余麗甜，詹宇波

一、引 言

作為教育投入的重要來(lái)源，家庭教育支出對(duì)子女人力資本積累具有顯著的積極影響（Leibowitz，1974；Todd和 Wolpin，2007）。近幾年來(lái)，我國(guó)家庭教育支出增長(zhǎng)迅速。根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)顯示，2015年我國(guó)居民用于文教的支出平均為1 397.7元，占居民總支出的比例為10.1%。而更為微觀的調(diào)查數(shù)據(jù)則顯示，①數(shù)據(jù)來(lái)源：http://edu.qq.com/a/20120315/000084.htm。我國(guó)城鎮(zhèn)居民用于教育的支出早已遠(yuǎn)超這個(gè)數(shù)字，2011年我國(guó)城市家庭子女教育支出年平均為8 773.9元，占家庭總支出的比例高達(dá)35.1%。家庭追求社會(huì)地位（金燁等，2011；閆新華和杭斌，2017）、養(yǎng)兒防老（Tsui和 Rich,2002；劉永平和陸銘,2008；郭凱明和龔六堂，2012）及父母純粹的利他主義（Purkayastha，2003）等動(dòng)機(jī)都可以在不同程度上解釋我國(guó)家庭不斷增加教育支出的現(xiàn)象。

不過(guò)，上述研究都將家庭的教育支出決策看作是獨(dú)立于群體中其他家庭教育支出的行為。事實(shí)上，越來(lái)越多的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的行為和決策易受群體中其他個(gè)體行為決策的影響（Agarwal等，2016；Ling等，2018；晏艷陽(yáng)等，2017）。學(xué)者將這種他人行為或思想對(duì)個(gè)體行為決策的影響稱為鄰里效應(yīng)或同伴效應(yīng)。教育支出作為家庭一項(xiàng)重要的消費(fèi)和投資活動(dòng)，是否也會(huì)受到群體中其他家庭教育支出行為的影響呢？目前少有文獻(xiàn)從這個(gè)角度展開(kāi)研究。首先，鄰里效應(yīng)是通過(guò)個(gè)體之間的社會(huì)互動(dòng)來(lái)實(shí)現(xiàn)的。相比于西方比較強(qiáng)調(diào)個(gè)人主義的社會(huì)文化，中國(guó)是一個(gè)典型的關(guān)系型社會(huì)（Bian，1997），強(qiáng)調(diào)集體主義，人與人之間的交流與互動(dòng)頻繁，使得中國(guó)居民的思想和行為易受他人行為的影響（Eun等,2015）。其次，“學(xué)而優(yōu)則仕”的傳統(tǒng)文化價(jià)值觀以及“撫育-贍養(yǎng)”的代際關(guān)系使得我國(guó)居民家庭都比較重視教育，往往將教育，特別是高等教育看作是提高子女乃至整個(gè)家庭未來(lái)社會(huì)地位的重要途徑。在高等教育篩選機(jī)制下，子女高等教育機(jī)會(huì)的獲得取決于子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)的相對(duì)位置，而家庭教育支出又是決定子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)的重要因素。為保證獲得教育機(jī)會(huì)，中國(guó)家庭需要根據(jù)其他家庭的教育支出狀況來(lái)決定家庭的教育支出，從而使得教育支出易受到群體中其他家庭教育支出行為的影響?；谝延形墨I(xiàn)，我們推測(cè)家庭教育支出中的鄰里效應(yīng)可能來(lái)源于以下三種機(jī)制：一是家庭在社會(huì)互動(dòng)過(guò)程中受到其他家庭教育觀念的影響，其對(duì)教育的重視程度與群體中其他家庭趨同。從社會(huì)心理學(xué)的角度來(lái)看，作為一種社會(huì)性動(dòng)物，人通過(guò)長(zhǎng)時(shí)間的互動(dòng)，群體中個(gè)體的思想和觀念會(huì)逐漸趨（Ahern等，2014；Nie等，2015；晏艷陽(yáng)等，2017）。二是因家庭模仿群體中其他家庭的教育支出行為而產(chǎn)生的從眾效應(yīng)或跟風(fēng)效應(yīng)。研究表明，在社會(huì)互動(dòng)中，出于自尊、聲望和被他人所接受等心理需求，個(gè)體行為趨向于同群體中其他個(gè)體的行為或者與社會(huì)規(guī)范保持一致（Akerlof，1980；Bernheim，1994）。三是教育尤其是高等教育是中國(guó)家庭實(shí)現(xiàn)社會(huì)地位和代際流動(dòng)的重要渠道，同時(shí)家庭教育支出又是決定子女教育機(jī)會(huì)的重要因素，家庭對(duì)其在群體中相對(duì)社會(huì)地位的關(guān)注將促使家庭追隨群體中其他家庭增加教育支出。金燁等（2011）以及閆新華和杭斌（2017）的研究都表明，追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)促使我國(guó)家庭競(jìng)相增加家庭教育支出?？梢?jiàn)，無(wú)論哪種機(jī)制都會(huì)使得我國(guó)居民家庭的教育支出與群體平均教育支出表現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系。

