貧困存在社區(qū)鄰里效應嗎
——基于多層回歸模型的分析

解 堊 宋顏群

(山東大學 經(jīng)濟學院，山東 濟南 250199)

一、引言及文獻綜述

20世紀20年代以后，美國城市居民空間居住格局發(fā)生了較為嚴重的隔離和分化，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，犯罪、抑郁、失業(yè)等社會行為也常常在一些極度貧困的社區(qū)中發(fā)生。中國有些地區(qū)也存在較為嚴重的貧困集聚現(xiàn)象，這是否為社區(qū)鄰里效應所致？解答這個問題對解決中國的集中連片特困地區(qū)的貧困問題無疑具有重要的現(xiàn)實指導意義。

國外關(guān)于社區(qū)鄰里效應的研究主要集中在三個方面。一是關(guān)于社區(qū)鄰里效應對不同年齡人群的影響研究。大量研究分析了社區(qū)鄰里效應對成年個體貧困、收入、健康、學歷以及就業(yè)等結(jié)果變量的影響：McCulloch(2001)發(fā)現(xiàn)生活在弱勢地區(qū)的女性更有可能經(jīng)歷各種負面結(jié)果(例如貧困等)；Shouls et al.(1996)則發(fā)現(xiàn)，當窮人生活在較偏遠的地區(qū)時，其健康問題會更嚴重；Ginther et al.(2000)分析了個人高中畢業(yè)概率和社區(qū)經(jīng)濟特征之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高收入鄰居所占比例越大個人畢業(yè)概率越小，低收入家庭所占比例越大個人畢業(yè)的可能性反而越大；Fang et al.(2014)認為，個體處于貧困率較高的社區(qū)中更有可能獲得低收入，進而陷入貧困。也有不少文獻關(guān)注不良的社區(qū)鄰里對青少年所帶來的影響，發(fā)現(xiàn)不良的社區(qū)鄰里環(huán)境對青少年的精神健康(Simons et al.，1996)、反社會行為(Oberwittler，2007)、學業(yè)成就(Gibbons，2002；Galster et al.，2007；Hicks et al.，2017)和藥物濫用(Dubow et al.，1997)都會產(chǎn)生一定的影響。Aneshensel et al.(1996)發(fā)現(xiàn)鄰里社會凝聚力在很大程度上解釋了鄰里社會經(jīng)濟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言能力之間的關(guān)系。二是關(guān)于社區(qū)鄰里效應影響個人結(jié)果變量的渠道研究。有研究認為弱勢社區(qū)往往通過同伴和榜樣效應對個人行為產(chǎn)生影響(Oberwittler，2007)。也有研究認為社區(qū)內(nèi)公共資源分布的不同造成個人結(jié)果變量的差異(Condron et al.，2003)。另外，有文獻認為可衡量的教育資源與學生學習成就密切相關(guān)，即社區(qū)鄰里效應很可能通過社區(qū)教育等資源途徑影響個人結(jié)果變量(Jargowsky et al.，2009)；Bramley et al.(2007)也認為不良的社區(qū)鄰里效應的重要表現(xiàn)是社區(qū)中的學校和教育水平較差，住房產(chǎn)權(quán)和貧困剝奪都會對個人教育成就產(chǎn)生影響。然而，Wodtke et al.(2017)的研究表明，社區(qū)中的學校資源匱乏并非是造成個人學業(yè)成績差的關(guān)鍵因素。三是關(guān)于社區(qū)鄰里效應影響個人結(jié)果變量的方式以及程度研究。一些研究認為社區(qū)鄰里效應對個體結(jié)果變量的影響是非線性的，且具有門檻特征。Buck(2001)對英國家庭面板數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)(以失業(yè)率為鄰里特征)：當鄰里居民的失業(yè)比例超過23%～24%時，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；當社區(qū)貧困率超過20%時，社區(qū)貧困率將會導致個人犯罪行為和輟學行為產(chǎn)生。社區(qū)貧困率達到40%之前，鄰里效應的作用會不斷增強，但當社區(qū)貧困率超過40%時，社區(qū)中貧困人數(shù)的增加不會對個人行為產(chǎn)生邊際影響(Weinberg et al.，2004)。也有文獻研究發(fā)現(xiàn)，社區(qū)鄰里效應(白人占社區(qū)人數(shù)的比例)的門檻值是5%，低于5%時，黑人的輟學率會一直增加，而當白人占社區(qū)人數(shù)的比例超過20%時，鄰里效應對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11%之前，社區(qū)失業(yè)率對荷蘭失業(yè)者或離校生脫離福利補貼的可能性的影響并不顯著，對荷蘭的非失業(yè)者也沒有影響。Musterd et al.(2006)則發(fā)現(xiàn)社區(qū)失業(yè)率小于16%時，失業(yè)率和個體陷入貧困概率之間存在強烈的正相關(guān)關(guān)系，一旦社區(qū)失業(yè)率超過16%，其對個體陷入貧困概率并無顯著的邊際影響。也有研究認為社區(qū)鄰里效應對個人結(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(包括學校質(zhì)量)對個人健康差異的解釋力達到60%，超過了個人特征對健康狀態(tài)的影響；Altonji et al.(2018)的研究發(fā)現(xiàn)，按照社區(qū)經(jīng)濟條件和教育水平對社區(qū)進行排序，第90分位數(shù)上的社區(qū)比第10分位數(shù)上的社區(qū)在個體高中畢業(yè)概率和大學入學概率方面大約高0.04和0.11，永久工資增加13.7%。

