女性就業(yè)收入與家庭權利：來自欠發(fā)達地區(qū)的經驗證據(jù)

李飛，尹寧，湯珺揚

（湖南農業(yè)大學 經濟學院，湖南 長沙 410128）

一、問題的提出

經濟發(fā)展與女性賦權是一種雙向關系［1］。改革開放40 多年來，以經濟增長為導向的發(fā)展觀和以效率優(yōu)先的公共政策價值取向創(chuàng)造了經濟發(fā)展的“中國奇跡”，這在一定程度上緩解了性別不平等。但目前我國性別不平等程度與經濟發(fā)展水平極不匹配。據(jù)2020 年全球性別差距（Global Gender Gap） 年度報告：在本年度收集的153 個國家性別差距數(shù)據(jù)中，中國總體排名第106 名，繼2011 年第61 名后呈現(xiàn)快速持續(xù)下降趨勢①數(shù)據(jù)來源：https://www.sohu.com/a/364210120_475836。。中國的性別不平等存在明顯的城鄉(xiāng)差異，農村婦女權益呈現(xiàn)“形式平等”的尷尬局面［2］，而且這種性別不平等在欠發(fā)達地區(qū)、民族地區(qū)更嚴重。一是受到落后的經濟發(fā)展和傳統(tǒng)文化規(guī)范局限。在“男主外，女主內”傳統(tǒng)家庭分工、父權制規(guī)范以及相對資源差異等因素共同影響下，欠發(fā)達地區(qū)家庭權利分化，女性權利長期被忽視。二是現(xiàn)有“三農”政策（包括扶貧政策）制度設計中存在“性別盲視”。政策覆蓋往往以“戶”或“家庭”為單位，對家庭內部的性別不平等關注不足，未考慮社會性別差異下的發(fā)展需求，女性逐步弱勢化、邊緣化、缺權化［3］。女性在家庭中的決策地位通常是指女性掌握和管理家庭事務等方面的話語權［4-5］，是性別平等的重要構成。阿瑪?shù)賮啞どJ為權利的缺失對陷入貧困具有直接影響和決定作用［6］。因此，女性在家庭中的權利缺失和家庭地位不高是導致女性貧困的主要誘因，女性權利缺失導致家庭資源分配不均，嚴重影響女性健康和發(fā)展，甚至導致“消失的女人”現(xiàn)象［7］。因此，提高社會性別意識，改善貧困家庭的權利結構，有助于提高扶貧政策瞄準度和有效性，是促進經濟發(fā)展和緩解貧困的有效途徑［8-9］。在個人層面，通過外部干預幫助實現(xiàn)女性賦權（Woman Empowerment），挖掘內在潛能，增強其面對及解決問題的能力，有助于提升個人的生存權和發(fā)展權［10］。在家庭層面，提高女性的家庭地位，改善家庭權利結構，家庭貧困脫貧，尤其是提高家庭人力資本水平具有重要作用。研究表明：改善女性家庭地位能使一些生育難控制的家庭生育更加理性［11］，母親更愿意增加對女孩的投入［12-13］，不發(fā)達地區(qū)普遍存在的“男孩偏好”和營養(yǎng)不良等現(xiàn)象得到有效改善［14-15］。此外，在子女教育方面表現(xiàn)也更積極。如上學到課率［16］、學習成績［17-18］、子女培養(yǎng)質量等指標都得到顯著提高［19］，這對貧困家庭從根本上阻斷貧困代際傳遞至關重要。