基于以上的分析，本文依據(jù)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）的特點(diǎn)，將居住于同一社區(qū)（包括農(nóng)村村落和城市社區(qū)）的家庭定義為一個(gè)群體，同時(shí)參考Liu等（2014）和Ling等（2018）的做法，將鄰里效應(yīng)定義為同社區(qū)家庭平均教育支出（不包括相應(yīng)的家庭），以檢驗(yàn)我國(guó)家庭教育支出決策中是否存在鄰里效應(yīng)。值得一提的是，在實(shí)證中準(zhǔn)確識(shí)別鄰里效應(yīng)會(huì)面臨兩種潛在因素的干擾（Manski，2000）：一是同一社區(qū)家庭的教育支出決策可能同時(shí)受到了相同的不可觀測(cè)因素的影響，即遺漏變量的問(wèn)題，如一個(gè)社區(qū)周邊學(xué)校的質(zhì)量可同時(shí)影響社區(qū)中所有家庭的教育支出；二是家庭對(duì)居住社區(qū)的選擇可能并非是隨機(jī)的，家庭可能基于自己的偏好對(duì)居住的社區(qū)進(jìn)行選擇，這將使得具有相似特征的家庭聚集在同一社區(qū)，即社區(qū)居住的群分效應(yīng)。社區(qū)居住群分效應(yīng)的存在會(huì)使得居住于同一社區(qū)的家庭可能本來(lái)就具有相同的教育偏好或者相同的教育支出水平。以上兩種因素都會(huì)使得家庭的教育支出與同社區(qū)家庭平均教育支出表現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系，從而會(huì)對(duì)鄰里效應(yīng)的識(shí)別造成干擾。對(duì)于可能存在的遺漏變量的問(wèn)題，本文通過(guò)在估計(jì)模型中納入盡可能多的家庭和社區(qū)層面的特征變量和利用固定效應(yīng)模型以及工具變量估計(jì)等方法來(lái)解決。對(duì)于社區(qū)居住的群分效應(yīng)，本文將在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中通過(guò)匹配虛擬鄰居等一系列方法來(lái)排除該因素對(duì)實(shí)證結(jié)果造成的潛在干擾。

基于OLS和面板固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果顯示，在控制一系列特征變量后，社區(qū)家庭平均教育支出對(duì)家庭教育支出具有顯著的正向影響，同社區(qū)家庭平均教育支出每提高1%，家庭教育支出大約提高0.307%，即我國(guó)家庭教育支出中存在顯著的鄰里效應(yīng)。除此之外，家庭處于不同教育階段的成員數(shù)、戶主教育程度以及家庭收入也是影響家庭教育支出的重要因素。

為了進(jìn)一步解決遺漏不可觀測(cè)變量造成的偏誤，本文以同社區(qū)家庭醫(yī)療支出占家庭總支出比的平均值（不包括相應(yīng)家庭）作為鄰里效應(yīng)的工具變量，重新對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)。本文發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是總樣本還是分樣本，鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出依然存在著顯著的正向影響。具體而言，在城市樣本中，社區(qū)平均教育支出每提高1%，家庭教育支出提高1.148%；在農(nóng)村樣本中，社區(qū)平均教育支出每提高1%，家庭教育支出提高0.847%。

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們首先考慮了社區(qū)居住的群分效應(yīng)。由于特殊的戶籍制度限制了農(nóng)村家庭對(duì)社區(qū)的選擇，因而本文主要關(guān)注城市家庭的居住群分效應(yīng)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的潛在影響。我們通過(guò)按家庭社區(qū)居住時(shí)間分子樣本回歸和匹配虛擬鄰居等方法發(fā)現(xiàn)，社區(qū)居住的群分效應(yīng)并不能充分地解釋本文的主要結(jié)論。除此之外，本文還對(duì)一些其他可能解釋進(jìn)行了排除，包括同社區(qū)居民面臨相同的教育宏觀政策、同社區(qū)居民面臨相同的教育市場(chǎng)以及具有相同的信息獲取渠道等。以上分析表明本文的結(jié)論是非常穩(wěn)健的。

通過(guò)在回歸方程中納入鄰里效應(yīng)與社區(qū)/縣區(qū)層面收入差距的交互項(xiàng)以及鄰里效應(yīng)與社區(qū)平均教育重視程度的交互項(xiàng)來(lái)檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的機(jī)制。結(jié)果顯示，在農(nóng)村，中高收入家庭間以及中低收入家庭間收入差距的擴(kuò)大會(huì)使得家庭的教育支出對(duì)同社區(qū)家庭的平均教育支出更為敏感，這說(shuō)明家庭追求社會(huì)地位是鄰里效應(yīng)在農(nóng)村樣本中發(fā)揮作用的重要機(jī)制；而在城市，追求社會(huì)地位動(dòng)機(jī)以及社區(qū)居民對(duì)教育重視程度的趨同都不是鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的機(jī)制。

