貧困存在社區(qū)鄰里效應(yīng)嗎
——基于多層回歸模型的分析

解 堊 宋顏群

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250199)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)20年代以后，美國(guó)城市居民空間居住格局發(fā)生了較為嚴(yán)重的隔離和分化，許多白人和其他中高收入群體向城市郊區(qū)搬遷，而黑人和其他低收入群體則聚居在極度貧困的社區(qū)鄰里中。同時(shí)，犯罪、抑郁、失業(yè)等社會(huì)行為也常常在一些極度貧困的社區(qū)中發(fā)生。中國(guó)有些地區(qū)也存在較為嚴(yán)重的貧困集聚現(xiàn)象，這是否為社區(qū)鄰里效應(yīng)所致？解答這個(gè)問(wèn)題對(duì)解決中國(guó)的集中連片特困地區(qū)的貧困問(wèn)題無(wú)疑具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

國(guó)外關(guān)于社區(qū)鄰里效應(yīng)的研究主要集中在三個(gè)方面。一是關(guān)于社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)不同年齡人群的影響研究。大量研究分析了社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)成年個(gè)體貧困、收入、健康、學(xué)歷以及就業(yè)等結(jié)果變量的影響：McCulloch(2001)發(fā)現(xiàn)生活在弱勢(shì)地區(qū)的女性更有可能經(jīng)歷各種負(fù)面結(jié)果(例如貧困等)；Shouls et al.(1996)則發(fā)現(xiàn)，當(dāng)窮人生活在較偏遠(yuǎn)的地區(qū)時(shí)，其健康問(wèn)題會(huì)更嚴(yán)重；Ginther et al.(2000)分析了個(gè)人高中畢業(yè)概率和社區(qū)經(jīng)濟(jì)特征之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高收入鄰居所占比例越大個(gè)人畢業(yè)概率越小，低收入家庭所占比例越大個(gè)人畢業(yè)的可能性反而越大；Fang et al.(2014)認(rèn)為，個(gè)體處于貧困率較高的社區(qū)中更有可能獲得低收入，進(jìn)而陷入貧困。也有不少文獻(xiàn)關(guān)注不良的社區(qū)鄰里對(duì)青少年所帶來(lái)的影響，發(fā)現(xiàn)不良的社區(qū)鄰里環(huán)境對(duì)青少年的精神健康(Simons et al.，1996)、反社會(huì)行為(Oberwittler，2007)、學(xué)業(yè)成就(Gibbons，2002；Galster et al.，2007；Hicks et al.，2017)和藥物濫用(Dubow et al.，1997)都會(huì)產(chǎn)生一定的影響。Aneshensel et al.(1996)發(fā)現(xiàn)鄰里社會(huì)凝聚力在很大程度上解釋了鄰里社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和青少年抑郁之間的關(guān)系。Kohen et al.(2002)則研究了鄰里關(guān)系障礙、鄰里凝聚力與青少年的語(yǔ)言能力之間的關(guān)系。二是關(guān)于社區(qū)鄰里效應(yīng)影響個(gè)人結(jié)果變量的渠道研究。有研究認(rèn)為弱勢(shì)社區(qū)往往通過(guò)同伴和榜樣效應(yīng)對(duì)個(gè)人行為產(chǎn)生影響(Oberwittler，2007)。也有研究認(rèn)為社區(qū)內(nèi)公共資源分布的不同造成個(gè)人結(jié)果變量的差異(Condron et al.，2003)。另外，有文獻(xiàn)認(rèn)為可衡量的教育資源與學(xué)生學(xué)習(xí)成就密切相關(guān)，即社區(qū)鄰里效應(yīng)很可能通過(guò)社區(qū)教育等資源途徑影響個(gè)人結(jié)果變量(Jargowsky et al.，2009)；Bramley et al.(2007)也認(rèn)為不良的社區(qū)鄰里效應(yīng)的重要表現(xiàn)是社區(qū)中的學(xué)校和教育水平較差，住房產(chǎn)權(quán)和貧困剝奪都會(huì)對(duì)個(gè)人教育成就產(chǎn)生影響。然而，Wodtke et al.(2017)的研究表明，社區(qū)中的學(xué)校資源匱乏并非是造成個(gè)人學(xué)業(yè)成績(jī)差的關(guān)鍵因素。三是關(guān)于社區(qū)鄰里效應(yīng)影響個(gè)人結(jié)果變量的方式以及程度研究。一些研究認(rèn)為社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體結(jié)果變量的影響是非線性的，且具有門(mén)檻特征。Buck(2001)對(duì)英國(guó)家庭面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)(以失業(yè)率為鄰里特征)：當(dāng)鄰里居民的失業(yè)比例超過(guò)23%～24%時(shí)，失業(yè)概率和陷入貧困的概率之間存在顯著的非線性關(guān)系；當(dāng)社區(qū)貧困率超過(guò)20%時(shí)，社區(qū)貧困率將會(huì)導(dǎo)致個(gè)人犯罪行為和輟學(xué)行為產(chǎn)生。社區(qū)貧困率達(dá)到40%之前，鄰里效應(yīng)的作用會(huì)不斷增強(qiáng)，但當(dāng)社區(qū)貧困率超過(guò)40%時(shí)，社區(qū)中貧困人數(shù)的增加不會(huì)對(duì)個(gè)人行為產(chǎn)生邊際影響(Weinberg et al.，2004)。也有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，社區(qū)鄰里效應(yīng)(白人占社區(qū)人數(shù)的比例)的門(mén)檻值是5%，低于5%時(shí)，黑人的輟學(xué)率會(huì)一直增加，而當(dāng)白人占社區(qū)人數(shù)的比例超過(guò)20%時(shí)，鄰里效應(yīng)對(duì)黑人的積極影響不再顯著(Crane，1991)。Klaauw et al.(2003)發(fā)現(xiàn)，在失業(yè)率超過(guò)11%之前，社區(qū)失業(yè)率對(duì)荷蘭失業(yè)者或離校生脫離福利補(bǔ)貼的可能性的影響并不顯著，對(duì)荷蘭的非失業(yè)者也沒(méi)有影響。Musterd et al.(2006)則發(fā)現(xiàn)社區(qū)失業(yè)率小于16%時(shí)，失業(yè)率和個(gè)體陷入貧困概率之間存在強(qiáng)烈的正相關(guān)關(guān)系，一旦社區(qū)失業(yè)率超過(guò)16%，其對(duì)個(gè)體陷入貧困概率并無(wú)顯著的邊際影響。也有研究認(rèn)為社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)人結(jié)果變量的影響程度較大：Johnson(2012)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭背景和社區(qū)環(huán)境(包括學(xué)校質(zhì)量)對(duì)個(gè)人健康差異的解釋力達(dá)到60%，超過(guò)了個(gè)人特征對(duì)健康狀態(tài)的影響；Altonji et al.(2018)的研究發(fā)現(xiàn)，按照社區(qū)經(jīng)濟(jì)條件和教育水平對(duì)社區(qū)進(jìn)行排序，第90分位數(shù)上的社區(qū)比第10分位數(shù)上的社區(qū)在個(gè)體高中畢業(yè)概率和大學(xué)入學(xué)概率方面大約高0.04和0.11，永久工資增加13.7%。

