将妇女农民与市场联系起来是否能改善粮食安全?来自孟加拉国农村的证据

背景

这项研究考察了在孟加拉国农村的两个地区将小规模妇女农民与市场(称为社区营销)和家园粮食生产推广服务联系起来的效果。

方法

我们特别关注通过采用一种双稳健方法来确定治疗与粮食安全、月支出模式以及粮食生产和销售之间的关系，该方法调节了来自项目选址的偏差和假设结果或治疗模型的潜在错误说明。

结果

主要结果表明，建立社区营销站点以及推广服务为妇女农民提供了一个可靠的粮食生产营销渠道，这似乎与在淡季减少每月保健支出(12.7个百分点)、儿童教育支出(19.4个百分点)和交通支出(51.5个百分点)的可能性降低有关。但是，如果农民不把从销售中获得的额外收入用于购买粮食，就很难预期粮食安全的改善。

结论

社区营销旨在将妇女小农与市场联系起来，而不与妇女所响应的社会和文化规范发生冲突，我们的研究结果支持她们从社区营销参与中受益的说法。因此，政府、非政府组织或其他推广提供者寻求一种文化上合适的方法来解决女农民流动性有限的问题，可以考虑使用或修改社区营销。

在过去几十年里，我们目睹了农业增长和发展被公认为大多数发展中国家减少贫困的一项重要战略，农业发展离不开小规模农民的参与[30.，52］．除了提高农民的生产能力外，最近将小农与市场联系起来也成为一项新兴政策。市场化干预的支持者认为，小规模农户通过集体行动可以减少交易成本和市场中的信息不对称。

更具体地说，集体行动是指一个群体直接或间接地为追求成员的共同目标而采取的行动，当拥有共同利益的个体决定合作采取联合行动以实现目标时，集体行动就产生了。17，24］．农民组织是集体行动的一个例子，它调解了在获得农业推广服务、投入提供和分配、散装和运输、加工和营销方面的各种不对称，从而帮助实现仅在小家庭农场环境中才能实现的规模经济，并允许与较大的农民和农业综合企业竞争[12，24］．以前的研究表明，农民在市场营销中的集体行动增强了他们与买家、收入机会和粮食安全的议价能力[6，12，18，24，49］．此外，集体行动还可通过获得稳定的优质产品供应来降低交易成本，从而使买方受益[33，43，48］．

另一方面，研究也指出，最贫困的农民往往被排除在农民组织的参与之外，因为他们缺乏教育和管理技能，也没有财力满足当地超市的质量需求[10，34，41，42，44］．例如，入会费和会员费往往被认为是主要的障碍，使穷人无法参与营销群体，而这种现象在利润更丰厚的市场中往往更为严重(例如，[2，25，33])。此外，搭便车问题对集体行动提出了挑战，因为农民团体的成员享受集体福利，却不参加维持团体生存所必需的所有集体活动[14］．此外，在执行方面的不信任和挑战，如由集团成员制定多边商定的规则以及执行和监测规则的遵守情况，也被认为是营销方面可持续集体行动失败的主要原因[16，20.，43，45］．

另一个问题是，市场营销中的集体行动主要考虑的是男性农民通常占主导地位的经济作物;因此，群体成员倾向于包容男性农民。根据广泛的文献，证明了妇女在农业中的重要作用(例如，[8，9，21，35])，鼓励妇女农民参与集体行动，可在家庭和全社会经济发展的许多方面取得实质性改善[13，36］．

然而，在现实中，许多妇女面临着阻碍她们利用群体参与的社会经济和文化限制。例如，以前的农业推广研究提供了一致的证据，证明在获得推广服务方面存在性别限制[7，3846］．由于妇女的各种生计活动和家庭责任，她们的时间机会成本更高，这降低了她们参与群体活动的动机[15，29]，53］．此外，在孟加拉国，许多妇女在其社区之外的身体活动受到限制，这被描述为限制妇女获得和采用农业创新和营销参与的主要障碍[37，39］．

为了通过消除上述性别障碍来加强农民的家园粮食生产能力和粮食安全，在孟加拉国农村两个区的脆弱村庄实施了两个项目，称为Egiye Jai (EJ)和Nigera Gori (NG)。EJ和NG在孟加拉语中分别是“前进”和“我们自己建造”的意思。这些项目的目的是通过采用集团化的培训办法，促进妇女农民获得农业推广服务，并鼓励她们参加培训，更多地侧重于通常由妇女负责的蔬菜种植和养鸡。此外，NG项目实施了一项社区营销战略，以克服妇女的营销障碍。社区营销是一种集体行动的应用，小规模女农民聚集在一起，在预先安排的地点和时间向当地商人出售农产品。此外，以前集体行动的应用集中于经济作物，而社区营销则集中于宅基地食品(即蔬菜、家禽和鸡蛋)，并试图缓解营销中的参与条件。