本文有兩個(gè)新意：一是與以往更多地從家庭特征、政策環(huán)境和文化等視角研究我國(guó)家庭教育支出決定因素的文獻(xiàn)不同，本文從鄰里間社會(huì)互動(dòng)的角度研究我國(guó)家庭的教育支出決策，豐富了我國(guó)家庭教育支出決定因素的研究。二是認(rèn)為社會(huì)互動(dòng)的鄰里效應(yīng)具有乘數(shù)效應(yīng)，社區(qū)中一個(gè)家庭教育支出的增加，最終會(huì)引起同社區(qū)家庭教育支出多倍增長(zhǎng)，本文為理解近幾年來(lái)中國(guó)居民家庭迅速增長(zhǎng)的教育支出提供了一個(gè)新的視角。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量定義與實(shí)證模型設(shè)計(jì)

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自2010年、2012年和2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），①本文使用的數(shù)據(jù)全部來(lái)自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查。樣本覆蓋了25個(gè)省（市、自治區(qū)），樣本規(guī)模為16 000戶家庭中的全部家庭成員。CFPS通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與非經(jīng)濟(jì)活動(dòng)數(shù)據(jù)，旨在反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷?；谘芯康男枰疚臉颖局话ㄉ杏屑彝コ蓡T處于上學(xué)階段的家庭，在刪除主要變量缺失的樣本后，最終得到了12 474個(gè)有效家庭。

（一）主要變量定義。

（1）被解釋變量。被解釋變量為家庭教育支出，該數(shù)據(jù)直接來(lái)源于CFPS家庭問(wèn)卷中的問(wèn)題，即“過(guò)去一年，家庭教育支出是多少?”用educationi表示?？紤]到少數(shù)家庭的教育支出為0，我們將家庭教育支出定義為：lneducationi=log（1+educationi）。

（2）主要解釋變量。主要解釋變量為鄰里效應(yīng)，即群體的平均教育支出，用peer_education-i表示，這一變量的測(cè)度必須明確定義群體的范圍。晏艷陽(yáng)等（2017）指出，在鄰里效應(yīng)的研究中，群體定義的地域過(guò)大或人數(shù)過(guò)多會(huì)導(dǎo)致居民之間互動(dòng)困難，不利于準(zhǔn)確地識(shí)別鄰里效應(yīng)。CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)的采訪地點(diǎn)具體到了居委會(huì)/村委會(huì)層面，社區(qū)或村落具有一定的地理區(qū)域和人口數(shù)量，并且同一社區(qū)居民的互動(dòng)與聯(lián)系相對(duì)比較頻繁，這為我們提供了一個(gè)很好的區(qū)位空間?；诖?，本文將居住于同一個(gè)社區(qū)（包括城市社區(qū)和農(nóng)村村落）的家庭定義為一個(gè)群體。參考Liu等（2014）和Ling等（2018）的做法，本文采用了目前較為常用的鄰里效應(yīng)計(jì)算指標(biāo)，將鄰里效應(yīng)定義為除家庭i之外，社區(qū)c內(nèi)其他家庭的平均教育支出，如公式（1）所示：

其中，educationic為社區(qū)c中家庭i的教育支出，為社區(qū)c樣本家庭的總教育支出，lnpeer_education-ic為社區(qū)c除家庭i之外其他家庭的平均教育支出（社區(qū)平均教育支出），Nc為社區(qū)c中樣本家庭的個(gè)數(shù)。