一些文獻(xiàn)認(rèn)為，在研究社區(qū)鄰里效應(yīng)的過(guò)程中應(yīng)當(dāng)關(guān)注：(1)社區(qū)管理情況(例如犯罪率、低體重出生率、虐待兒童率)；(2)當(dāng)?shù)貦C(jī)構(gòu)、設(shè)施、學(xué)校等情況(包括其數(shù)量和質(zhì)量)；(3)采用合理方式對(duì)轄區(qū)內(nèi)環(huán)境進(jìn)行污染測(cè)量，更多地搜集社區(qū)調(diào)查和系統(tǒng)的社會(huì)觀察數(shù)據(jù)(Sampson et al.，2002)；(4)在分析鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體結(jié)果變量影響的同時(shí)，應(yīng)該考慮選擇偏差對(duì)實(shí)證結(jié)果可能帶來(lái)的影響及社區(qū)剝奪對(duì)后續(xù)收入的持續(xù)影響，而居住地在一定程度上決定了個(gè)體的經(jīng)濟(jì)福祉(Van Ham et al.，2018)。

在中國(guó)，關(guān)于鄰里效應(yīng)的研究較少，主要關(guān)注鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)人和家庭行為產(chǎn)生的影響，例如女性社會(huì)活動(dòng)和適應(yīng)類(lèi)型(金斗燮 等，2014)、農(nóng)戶(hù)行為(姚瑞卿 等，2015)、人口流動(dòng)和貧困動(dòng)態(tài)(方迎風(fēng) 等，2016)、農(nóng)民工城市居住選擇(戚迪明 等，2016)、家庭社會(huì)捐獻(xiàn)活動(dòng)(晏艷陽(yáng) 等，2017)、家庭教育支出(余麗甜 等，2018)、青少年的生活態(tài)度和社會(huì)行為(孫倫軒，2018)、少兒學(xué)業(yè)成就(劉欣 等，2018)、居民心理健康(邱嬰枝 等，2019)等。