这项研究审查了将小规模妇女农民与市场和宅地粮食生产推广服务联系起来对家庭生计各个方面的影响，可分为三类:(i)粮食安全和膳食多样性;(二)宅基地粮食产销情况;(三)家庭每月支出情况及其规律。

宅基地粮食生产推广服务

EJ (Barisal区)和NG (Dinajpur区)项目于2013年1月至2016年12月实施，提供了类似的粮食生产推广服务，为蔬菜、牲畜和渔业的可持续和高质量的农场生产以及收获后管理和财务技能提供了坚实的基础。由于这些项目的主要目标是通过消费家庭生产的食品来增加饮食的多样性和粮食安全，因此鼓励许多农民种植蔬菜和饲养家禽，通常规模较小。

这些项目采用集群级别的培训方法，通过克服妇女在社区外的身体活动限制，促进妇女农民参与农业培训项目。具体来说，在每个村庄，项目为每个家庭集群(通常为15至20户)确定地理边界，确保彼此接近的家庭在同一集群中，然后将推广人员带到靠近两到三个村庄集群的聚集空间。项目区的所有农民都是自愿参与项目的，但交付的技术是通过组织的示范田和田间日向集群的农民展示的。这种方法通过在社区的农民之间分享知识和经验，促进了改进的农业做法的复制，从而加强了推广服务对目标群体和村庄的影响[4］．

根据该项目的监测数据，Egiye Jai (EJ)项目服务于8个项目村的118个村庄集群，覆盖3018户，NG项目服务于8个村庄的119个村庄集群，覆盖3633户。该报告还显示，在2013年6月至2014年6月期间，有2090个家庭(69.3%)参加了EJ的集群级培训，其中92%是女性。同样，在2014年2月至2014年7月期间，有1916个家庭(52.7%)参加了NG的集群级培训，其中88%是女性。^脚注1这些结果表明，集群级别的培训方法似乎是向妇女农民提供改进的农业做法的有效途径。相反，这些项目未能成功地惠及男性农民。主要的信息提供者访谈显示，由于女性参与培训的比例较高，男性农民认为培训是为女性准备的。此外，一些受访者提到，当男性农民外出种地时，也会提供培训[4］．

社区营销

孟加拉国的许多妇女受到结构和文化的限制。具体来说，文化规范不支持女性的营销活动。此外，女性在市场营销方面面临着特别严格的时间限制，因为例如，一些地区从下午4点到8点开放当地市场，但这是女性一天中最忙的时间，因为她们要做饭、照顾孩子和做家务。此外，市场缺乏妇女专用的卫生设施。主要信息提供者访谈的信息显示，大多数妇女受访者更愿意从当地商人那里购买/向当地商人出售产品，而不是前往当地市场，以避免市场费用(市场税、摊位租金等)和家庭和社区内的文化冲突。然而，当妇女将农产品出售给当地商人时，她们将面临“不公平的价格”问题，获得的价格低于在当地市场上出售的价格[4，32］．

自2016年3月以来，NG项目实施了社区营销，通过当地商人将小农与市场联系起来。该项目首先建立了一个市场销售点，靠近村里的多个集群，然后让一名当地商人每周两次到市场销售点购买收集的宅基地食品(主要是蔬菜、家禽和鸡蛋)。此外，社区营销不需要小组成员，也不需要一定的产品数量，从而减少了对小农中最贫穷的人进行营销的障碍。另一方面，更高质量的产品——当地贸易商和生产者之间的默契——增加了当地贸易商购买产品的可能性。市场价格信息在所有社区营销网站共享，现场支付。

此外，为了鼓励当地商人的参与，农民同意每公斤农产品(主要是蔬菜)的价格比当地市场价格低两塔卡，这样商人就可以赚取差价，差价随销售数量的变化而变化。的确，在社区营销之前，当地的商贩必须挨家挨户地购买宅基地产品，而且往往需要花费大量的时间和精力才能收集到目标数量的产品。商人们也可能利用女性的文化规范——对流动的限制——提出比女性从当地市场获得的产品价格更低的建议。通过社区营销，商贩可以获得稳定的优质宅基地农产品供应，降低交易成本;然而，他们也可能失去与小规模生产者的议价能力，因为价格已经在项目控制下确定。

调查设计

我们收集了2016年9月至10月的调查数据，也就是项目结束前的几个月。使用集群中所有农户的列表，根据人口规模，在处理村的集群级别随机选择调查对象。一些受访者积极采用改进的农场实践，并在社区营销网站上销售他们的产品，而另一些受访者既没有采用这些实践，也没有在社区营销网站上销售。调查来自两个区的36个村庄，包括实施EJ项目的巴利萨尔区Rajihar联邦的8个村庄和附近的10个村庄，作为对比组，以及实施NG项目的Dinajpur Sadar和Birgonj Upazilas的另外8个村庄和附近的10个对比组村庄。