（二）實(shí)證模型設(shè)計(jì)?；诒疚牡难芯磕康?，設(shè)計(jì)實(shí)證模型如下：

其中，系數(shù)β1是本文最為關(guān)注的捕捉鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出影響的變量。除此之外，還控制了一系列其他可能影響家庭教育支出決策的因素。Xit代表一系列家庭和戶主的特征，戶主特征包括戶主年齡、性別（男性=1，女性=0）、受教育程度（文盲、高中教育及以下、大專及以上）、戶籍（非農(nóng)業(yè)戶口=1，其他戶口=0），家庭特征包括家庭收入（對(duì)數(shù)）、家庭規(guī)模及處于不同教育階段（學(xué)前、小學(xué)、中學(xué)、高中、大學(xué)以及碩士以上階段）的家庭成員數(shù)。C-it代表一系列的群體特征變量，即社區(qū)c中除家庭i之外其他家庭相關(guān)特征的平均值，其計(jì)算方法與公式（1）相似，包括社區(qū)戶主平均年齡、戶主平均教育程度（文盲=1，小學(xué)=6，以此類推）、社區(qū)平均性別、社區(qū)平均家庭收入和社區(qū)平均家庭規(guī)模等。為了控制城鄉(xiāng)、區(qū)域差異以及時(shí)間趨勢(shì)，本文還控制了社區(qū)位置是否在城市及省份和調(diào)查年份的虛擬變量。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出的影響。表1報(bào)告了混合截面OLS和面板固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，其中第（1）列只控制了省份固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，第（2）列加入了戶主和家庭的相關(guān)特征變量，第（3）列加入了社區(qū)特征相關(guān)變量，第（4）列進(jìn)一步利用面板固定效應(yīng)模型對(duì)家庭不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)特征進(jìn)行控制。由第（1）?（4）列的估計(jì)結(jié)果可知，在控制家庭、戶主和社區(qū)等一系列特征變量后，鄰里效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，并且在1%的顯著性水平上顯著，同社區(qū)家庭平均教育支出每提高1個(gè)百分點(diǎn)，家庭的教育支出大約提高0.307個(gè)百分點(diǎn)，這說(shuō)明我國(guó)居民家庭的教育支出受到了鄰里效應(yīng)的影響。此外，家庭學(xué)前、小學(xué)、初中、高中和大學(xué)教育階段的家庭成員數(shù)對(duì)家庭教育支出具有顯著的正向影響，特別是學(xué)前、高中和大學(xué)階段的家庭成員數(shù)，這體現(xiàn)了我國(guó)義務(wù)與非義務(wù)教育階段教育支出的不同特征。從2007年開(kāi)始，我國(guó)逐步免除了農(nóng)村和城市義務(wù)教育階段的學(xué)雜費(fèi)支出，學(xué)雜費(fèi)的免除部分減輕了家庭義務(wù)教育階段的教育負(fù)擔(dān)，而目前非義務(wù)教育階段的教育支出依然由家庭承擔(dān)，因而非義務(wù)教育階段的家庭成員數(shù)對(duì)家庭教育支出影響比較大。家庭收入越高的家庭會(huì)在教育方面投入更多；戶主的年齡越高，家庭的教育支出越低。相比于戶主文化程度為文盲的家庭，戶主文化程度為高中及以下和大學(xué)及以上的家庭具有更高的教育支出，這顯示了教育水平的代際傳遞效應(yīng)。

表1 鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出的影響：OLS和固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

續(xù)表 1 鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出的影響：OLS和固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

（二）鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出的影響：工具變量法的估計(jì)結(jié)果。上面的估計(jì)結(jié)果初步證實(shí)了同社區(qū)家庭平均教育支出對(duì)家庭教育支出具有顯著的正向影響，但事實(shí)上，上述的估計(jì)方法都不能很好地解決遺漏隨時(shí)間變化的特征變量的問(wèn)題。為了進(jìn)一步解決遺漏變量的問(wèn)題，參考晏艷陽(yáng)等（2017）的做法，我們以同社區(qū)家庭醫(yī)療支出占家庭總支出比的平均值（不包括相應(yīng)家庭）作為鄰里效應(yīng)的工具變量，重新估計(jì)方程。Ling等（2018）指出，在識(shí)別個(gè)體消費(fèi)行為中的鄰里效應(yīng)時(shí)，只有那些可視性（visible）比較弱的和不會(huì)引起家庭相互學(xué)習(xí)和競(jìng)爭(zhēng)的變量才是合適的工具變量。一方面，對(duì)于家庭而言，疾病成本包括勞動(dòng)供給減少所帶來(lái)的收入減少和醫(yī)療支出費(fèi)用的增加。Gertler和Gruber（2002）指出，在社會(huì)相關(guān)保障不完善的情況下，大額的醫(yī)療支出會(huì)對(duì)家庭當(dāng)期的收入和消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向的沖擊，導(dǎo)致家庭當(dāng)期可支配收入降低和消費(fèi)支出減少。教育支出作為家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)中占比比較高的一種支出，醫(yī)療支出占比的提高和家庭可支配收入的下降可能會(huì)對(duì)家庭的教育支出產(chǎn)生負(fù)向的影響。同理，在社區(qū)加總水平上，社區(qū)平均醫(yī)療支出占比的提高也會(huì)對(duì)社區(qū)平均的教育支出產(chǎn)生負(fù)向的影響，因而工具變量的相關(guān)性條件在一定程度上可以得到滿足。另一方面，醫(yī)療支出在家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)中是一種可視性比較弱的消費(fèi)支出（Ling等，2018），同時(shí)家庭大額的醫(yī)療支出也具有一定的突發(fā)性（馬光榮和周廣肅，2014），因而社區(qū)平均醫(yī)療支出不太可能對(duì)相應(yīng)家庭的教育支出產(chǎn)生直接的影響，工具變量的外生性條件在一定程度上也可以得到滿足。①當(dāng)然，工具變量實(shí)際估計(jì)的系數(shù)為局部處理效應(yīng)（LATE），估計(jì)出的是醫(yī)療支出順從者的效應(yīng)，也就是社區(qū)平均醫(yī)療支出會(huì)顯著地影響到社區(qū)平均教育支出的那部分社區(qū)的效應(yīng)（Angrist和Pischke,2009）。