現(xiàn)有文獻圍繞女性家庭決策展開了豐富的研究。一是女性家庭決策權界定。一般認為若女性擁有日常事務決策主導權，則她在家庭中更有實權。如中國婦女社會地位調查課題（2001）采用個人事務決策的自主權作為衡量標準。也有部分學者認為日常家庭事務決策權不能完全佐證女性的家庭權力，應以其掌握的家庭重大決策權作為女性家庭實權的測量指標［20］。在女性家庭決策權界定方面，一般將家庭決策權分解若干子決策權，并賦權各子決策權，從而構建能表征女性家庭決策地位的數(shù)量關系［2，21-23］。擁有的決策權數(shù)量越多，女性家庭地位越高。二是女性家庭決策權的因素影響。（1）就業(yè)或收入對女性家庭決策權的影響?！澳辛髋亍钡男滦蛣趧臃止つＪ接欣谵r村婦女家庭角色的轉變，提高留守婦女的家庭決策權［24］，使女性由次要角色向主要角色轉變，家庭決策平權化趨勢增強［25］。農村女性外出務工，經濟獨立性增強，父權制家庭約束減弱，婦女在家庭中的地位和作用逐漸提高，具體表現(xiàn)為在家庭事務決策中由“丈夫決策”向“夫妻共同決定”方向轉變［26］。當然，女性收入增長帶來的家庭生活方式改變，沖擊著原有夫妻和代際的權力關系，但是否增加女性家庭事務決策權，需要一個協(xié)商的過程［27］。（2）子女性別對女性家庭決策權的影響。在農村地區(qū)，普遍受男孩偏好（Boy Preference）的傳統(tǒng)生育觀念影響，生育男孩對女性家庭決策權具有重要影響［21，28］。（3）娘家資源支持對女性家庭決策權的影響。家庭權利結構不僅受男性或女性自身的特征或優(yōu)勢影響，而且成婚前家庭資源也是重要的因素。鐘漲寶等研究發(fā)現(xiàn)姻親的長期經濟支持越多，女性的家庭權力越大；而宗親的近期經濟支持越多，女性的家庭權力越?。?0］。許多國外學者探討了娘家彩禮（Dowry） 對女性家庭地位的影響［29-30］。除此之外，如農村性別比例失調［31］等宏觀環(huán)境及政府政策也會對女性家庭決策產生重要影響［32-33］。

現(xiàn)有扶貧政策體系中很少有專門針對欠發(fā)達地區(qū)女性就業(yè)的幫扶措施，近年來“扶貧車間”逐步在欠發(fā)達地區(qū)興起，大量當?shù)嘏詣趧恿τ捎趦r格優(yōu)勢獲得了工作機會，實現(xiàn)了市場選擇下的女性本地就業(yè)。這種基于“工作—家庭”的女性就業(yè)方式為本研究構建了一個準實驗（Quasiexperiment） 研究場景，通過構建處理組和對照組，采用傾向得分匹配方法實證檢驗欠發(fā)達地區(qū)女性收入與家庭地位的動態(tài)關系，以期為“女性賦權”提供經驗支撐。

二、理論基礎和研究方法

家庭地位或家庭決策權本質上體現(xiàn)的是一種夫妻雙方在家庭內的議價能力（Bargaining Power）。根據(jù)相對資源理論，家庭決策權主要是由雙方的比較資源和對婚姻的貢獻等結構性資源決定［34］。隨著女性在經濟發(fā)展中參與度的不斷提高，女性在家庭中的議價能力提高，改善了父權制家庭文化構建中女性的弱勢地位，傳統(tǒng)權力區(qū)域分隔原則和家庭角色權力會發(fā)生變化。擁有更多經濟資源使得女性在夫妻相對資源的博弈中處于有利地位，有助于增強其家庭決策權。

本研究借鑒李曉莉的研究成果［35］。首先，構建女性家庭地位的無差異曲線。假定女性的家庭決策地位由其家庭經濟貢獻和非經濟貢獻決定。家庭經濟貢獻具有基礎性地位，從根本上決定著女性的家庭地位高低，但又不能完全決定女性在家庭中的地位高低。通常，家庭經濟貢獻較高的女性對生活資料的優(yōu)先享用權、分配權等享有支配地位。女性對家庭的非經濟貢獻主要表現(xiàn)在家庭中的角色或身份，或者說母親的身份本身就是一種家庭地位。這種身份不是由經濟因素決定的，而是由家庭本身性質和特點派生出來的自然屬性。