与项目组的抽样方案不同，对比组的调查对象是在村一级随机选择的，在当地非政府组织和社区代表的帮助下，根据一份特设的村户名单。我们选择了(i)靠近项目区域并位于同一upazila的比较村庄，(ii)拥有相似的居民生计和村庄属性。^脚注2我们从每个控制村随机选择了50名受访者。每个项目共收集调查问卷1000份，其中项目村500份，比较村500份。在这项研究中，我们将分析样本限制在已婚家庭(整个样本中下降了7.4%)，并排除了由儿子、女儿、父母或与户主的其他关系完成的调查(1%)，因为他们会增加数据测量误差的可能性。此外，8.9%的样本由于缺少结果和自变量的响应而被排除在分析之外。按村、区划分的抽样住户数量及其处理情况详见表1．^脚注3.

调查质量

该调查使用平板电脑辅助的个人访谈，以减少潜在的测量误差，并促进数据收集的日常监测。这项调查由伊利诺伊大学香槟分校的AgReach研究人员和其他利益相关方每日审阅。调查的主要目标是采访身为户主或户主配偶的女农民。如果访谈时没有女农民，则由身为户主或户主配偶的男农民完成调查。如果一家之主和配偶都不在，那么儿子或女儿，无论谁有空，都可以完成调查。此外，男性和女性人口统计人员都被配对去采访农民。所有枚举员都是孟加拉国人，都能讲当地语言。因此，我们确认，没有被采访者因为读写能力有限而无法回答的情况。一旦受访者回答了问题，统计人员就会用平板电脑记录他们的回答。此外，我们根据当地的规范安排了女性枚举员与妇女面谈。

为了本研究的目的，我们将研究样本限制在已婚家庭，但原始抽样是基于每个村的所有家庭。调查包含了关于妇女是否参与农业活动的信息，包括粮食作物生产、经济作物生产、牲畜饲养和捕鱼或鱼塘养殖。调查显示，研究样本中96.2%的妇女至少参与了其中一项活动。另一方面，我们不知道他们参与各项农业生产的程度。

关键结果变量的描述

对于结果变量，我们包括了每月食品、医疗、教育和交通支出模式的自我报告变化。我们构建了一个二元变量，如果一个家庭减少相应的支出，则赋值为1，反之则赋值为0。这项调查是在淡季进行的，而大多数农村家庭往往面临季节性粮食匮乏和经济停滞，这将减少整体的粮食消费和支出[19］．因此，研究食品和其他支出水平的差异可以提供重要的见解，了解与对照组家庭相比，治疗组家庭如何应对季节性匮乏。

我们还纳入了家庭粮食不安全获取评分[5]及家庭膳食多样性评分(hds) [47］．HFIAS是对过去4周(30天)内家庭粮食不安全程度的连续衡量。HFIAS由两组问题组成，第一个问题是发生问题——问题中的情况是否在过去4周内发生过。如果被调查者对一个发生的问题回答“是”，就会问一个发生的频率问题，以确定这种情况在过去4周内是很少发生，有时发生，还是经常发生。HFIAS在0到27之间，得分越高，家庭经历的粮食不安全程度越高。hdd测量的是在24小时内摄入的不同食物组(共12种食物组)的数量。hdd的范围从0到12，得分越高，表示该家庭在24小时内摄入的食物组越多样化。

为了衡量宅基地粮食生产和销售，我们纳入了6个变量:(i)家庭是否养鸡;(ii)在进行调查时，一户在过去4周内拥有及出售的鸡只总数;(三)家庭是否种植蔬菜;上一个生长季节(3月至6月)的蔬菜总产量(公斤);(v)该住户在过去4周内是否售卖鸡只;以及(vi)该家庭在前一个生长季节是否出售蔬菜。本研究中使用的变量描述详见表2．

治疗组与对照组之间的居民特征和村庄特征的差异

自变量包括一系列家庭社会经济特征，包括丈夫和妻子的年龄和受教育程度、家庭规模、宗教信仰、财富指数、月支出总额以及农内外收入活动。^脚注4我们还考虑了6个村庄的特点，包括人口规模、距离最近的upazila市场、是否有卫生所、小学、中学和邮局。^脚注5

表格3.给出了描述性统计和平衡检验结果(双尾t-检验统计)，比较自变量均值的差异——连续变量均值相等和二元变量比例相等的统计显著性检验——处理组和对照组之间。如果比较组建立得很好，那么没有一个系数在统计上等于零。平衡检验结果显示，平均而言，EJ处理组的穆斯林宗教家庭和从事非农收入活动的家庭比例高于对照组。此外，据报道，治疗组的财富水平更高，而且治疗组的女性往往比同龄女性年龄大。同样，NG处理组往往拥有更高的财富水平和每月总支出，而从事非农收入活动的家庭比例相对较低。此外，两个项目中处理组和对照组在纳入村属性上有显著差异。这种组间差异表明在项目选址的搜索过程中存在选择，需要对组间差异进行统计调整，以减轻处理效果估计中的选择偏差。