農(nóng)村和城市家庭可能在教育支出決策方面存在差異，本文將樣本分為農(nóng)村樣本和城市樣本，工具變量的估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表2中。從第一階段的回歸結(jié)果可知，社區(qū)平均醫(yī)療支出占比對(duì)社區(qū)平均教育支出具有顯著的負(fù)向影響，并且F統(tǒng)計(jì)量的值遠(yuǎn)大于10，因此我們可以排除弱工具變量的問(wèn)題。第二階段的回歸結(jié)果顯示，在克服了識(shí)別過(guò)程中可能存在的遺漏變量的問(wèn)題之后，無(wú)論是城市樣本還是農(nóng)村樣本，社區(qū)平均教育支出對(duì)家庭教育支出依然存在著顯著的正向影響。具體而言，在城市樣本中，社區(qū)平均教育支出每提高1%，家庭教育支出提高1.148%；而農(nóng)村樣本中，社區(qū)平均教育支出每提高1%，家庭教育支出提高0.847%。同時(shí)，鄰里效應(yīng)對(duì)城市家庭教育支出的影響要大于農(nóng)村家庭，這可能是由于城市家庭的收入比農(nóng)村家庭高，城市家庭教育支出受到資源和流動(dòng)性的約束相對(duì)較小，因而城市家庭更有能力對(duì)鄰居的教育支出行為做出反應(yīng)。

表2 鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出的影響：工具變量估計(jì)結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雖然工具變量估計(jì)法可以在一定程度上解決遺漏變量所造成的估計(jì)偏誤問(wèn)題，但是依然可能存在一些不可觀測(cè)因素的異質(zhì)性會(huì)對(duì)本文的主要結(jié)論產(chǎn)生影響。一是，社區(qū)居住的群分效應(yīng)，即家庭基于自己的偏好對(duì)居住的社區(qū)進(jìn)行選擇，最終導(dǎo)致具有相似特征的家庭聚集在一起,因而居住于同一社區(qū)的家庭可能本來(lái)就具有相同的教育偏好或者相同的教育支出水平；二是，同社區(qū)居民面臨相同的教育宏觀政策會(huì)使得同社區(qū)家庭的教育支出表現(xiàn)出相似性；三是，同社區(qū)居民面臨相同的教育市場(chǎng)以及相同的信息獲取渠道會(huì)使得同社區(qū)家庭的教育支出變化表現(xiàn)出正相關(guān)。為了排除上述因素的潛在影響，我們進(jìn)行了以下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）社區(qū)居住的群分效應(yīng)。特殊的戶籍制度限制了中國(guó)農(nóng)村人口對(duì)居住社區(qū)的選擇，如Liu等（2014）所說(shuō)，中國(guó)農(nóng)村社區(qū)是一種天然的社區(qū)，農(nóng)村樣本的估計(jì)結(jié)果更少受社區(qū)居住群分效應(yīng)的影響（Liu等，2014；Ling等，2018；李強(qiáng)，2014），因此，本文主要關(guān)注城市家庭的居住群分現(xiàn)象對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的潛在影響。要全面處理城市家庭社區(qū)選擇的內(nèi)生性問(wèn)題，可能需要確切地知道居民選擇社區(qū)的機(jī)制或者是借助一些外生沖擊。遺憾的是，限于數(shù)據(jù)的可得性，很難將社區(qū)居住的群分效應(yīng)與鄰里效應(yīng)直接分離。為了盡可能減少居住群分效應(yīng)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的影響，本文進(jìn)行了以下三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是在回歸模型中加入更多控制變量，盡可能地對(duì)可能影響居民選擇社區(qū)的因素加以控制，增加的控制變量主要包括社區(qū)地界內(nèi)的小學(xué)數(shù)量、醫(yī)院數(shù)量、社區(qū)五公里內(nèi)是否具有高污染的企業(yè)以及社區(qū)流動(dòng)人口的占比，相關(guān)回歸結(jié)果報(bào)告在表3的第（1）?（3）列中。二是分析入住社區(qū)時(shí)間比較短的家庭樣本。鄰里效應(yīng)的產(chǎn)生及其影響程度依賴于社區(qū)居民交流與互動(dòng)的頻繁程度。對(duì)于入住社區(qū)時(shí)間比較短的家庭而言，其對(duì)鄰居還不熟悉，與鄰居互動(dòng)與交流的次數(shù)相對(duì)比較少，鄰里效應(yīng)對(duì)這部分家庭的影響應(yīng)該比較小。但如果家庭是基于教育相關(guān)的偏好選擇社區(qū)，那么即使在入住時(shí)間比較短的家庭樣本中，依然可以發(fā)現(xiàn)這部分家庭的教育支出與同社區(qū)其他家庭的教育支出存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)CFPS家庭問(wèn)卷中被訪者對(duì)“您現(xiàn)在居住的房子是哪年購(gòu)買(mǎi)的？”這個(gè)問(wèn)題的回答判斷家庭入住社區(qū)的時(shí)間。相關(guān)結(jié)果報(bào)告在表4中。三是基于馬氏距離①兩個(gè)樣本點(diǎn)間的馬氏距離計(jì)算公式為：，其中xi為樣本i的特征矩陣，xj為樣本j的特征矩陣，S為樣本的協(xié)方差矩陣。Ling等（2018）根據(jù)家庭人均資產(chǎn)、人均收入、家庭是否具有房產(chǎn)和家庭擁有汽車的數(shù)量等變量匹配特征相似的家庭，考慮到家庭教育支出不僅決定于家庭收入和資產(chǎn)狀況，也取決戶主的特征，因而本文的匹配特征包括家庭收入（對(duì)數(shù)）、家庭人口數(shù)、戶主性別、戶主教育程度以及家庭所有房產(chǎn)的市值。匹配的基本思路是計(jì)算出目標(biāo)家庭與同縣區(qū)所有家庭的馬氏距離，在同縣區(qū)但不同社區(qū)的家庭中挑選出與目標(biāo)家庭馬氏距離最短的家庭作為目標(biāo)家庭的虛擬鄰居。為目標(biāo)家庭匹配一個(gè)居住于同縣區(qū)但不同社區(qū)的盡可能相似的家庭樣本，將其作為目標(biāo)家庭的虛擬鄰居?；舅悸肥牵壕哂邢嗨铺卣鞯募彝ピ谏鐓^(qū)選擇上可能也具有相同的偏好，他們選擇同一社區(qū)或類型相同社區(qū)的概率相似，進(jìn)一步我們檢驗(yàn)具有相似特征的家庭是否具有相似的教育支出水平。如果虛擬鄰居的教育支出對(duì)目標(biāo)家庭的教育支出影響比較小，則可在一定程度上可以減緩居住于同一社區(qū)的居民由于具有相似的特征而導(dǎo)致他們具有相同教育支出水平的擔(dān)憂，相關(guān)回歸結(jié)果報(bào)告在表3第（4）和（5）列。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：控制更多的社區(qū)特征變量以及匹配虛擬鄰居