根據(jù)上述論述，假定女性家庭地位為（S）由其對家庭的經濟貢獻（E）和家庭非經濟貢獻（F）決定，并建立女性家庭地位的函數(shù)關系：

為簡化分析，假定家庭地位具有完全可排序性，在同一條曲線上的點具有相同家庭地位，無差異曲線離開原點越遠代表的家庭地位水平越高，并且任意兩條女性家庭地位無差異曲線不相交。

由于函數(shù)S=F(E，F(xiàn))是連續(xù)的，因此可以根據(jù)S 水平高低做出更多的家庭地位無差異曲線。女性家庭地位的變化表現(xiàn)為無差異曲線的移動，如從S1移動到S2再到S3，體現(xiàn)女性家庭地位逐步提高的過程；反之，則下降（如圖1 所示）。

圖1 女性家庭地位無差異曲線

其次，女性家庭貢獻的可能性邊界。通常，受勞動和時間等資源約束，女性對家庭的經濟貢獻和非經濟貢獻總是有限的，她們將在經濟活動（市場就業(yè)）和非經濟活動（家務活動）進行資源有效配置，本研究采用女性家庭貢獻的可能性邊界PP’來表示（如圖2 所示）。A 點、B 點、C點分別表示在女性家庭貢獻可能性邊界上、下方和之上的水平。

圖2 女性家庭貢獻的可能性邊界曲線

最后，女性家庭決策地位均衡的形成及其變動（如圖3 所示）。假定女性家庭經濟貢獻較少，非經濟貢獻較多時的家庭貢獻可能性邊界為BC曲線，與家庭地位無差異曲線為S1相切于H1，即此狀態(tài)下女性家庭決策地位的均衡點為H1。若女性把更多的時間、精力和資源投入到對家庭的經濟貢獻中，擴大了其對家庭的經濟貢獻，與此同時，她的非經濟貢獻將減少。但因經濟活動和非經濟活動效率差異，該狀態(tài)下女性的家庭貢獻可能性邊界調整為AD 曲線。與BC 曲線相比，AD曲線的斜率更大，AD 曲線與更高女性家庭地位的S2曲線相切于H2點，表明女性家庭地位的均衡點由H1變動到H2。該過程說明：女性通過調整資源配置，擴大了其對家庭的經濟貢獻，從而使女性的家庭決策地位得到提高，改善了家庭權利結構。

圖3 女性家庭地位均衡的形成及其變動

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來源于2020 年8 月10 日至19 日由中國人民大學中國扶貧研究院和湖南農業(yè)大學經濟學院聯(lián)合組織的“欠發(fā)達地區(qū)女性就業(yè)與減貧”的問卷調查。調研選取了隸屬燕山-太行山片區(qū)的河北省阜平縣和滇桂黔石漠化片區(qū)的廣西壯族自治區(qū)天等縣兩個深度貧困縣，實地共調查了11 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中的56 家扶貧車間①調研中涉及的扶貧車間包括縣級以上人社部門審定掛牌的“扶貧車間”，以及帶動了一定數(shù)量建檔立卡貧困戶就業(yè)，但未授牌的小微企業(yè)或手工車間。。問卷內容包括女性及配偶就業(yè)、女性時間配置、女性風險偏好、子女教育、家庭決策和社會排斥等方面。