为了估计治疗效果，我们基于潜在结果框架进行分析。让\ ({Y} _ {1} \)而且\ ({Y} _ {0} \)表示接受治疗的家庭的潜在结果(\ \ (T)= 1)和一个未接受治疗的家庭(\ \ (T)分别= 0)。一个家庭的观察结果我可以写成:\ ({Y} _{我}= {Y} _{1我}\ cdot {T} _{我}+ {(1 - T} _{我})\ cdot {Y} _{0}我\)；因此，平均处理效果(ATE)定义为:\({\τ}_{吃}= E ({Y} _ {1}) - E ({Y} _ {0}) \)．估计ATE的困难在于我们只能观察\ ({Y} _ {1} \)或\ ({Y} _ {0} \)因为一个人不可能同时处于两种状态。在不可混淆性(或可忽略性)假设下，该假设断言，以观察到的特征为条件\ ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}}\)，处理指标\ ({T} _{我}\)是否与结果无关\ (({Y} _ {0}, {Y} _ {1}) \)．不幸的是，在观察性研究中，不混淆性从根本上是“不可测试的”，被认为是一个强有力的假设。特别是，大多数社区发展项目允许居民决定他们是否接受新的农业技术和做法，他们的决定可能与参与的收益相关(或称为自我选择问题)。此外，考虑到居民对技术和推广服务的兴趣、场地的可达性以及实施组织(主要是非政府组织)与场地保持的关系，干预措施通常在一些地区实施[1］．在这种情况下，随机对照试验(rct)中假定的独立性假设将被违反，\ \ (E左({Y} _ {1} | X \) \ ne E \离开({Y} _ {1} \) \)而且\ \ (E左({Y} _ {0} | X \) \ ne E \离开({Y} _ {0} \) \)；因此\({\τ}_{\文本{吃}}\)产生有偏估计量。

为了解决选择偏差问题，回归调整法和逆概率加权法在影响评价文献中得到了广泛的应用。具体地说，IPW通过对反倾向得分加权平均数的差异计算ATE:

在哪里\ (p ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},\ widehat {{\ varvec{\伽马}}}\ boldsymbol {}) \)估计的倾向分数，表明在治疗组的概率，是否有条件\ ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}}\)和估计参数\ (\ widehat {{\ varvec{\伽马}}}\)．在无混淆性和重叠条件下，\ (\ widehat {{\ varvec {p}}} ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}})\)收敛到真实的倾向分数，从而产生一致的估计量。此外，在非混淆性条件下，可以通过回归进行RA\ ({Y} _{我}\)在\ ({T} _{我}\)而且\ ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}}\),其中\ ({m} _{1} \离开({\ varvec {X}} \右)左\枚E \ [Y | T = 1, {\ varvec {X}} \右]\)而且\ ({m} _{0} \离开({\ varvec {X}} \右)左\枚E \ [Y | T = 0, {\ varvec {X}} \右]\)分别从处理组和未处理组的子样品中获得。具体地说,\ ({m} _ {1} ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},{\ widehat {{\ varvec{\三角洲}}}}_ {1})\)而且\ ({m} _ {0} ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},{\ widehat {{\ varvec{\三角洲}}}}_ {0})\)用协变量表示结果(或回归)模型\ ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}}\)和估计参数\ (\ widehat {{\ varvec{\三角洲}}}\)．的随机样本，如果这些估计量是一致的N， RA模型的ATE可写成:

然而，如果假设的结果或治疗模型指定不正确，IPW和RA估计器将有偏差。另一方面，双鲁棒(DR)方法结合了加权和回归调整，并提供了对模型错误规范的保护，证明只要这些模型中只有一个被正确指定，得到的估计量就会变得一致[51］．我们使用Wooldridge [51，可以表示为:

它看起来与RA估计器的公式相同，但模型使用不同的估计值\ \(左({{\ varvec{\三角洲}}}_ {1}^ {\ boldsymbol {*}}, {{\ varvec{\三角洲}}}_ {0}^ {\ boldsymbol {*}} \) \)，通过求解加权最小二乘(对于连续结果)和拟似然(对于二元结果)问题得到。更具体地说,\ ({{\ varvec{\三角洲}}}_ {1}^ {\ boldsymbol {*}} \)最小化\ \(压裂{1}{N} \ sum_ {i = 1} ^ {N} \压裂{{T} _{我}q ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},{{\ varvec{\三角洲}}}_ {1})}{p ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},\ widehat {{\ varvec{\伽马}}}\ boldsymbol {})} \)，使用处理过的样品，和\ ({{\ varvec{\三角洲}}}_ {0}^ {\ boldsymbol {*}} \)最小化\ \(压裂{1}{N} \ sum_ {i = 1} ^ {N} \压裂{(1 - {T} _{我})问({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},{{\ varvec{\三角洲}}}_{0})}{(左1 - p \ ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},\ widehat {{\ varvec{\伽马}}}\ boldsymbol{} \右))}\)，使用未经处理的样本，其中\(问\离开({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},子弹\ \)\)是随机变量的函数吗\ ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}}\)与相应的参数。关于线性或非线性条件均值的估计量函数形式的详细讨论，请参阅Wooldridge的第21.3.4章[51］．

