為常見的理論分析框架[3]，其側(cè)重分析家庭決策權(quán)是由結(jié)構(gòu)性資源所決定，哪一方擁有的“比較資源”越多[4]，在家庭決策中的主動權(quán)就越大[4]。制度文化論強(qiáng)調(diào)社會制度與文化對家庭決策權(quán)的影響。已有研究熱點(diǎn)集中在法律制度、文化習(xí)俗、宗教等因素對女性家庭地位的影響[5]。在當(dāng)前存在著傳統(tǒng)重男輕女思想的社會結(jié)構(gòu)中，歧視性的法律體系導(dǎo)致性別不平等、權(quán)力不平衡長期存在[6]。除了上述3種理論外，還有研究者關(guān)注到公共政策既能拓寬女性增強(qiáng)權(quán)能的渠道，也能增強(qiáng)女性的社會性別意識[7]，村民自治政策與相關(guān)制度中對女性參政比例的調(diào)整，是對女性政治權(quán)利被剝奪的政策性矯正[8,9]。

資源理論認(rèn)為，家庭中夫妻雙方的家庭決策權(quán)取決于夫妻相對資源占有度。傳統(tǒng)社會規(guī)范影響下，夫妻雙方在家庭生活中所側(cè)重的角色和分工都不同，各自獲取資源的途徑也有所差別，有限的資源抑制了女性提升權(quán)能，讓女性在資源博弈中處于被動地位[10]。政策與法律實(shí)施的作用之一是權(quán)利分配變化[11]，研究表明，農(nóng)村地區(qū)女性在家庭中長期處于弱勢[12]。公共政策的介入，拓寬了女性提升自身人力資本的渠道，顯著提升女性社會參與度，豐富女性比較資源，進(jìn)而提升女性家庭地位[7]。

綜上所述，精準(zhǔn)扶貧機(jī)制主要通過如下機(jī)制對農(nóng)村婦女家庭決策權(quán)產(chǎn)生影響：夫妻雙方相對資源占有量是影響家庭決策權(quán)的關(guān)鍵因素，刻板性別角色觀念下，男性掌握家庭主導(dǎo)權(quán)；政策與法律沖擊引起家庭地位二次分配，以脫貧為目的的精準(zhǔn)扶貧政策加速拓寬女性獲取資源渠道，對婦女的家庭決策權(quán)產(chǎn)生影響。

圖1 精準(zhǔn)扶貧政策對農(nóng)村家庭婦女決策權(quán)的影響機(jī)制

2 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用調(diào)研數(shù)據(jù)，來自專家團(tuán)隊(duì)于2017年7月對湖南省子臘村以及湖北省后壩村開展的實(shí)地調(diào)查。子臘村地處湖南省湘西土家族苗族自治州花垣縣。后壩村委會位于湖北省來鳳縣，原貧困農(nóng)戶占到148戶共計(jì)488人，脫貧前貧困率為27.4%，數(shù)據(jù)表明，該村人均收入由2010年的2200元提升到2015年的8000元左右，貧困戶降低至21戶。調(diào)查組于2018年暑期在每個村實(shí)地走訪調(diào)研，子臘村發(fā)放問卷140份，回收問卷132份，后壩村共發(fā)放問卷190份，回收問卷185份，初步整理得到2個村有效問卷共計(jì)230份。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量：婦女家庭決策權(quán)