通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)外鄰里效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理可知，國(guó)外對(duì)鄰里效應(yīng)的研究較為豐富，而國(guó)內(nèi)的研究相對(duì)較少。另外，許多研究只是簡(jiǎn)單地尋找鄰里特征與個(gè)體結(jié)果之間的相關(guān)性，控制一系列變量后，根據(jù)相關(guān)性得出結(jié)論，但是很少關(guān)注社區(qū)特征(社區(qū)貧困率、社區(qū)平均教育水平等)對(duì)個(gè)人貧困的直接影響，更少有研究分析鄰里效應(yīng)影響個(gè)人貧困的內(nèi)在機(jī)制。另外，國(guó)內(nèi)較少有文獻(xiàn)分析社區(qū)鄰里效應(yīng)的非線性和門(mén)檻特征?；谝延醒芯?，本文使用多層回歸模型，在控制個(gè)人、家庭和社區(qū)三個(gè)層面特征的情況下[注]增加變量可在一定程度上緩解選擇偏誤問(wèn)題。，研究貧困中的社區(qū)鄰里效應(yīng)的存在性、非線性和門(mén)檻特征以及影響個(gè)體結(jié)果變量(貧困)的內(nèi)在機(jī)制。本文的研究可為實(shí)現(xiàn)2020年消除絕對(duì)貧困以及連片貧困提供理論基礎(chǔ)，也為將來(lái)緩解相對(duì)貧困提供可能的政策建議。本文的創(chuàng)新之處在于：使用多層回歸模型(multi-level regression model)控制社區(qū)間可能存在的組別效應(yīng)，以減少模型的測(cè)量誤差；檢驗(yàn)中國(guó)是否存在貧困社區(qū)鄰里效應(yīng)，并探討鄰里效應(yīng)作用于個(gè)人貧困的內(nèi)在機(jī)制，同時(shí)還分析了鄰里效應(yīng)的非線性和門(mén)檻特征，豐富了國(guó)內(nèi)鄰里效應(yīng)的相關(guān)研究。

二、研究方法和數(shù)據(jù)

(一)研究方法

本文的研究方法是多層回歸模型。盡管使用普通的OLS回歸也可以分析社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)人貧困的影響，但文中數(shù)據(jù)涉及不同層面(包括個(gè)人、家庭和社區(qū)層面)，同一個(gè)社區(qū)中的個(gè)體殘差項(xiàng)存在相關(guān)性，直接使用OLS回歸很可能造成模型測(cè)量結(jié)果不準(zhǔn)確，多層回歸模型允許觀察值之間存在相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而可以提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。在構(gòu)建多層回歸模型的過(guò)程中，可以區(qū)分不同層面、組別變量對(duì)被解釋變量的影響。多層回歸模型的估計(jì)方法包括極大似然估計(jì)和受限極大似然估計(jì)兩種，能夠緩解模型設(shè)定過(guò)程中可能出現(xiàn)的遺漏變量問(wèn)題以及數(shù)據(jù)不平衡等問(wèn)題(Duncan et al.，2000)。本文的多層回歸模型共包含3個(gè)層面，具體設(shè)定如下：

其中：Yijk是個(gè)人的貧困狀態(tài)；Xpijk是個(gè)體層面變量，包括個(gè)體的健康狀態(tài)、年齡、性別、學(xué)歷水平等；Zpjk是家庭層面變量，包括家庭所處階層、家庭凈收入以及家庭規(guī)模；Wsk是社區(qū)層面變量，包括城鎮(zhèn)化指數(shù)、社區(qū)教育類(lèi)別、人口密度、交通便利情況。鄰里效應(yīng)變量也是社區(qū)層面變量，包括社區(qū)貧困率、社區(qū)平均學(xué)歷和社區(qū)平均收入。

當(dāng)然，只有當(dāng)被解釋變量在不同組別之間存在顯著差異時(shí)才能夠使用多層回歸模型。ICC(intra-class correlation coefficient)是判斷數(shù)據(jù)是否適用于多層回歸模型的常用指標(biāo)。當(dāng)ICC趨向于0時(shí)，意味著被解釋變量不存在顯著的組間差異，數(shù)據(jù)不適用多層回歸模型；當(dāng)ICC趨向于1時(shí)，表明被解釋變量存在顯著的組間差異，數(shù)據(jù)適用于多層回歸模型。根據(jù)溫福星(2009)的研究，只要0.059

零模型設(shè)定:

Pr(Yijk=1|eijk)=H(π0jk+eijk)

(4)

π0jk=γ00k+u0jk

(5)

γ00k=δ000+u00k

(6)

Yijk=δ000+eijk+u0jk+u00k

(7)

因此，被解釋變量的方差為：

(8)

ICC指標(biāo)的計(jì)算:

(9)

(10)

(二)數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989—2015年數(shù)據(jù)。盡管該調(diào)查不是專(zhuān)門(mén)為貧困方面的研究所設(shè)計(jì)的，但其包含的個(gè)人收入信息、家庭信息和社區(qū)信息為貧困研究提供了可能。為了盡可能保留較多的觀察值，本文對(duì)該調(diào)查所涉及的所有年份數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，選取關(guān)鍵變量后，刪掉缺失值，并保留年齡大于等于18歲的樣本，最后剩余樣本量81722個(gè)，其中城市樣本27586個(gè)，農(nóng)村樣本54136個(gè)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)信息