为了描述双稳健性，假设结果模型被正确指定。然后，估计参数\ \(左({{\ varvec{\三角洲}}}_ {1}^ {\ boldsymbol {*}}, {{\ varvec{\三角洲}}}_ {0}^ {\ boldsymbol {*}} \) \)是一致的，即使是治疗模式\ (p ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},\ widehat {{\ varvec{\伽马}}}\ boldsymbol {}) \)，则IPWRA的ATE与Eq相同(3.)．另一方面，假设\ (p ({{\ varvec {X}}} _ {{\ varvec{我}}},\ widehat {{\ varvec{\伽马}}}\ boldsymbol {}) \)正确指定，但结果模型指定错误。里奇(51]表明无混杂性下的IPW估计可以恢复总体中无加权最小化问题的解。也就是说，即使结果模型指定错误，IPWRA仍然可以通过用真实选择概率的逆对观测值进行加权来产生一致的估计量。里奇(51也表明，引导IPWRA的模型可以提供完全正确的推断。

这项研究有三个主要的局限性。首先，自我报告的数据可能在报告中包含系统性偏见。这种偏见可能是对社会可取行为的过度报告，而对社会不可取行为(受访者与陌生人交谈时可能感到不安)的少报。3.］．在我们的研究中，治疗地区的受益者可能会夸大他们的成就，特别是当结果与项目目标相关时。此外，回顾性问题，如询问过去6个月的支出模式和营销，取决于受访者的记忆;因此，数据可能会产生测量误差。这些方面可能会使受益人相对于他们的比较组过度报告他们的成就，导致项目效应的存在。

其次，双鲁棒估计量的一致性依赖于非混杂性假设。但不可能分别确定治疗和研究结果中未观察到的因素的贡献，因此我们无法确定被忽略的变量偏倚的大小。可能有一组特征增强了估计量的一致性，但在本研究中不受控制。这些因素包括但不限于农民的风险态度和偏好、贷款获取、推广获取历史、农业知识和技术采用、接受投入补贴、社会救助、汇款等。

此外，包括一组丰富的可观察协变量似乎有更好的机会维持假设，但该理论建议避免使用那些本身会受治疗影响的特征[50］．正如我们在数据部分所讨论的，我们使用了15个个体和社区特征，在项目结束前几个月收集，因此我们不能确保用于DR估计的控制变量是否不受治疗的影响。然而，很难考虑到项目的实施主要是为了促进蔬菜种植和家禽饲养的家庭消费目的，并为边际粮食生产提供一个营销渠道，在项目的生命周期内会影响居民的人口和社区属性。另一方面，资产拥有和月支出等经济因素——被认为是项目选择和研究兴趣结果的关键决定因素——可能会受到治疗的影响。的确，等等。23]，利用中间评价数据表明，EJ和NG项目地点的居民相对于具有相似生计特征的农民，往往有更高的月支出。因此，对我们调查期间收集的经济因素进行控制，可能会降低对推广和营销效果的估计。因此，我们的研究结果应该被仔细解读为暗示性的关联，而不是结论性的因果关系。

第三，尽管两个项目的目标都是为脆弱的农村农民服务，但由于未观察到的异质性，这两个项目估计的处理效果可能没有可比性，特别是不同的农业环境，Dinajpur地区(在Rangpur分区内)是山洪和干旱易发地区，而Barisal地区(在Barisal分区内)是盐渍化易发地区。此外，根据2011年孟加拉国人口与健康调查(BDHS)， Barisal地区妇女的识字率比Rangpur地区妇女高约30%，而据报道，Barisal地区妇女的粮食安全状况更严重(以经常不吃饭的频率或因家里缺少食物而少吃一顿饭的频率来衡量)[31］．

然而，从为贫穷的农村农民服务的角度出发，考察他们在结果变量上的差异，我们的研究结果将有助于回答以下问题:催化妇女需要承担的营销障碍的方法是否能够改变孟加拉国农村地区的家庭支出模式和粮食安全结果。

表格4概述了该项目的治疗效果对四组结果的影响，包括我)家庭的每月开支模式;2)宅基地食品的生产经营3)粮食安全和膳食多样性。我们报告了IPWRA(双鲁棒性)估计量，该估计量结合了回归调整和倾向评分方法，以实现对参数模型错规范的鲁棒性[51］．我们使用二元结果变量的逻辑回归模型，使用300个模型的复制来引导标准误差。^脚注6我们还进行了平衡检验，它接受零假设，即匹配的协变量及其在处理模型中使用的幂项和交互项在两个项目中都是平衡的。^脚注7