由表3第（1）?（3）列的結(jié)果可知，在控制社區(qū)地界內(nèi)小學(xué)數(shù)量等變量之后，鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出依然存在顯著的正向影響，這說(shuō)明社區(qū)周邊公共品的差異并不能解釋本文的結(jié)論。在表3第（4）和第（5）列中，虛擬鄰居的教育支出與家庭教育支出具有正向的關(guān)系，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著異于零，這在一定程度上可以減緩具有相似特征的家庭也具有相同教育支出水平的擔(dān)憂。表4顯示，在入住時(shí)間比較短（1年和2年）的樣本家庭中，家庭教育支出沒(méi)有受到鄰里效應(yīng)的影響，但是在入住時(shí)間為3年以上的家庭樣本中，家庭教育支出顯著地受到了鄰里效應(yīng)的影響。以上的回歸結(jié)果說(shuō)明社區(qū)居住的群分效應(yīng)并不能充分地解釋本文的估計(jì)結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：按居住時(shí)間分子樣本進(jìn)行回歸

（二）同社區(qū)居民面臨相同的教育宏觀政策。教育以及教育相關(guān)的宏觀政策不僅會(huì)導(dǎo)致居住于同一社區(qū)的家庭的教育支出具有相關(guān)性，也會(huì)導(dǎo)致居住于同縣或區(qū)的家庭的教育支出具有相關(guān)性，因?yàn)橥豢h或區(qū)的居民往往面臨相似的教育宏觀政策。如果同一社區(qū)居民面臨相同的教育宏觀政策可以解釋社區(qū)家庭教育支出的相關(guān)性，那么居住于同一縣或區(qū)的家庭的教育支出也會(huì)具有相關(guān)性，為此將家庭的鄰居“替換”為與家庭居住于同一縣或區(qū)的但不同社區(qū)的所有家庭并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。由結(jié)果可知，同一縣或區(qū)的家庭的平均教育支出并不會(huì)對(duì)目標(biāo)家庭的教育支出產(chǎn)生顯著的正向影響，這說(shuō)明教育宏觀政策的差異并不能解釋本文的結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：以同縣區(qū)但不同社區(qū)的家庭作為鄰居

續(xù)表 5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：以同縣區(qū)但不同社區(qū)的家庭作為鄰居