具體抽樣步驟如下：一是縣選取。由省級扶貧辦推薦本省扶貧車間產業(yè)發(fā)展較好的貧困縣。二是鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取。調研組根據(jù)扶貧車間在全縣發(fā)展的數(shù)量和規(guī)模等指標，分別在每個縣選取5～6 個發(fā)展較好的鄉(xiāng)鎮(zhèn)；三是扶貧車間選取。選擇2019年之前建立、近幾年發(fā)展較好，且?guī)迂毨糨^多的扶貧車間；四是問卷對象確定。問卷對象為在扶貧車間就業(yè)的20～50 周歲的女性（包括建檔立卡戶和非建檔立卡戶）以及在家務農的符合年齡要求的建檔立卡女性。扶貧車間就業(yè)女性的調查對象主要采用隨機抽取的方式，每個車間選取5～10 名問卷對象。為盡量克服地理環(huán)境因素和文化因素對樣本選擇的影響，調查員根據(jù)已調查的就業(yè)女性樣本所在村的分布，隨機選擇在家務農的建檔立卡女性樣本。最終本次調查總獲取958 個樣本，經整理，去除問卷回答中缺失值較多的樣本，最終獲得945 個有效樣本，有效樣本回收率為98.64%。根據(jù)研究需要，本研究選取其中774 戶作為研究樣本。

（二）變量選取及描述性統(tǒng)計

1. 被解釋變量

本研究的被解釋變量為女性家庭決策權。在調查問卷中選取了8 個代表性問題作為決策權的代理變量。這8 個問題包括家庭日常生活用品購買、家庭耐用品購買、農業(yè)生產、子女教育、家庭購房等大額開支、家庭投資或借貸、主管家里的錢財、生育決策等等（如表1 所示）。與問題對應的決策主體包括丈夫、本人、夫妻共議、女方父母、男方父母、其他人。為客觀評價女性的家庭決策數(shù)量，本研究在借鑒陶濤等［23］研究的基礎上，將決策主體為女性“本人”取值為1，將“夫妻共議”或“女方父母”決策取值為0.5；將丈夫、男方父母或其他三類決策視為女性不參與決策，取值為0。因此，對每個女性家庭決策得分取值范圍為0～8 分，得分越高說明女性在家庭中擁有更高的決策權，更能在家庭事務中發(fā)揮決策權力。 并進一步將家庭總體決策權（woman_d)分解為家庭日常決策（woman_nd)和家庭重大決策（woman_id)兩部分。其中家庭日常決策包括家庭日常生活用品購買、家庭耐用品購買、農業(yè)生產、子女教育決策等，家庭重大決策包括家庭購房等大額開支、家庭投資或借貸、主管家里的錢財、生育決策等。

表1 家庭決策權組成

2. 核心解釋變量及協(xié)變量

本研究核心解釋變量定義為“女性是否有收入”的分類變量。文中女性收入是指其在本地扶貧車間或小微企業(yè)從事非農就業(yè)賺取相對穩(wěn)定的工資收入，或在農民專業(yè)合作社、農業(yè)企業(yè)等從事農業(yè)活動獲取收入?；诂F(xiàn)實情況，如簡單將“女性是否就業(yè)”或“是否有收入”作為分類依據(jù)，而不考慮“家庭”框架內其他成員，尤其是丈夫收入，則可能存在偏誤，或出現(xiàn)分組混亂。因為“女性有收入”的前提下，丈夫的收入情況存在兩種可能（有或沒有），當與“女性沒有收入”群體進行對比時，勢必要區(qū)分其丈夫收入情況，需要增加分組，這可能會減少各處理組或控制組對應關系上的樣本數(shù)量。因此，本研究僅從中選取兩類樣本構建處理組和對照組：一是女性有收入且丈夫有收入（即“女有男有”），作為處理組（D=1）；二是女性無收入且丈夫有收入（即“女無男有”），作為對照組（D=0），并假定處理組和對照組中丈夫收入差距忽略不計①為盡可能剝離處理組和對照組因丈夫收入差距過大對女性家庭決策權的影響，本研究忽略他們收入的差距，實際上由描述性統(tǒng)計可知，樣本中丈夫的收入差距較小。此外，女性收入僅統(tǒng)計就業(yè)收入，忽略自家農業(yè)生產收益。。