注：學(xué)歷水平取值為0～6，0是文盲，1是小學(xué)畢業(yè)，2是初中畢業(yè)，3是高中畢業(yè)，4是中等技術(shù)學(xué)校、職業(yè)學(xué)校畢業(yè)，5是大專(zhuān)或大學(xué)畢業(yè)，6是碩士及以上；社會(huì)階層取值為1～4，1代表城市，2代表郊區(qū)，3代表城鎮(zhèn)，4代表農(nóng)村；貧困率根據(jù)個(gè)人貧困狀態(tài)和社區(qū)中的總?cè)藬?shù)計(jì)算得到，ln社區(qū)平均收入和社區(qū)平均學(xué)歷根據(jù)個(gè)人收入和學(xué)歷水平計(jì)算得到；城鎮(zhèn)化指數(shù)、社區(qū)教育類(lèi)別、人口密度以及交通便利情況均直接來(lái)源于CHNS社區(qū)層面的調(diào)查結(jié)果。

② 個(gè)人凈收入用來(lái)判斷該個(gè)體是否貧困，并用于收入機(jī)制的分析。

由表1可以看出，樣本中的大多數(shù)個(gè)體都處于非貧困狀態(tài)，世行2$PPP貧困標(biāo)準(zhǔn)下的貧困人口數(shù)量更多，大多數(shù)個(gè)體的學(xué)歷是小學(xué)及以上、年齡在43歲以上。大多數(shù)家庭都位于城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，家庭規(guī)模在4口人及以上的居多。

三、實(shí)證結(jié)果分析

為檢驗(yàn)文中的數(shù)據(jù)是否適用于多層回歸模型，本文計(jì)算了貧困、學(xué)歷水平和個(gè)人收入三個(gè)變量的ICC值。其中學(xué)歷水平和個(gè)人收入在機(jī)制分析中作為被解釋變量。

表2 貧困變量的ICC指標(biāo)① 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局規(guī)定的貧困標(biāo)準(zhǔn)。

注：*、**和***分別對(duì)應(yīng)10%、5%和1%顯著性水平。

由表2可以看出，貧困、學(xué)歷水平和個(gè)人收入變量的ICC指標(biāo)均大于0.059，表明本文數(shù)據(jù)適用于多層回歸模型。另外，卡方檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)(原假設(shè)是適用于一般的回歸模型)，同樣表明本文數(shù)據(jù)適用多層回歸模型。

(一)社區(qū)鄰里效應(yīng)的存在性分析

由表3可以看出，學(xué)歷水平對(duì)個(gè)人貧困的影響為負(fù)，不健康的個(gè)體更有可能陷入貧困狀態(tài)。

相對(duì)于男性而言，女性陷入貧困的可能性更大。年齡和貧困之間存在非線性關(guān)系(正U型特征)，以全樣本為例，41歲(0.1215/(2×0.0015))以前，隨著年齡的增加個(gè)體陷入貧困的可能性不斷減少；41歲以后，年齡的增加使得個(gè)體貧困的可能性不斷上升。可能的原因是，41歲之前，個(gè)體隨著年齡的增長(zhǎng)工作經(jīng)驗(yàn)不斷豐富，工作能力也不斷提升，貧困的可能性不斷減少，但是41歲之后，工作精力將會(huì)受到限制，學(xué)習(xí)能力也會(huì)不斷下降，因此貧困的可能性將會(huì)上升。Fang et al.(2014)的結(jié)論和本文類(lèi)似，其認(rèn)為年齡和收入呈現(xiàn)非線性關(guān)系，個(gè)體大概在51歲左右獲得最高收入，貧困的可能性最低。位于農(nóng)村的家庭更有可能陷入貧困，這和現(xiàn)實(shí)相符，農(nóng)村地區(qū)往往是貧困的重災(zāi)區(qū)。家庭凈收入水平的提高能夠明顯降低個(gè)人陷入貧困的概率，家庭規(guī)模的增加則提高了個(gè)體陷入貧困的概率。方迎風(fēng)等(2016)同樣認(rèn)為家庭規(guī)模的增大使得個(gè)體陷入貧困的可能性增加。Fang et al.(2014)的觀點(diǎn)類(lèi)似，其認(rèn)為家庭規(guī)模的增大會(huì)降低個(gè)體的收入水平。城鎮(zhèn)化水平并沒(méi)有降低個(gè)體陷入貧困的概率，反而提高了個(gè)體貧困的可能性。可能的原因是，城鎮(zhèn)化水平的提高僅僅使得更多的農(nóng)村居民進(jìn)入城市，其自身的生活技能及收入水平并沒(méi)有得到顯著提升，甚至因?yàn)槌擎?zhèn)化失去了本來(lái)所擁有的土地，因此城鎮(zhèn)化無(wú)法使個(gè)體的貧困可能性降低。社區(qū)教育類(lèi)別的提升和人口密度的增加均能緩解個(gè)體貧困?？赡艿脑蚴?，較高的社區(qū)教育類(lèi)別意味著良好的教育資源，人口密度大的社區(qū)往往經(jīng)濟(jì)條件較好。社區(qū)中的交通越便利，個(gè)人貧困的可能性越小。Lankford et al.(2002)、Condron et al.(2003)、Jargowsky et al.(2009)同樣認(rèn)為社區(qū)中公共資源的差異最終造成了個(gè)人結(jié)果變量(貧困)的差異。