（三）同社區(qū)居民面臨相同的教育市場(chǎng)或具有相同的信息獲取渠道。①限于篇幅，該穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果沒(méi)有報(bào)告，感興趣的讀者可向作者索要。一般而言，不同教育階段屬于不同的教育市場(chǎng)。如果是同社區(qū)居民面臨相同的教育市場(chǎng)或具有相同的信息獲取渠道等因素導(dǎo)致了家庭的教育支出與社區(qū)平均教育支出存在正相關(guān)關(guān)系，那么我們將會(huì)發(fā)現(xiàn)這種相關(guān)性只存在于家庭與社區(qū)其他家庭的同一階段教育支出中，如家庭小學(xué)階段的支出只會(huì)受到社區(qū)家庭小學(xué)階段教育支出的影響，不大可能受到社區(qū)家庭初中階段教育支出的影響，因此，將家庭及社區(qū)平均教育支出分為不同階段：學(xué)前階段、小學(xué)階段、中學(xué)階段、高中階段和大學(xué)及以上階段，以研究不同階段的教育支出是否存在相互影響。

由回歸結(jié)果可知，在城市和農(nóng)村樣本中，家庭小學(xué)階段的教育支出不僅會(huì)受到同社區(qū)家庭平均小學(xué)階段教育支出的影響，也會(huì)受到同社區(qū)家庭平均非小學(xué)教育階段教育支出的影響；在農(nóng)村樣本中，家庭初中階段的教育支出受到了同社區(qū)家庭平均非初中階段教育支出的影響，因而我們可以排除同一社區(qū)居民面臨相同的教育市場(chǎng)以及具有相同的信息獲取渠道等可能性對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。除此之外，我們還發(fā)現(xiàn)鄰里效應(yīng)主要對(duì)家庭學(xué)前、小學(xué)和初中階段的教育支出產(chǎn)生影響，而家庭高中和大學(xué)階段的教育支出并不會(huì)受鄰里效應(yīng)的影響，可能的原因在于：一方面，學(xué)前、小學(xué)和初中階段正處于人力資本積累的初期，個(gè)體之間的人力資本還沒(méi)有形成明顯的差異，同社區(qū)家庭間的教育支出結(jié)構(gòu)具有相似性，因而相比于高中和大學(xué)及以上的教育階段，學(xué)前、小學(xué)和初中階段的教育支出更易受到同社區(qū)家庭教育支出的影響；另一方面，學(xué)前、小學(xué)和初中階段是人力資本形成的關(guān)鍵階段，害怕子女“輸在起跑線上”的效應(yīng)也會(huì)激勵(lì)家庭跟隨同社區(qū)其家庭增加其家庭的教育支出。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

（一）家庭追求社會(huì)地位動(dòng)機(jī)。國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)指出，收入不平等強(qiáng)化了我國(guó)家庭追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)（金燁等，2011；閆新華和杭斌，2017），因而我們?cè)诨貧w方程中加入收入不平等程度與鄰里效應(yīng)的交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)家庭追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)是否是鄰里效應(yīng)影響家庭教育支出的機(jī)制。參考周廣肅等（2014）的做法，基于家庭的人均支出數(shù)據(jù)，分別使用縣區(qū)和社區(qū)層面的基尼系數(shù)以及分位數(shù)支出比P90/10、P90/50 和P50/10 來(lái)衡量家庭間的收入差距，其中P90/10 指的是第90 百分位數(shù)與第10 百分位數(shù)上家庭人均支出之比，其余兩個(gè)含義類似。城市和農(nóng)村樣本的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表6和表7所示。由表6可知，在城市樣本中，無(wú)論是縣區(qū)還是社區(qū)層面的收入差距，與鄰里效應(yīng)的交互項(xiàng)系數(shù)都不顯著，這說(shuō)明追求社會(huì)地位動(dòng)機(jī)不是鄰里效應(yīng)影響城市家庭教育支出的機(jī)制。表7中第（1）和（3）列的結(jié)果顯示，縣區(qū)和社區(qū)層面的基尼系數(shù)與鄰里效應(yīng)交互項(xiàng)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上都不顯著；第（2）和第（4）列的結(jié)果顯示，P90/50和P50/10與鄰里效應(yīng)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明農(nóng)村社區(qū)中高收入家庭間以及中低收入家庭間收入差距的擴(kuò)大會(huì)使得家庭的教育支出對(duì)同社區(qū)其他家庭的教育支出更為敏感，而P90/10與鄰里效應(yīng)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這說(shuō)明低高收入家庭收入差距的擴(kuò)大會(huì)使得鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出的影響減小，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)向的影響。以上的結(jié)果表明，在農(nóng)村家庭中，家庭追求社會(huì)地位是鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的重要渠道。

表6 城市樣本機(jī)制檢驗(yàn)：家庭追求社會(huì)地位動(dòng)機(jī)

表7 農(nóng)村樣本機(jī)制檢驗(yàn)：追求社會(huì)地位動(dòng)機(jī)