女性的家庭決策權還受到很多因素影響，本研究在借鑒已有相關研究的基礎上，選取女性個人特征、丈夫個人特征和家庭特征定義為模型的協(xié)變量。具體而言：（1）女性個體特征。包括受訪女性的年齡（age_f）、健康狀況（health_f）、受教育年限（education_f）；（2）丈夫個人特征。包括丈夫健康狀況（health_h） 和丈夫收入（ln_income_h）；（3）家庭特征。包括家庭人口數(shù)量（popnum）、生育男孩數(shù)量（boysnum）、家庭總 收 入 （ln_income） 和 家 庭 土 地 面 積（land_total）；（4）區(qū)域特征。北方地區(qū)賦值為1，其他為0。

上述變量的描述性統(tǒng)計如表2 所示。

表2 變量界定及描述性統(tǒng)計

由表2 可知：與對照組相比，處理組中女性在家庭總體決策、家庭日常決策和家庭重大決策權存在明顯差異?？傮w看來，處理組中女性擁有的家庭總體決策、家庭日常決策和家庭重大決策比對照組分別高0.14、0.075 和0.064。但值得注意的是，無論是處理組還是對照組，女性均擁有比較高的家庭決策地位，她們擁有的家庭總體決策權數(shù)量均超過一半。可能的原因，一是8 個決策問題的決策主體包括丈夫、本人、夫妻共議、女方父母、男方父母、其他人，選擇可能性較多，分散了本屬于“丈夫”的決策角色；二是在家庭決策權衡量中將“夫妻共議”和“女方父母”分別賦予女性擁有0.5 個單位決策，可能在一定程度上擴大了女性擁有的決策權數(shù)量。

（三）模型設定及研究方法

上式中，y表示被解釋變量，本研究定義為女性家庭決策地位，k=1，2，3 分別表示女性家庭總體決策權、家庭日常決策權、家庭重大決策權；D為核心解釋變量，當D=1，表示“女有男有”家庭；當D=0，表示“女無男有”家庭。X為一系列控制變量（協(xié)變量），εi為隨機擾動項。

顯然，在模型（2） 的設定上可能存在兩個問題。一是遺漏變量導致的內生性問題?？赡芎雎粤艘恍┩瑫r影響女性是否就業(yè)（Di）和家庭決策權（yk，i） 的因素。例如：個人能力、性格、家庭環(huán)境等，這些共同因素 （Common Factors）往往不可觀測或無法獲取數(shù)據(jù)。因此，這些遺漏的共同因素都會體現(xiàn)在隨機擾動項中，使得Di與εi相關，采用傳統(tǒng)多元回歸將導致β1高估。為解決該問題，增加解釋變量是一個可行的方法，可以緩解一些內生性問題從而減少有偏估計。但多元線性回歸的無偏估計依賴于Y 與X 函數(shù)形式的正確設定，否則就會產生函數(shù)形式錯誤設定（FFM）問題，導致有偏估計。二是樣本選擇性偏差問題。女性是否就業(yè)可能是自選擇或被選擇的結果。例如某些能力強或個性強勢的女性，敢于應對“挑戰(zhàn)”和接受“新事物”，她們參加就業(yè)的可能性更高，而這類女性本身可能在家庭地位就較高，擁有較多的家庭決策權。此外，問卷調查僅選取了20～50 周歲的女性，這也導致可能存在樣本選擇問題。如果不考慮這些因素將會導致估計系數(shù)可能存在偏誤，這會影響女性就業(yè)對家庭決策權的客觀性，甚至可能得出錯誤的研究結論。為盡量克服以上問題，本研究將選用基于反事實分析的傾向得分匹配法（PSM），一方面有效克服對函數(shù)形式設定的依賴，緩解FFM 問題；另一方面為克服處理組和對照組樣本非隨機選擇導致估計結果有偏，根據(jù)影響女性就業(yè)的可觀察特征找出最為相似的個體，控制一些可觀察的異質性因素，從而緩解非隨機試驗中樣本自選擇而帶來的內生性問題①在對ATT 平均影響進行統(tǒng)計推斷時，為了克服潛在的小樣本偏誤對研究結論造成的影響，本研究采用自抽樣法(Bootstrap)獲得相關統(tǒng)計量的標準誤，進而進行統(tǒng)計推斷。。