需要注意的是，社區(qū)的貧困率越高，個(gè)人貧困的可能性越大。McCulloch(2001)的結(jié)論與本文類(lèi)似，其認(rèn)為劣勢(shì)的生活環(huán)境很可能造成不良的行為結(jié)果，例如貧困。由該回歸結(jié)果可知，貧困存在顯著的社區(qū)鄰里效應(yīng)，也即社區(qū)中貧困率的提升使得個(gè)體貧困的概率顯著增加?？赡艿脑蚴牵鐓^(qū)中較多的貧困人口使得社區(qū)中的貧困文化較為盛行，社區(qū)鄰里效應(yīng)很可能通過(guò)同伴模仿作用對(duì)個(gè)體行為產(chǎn)生影響(Oberwittler，2007)。另外，中部和東部地區(qū)個(gè)體的貧困概率相對(duì)于西部地區(qū)更低，這和現(xiàn)實(shí)情況相符。

表3 社區(qū)鄰里效應(yīng)的存在性

注：括號(hào)內(nèi)為t值，*、**和***分別對(duì)應(yīng)10%、5%和1%顯著性水平。

(二)社區(qū)鄰里效應(yīng)的非線性和門(mén)檻分析

為了分析社區(qū)鄰里效應(yīng)的非線性和門(mén)檻特征，本部分在回歸模型中加入了社區(qū)貧困率的平方。

由表4可知，加入社區(qū)貧困率的平方后，回歸結(jié)果并沒(méi)有發(fā)生大的變化。學(xué)歷水平對(duì)個(gè)體貧困概率的影響仍然為負(fù)，不健康的個(gè)體貧困概率更高，女性個(gè)體更有可能陷入貧困。年齡和個(gè)體貧困概率之間仍然表現(xiàn)出顯著的非線性關(guān)系，此時(shí)個(gè)體仍在41歲(全樣本)左右貧困概率最低，這和表3中的結(jié)果幾乎沒(méi)有差別。家庭位于農(nóng)村地區(qū)以及家庭規(guī)模增大均能顯著提高個(gè)體陷入貧困的概率。家庭凈收入可以緩解個(gè)體貧困，這和現(xiàn)實(shí)情況相符。社區(qū)教育類(lèi)別提升、人口密度增加以及交通便利均可降低個(gè)體陷入貧困的概率，但城鎮(zhèn)化水平依舊不能緩解個(gè)人貧困。

表4 社區(qū)鄰里效應(yīng)的非線性和門(mén)檻效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)為t值，*、**和***分別對(duì)應(yīng)10%、5%和1%顯著性水平。

社區(qū)貧困率和社區(qū)貧困率平方均能顯著影響個(gè)體貧困，并呈現(xiàn)出倒U型，表明社區(qū)鄰里效應(yīng)具有非線性和門(mén)檻特征。在全樣本中，當(dāng)社區(qū)貧困率低于29.09%(8.1428/(2×13.9980))時(shí)，社區(qū)鄰里效應(yīng)(貧困率)對(duì)個(gè)人貧困概率的影響不斷增強(qiáng)；一旦社區(qū)貧困率超過(guò)29.09%，隨著貧困率的提高，社區(qū)鄰里效應(yīng)(貧困率)對(duì)個(gè)人貧困概率的影響不斷減弱。Weinberg et al.(2004)的研究結(jié)論類(lèi)似，其認(rèn)為社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)人社會(huì)行為影響存在閾值效應(yīng)，當(dāng)社區(qū)貧困率在20%～40%時(shí)，社區(qū)貧困率將會(huì)促進(jìn)個(gè)人犯罪行為和輟學(xué)行為產(chǎn)生，且鄰里效應(yīng)的作用會(huì)不斷增強(qiáng)，但社區(qū)貧困率超過(guò)40%時(shí)，社區(qū)中貧困人數(shù)的增加不會(huì)對(duì)個(gè)人行為產(chǎn)生邊際影響。農(nóng)村地區(qū)、城市地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)社區(qū)鄰里效應(yīng)(貧困率)的門(mén)檻值分別為33.86%、13.77%、24.63%、26.10%和30.54%。由于樣本中95%分位數(shù)的社區(qū)貧困率為19.51%，因此本文絕大多數(shù)社區(qū)的貧困率都在20%以?xún)?nèi)，而門(mén)檻值幾乎都在20%以上，就本樣本而言，貧困率對(duì)個(gè)人貧困概率的作用在不斷增強(qiáng)(門(mén)檻值的左邊)。也即社區(qū)貧困率越高，個(gè)體陷入貧困的可能性越大?？傊?，多層回歸模型結(jié)果表明，貧困存在社區(qū)鄰里效應(yīng)，且社區(qū)鄰里效應(yīng)具有非線性和門(mén)檻特征。