一些文獻認為，在研究社區(qū)鄰里效應的過程中應當關(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?shù)貦C構(gòu)、設施、學校等情況(包括其數(shù)量和質(zhì)量)；(3)采用合理方式對轄區(qū)內(nèi)環(huán)境進行污染測量，更多地搜集社區(qū)調(diào)查和系統(tǒng)的社會觀察數(shù)據(jù)(Sampson et al.，2002)；(4)在分析鄰里效應對個體結(jié)果變量影響的同時，應該考慮選擇偏差對實證結(jié)果可能帶來的影響及社區(qū)剝奪對后續(xù)收入的持續(xù)影響，而居住地在一定程度上決定了個體的經(jīng)濟福祉(Van Ham et al.，2018)。

在中國，關(guān)于鄰里效應的研究較少，主要關(guān)注鄰里效應對個人和家庭行為產(chǎn)生的影響，例如女性社會活動和適應類型(金斗燮 等，2014)、農(nóng)戶行為(姚瑞卿 等，2015)、人口流動和貧困動態(tài)(方迎風 等，2016)、農(nóng)民工城市居住選擇(戚迪明 等，2016)、家庭社會捐獻活動(晏艷陽 等，2017)、家庭教育支出(余麗甜 等，2018)、青少年的生活態(tài)度和社會行為(孫倫軒，2018)、少兒學業(yè)成就(劉欣 等，2018)、居民心理健康(邱嬰枝 等，2019)等。

通過對國內(nèi)外鄰里效應的相關(guān)文獻進行梳理可知，國外對鄰里效應的研究較為豐富，而國內(nèi)的研究相對較少。另外，許多研究只是簡單地尋找鄰里特征與個體結(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)對個人貧困的直接影響，更少有研究分析鄰里效應影響個人貧困的內(nèi)在機制。另外，國內(nèi)較少有文獻分析社區(qū)鄰里效應的非線性和門檻特征。基于已有研究，本文使用多層回歸模型，在控制個人、家庭和社區(qū)三個層面特征的情況下[注]增加變量可在一定程度上緩解選擇偏誤問題。，研究貧困中的社區(qū)鄰里效應的存在性、非線性和門檻特征以及影響個體結(jié)果變量(貧困)的內(nèi)在機制。本文的研究可為實現(xiàn)2020年消除絕對貧困以及連片貧困提供理論基礎(chǔ)，也為將來緩解相對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，以減少模型的測量誤差；檢驗中國是否存在貧困社區(qū)鄰里效應，并探討鄰里效應作用于個人貧困的內(nèi)在機制，同時還分析了鄰里效應的非線性和門檻特征，豐富了國內(nèi)鄰里效應的相關(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)鄰里效應對個人貧困的影響，但文中數(shù)據(jù)涉及不同層面(包括個人、家庭和社區(qū)層面)，同一個社區(qū)中的個體殘差項存在相關(guān)性，直接使用OLS回歸很可能造成模型測量結(jié)果不準確，多層回歸模型允許觀察值之間存在相關(guān)關(guān)系，進而可以提高估計結(jié)果的準確性。在構(gòu)建多層回歸模型的過程中，可以區(qū)分不同層面、組別變量對被解釋變量的影響。多層回歸模型的估計方法包括極大似然估計和受限極大似然估計兩種，能夠緩解模型設定過程中可能出現(xiàn)的遺漏變量問題以及數(shù)據(jù)不平衡等問題(Duncan et al.，2000)。本文的多層回歸模型共包含3個層面，具體設定如下：

