余麗甜，詹宇波

一、引 言

作為教育投入的重要來源，家庭教育支出對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，我國家庭教育支出增長迅速。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)顯示，2015年我國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%。而更為微觀的調查數(shù)據(jù)則顯示，①數(shù)據(jù)來源：http://edu.qq.com/a/20120315/000084.htm。我國城鎮(zhèn)居民用于教育的支出早已遠超這個數(shù)字，2011年我國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35.1%。家庭追求社會地位（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）等動機都可以在不同程度上解釋我國家庭不斷增加教育支出的現(xiàn)象。

不過，上述研究都將家庭的教育支出決策看作是獨立于群體中其他家庭教育支出的行為。事實上，越來越多的研究發(fā)現(xiàn)，個體的行為和決策易受群體中其他個體行為決策的影響（Agarwal等，2016；Ling等，2018；晏艷陽等，2017）。學者將這種他人行為或思想對個體行為決策的影響稱為鄰里效應或同伴效應。教育支出作為家庭一項重要的消費和投資活動，是否也會受到群體中其他家庭教育支出行為的影響呢？目前少有文獻從這個角度展開研究。首先，鄰里效應是通過個體之間的社會互動來實現(xiàn)的。相比于西方比較強調個人主義的社會文化，中國是一個典型的關系型社會（Bian，1997），強調集體主義，人與人之間的交流與互動頻繁，使得中國居民的思想和行為易受他人行為的影響（Eun等,2015）。其次，“學而優(yōu)則仕”的傳統(tǒng)文化價值觀以及“撫育-贍養(yǎng)”的代際關系使得我國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家庭未來社會地位的重要途徑。在高等教育篩選機制下，子女高等教育機會的獲得取決于子女學業(yè)表現(xiàn)的相對位置，而家庭教育支出又是決定子女學業(yè)表現(xiàn)的重要因素。為保證獲得教育機會，中國家庭需要根據(jù)其他家庭的教育支出狀況來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。基于已有文獻，我們推測家庭教育支出中的鄰里效應可能來源于以下三種機制：一是家庭在社會互動過程中受到其他家庭教育觀念的影響，其對教育的重視程度與群體中其他家庭趨同。從社會心理學的角度來看，作為一種社會性動物，人通過長時間的互動，群體中個體的思想和觀念會逐漸趨（Ahern等，2014；Nie等，2015；晏艷陽等，2017）。二是因家庭模仿群體中其他家庭的教育支出行為而產生的從眾效應或跟風效應。研究表明，在社會互動中，出于自尊、聲望和被他人所接受等心理需求，個體行為趨向于同群體中其他個體的行為或者與社會規(guī)范保持一致（Akerlof，1980；Bernheim，1994）。三是教育尤其是高等教育是中國家庭實現(xiàn)社會地位和代際流動的重要渠道，同時家庭教育支出又是決定子女教育機會的重要因素，家庭對其在群體中相對社會地位的關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，追求社會地位的動機促使我國家庭競相增加家庭教育支出。可見，無論哪種機制都會使得我國居民家庭的教育支出與群體平均教育支出表現(xiàn)出正相關的關系。

基于以上的分析，本文依據(jù)中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS）的特點，將居住于同一社區(qū)（包括農村村落和城市社區(qū)）的家庭定義為一個群體，同時參考Liu等（2014）和Ling等（2018）的做法，將鄰里效應定義為同社區(qū)家庭平均教育支出（不包括相應的家庭），以檢驗我國家庭教育支出決策中是否存在鄰里效應。值得一提的是，在實證中準確識別鄰里效應會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受到了相同的不可觀測因素的影響，即遺漏變量的問題，如一個社區(qū)周邊學校的質量可同時影響社區(qū)中所有家庭的教育支出；二是家庭對居住社區(qū)的選擇可能并非是隨機的，家庭可能基于自己的偏好對居住的社區(qū)進行選擇，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。社區(qū)居住群分效應的存在會使得居住于同一社區(qū)的家庭可能本來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)出正相關的關系，從而會對鄰里效應的識別造成干擾。對于可能存在的遺漏變量的問題，本文通過在估計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模型以及工具變量估計等方法來解決。對于社區(qū)居住的群分效應，本文將在穩(wěn)健性檢驗中通過匹配虛擬鄰居等一系列方法來排除該因素對實證結果造成的潛在干擾。