四、實證結果及穩(wěn)健性檢驗

（一）基準回歸結果

1. 傾向得分匹配結果

本研究采用PSM 近鄰（一對一）匹配法進行基準檢驗，用以發(fā)現(xiàn)處理組和對照組之間家庭決策的差異，估計結果如表3 所示。根據(jù)表3 可知：總體而言，改善女性收入具有顯著的“增權效應”，增權幅度在家庭日常決策和重大決策上差異較小。具體而言，一是在家庭總體決策方面。匹配前處理組和對照組中的女性平均擁有家庭決策權數(shù)量為4.586 和4.440，差值為0.145，但在統(tǒng)計上不顯著。匹配后處理組和對照組的女性平均擁有家庭決策權數(shù)量為4.696 和4.388，差值為0.308，并在5%水平上顯著。這說明假定其他因素不變，女性參與就業(yè)獲得收入后能促使其家庭總體決策權數(shù)量提高0.308 個單位。二是在家庭日常決策方面。匹配前處理組和對照組中的女性平均擁有家庭日常決策權數(shù)量為2.588 和2.507，差值為0.081，但在統(tǒng)計上不顯著。匹配后處理組和對照組的女性平均擁有家庭日常決策權數(shù)量為2.652 和2.5，差值為0.152，并在10%水平上顯著異于零。這說明排除其他因素的影響，參與就業(yè)獲得收入后能促使女性的家庭日常決策權數(shù)量提高0.152 個單位。三是在家庭重大決策方面。匹配前處理組和對照組中的女性平均擁有家庭重大決策權數(shù)量為1.998 和1.933，差值為0.064，但在統(tǒng)計上不顯著。匹配后處理組和對照組的女性平均擁有家庭重大決策權數(shù)量為2.044 和1.888，差值為0.156，并在10%水平上顯著異于零。這說明排除其他因素的影響，參與就業(yè)獲得收入后能促使女性的家庭重大決策權數(shù)量提高0.156 個單位。

表3 傾向得分匹配估計結果（一對一匹配）

2. 平衡性檢驗

為了檢驗結果的可靠性，本研究進一步對解釋變量進行平衡性檢驗（如表4 所示）②表4 中協(xié)變量的交互項和平方項由STATA 外部命令“psestimate”得到。。由表4可知，匹配后絕大部分變量的標準化偏差下降，變量的標準化偏差減少幅度較大；絕大部分控制變量T 檢驗的P 值均增加，除個別變量外，大部分變量的兩組差異均變得不顯著，這表明處理組和控制組之間不存在系統(tǒng)性差異。因此，本研究在使用傾向得分匹配方法之后，匹配結果較好地平衡了數(shù)據(jù)，能夠較大程度消除樣本選擇性帶來的偏差，結果可靠。此外，匹配前Pseudo R2為0.079，匹配后減少到0.031，進一步說明匹配結果可靠。