其中：Yijk是個人的貧困狀態(tài)；Xpijk是個體層面變量，包括個體的健康狀態(tài)、年齡、性別、學歷水平等；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)教育類別、人口密度、交通便利情況。鄰里效應變量也是社區(qū)層面變量，包括社區(qū)貧困率、社區(qū)平均學歷和社區(qū)平均收入。

當然，只有當被解釋變量在不同組別之間存在顯著差異時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。當ICC趨向于0時，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ICC趨向于1時，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指標的計算:

(9)

(10)

(二)數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計

本文使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989—2015年數(shù)據(jù)。盡管該調(diào)查不是專門為貧困方面的研究所設計的，但其包含的個人收入信息、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，本文對該調(diào)查所涉及的所有年份數(shù)據(jù)進行整理，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，其中城市樣本27586個，農(nóng)村樣本54136個。

表1 變量描述性統(tǒng)計信息

注：學歷水平取值為0～6，0是文盲，1是小學畢業(yè)，2是初中畢業(yè)，3是高中畢業(yè)，4是中等技術(shù)學校、職業(yè)學校畢業(yè)，5是大專或大學畢業(yè)，6是碩士及以上；社會階層取值為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)個人貧困狀態(tài)和社區(qū)中的總?cè)藬?shù)計算得到，ln社區(qū)平均收入和社區(qū)平均學歷根據(jù)個人收入和學歷水平計算得到；城鎮(zhèn)化指數(shù)、社區(qū)教育類別、人口密度以及交通便利情況均直接來源于CHNS社區(qū)層面的調(diào)查結(jié)果。

② 個人凈收入用來判斷該個體是否貧困，并用于收入機制的分析。

由表1可以看出，樣本中的大多數(shù)個體都處于非貧困狀態(tài)，世行2$PPP貧困標準下的貧困人口數(shù)量更多，大多數(shù)個體的學歷是小學及以上、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、實證結(jié)果分析

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

表2 貧困變量的ICC指標① 國家統(tǒng)計局規(guī)定的貧困標準。

注：*、**和***分別對應10%、5%和1%顯著性水平。

由表2可以看出，貧困、學歷水平和個人收入變量的ICC指標均大于0.059，表明本文數(shù)據(jù)適用于多層回歸模型。另外，卡方檢驗在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(原假設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)鄰里效應的存在性分析

由表3可以看出，學歷水平對個人貧困的影響為負，不健康的個體更有可能陷入貧困狀態(tài)。

相對于男性而言，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，年齡的增加使得個體貧困的可能性不斷上升。可能的原因是，41歲之前，個體隨著年齡的增長工作經(jīng)驗不斷豐富，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，工作精力將會受到限制，學習能力也會不斷下降，因此貧困的可能性將會上升。Fang et al.(2014)的結(jié)論和本文類似，其認為年齡和收入呈現(xiàn)非線性關(guān)系，個體大概在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)實相符，農(nóng)村地區(qū)往往是貧困的重災區(qū)。家庭凈收入水平的提高能夠明顯降低個人陷入貧困的概率，家庭規(guī)模的增加則提高了個體陷入貧困的概率。方迎風等(2016)同樣認為家庭規(guī)模的增大使得個體陷入貧困的可能性增加。Fang et al.(2014)的觀點類似，其認為家庭規(guī)模的增大會降低個體的收入水平。城鎮(zhèn)化水平并沒有降低個體陷入貧困的概率，反而提高了個體貧困的可能性。可能的原因是，城鎮(zhèn)化水平的提高僅僅使得更多的農(nóng)村居民進入城市，其自身的生活技能及收入水平并沒有得到顯著提升，甚至因為城鎮(zhèn)化失去了本來所擁有的土地，因此城鎮(zhèn)化無法使個體的貧困可能性降低。社區(qū)教育類別的提升和人口密度的增加均能緩解個體貧困。可能的原因是，較高的社區(qū)教育類別意味著良好的教育資源，人口密度大的社區(qū)往往經(jīng)濟條件較好。社區(qū)中的交通越便利，個人貧困的可能性越小。Lankford et al.(2002)、Condron et al.(2003)、Jargowsky et al.(2009)同樣認為社區(qū)中公共資源的差異最終造成了個人結(jié)果變量(貧困)的差異。