諸多文獻(xiàn)對女性家庭決策權(quán)的衡量標(biāo)準(zhǔn)過于單一，指標(biāo)選擇缺乏綜合考量。且實(shí)際生活中存在夫妻雙方共同協(xié)商家庭事務(wù)與決定的情況，但是這種共同決策中夫妻的意見各占多少比例難以界定，模糊的評判標(biāo)準(zhǔn)易產(chǎn)生爭議。因此本文選用4個指標(biāo)來衡量脫貧地區(qū)農(nóng)村婦女家庭決策權(quán)，包括3個分項(xiàng)指標(biāo)和1個綜合指標(biāo)。3個分項(xiàng)指標(biāo)分別為是否由妻子主導(dǎo)決定日常消費(fèi)、是否由妻子主導(dǎo)決定家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、是否由妻子主導(dǎo)決定其他家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)。對于這些指標(biāo)，如果妻子在決策中起主導(dǎo)作用則賦值1，否則為0。綜合指標(biāo)為妻子家庭綜合決策權(quán)，其指標(biāo)值通過賦予上述3個分項(xiàng)指標(biāo)每個1/3的權(quán)重，進(jìn)行加權(quán)匯總。

2.2.2 關(guān)鍵解釋變量：精準(zhǔn)扶貧政策

精準(zhǔn)扶貧中的政府補(bǔ)助源于財政專項(xiàng)扶貧資金。在脫貧村治理中，向村派駐工作隊(duì)是精準(zhǔn)扶貧的重要機(jī)制，駐村干部承擔(dān)了技術(shù)支持、幫扶貧困戶等重要任務(wù)，發(fā)揮了重要作用，醫(yī)療救助承擔(dān)著重要的扶貧托底功能。綜合以上，本文選取是否接受危房改造、是否易地搬遷、是否擁有免費(fèi)的醫(yī)療服務(wù)、是否擁有干部幫扶、是否擁有金錢補(bǔ)助5個指標(biāo)來衡量精準(zhǔn)扶貧政策。

2.2.3 控制變量

依據(jù)相對資源理論，本文分別選擇了夫妻雙方的年齡、受教育年限、經(jīng)濟(jì)收入、職業(yè)性質(zhì)、健康狀況以及家庭總收入作為研究的控制變量，詳見表1。表1所描述的變量中，以全年6個月以上的勞動時間為標(biāo)準(zhǔn)，將夫妻雙方的職業(yè)分為務(wù)農(nóng)為主與非務(wù)農(nóng)為主。而收入變量中，夫妻雙方工資性收入均為2017年全年的工資性收入。在身體健康狀況這一變量中，依據(jù)疾病大小輕重程度將居民健康狀況劃分5個階段。

3 模型估計(jì)結(jié)果與穩(wěn)定性檢驗(yàn)

3.1 模型估計(jì)結(jié)果

本文選用Stata 15.0軟件對模型進(jìn)行多次回歸，且在過程中逐漸加入控制變量，以此判斷回歸結(jié)果來分析其穩(wěn)健性。

回歸結(jié)果表明，精準(zhǔn)扶貧政策會影響脫貧地區(qū)農(nóng)村婦女的家庭決策權(quán)，但影響程度較弱。整體上看，干部幫扶、危房改造、易地搬遷對妻子的綜合家庭決策權(quán)影響不顯著，表明精準(zhǔn)扶貧政策中干部幫扶、危房改造、異地搬遷沒有對妻子的家庭決策權(quán)產(chǎn)生顯著變化。政策補(bǔ)貼在1%的置信水平上且系數(shù)為正，表明其對婦女的家庭綜合決策權(quán)的影響顯著，也分析出對于享有政策補(bǔ)貼的家庭，婦女家庭綜合決策權(quán)提升的可能性將增加34.6%，而醫(yī)療救助在5%的統(tǒng)計(jì)水平上對婦女的家庭綜合決策權(quán)具有正向影響，享有醫(yī)療救助的婦女主導(dǎo)家庭綜合決策的可能性將增加18.2%。