结果表明，EJ治疗组比对照组多摄入1.1个食物组，平均多摄入7.1个食物组。我们还发现，与HFIAS值为6.1(总分27分)的对照组相比，治疗组的家庭粮食不安全程度低4.2分。此外，据预测，治疗组减少每月食品支出的可能性更低(减少27.8个百分点);与对照组相比，医疗保健(领先10.9个百分点)和交通运输(领先10.7个百分点)。

在宅基地食品生产和销售方面，EJ处理组的养鸡率比对照组高11.3个百分点，但在过去4周的鸡总数量上无统计学差异(以饲养鸡的家庭为条件)。同样，处理组种植宅基地蔬菜的可能性比相应的对照组提高了30.1个百分点，种植蔬菜的处理组蔬菜生产水平比相应的对照组提高了0.3个log点(或1.35倍)。此外，治疗组在过去4周内销售鸡的概率更高，而两组在蔬菜销售方面没有显著差异。

同样，在12个食物组中，NG处理组预计比对照组多消耗约0.4个食物，hds值为6.9，而处理组和对照组之间的HFIAS无统计学差异。与EJ效应结果不同的是，NG治疗组比对照组更有可能减少12.7个百分点的月食品支出，与6个月前相比，对照组有70.2%的人减少了月食品支出。另一方面，与对照组相比，治疗组每月减少保健(23.2个百分点)、教育(19.4个百分点)和交通(51.5个百分点)支出的可能性更低。

对于宅基地食品生产和销售结果，处理组养鸡的概率与对照组没有统计学差异，而与对照组养鸡的家庭相比，处理组预计将多养4只鸡(在过去4周内)，平均7.1只鸡。此外，处理组的蔬菜种植率比对照组高12个百分点，但两组蔬菜总产量无统计学差异。结果还表明，处理组的鸡和蔬菜销售概率比对照组高18.1和19.6个百分点。

项目对粮食安全和淡季期间每月支出模式的影响

在前一节中，我们发现EJ治疗组改善了他们在家庭中的饮食多样性和粮食不安全结果，而NG治疗组在饮食多样性得分上相对于他们的对照组只有轻微的改善。^脚注8为了了解这一现象，值得注意的是比较两个项目的比较组之间的结果的组均值。例如NG组HFIAS均值在2分左右，仅为EJ组的三分之一。也就是说，EJ地区的居民在淡季比NG地区的居民经历了更极端的粮食不安全状况[31］．因此，为了加强家庭粮食安全，EJ治疗组决定在淡季维持甚至增加他们的每月粮食支出——尽管结果如表所示4对其他一些类型的支出显示出负的和显著的系数，平均处理的规模对食品的影响最大。此外，养鸡和蔬菜生产将有助于改善他们的粮食安全状况。

另一方面，NG地区的居民经历了相对轻微的季节性食物匮乏，治疗组可能不认为有必要维持或增加他们在食物上的预算份额。相反，结果显示，治疗组维持或增加他们在医疗、教育和交通方面的支出的可能性大幅增加。尽管EJ治疗组似乎显示出类似的支出模式(除了食物和教育)，NG治疗效果的规模至少是EJ治疗组的两倍。看似合理的是，生产更多数量的鸡等宅基地食品和种植蔬菜归因于他们对家庭粮食安全和支出模式的决定。

项目对宅基地粮食产销的影响

我们发现EJ处理组往往有较高的养鸡概率，而养鸡数量与对照组相比无统计学差异。另一方面，NG处理组预计将增加养鸡量，但处理家庭养鸡比例与对照组无统计学差异。考虑到五分之四的对照组在NG地区养鸡，相对于五分之三的对照组在EJ地区养鸡，我们可以假设在NG地区养鸡更普遍。因此，剩下的五分之一没有养鸡的居民可能要么缺乏养鸡设施，要么无论提供了推广服务，都不会收养鸡。即在居民养鸡比例相对较低的地方，项目对扩大养鸡规模产生了影响，而在大部分居民已经养鸡的地方，项目对增加养鸡数量产生了影响。同样，我们发现两个处理组种植宅基地蔬菜的概率都高于对照组，而只有EJ处理组在有条件生产蔬菜的情况下，其产量水平高于对照组。这是大多数扩展人员都面临的一个困境，他们应该把他们的资源和时间集中到项目回报的最大化。

我们的证据还表明，与对照组相比，NG处理组有更高的可能性销售鸡和蔬菜。因此，接下来的问题是社区营销是否促进了治疗组的鸡的销售。通过简单解释非混淆性条件下处理效果系数的符号，我们可以假设社区营销似乎增强了农民的营销活动，但还存在其他几个替代性销售渠道，包括村庄市场、联合市场、upazila市场、邻居等。我们可以通过比较治疗组和对照组在NG地区的营销网点分布来描述性地回答这个问题。具体而言，数据显示68%的NG处理组在过去4周内将鸡出售给社区市场贸易商，其次是联合市场(23%)和村庄市场(4%)。^脚注9另一方面，63%的比较组向当地商贩出售鸡只(上门访问)，其次是联合市场(30%)和乡村市场(6%)。这些结果表明，社区营销将在一定程度上促进鸡的销售。