(三)社區(qū)鄰里效應(yīng)的機(jī)制分析

1.教育機(jī)制

為了檢驗(yàn)社區(qū)鄰里效應(yīng)是否通過(guò)影響個(gè)人的教育水平作用于其貧困狀態(tài)，這里將個(gè)人教育水平作為被解釋變量，將社區(qū)的平均學(xué)歷水平作為社區(qū)的鄰里變量，檢驗(yàn)社區(qū)鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的教育機(jī)制。

表5 社區(qū)鄰里效應(yīng)的教育機(jī)制

注：括號(hào)內(nèi)為t值，*、**和***分別對(duì)應(yīng)10%、5%和1%顯著性水平。

由表5可知，健康對(duì)個(gè)人學(xué)歷水平的影響不太顯著；相對(duì)于男性個(gè)體而言，女性個(gè)體的學(xué)歷水平更低，可能和中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)的重男輕女思想有關(guān)。家庭屬于農(nóng)村的個(gè)體學(xué)歷水平更低，可能是因?yàn)槌鞘械貐^(qū)對(duì)教育更加重視。家庭收入水平可顯著提升個(gè)體學(xué)歷，家庭規(guī)模和個(gè)體學(xué)歷水平呈現(xiàn)反向相關(guān)關(guān)系。城鎮(zhèn)化水平可顯著提升個(gè)體學(xué)歷，可能的原因是城鎮(zhèn)化使得人口居住更加密集，教育資源整合更加合理，因此更有利于個(gè)體接受教育。人口密度對(duì)個(gè)體受教育水平的影響為正。另外，社區(qū)中貧困人口所占比例越高，個(gè)體的學(xué)歷水平越低。

值得注意的是，社區(qū)平均學(xué)歷對(duì)個(gè)人學(xué)歷的影響顯著為正，這表明社區(qū)鄰里效應(yīng)通過(guò)教育環(huán)境發(fā)揮作用，并通過(guò)提升個(gè)體學(xué)歷水平影響其貧困狀態(tài)。Gibbons (2002)的結(jié)論類(lèi)似，其認(rèn)為在控制父母和學(xué)校特點(diǎn)的情況下，社區(qū)中接受高等教育的成年人比例和個(gè)體接受高等教育的可能性顯著正相關(guān)，和無(wú)法獲得文憑的可能性顯著負(fù)相關(guān)。該回歸結(jié)果表明社區(qū)鄰里效應(yīng)的教育機(jī)制顯著存在。

2.收入機(jī)制

為了分析社區(qū)鄰里效應(yīng)是否通過(guò)影響個(gè)人收入進(jìn)而作用于其貧困狀態(tài)，這里將個(gè)體收入作為被解釋變量，將社區(qū)平均收入作為鄰里效應(yīng)變量，檢驗(yàn)社區(qū)鄰里效應(yīng)的收入機(jī)制。

注：括號(hào)內(nèi)報(bào)告的為t值，*、**和***分別對(duì)應(yīng)10%、5%和1%顯著性水平。

由表6可以看出，學(xué)歷水平能夠顯著增加個(gè)體收入，身體不健康的個(gè)體收入水平更低；相對(duì)于男性個(gè)體而言，女性個(gè)體的收入水平更低。年齡和個(gè)體收入呈現(xiàn)非線性關(guān)系，以全樣本為例，當(dāng)年齡低于41歲(0.0405/(2×0.0005))左右時(shí)，個(gè)體收入水平在不斷增加；當(dāng)年齡高于41歲左右時(shí)，個(gè)體的收入水平將會(huì)不斷下降。Fang et al.(2014)也認(rèn)為個(gè)體收入和年齡之間存在非線性關(guān)系，其發(fā)現(xiàn)個(gè)體年齡達(dá)到51歲左右時(shí)收入最高。家庭收入和個(gè)體收入正向相關(guān)，此結(jié)果和現(xiàn)實(shí)情況符合。家庭規(guī)模越大，個(gè)人凈收入越低。社區(qū)教育類(lèi)別和人口密度對(duì)個(gè)體凈收入的影響均為正。社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)體收入的影響顯著為負(fù)。Galster et al.(2007)的研究結(jié)果類(lèi)似，其認(rèn)為，個(gè)體在兒童時(shí)期長(zhǎng)期處于貧困社區(qū)對(duì)高中學(xué)業(yè)和收入有獨(dú)立且顯著的負(fù)向影響。