表4 平衡性檢驗結果

（二）穩(wěn)健性檢驗

雖然選用何種方法進行匹配才能獲得最優(yōu)結果學術界尚未達成共識，如果運用多種匹配方法后，獲取的結果相似，甚至一致，則意味著匹配結果穩(wěn)健，樣本有效性良好［36］。因此，本研究選取K 近鄰匹配、半徑匹配法、核匹配、局部線性回歸匹配等四種匹配方法進一步對匹配結果進行穩(wěn)健性檢驗（如表5 所示）。根據(jù)表5 可以發(fā)現(xiàn)：（1） 在四種不同的PSM 方法下，處理組和對照組中的女性收入對其家庭決策權有顯著的正向平均處理效應。其中，核匹配方法顯示為1%的水平上顯著，K 近鄰匹配、半徑匹配法、局部線性回歸匹配方法的結果在5%的水平上顯著。（2） 四種不同匹配方法均表明處理組和對照組中的女性收入對其家庭日常決策權有顯著的正向平均處理效應，且均在5%的水平上顯著。（3）核匹配方法下，處理組和對照組中的女性收入對其家庭重大決策權在5%的水平上顯著的正向平均處理效應。K 近鄰匹配和局部線性回歸匹配下，t 值均在1.65 附近，在10% 的水平上不顯著，而半徑匹配法下的t 值僅為1.407，也不顯著，但處理組與對照組的差值均大于零。因此，可以判斷一對一近鄰匹配結果具有較好的穩(wěn)定性。

表5 傾向得分匹配估計結果

五、結論與思考

本研究引入了一個新的視角來分析欠發(fā)達地區(qū)女性家庭決策權，雖然國內外眾多學者對如何提高女性家庭決策權進行了廣泛研究，但缺乏關于女性收入與家庭決策權的量化研究。首先，本研究采用經濟學分析范式，基于女性在家庭中的經濟貢獻和非經濟貢獻，構建了女性家庭地位的無差異曲線及其家庭貢獻的可能性邊界，從理論上探討了女性收入增長對其家庭地位變化的影響。然后，利用河北省阜平縣和廣西壯族自治區(qū)天等縣的11 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)774 戶農戶的微觀調研數(shù)據(jù)，將家庭決策權分解為家庭日常決策和家庭重大決策，并在家庭框架內以“女性是否有收入”為標準設置處理組和對照組，基于樣本選擇性偏誤和內生性問題的考慮，采用傾向得分匹配實證分析女性收入對其家庭決策權的影響。研究表明：女性收入有助于改善家庭權利結構，對其家庭決策權提升具有正向影響。具體而言，女性收入使女性在家庭總體決策權、家庭日常決策權和家庭重大決策權分別提高0.308、0.152 和0.156。并經K 近鄰匹配、半徑匹配法、核匹配、局部線性回歸匹配等四種匹配方法檢驗后，結果穩(wěn)健。

雖然我國在反貧困斗爭中取得了舉世矚目的成就，但在現(xiàn)有扶貧政策體系中缺乏社會性別意識的嵌入，針對女性的專項扶貧政策相對較少，對貧困女性人力資源開發(fā)不足和對其“工具性”價值認識不夠，這勢必影響扶貧成效和脫貧持續(xù)性?；诖?，筆者認為以社會性別為切入點，可將“女性賦權”作為新時期我國貧困治理體系和治理能力現(xiàn)代化的努力方向。有助于打破現(xiàn)有“家庭內貧困分布均等”的理論假設，將精準識別工作進一步下移，關注貧困家庭內部女性權益保障，具有較強的現(xiàn)實意義。甚至可以以此作為未來扶貧政策實施效果的評價維度。

此外，本研究也存在著一定的局限性。一是數(shù)據(jù)局限。雖然盡量通過控制更多體現(xiàn)女性個體特征、丈夫個體特征和家庭特征等變量來得到一個更好的匹配結果，但截面數(shù)據(jù)限制了本文研究方法的多樣性。若采用追蹤數(shù)據(jù)利用雙重差分方法來控制個體不隨時間變化的固定效應對女性家庭決策權的影響，可能得到更為精確的結果。二是女性家庭決策權衡量的客觀性。在問卷中受訪對象為女性，未對丈夫進行調查，很難排除女性在問卷過程中可能存在的隱瞞行動（Hidden Action）對其家庭決策客觀性造成的影響［37］。