需要注意的是，社區(qū)的貧困率越高，個人貧困的可能性越大。McCulloch(2001)的結(jié)論與本文類似，其認為劣勢的生活環(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，也即社區(qū)中貧困率的提升使得個體貧困的概率顯著增加。可能的原因是，社區(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)鄰里效應很可能通過同伴模仿作用對個體行為產(chǎn)生影響(Oberwittler，2007)。另外，中部和東部地區(qū)個體的貧困概率相對于西部地區(qū)更低，這和現(xiàn)實情況相符。

表3 社區(qū)鄰里效應的存在性

注：括號內(nèi)為t值，*、**和***分別對應10%、5%和1%顯著性水平。

(二)社區(qū)鄰里效應的非線性和門檻分析

為了分析社區(qū)鄰里效應的非線性和門檻特征，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)果并沒有發(fā)生大的變化。學歷水平對個體貧困概率的影響仍然為負，不健康的個體貧困概率更高，女性個體更有可能陷入貧困。年齡和個體貧困概率之間仍然表現(xiàn)出顯著的非線性關(guān)系，此時個體仍在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體陷入貧困的概率。家庭凈收入可以緩解個體貧困，這和現(xiàn)實情況相符。社區(qū)教育類別提升、人口密度增加以及交通便利均可降低個體陷入貧困的概率，但城鎮(zhèn)化水平依舊不能緩解個人貧困。

表4 社區(qū)鄰里效應的非線性和門檻效應

注：括號內(nèi)為t值，*、**和***分別對應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體貧困，并呈現(xiàn)出倒U型，表明社區(qū)鄰里效應具有非線性和門檻特征。在全樣本中，當社區(qū)貧困率低于29.09%(8.1428/(2×13.9980))時，社區(qū)鄰里效應(貧困率)對個人貧困概率的影響不斷增強；一旦社區(qū)貧困率超過29.09%，隨著貧困率的提高，社區(qū)鄰里效應(貧困率)對個人貧困概率的影響不斷減弱。Weinberg et al.(2004)的研究結(jié)論類似，其認為社區(qū)鄰里效應對個人社會行為影響存在閾值效應，當社區(qū)貧困率在20%～40%時，社區(qū)貧困率將會促進個人犯罪行為和輟學行為產(chǎn)生，且鄰里效應的作用會不斷增強，但社區(qū)貧困率超過40%時，社區(qū)中貧困人數(shù)的增加不會對個人行為產(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(貧困率)的門檻值分別為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%以內(nèi)，而門檻值幾乎都在20%以上，就本樣本而言，貧困率對個人貧困概率的作用在不斷增強(門檻值的左邊)。也即社區(qū)貧困率越高，個體陷入貧困的可能性越大。總之，多層回歸模型結(jié)果表明，貧困存在社區(qū)鄰里效應，且社區(qū)鄰里效應具有非線性和門檻特征。

(三)社區(qū)鄰里效應的機制分析

1.教育機制

為了檢驗社區(qū)鄰里效應是否通過影響個人的教育水平作用于其貧困狀態(tài)，這里將個人教育水平作為被解釋變量，將社區(qū)的平均學歷水平作為社區(qū)的鄰里變量，檢驗社區(qū)鄰里效應發(fā)揮作用的教育機制。

表5 社區(qū)鄰里效應的教育機制

注：括號內(nèi)為t值，*、**和***分別對應10%、5%和1%顯著性水平。

由表5可知，健康對個人學歷水平的影響不太顯著；相對于男性個體而言，女性個體的學歷水平更低，可能和中國長期以來的重男輕女思想有關(guān)。家庭屬于農(nóng)村的個體學歷水平更低，可能是因為城市地區(qū)對教育更加重視。家庭收入水平可顯著提升個體學歷，家庭規(guī)模和個體學歷水平呈現(xiàn)反向相關(guān)關(guān)系。城鎮(zhèn)化水平可顯著提升個體學歷，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，因此更有利于個體接受教育。人口密度對個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，個體的學歷水平越低。

值得注意的是，社區(qū)平均學歷對個人學歷的影響顯著為正，這表明社區(qū)鄰里效應通過教育環(huán)境發(fā)揮作用，并通過提升個體學歷水平影響其貧困狀態(tài)。Gibbons (2002)的結(jié)論類似，其認為在控制父母和學校特點的情況下，社區(qū)中接受高等教育的成年人比例和個體接受高等教育的可能性顯著正相關(guān)，和無法獲得文憑的可能性顯著負相關(guān)。該回歸結(jié)果表明社區(qū)鄰里效應的教育機制顯著存在。

2.收入機制

為了分析社區(qū)鄰里效應是否通過影響個人收入進而作用于其貧困狀態(tài)，這里將個體收入作為被解釋變量，將社區(qū)平均收入作為鄰里效應變量，檢驗社區(qū)鄰里效應的收入機制。