需要注意的是，社區(qū)平均收入對(duì)個(gè)體收入的影響顯著為正，表明社區(qū)平均收入能夠通過(guò)鄰里效應(yīng)促進(jìn)個(gè)體收入。Galster(2008)的研究結(jié)論較為相似，其發(fā)現(xiàn)，中等收入居民占比最高的社區(qū)有利于沒(méi)有全職工作的男子賺取更多的收入，但是高收入居民占比較高的社區(qū)不能促進(jìn)無(wú)全職工作的男子賺取更多收入，鄰里社會(huì)距離的差距會(huì)影響鄰里效應(yīng)作用的發(fā)揮?？傊鐓^(qū)鄰里效應(yīng)可以通過(guò)收入機(jī)制影響個(gè)人貧困狀態(tài)。

上文的實(shí)證分析結(jié)果表明，貧困中的社區(qū)鄰里效應(yīng)顯著存在，且具有非線性和門(mén)檻特征，社區(qū)鄰里效應(yīng)的教育機(jī)制和收入機(jī)制也都顯著存在。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文分析采用的是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的貧困標(biāo)準(zhǔn)，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，這里使用世界銀行1.25$PPP和2$PPP的貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)社區(qū)鄰里效應(yīng)的存在性、非線性與門(mén)檻特征再次進(jìn)行檢驗(yàn)。鄰里效應(yīng)的教育機(jī)制和收入機(jī)制分析中不涉及貧困標(biāo)準(zhǔn)問(wèn)題，因此不再進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。另外，貧困率的高低、性別差異以及社區(qū)收入水平的高低很可能影響社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體貧困的影響，因此本文又以社區(qū)貧困率10%為分界點(diǎn)將樣本分為兩個(gè)子樣本，按照性別將樣本分為兩個(gè)子樣本，根據(jù)ln社區(qū)平均收入的50%分位數(shù)將樣本分為兩個(gè)子樣本，分別檢驗(yàn)社區(qū)鄰里效應(yīng)的存在性。

(一)改變貧困標(biāo)準(zhǔn)下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.世界銀行1.25$PPP貧困標(biāo)準(zhǔn)[注]篇幅限制，此處的回歸結(jié)果未在文中展示，感興趣的讀者可向作者索取。

當(dāng)貧困標(biāo)準(zhǔn)是世行1.25$PPP的情況下，主要的回歸結(jié)果沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。學(xué)歷水平能夠顯著緩解貧困，不健康的個(gè)體貧困概率更大，女性個(gè)體貧困的可能性更大。年齡和貧困之間依舊呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，門(mén)檻值在42歲左右(和前文的41歲相差不大)，在42歲之前，個(gè)體貧困的概率不斷下降，但在42歲之后，個(gè)體貧困的概率將會(huì)不斷提高。社會(huì)階層屬于農(nóng)村的家庭個(gè)體更容易陷入貧困，較大的家庭規(guī)模也會(huì)提高個(gè)體陷入貧困的概率。其他變量對(duì)個(gè)體貧困概率的影響和前文十分相似，此處不再贅述。這里主要關(guān)注社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)體貧困概率的影響。從回歸結(jié)果中可以看出社區(qū)中的貧困比例顯著提高了個(gè)體陷入貧困的可能性，社區(qū)鄰里效應(yīng)存在，前文實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

在世界銀行1.25$PPP貧困標(biāo)準(zhǔn)下，即使加入了貧困率平方，回歸結(jié)果和前文也無(wú)實(shí)質(zhì)性差異。年齡和個(gè)體貧困之間依舊呈現(xiàn)出顯著的非線性關(guān)系，門(mén)檻值為42歲(0.1423/(2×0.0017))，也即個(gè)體在42歲左右貧困可能性最低。這里主要關(guān)注社區(qū)鄰里效應(yīng)的非線性和門(mén)檻特征。社區(qū)貧困率和社區(qū)貧困率平方均能顯著影響個(gè)體貧困概率，表明社區(qū)鄰里效應(yīng)存在非線性和門(mén)檻特征。以全樣本為例，當(dāng)貧困率低于34.78%(5.9150/(2×8.5027))時(shí)，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)人貧困可能性的作用在不斷增強(qiáng)，而當(dāng)貧困率高于34.78%時(shí)，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)人貧困可能性的作用將會(huì)不斷減弱。農(nóng)村地區(qū)、城市地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)的貧困率門(mén)檻值分別為40.48%、31.80%、37.04%、29.49%和35.78%。由于本文中的社區(qū)貧困率大部分(95%分位數(shù))都低于30%(1.25$PPP標(biāo)準(zhǔn))，因此，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)人貧困的作用處于門(mén)檻值左邊，也即隨著社區(qū)貧困率的增加，社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)人貧困概率的影響在不斷增強(qiáng)。

2.世界銀行2$PPP貧困標(biāo)準(zhǔn)[注]篇幅限制，此處的回歸結(jié)果未在文中展示，感興趣的讀者可向作者索取。

由回歸結(jié)果可知，2$PPP貧困標(biāo)準(zhǔn)下的回歸結(jié)果和前文也無(wú)實(shí)質(zhì)性差異。但值得注意的是，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)人貧困可能性的影響顯著為正，表明社區(qū)鄰里效應(yīng)的確存在。其他變量的回歸結(jié)果與前文十分相似，在此不再贅述。