另一方面，有趣的是，在前一个生长季节出售蔬菜的NG处理组中，83%的人在最近的村庄市场出售蔬菜，34%的人在社区市场销售点出售蔬菜，25%的人在联合市场出售蔬菜。相比之下，出售蔬菜的比较组中有48.1%是向当地商贩(上门访问)出售，其次是联合市场(36.4%)和乡村市场(35.1%)。也就是说，实验组农民在最近的乡村市场出售蔬菜的比例高于对照组，这可能解释了实验组农民倾向于保持或增加他们在运输上的支出。不幸的是，我们的数据没有提供在市场和当地贸易商的销售数量，因此我们无法确定治疗组在多大程度上利用社区营销作为替代营销渠道。但是，根据我们的结果，我们可以仔细地解释，农民可能会从卖鸡肉和蔬菜中赚到一小笔钱，而这些钱的一部分可能会被用来在当地商人不来的时候，到市场上卖自家的食物。需要更多的研究来了解详细的营销机制及其与农民营养和收入的关系。

考虑到社区营销的独特之处——按照市场价格定价，降低时间的机会成本，避免社会文化障碍和市场设施的缺乏，社区营销的总收益将大于仅仅是价格的差异。

实施社区营销的挑战

社区营销策略有许多挑战和缺点。首先，为了实施社区营销并使其在项目结束后可持续发展，非政府组织为集群内的当地商人和农民举行了6-8次会议，了解社区营销的潜在效益，了解农民和商人对社区营销的需求。这一过程建立了当地商人和农民之间的信任，并提高了他们维持社区营销的能力，并在最初的条件不符合现实时重新协商营销规则。在农民和贸易商之间找到一个一致的点是困难的，这个讨论和谈判过程往往需要很长时间。

另一个令人担忧的问题是，在销售地点能否获得稳定的高质量食品供应。由于社区营销对农产品的数量和质量没有规定要求(尽管农民和当地商人私下达成了一致)，食品供应可能是不稳定的。例如，如果有一个意外的天气冲击，家园粮食的供应将大幅减少，此时，农民将无法满足商人期望从市场站点收集的数量。如果这种情况经常发生，交易者将降低他们参与社区营销的兴趣，因为交易者仍然需要支付访问社区营销网站的交易成本，当交易者的利润低于社区营销参与的可变成本时，他们最终将停止参与营销。当非政府组织设计社区营销来解决这个问题时，他们将一个当地商人连接到多个社区营销网站。然而，这可能导致将当地市场的权力交给选定的当地商人，并可能增加其他当地流动商人和小商贩进入市场的成本。

最后，我们质疑社区营销能持续多久。在项目实施期间，非政府组织监测社区营销是否有效——分享市场价格信息、使用准确的称重秤、现场支付等——并调解农民和当地商人之间的冲突。问题在于营销双方是否有足够的承诺和意愿来遵守营销规则，取代非政府组织的工作。

这些挑战和潜在的缺点促使我们考虑改进社区营销实施的方法。首先，要培养农民与当地商人就营销规则进行有效沟通的能力，以及他们对社区营销创新成功的重要性。在谈判中培养解决营销方之间可能发生的冲突的能力也很重要。对于高质量的家园粮食生产，由于妇女在生产中占主导地位，该项目可以通过集群级别的方法有效地接触到妇女农民，分享推荐的农业做法的知识和实践。此外，重要的是分享耐气候的蔬菜种子和农业实践，以防止在干旱期等意外天气冲击期间发生重大损失。这将降低粮食产量下降的风险，从而使当地贸易商不会退出该项目。

本研究对孟加拉国推广政策和实践的贡献

妇女获得农业推广服务的机会普遍较少，而且这种性别不平等现象在过去几十年没有得到改善[40，46］．农业推广研究发现，在获得推广服务方面存在许多性别限制。具体来说，推广代理人更喜欢与控制经济和生产资源并在家庭内部做出决策的农民合作。27］．最常见的是夫妻家庭中的男性。此外，在孟加拉国，限制妇女参加农业培训和在市场上销售的社会和文化规范往往被认为是阻碍妇女获得推广服务的主要障碍[37，39］．