表1 描述統(tǒng)計(jì)量

從各項(xiàng)家庭事務(wù)來看，干部幫扶對妻子在家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與日常消費(fèi)的話語權(quán)無顯著影響。政策補(bǔ)貼對女性是否為家庭經(jīng)濟(jì)決策的主導(dǎo)者在1%的統(tǒng)計(jì)水平上，影響顯著且系數(shù)為正，這說明政策補(bǔ)貼的實(shí)施與落實(shí)，家庭婦女在成為家庭農(nóng)業(yè)決策與日常消費(fèi)決策的主導(dǎo)者的可能性將提高37.4%、36.7%，而家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)決策的主導(dǎo)權(quán)則不受政策補(bǔ)貼的影響。醫(yī)療救助在5%的統(tǒng)計(jì)水平上對婦女的綜合決策權(quán)影響顯著，擁有醫(yī)療救助的婦女家庭綜合決策權(quán)提高的可能性將提升18.2%。但醫(yī)療救助對妻子的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)、日常消費(fèi)決策權(quán)的影響不顯著。危房改造在10%的統(tǒng)計(jì)水平上對婦女的家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)決策權(quán)影響顯著，這說明享受危房改造的家庭，婦女占據(jù)家庭經(jīng)濟(jì)決策主導(dǎo)權(quán)的地位將增加65.5%，而婦女農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策權(quán)與婦女日常消費(fèi)決策權(quán)則不受其影響。

從控制變量的回歸結(jié)果來看，年齡、職業(yè)、夫妻雙方的工資性收入和受教育年限等4個因素對婦女家庭決策權(quán)影響顯著。妻子年齡在10%的置信水平上對婦女的農(nóng)業(yè)決策主導(dǎo)權(quán)存在顯著影響。系數(shù)為正，表明家庭中女性年齡越大，妻子在農(nóng)業(yè)決策中的話語權(quán)就越大，而丈夫的年齡對妻子的決策權(quán)力也有顯著影響，丈夫年齡越大，妻子家庭綜合決策權(quán)與農(nóng)業(yè)決策權(quán)的影響力越小，且相較于妻子的家庭綜合決策權(quán)，妻子的農(nóng)業(yè)決策主導(dǎo)權(quán)受丈夫年齡影響的程度更深。教育可以提高夫妻雙方的人力資本，妻子的受教育年限越高，其占據(jù)綜合決策主導(dǎo)權(quán)與家庭經(jīng)濟(jì)決策主導(dǎo)地位的可能性將分別提高3.06%、5.26%，反之丈夫的受教育年限越高，其掌握家庭各項(xiàng)事務(wù)的決策主導(dǎo)權(quán)的可能性就越大，從表2可知，丈夫受教育年限對家庭綜合決策主導(dǎo)權(quán)、家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)決策主導(dǎo)權(quán)與日常消費(fèi)決策主導(dǎo)權(quán)影響顯著，當(dāng)丈夫受教育年限高于妻子時，妻子掌握家庭綜合決策主導(dǎo)權(quán)的可能性將降低4.84%，掌握家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)決策主導(dǎo)權(quán)的可能性將降低5.66%，掌握日常消費(fèi)決策主導(dǎo)權(quán)的可能性將降低7.84%。妻子的職業(yè)選擇對其家庭決策權(quán)有一定影響，夫妻雙方的健康水平在本研究中的影響不顯著。夫妻雙方的工資性收入對妻子家庭經(jīng)濟(jì)事務(wù)決策主導(dǎo)權(quán)影響顯著，妻子的工資性收入較高，妻子掌握決策主導(dǎo)權(quán)的的可能性將上升19.3%，反之丈夫的工資性收入較高時，妻子掌握決策主導(dǎo)權(quán)的可能性將下降17.5%。從整體回歸結(jié)果來看，該模型變量的影響方向、顯著性水平等在回歸結(jié)果方面未出現(xiàn)顯著變化。