（二）同社區(qū)居民對(duì)教育重視程度的趨同。為了檢驗(yàn)同社區(qū)居民對(duì)教育重視程度的趨同是否是鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的機(jī)制，我們的檢驗(yàn)思想是：假若社區(qū)居民對(duì)教育重視程度的趨同是鄰里效應(yīng)影響家庭教育支出的渠道，那么將會(huì)看到鄰里效應(yīng)在不同的平均教育重視程度社區(qū)間存在差異。以2010年CFPS個(gè)人問(wèn)卷中戶主對(duì)于“子女有出息，對(duì)您而言重要程度如何？”和“一個(gè)人受教育程度越高，獲得很大成就的可能性就越大，您多大程度上同意這個(gè)觀點(diǎn)？”這兩個(gè)問(wèn)題的回答度量戶主對(duì)教育的重視程度（不重要或十分不同意＝1，不太重要或不同意＝2，一般重要或既不同意也不反對(duì)＝3，較重要或同意＝4，非常重要或十分同意＝5），并計(jì)算社區(qū)平均教育重視程度（不包括家庭本身），同時(shí)在回歸方程中加入社區(qū)平均教育重視程度與鄰里效應(yīng)的交互項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果如表8所示：在城市樣本中，社區(qū)平均教育重視程度與鄰里效應(yīng)交互項(xiàng)系數(shù)為正，但是在統(tǒng)計(jì)上都不顯著；在農(nóng)村樣本中，社區(qū)平均教育重視程度越高，鄰里效應(yīng)對(duì)家庭教育支出的影響越小。以上結(jié)果說(shuō)明，同社區(qū)家庭教育重視程度的趨同不是鄰里效應(yīng)影響家庭教育支出的機(jī)制。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)：同社區(qū)居民對(duì)教育重視程度的趨同

六、結(jié) 論

本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了中國(guó)家庭教育支出決策中的鄰里效應(yīng)。結(jié)果表明，在考慮社區(qū)居住的群分效應(yīng)、同社區(qū)居民面臨相同的教育宏觀政策以及社區(qū)居民具有相同的信息獲取渠道等可能性之后，同社區(qū)家庭平均教育支出對(duì)家庭教育支出依然存在著顯著的正向影響。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)村家庭中，中低收入家庭間以及中高收入家庭間收入差距的擴(kuò)大，會(huì)使家庭的教育支出對(duì)同社區(qū)家庭的平均教育支出更為敏感，但是低高收入家庭間收入差距的擴(kuò)大會(huì)使得家庭對(duì)同社區(qū)家庭的平均教育支出做出負(fù)向的反應(yīng)；而在城市家庭中，社會(huì)地位追求動(dòng)機(jī)以及社區(qū)居民對(duì)教育重視程度的趨同都不是鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的機(jī)制，鄰里效應(yīng)更多的是一種從眾效應(yīng)。本文為理解近幾年來(lái)中國(guó)居民家庭不斷增加的教育支出提供了一個(gè)新的視角。

從短期來(lái)看，鄰里效應(yīng)的存在使得教育支出在家庭支出中占比過(guò)高，對(duì)家庭當(dāng)期的消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，同時(shí)家庭對(duì)社會(huì)地位的追求可能還會(huì)導(dǎo)致家庭對(duì)子女進(jìn)行過(guò)度的和非理性的人力資本投資，這偏離了教育的初衷，也不利于我國(guó)居民消費(fèi)水平的提高。從長(zhǎng)期來(lái)看，家庭教育支出中的鄰里效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致兩種截然不同結(jié)果：一方面，當(dāng)社區(qū)間差異比較小時(shí)，鄰里效應(yīng)使得家庭跟社區(qū)其他家庭保持一致的教育支出，這有利于縮小我國(guó)家庭人力資本投資的差距和提高我國(guó)人力資本積累，促進(jìn)社會(huì)不同階層和代際的流動(dòng)。另一方面，當(dāng)社區(qū)居住具有群分效應(yīng)，特別是形成基于收入的居住社區(qū)分割時(shí)，由于低收入家庭在教育投入方面存在資源和流動(dòng)性約束的問(wèn)題，鄰里效應(yīng)將會(huì)進(jìn)一步拉大高收入和低收入家庭間的教育投入差距，社會(huì)階層將更為固化。因此，在政策層面應(yīng)注意：一是引導(dǎo)居民家庭樹(shù)立正確的教育觀，防止居民家庭出現(xiàn)因害怕輸在起跑線上而在學(xué)前、小學(xué)和初中教育階段進(jìn)行盲目的和過(guò)度的人力資本投資。二是在城市規(guī)劃上，應(yīng)采取一些相關(guān)的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)政策以減少居住群分效應(yīng)，減少鄰里效應(yīng)的負(fù)面影響。本文的探索還較為初步，鄰里效應(yīng)對(duì)微觀家庭及社會(huì)結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期影響仍需進(jìn)一步研究。