注：括號內(nèi)報告的為t值，*、**和***分別對應10%、5%和1%顯著性水平。

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

需要注意的是，社區(qū)平均收入對個體收入的影響顯著為正，表明社區(qū)平均收入能夠通過鄰里效應促進個體收入。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)不能促進無全職工作的男子賺取更多收入，鄰里社會距離的差距會影響鄰里效應作用的發(fā)揮。總之，社區(qū)鄰里效應可以通過收入機制影響個人貧困狀態(tài)。

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

四、穩(wěn)健性檢驗

上文分析采用的是國家統(tǒng)計局的貧困標準，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的貧困標準對社區(qū)鄰里效應的存在性、非線性與門檻特征再次進行檢驗。鄰里效應的教育機制和收入機制分析中不涉及貧困標準問題，因此不再進行穩(wěn)健性檢驗。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)鄰里效應對個體貧困的影響，因此本文又以社區(qū)貧困率10%為分界點將樣本分為兩個子樣本，按照性別將樣本分為兩個子樣本，根據(jù)ln社區(qū)平均收入的50%分位數(shù)將樣本分為兩個子樣本，分別檢驗社區(qū)鄰里效應的存在性。

(一)改變貧困標準下的穩(wěn)健性檢驗

1.世界銀行1.25$PPP貧困標準[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。

當貧困標準是世行1.25$PPP的情況下，主要的回歸結(jié)果沒有發(fā)生實質(zhì)性變化。學歷水平能夠顯著緩解貧困，不健康的個體貧困概率更大，女性個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，門檻值在42歲左右(和前文的41歲相差不大)，在42歲之前，個體貧困的概率不斷下降，但在42歲之后，個體貧困的概率將會不斷提高。社會階層屬于農(nóng)村的家庭個體更容易陷入貧困，較大的家庭規(guī)模也會提高個體陷入貧困的概率。其他變量對個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)貧困率對個體貧困概率的影響。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體陷入貧困的可能性，社區(qū)鄰里效應存在，前文實證結(jié)果較為穩(wěn)健。

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

2.世界銀行2$PPP貧困標準[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貧困標準下的回歸結(jié)果和前文也無實質(zhì)性差異。但值得注意的是，社區(qū)貧困率對個人貧困可能性的影響顯著為正，表明社區(qū)鄰里效應的確存在。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

由不同分組情況下的穩(wěn)健性檢驗可知[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。貧困率對個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

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

根據(jù)研究所得結(jié)論，當前中國的連片貧困以及城市中的貧困集聚現(xiàn)象很可能來源于鄰里效應，關(guān)注貧困中的社區(qū)鄰里效應將會為中國連片貧困地區(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，本文對當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。由于個體行為受到同社區(qū)中其他個體行為的影響，尤其是在社區(qū)中貧困人數(shù)較多的情況下，因此在對個體或者家庭扶貧的過程中應當盡量避免社區(qū)鄰里效應的不利影響。例如，對社區(qū)中所有貧困個體同時施行扶貧開發(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宣傳，使得貧困者意識到脫貧的重要性，緩解社區(qū)中貧困個體對其他個體行為的影響。另外，城市地區(qū)可以借鑒西方國家的混合住房政策，農(nóng)村地區(qū)可以施行異地搬遷扶貧政策，緩解鄰里效應對扶貧工作的不利影響。

(2)關(guān)注社區(qū)鄰里效應的教育機制。社區(qū)平均學歷能夠明顯提升個人學歷水平進而幫助個體擺脫貧困，目前扶貧工作的重點在于提升全民整體的學歷水平(對能夠提升學歷水平的個體)，個體將通過模仿社區(qū)中的同伴行為而自覺提升學歷水平，最終緩解自身貧困狀態(tài)。

(3)關(guān)注社區(qū)鄰里效應的收入機制。本文的貧困標準以收入為衡量指標，為了避免個體陷入貧困陷阱，應當提升整個社區(qū)的收入水平。例如，重點實施社區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧模式，讓當?shù)鼐用裨诓煌獬龃蚬さ那闆r下獲得穩(wěn)定收入，降低個人貧困概率的同時還可避免社區(qū)鄰里效應的不利影響。

總之，在幫助個體脫貧的同時，應當關(guān)注個體所居住的社區(qū)環(huán)境，盡量避免社區(qū)貧困率過高、平均學歷過低以及平均收入過低等劣勢鄰里環(huán)境對個體行為的不良影響。