表2 精準(zhǔn)扶貧政策對婦女家庭決策權(quán)影響分析

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用增加變量與替換變量2種方法進(jìn)行穩(wěn)健檢驗(yàn)。國外學(xué)者構(gòu)造了指數(shù)來測度性別不平等的社會制度對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響作用，家族代碼是該指數(shù)的其中一個指標(biāo)，旨在測量妻子在夫妻雙方事務(wù)中的決策權(quán)。從家庭內(nèi)部看，研究表明，擁有土地或房屋等不動產(chǎn)的婦女在家庭中有比較強(qiáng)的談判，選擇妻子是否繼承固定資產(chǎn)作為新增變量。由表3可知，當(dāng)模型中增加妻子是否繼承固定資產(chǎn)這一變量后，精準(zhǔn)扶貧政策各項(xiàng)變量對妻子的家庭決策權(quán)顯著性并未發(fā)生較大變化，回歸系數(shù)出現(xiàn)輕微變化，回歸結(jié)果的顯著性與系數(shù)符號與之前的回歸結(jié)果保持一致，因此認(rèn)為通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)-增加變量

續(xù)表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)-增加變量

引入替換變量，在所調(diào)查脫貧地區(qū)農(nóng)村，傳統(tǒng)文化中對男孩的偏好使生育男孩的婦女可能在家庭中享有更大的決策權(quán)。男孩可以產(chǎn)生“傳宗接代”；男性勞動者在務(wù)工方面更具優(yōu)勢，生育男孩意味著家庭男性勞動力的增加和家庭預(yù)期收益的提高。因此，農(nóng)村婦女的家庭決策權(quán)可能會更突出地受到子女性別的影響。選取子女性別作為替換變量，當(dāng)變量子女性別替換變量夫妻職業(yè)選擇后，精準(zhǔn)扶貧政策對婦女家庭決策權(quán)各項(xiàng)指標(biāo)的回歸結(jié)果仍與表2相似，表明精準(zhǔn)扶貧政策對婦女家庭決策權(quán)的影響依然穩(wěn)健。子女性別對妻子的日常消費(fèi)決策主導(dǎo)權(quán)影響顯著，當(dāng)子女性別中有男孩時，妻子在日常消費(fèi)決策的話語權(quán)更大。整體上回歸結(jié)果與圖表顯示結(jié)果保持一致，因此認(rèn)為通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)-替換變量

續(xù)表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)-替換變量

4 結(jié)論與啟示

本文的政策啟示在于，脫貧不僅是指家庭擺脫貧困，更是家庭每個成員權(quán)能得到充分保障。接下來的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略應(yīng)重視當(dāng)前脫貧地區(qū)農(nóng)村女性權(quán)能缺失問題，實(shí)現(xiàn)女性良性發(fā)展、提高女性家庭決策權(quán)亦是扶貧工作的重要內(nèi)容。

落實(shí)政策保障，將提升農(nóng)村婦女家庭決策權(quán)納入鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。積極塑造強(qiáng)化性別理念，并在當(dāng)前國家鄉(xiāng)村振興的大方略下指導(dǎo)設(shè)計(jì)女性賦權(quán)增收的具體政策實(shí)施，將提升女性家庭決策權(quán)作為精準(zhǔn)扶貧政策與鄉(xiāng)村振興有機(jī)銜接的一種嵌入機(jī)制；轉(zhuǎn)變賦權(quán)途徑，由提升女性實(shí)際資源向提升女性隱形資源過渡。政府補(bǔ)助對女性家庭決策權(quán)利影響面最廣，應(yīng)當(dāng)著重提升如勞動技能、就業(yè)機(jī)會、身體機(jī)能等隱形資源，進(jìn)一步加強(qiáng)女性在夫妻相對資源博弈中的籌碼，從而在本質(zhì)上實(shí)現(xiàn)女性家庭決策權(quán)的提升；引導(dǎo)意識主流，加強(qiáng)女性健康與住房保障。實(shí)現(xiàn)女性健康保障與住房保障兩手抓，加大力度構(gòu)建完善的農(nóng)村醫(yī)療機(jī)構(gòu)，確保農(nóng)村女性病有所醫(yī)的同時也要保障女性的住房安全與房屋不動產(chǎn)產(chǎn)權(quán)。