如前所述，为了避免家庭和社区内部的文化冲突，妇女农民更喜欢在非正式市场上出售她们的商品，接受买家的出价，而不是在正式市场上谈判获得更好的价格或出售。28］．市场离家乡越远，女性农民就越处于不利地位。社区营销方法旨在解决这一限制妇女在社区之外流动的社会规范，方法是建立一个妇女农民团体，收集足够数量的优质农产品，并将其推销给来到妇女居住社区附近指定市场的当地商人。通过这样做，妇女小农能够降低交易成本，以高于她们在非正式市场上个人讨价还价所能获得的价格出售其产品。设计这种方法是为了将妇女小农与市场联系起来，而不与妇女响应的社会和文化规范发生冲突。我们的研究结果支持这样一种说法，即妇女小农从社区营销参与中受益。因此，政府、非政府组织或其他推广提供者寻求一种文化上合适的方法来解决女农民流动性有限的问题，可以考虑使用或修改社区营销。

本文探讨了将小规模女性农民与市场联系起来与关注粮食安全、每月支出模式以及粮食生产和销售的生计成果之间的关系。我们发现，活跃社区营销可以为小规模农民提供一个有保障的食品生产营销渠道，而且可以通过出售宅基地食品产生额外的收入——尽管收入往往很少，这似乎与支出模式的变化有关。然而，如果农民不将这些额外收入用于购买粮食，就很难预期粮食安全会得到改善。此外，通过消除妇女有时承受的文化和结构营销障碍来促进妇女的营销活动，可能会在营销决定之外对妇女赋权产生更广泛的影响。

不适用。

1. 由于数据收集周期短，NG培训参与者的数量(以及达到项目人口的百分比)记录相对少于EJ培训参与者。此外，在项目的整个生命周期中，参加培训的人数也在不断增加。

2. 由于缺少这一细节层面的二手数据，我们只能依靠ngo在这一领域的经验来选择比较村庄。

3. 在这项研究中，术语“项目”和“治疗”是互换使用的。

4. 我们构建了一个家庭财富指数的总体价值，由13种资产的主成分分析(PCA)估计，为作为财富代理的资产指数提供了合理和站得住脚的权重[11，22，26］．

5. 我们还收集了村里信用机构的可用性;然而，我们没有发现处理村和对照村之间的差异——所有处理村和未处理村都有村庄贷款小组和非政府组织(作为贷款机构)，而没有一个村庄有商业银行。

6. 我们使用STATA的“teffects ipwra”命令生成双鲁棒估计器。

7. 我们使用STATA的“tebalance overid”命令，测试统计数据接受了零假设p-值分别为0.877和0.569，用于EJ和NG项目。

8. 作为稳健性检验，我们在村庄层面运行了带有聚类错误的非引导回归模型，并确认了我们的主要发现没有改变。

9. 这些百分比并不相互排斥。农民可以通过多个营销渠道出售鸡和蔬菜。

CRS:

天主教救援服务

博士:

双重健壮

EJ:

Egiye洁

粮农组织:

联合国粮食及农业组织

HFIAS:

家庭粮食不安全获取评分

hdd:

家庭膳食多样性评分

IPW:

逆概率权重

吴:

Nijera戈里

NIPORT:

国家人口研究训练研究所

经合组织:

经济合作与发展组织

类风湿性关节炎:

回归调整

这项研究得到了美国国际开发署资助的农业推广服务(INGENAES)项目的性别和营养整合项目，以及天主教救济服务(CRS)、孟加拉明爱(CB)和伊利诺伊大学的内部资金支持。我们感谢这些支持来源。我们亦非常感谢明爱的实地工作人员及私营点算员在实地协助收集资料。此外，我们感谢CRS监测和评估人员以及CRS其他人员对这项研究的贡献。最后，我们要感谢为这项研究提供调查回复的许多基层农民。希望我们的研究将阐明一些政策，这些政策将对发展从业者和资助者了解生计项目对他们的目标人口小农的有用性产生积极影响。

我们的研究部分由美国国际开发署资助，由伊利诺伊大学(AID-OAA-LA-14-00008)领导的INGENAES项目，以及伊利诺伊大学和CRS的资助。

作者和联系

1. 德克萨斯大学圣安东尼奥分校城市教育学院，501 W。凯萨查维斯大街上。，San Antonio, TX, 78207, USA

   汉屁股李

2. 伊利诺斯州厄巴纳-香槟分校农业与应用经济系，芒福德大厅326号，MC-710, 1301西格雷戈里大道，伊利诺伊州，61801-3605

   保罗·e·麦克纳马拉

3. 独立顾问，DDA SFS公寓515号，区9，口袋2,Dwarka，新德里，110075，印度

   Kamal Bhattacharyya

贡献

HBL和PM参与了论文的大部分工作，包括数据分析、结果解释和论文写作。KB参与了数据收集。所有作者阅读并批准了最终稿件。

相应的作者

对应到汉屁股李．

伦理批准和同意参与

该研究获得了伊利诺伊大学厄巴纳-香槟分校机构审查委员会的批准，放弃了知情同意。

同意出版

不适用。

相互竞争的利益

作者在此声明，我们在这篇稿件和我们关于农业和生计发展项目的影响及其对孟加拉国农村营养的影响的研究中没有任何利益冲突。

出版商的注意

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