(二)不同分組情況下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由不同分組情況下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)可知[注]篇幅限制，此處的回歸結(jié)果未在文中展示，感興趣的讀者可向作者索取。，各變量的回歸結(jié)果依舊較為顯著。貧困率對(duì)個(gè)體貧困概率的影響顯著為正，也即不同貧困率、性別以及收入條件下的社區(qū)鄰里效應(yīng)顯著存在，不同組別間的回歸結(jié)果差異較小。

五、結(jié)論和政策建議

本文通過(guò)使用多層回歸模型分析了貧困中的社區(qū)鄰里效應(yīng)的存在性、非線性和門(mén)檻特征，還檢驗(yàn)了社區(qū)鄰里效應(yīng)的教育機(jī)制和收入機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)體貧困概率的影響顯著為正，也即社區(qū)鄰里效應(yīng)顯著存在；社區(qū)貧困率和社區(qū)貧困率平方對(duì)個(gè)體貧困概率的影響都十分顯著，呈現(xiàn)倒U型特征，當(dāng)社區(qū)貧困率低于29.09%時(shí)，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)體貧困概率的影響不斷增強(qiáng)，一旦社區(qū)貧困率高于29.09%，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)體貧困概率的影響不斷減弱，也即社區(qū)鄰里效應(yīng)具有非線性與門(mén)檻特征；社區(qū)平均學(xué)歷對(duì)個(gè)體學(xué)歷水平的影響顯著為正，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)體學(xué)歷的影響顯著為負(fù)，即鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的教育機(jī)制顯著存在；社區(qū)平均收入對(duì)個(gè)體收入的影響顯著為正，社區(qū)貧困率對(duì)個(gè)體收入的影響顯著為負(fù)，即鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的收入機(jī)制也顯著存在。

根據(jù)研究所得結(jié)論，當(dāng)前中國(guó)的連片貧困以及城市中的貧困集聚現(xiàn)象很可能來(lái)源于鄰里效應(yīng)，關(guān)注貧困中的社區(qū)鄰里效應(yīng)將會(huì)為中國(guó)連片貧困地區(qū)以及貧困集聚的扶貧工作提供重要的理論基礎(chǔ)。據(jù)此，本文對(duì)當(dāng)前的扶貧工作提出以下建議：

(1)關(guān)注社區(qū)中的鄰里效應(yīng)。由于個(gè)體行為受到同社區(qū)中其他個(gè)體行為的影響，尤其是在社區(qū)中貧困人數(shù)較多的情況下，因此在對(duì)個(gè)體或者家庭扶貧的過(guò)程中應(yīng)當(dāng)盡量避免社區(qū)鄰里效應(yīng)的不利影響。例如，對(duì)社區(qū)中所有貧困個(gè)體同時(shí)施行扶貧開(kāi)發(fā)策略，盡可能地降低社區(qū)貧困率；或者加大脫貧觀念和意識(shí)宣傳，使得貧困者意識(shí)到脫貧的重要性，緩解社區(qū)中貧困個(gè)體對(duì)其他個(gè)體行為的影響。另外，城市地區(qū)可以借鑒西方國(guó)家的混合住房政策，農(nóng)村地區(qū)可以施行異地搬遷扶貧政策，緩解鄰里效應(yīng)對(duì)扶貧工作的不利影響。

(2)關(guān)注社區(qū)鄰里效應(yīng)的教育機(jī)制。社區(qū)平均學(xué)歷能夠明顯提升個(gè)人學(xué)歷水平進(jìn)而幫助個(gè)體擺脫貧困，目前扶貧工作的重點(diǎn)在于提升全民整體的學(xué)歷水平(對(duì)能夠提升學(xué)歷水平的個(gè)體)，個(gè)體將通過(guò)模仿社區(qū)中的同伴行為而自覺(jué)提升學(xué)歷水平，最終緩解自身貧困狀態(tài)。

(3)關(guān)注社區(qū)鄰里效應(yīng)的收入機(jī)制。本文的貧困標(biāo)準(zhǔn)以收入為衡量指標(biāo)，為了避免個(gè)體陷入貧困陷阱，應(yīng)當(dāng)提升整個(gè)社區(qū)的收入水平。例如，重點(diǎn)實(shí)施社區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧模式，讓當(dāng)?shù)鼐用裨诓煌獬龃蚬さ那闆r下獲得穩(wěn)定收入，降低個(gè)人貧困概率的同時(shí)還可避免社區(qū)鄰里效應(yīng)的不利影響。

總之，在幫助個(gè)體脫貧的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)關(guān)注個(gè)體所居住的社區(qū)環(huán)境，盡量避免社區(qū)貧困率過(guò)高、平均學(xué)歷過(guò)低以及平均收入過(guò)低等劣勢(shì)鄰里環(huán)境對(duì)個(gè)體行為的不良影響。