基于OLS和面板固定效應模型的估計結果顯示，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%，即我國家庭教育支出中存在顯著的鄰里效應。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。

為了進一步解決遺漏不可觀測變量造成的偏誤，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（不包括相應家庭）作為鄰里效應的工具變量，重新對回歸方程進行估計。本文發(fā)現(xiàn)，無論是總樣本還是分樣本，鄰里效應對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)健性檢驗中，我們首先考慮了社區(qū)居住的群分效應。由于特殊的戶籍制度限制了農村家庭對社區(qū)的選擇，因而本文主要關注城市家庭的居住群分效應對估計結果造成的潛在影響。我們通過按家庭社區(qū)居住時間分子樣本回歸和匹配虛擬鄰居等方法發(fā)現(xiàn)，社區(qū)居住的群分效應并不能充分地解釋本文的主要結論。除此之外，本文還對一些其他可能解釋進行了排除，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以及具有相同的信息獲取渠道等。以上分析表明本文的結論是非常穩(wěn)健的。

通過在回歸方程中納入鄰里效應與社區(qū)/縣區(qū)層面收入差距的交互項以及鄰里效應與社區(qū)平均教育重視程度的交互項來檢驗鄰里效應發(fā)揮作用的機制。結果顯示，在農村，中高收入家庭間以及中低收入家庭間收入差距的擴大會使得家庭的教育支出對同社區(qū)家庭的平均教育支出更為敏感，這說明家庭追求社會地位是鄰里效應在農村樣本中發(fā)揮作用的重要機制；而在城市，追求社會地位動機以及社區(qū)居民對教育重視程度的趨同都不是鄰里效應發(fā)揮作用的機制。

本文有兩個新意：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家庭教育支出決定因素的文獻不同，本文從鄰里間社會互動的角度研究我國家庭的教育支出決策，豐富了我國家庭教育支出決定因素的研究。二是認為社會互動的鄰里效應具有乘數(shù)效應，社區(qū)中一個家庭教育支出的增加，最終會引起同社區(qū)家庭教育支出多倍增長，本文為理解近幾年來中國居民家庭迅速增長的教育支出提供了一個新的視角。

二、數(shù)據(jù)來源、變量定義與實證模型設計

本文的數(shù)據(jù)來自2010年、2012年和2014年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS），①本文使用的數(shù)據(jù)全部來自北京大學“985”項目資助、北京大學中國社會科學調查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調查。樣本覆蓋了25個?。ㄊ?、自治區(qū)），樣本規(guī)模為16 000戶家庭中的全部家庭成員。CFPS通過跟蹤收集個體、家庭和社區(qū)三個層次的經(jīng)濟活動與非經(jīng)濟活動數(shù)據(jù)，旨在反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷?；谘芯康男枰?，本文樣本只包括尚有家庭成員處于上學階段的家庭，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)直接來源于CFPS家庭問卷中的問題，即“過去一年，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，即群體的平均教育支出，用peer_education-i表示，這一變量的測度必須明確定義群體的范圍。晏艷陽等（2017）指出，在鄰里效應的研究中，群體定義的地域過大或人數(shù)過多會導致居民之間互動困難，不利于準確地識別鄰里效應。CFPS調查數(shù)據(jù)的采訪地點具體到了居委會/村委會層面，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)居民的互動與聯(lián)系相對比較頻繁，這為我們提供了一個很好的區(qū)位空間。基于此，本文將居住于同一個社區(qū)（包括城市社區(qū)和農村村落）的家庭定義為一個群體。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計算指標，將鄰里效應定義為除家庭i之外，社區(qū)c內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中樣本家庭的個數(shù)。

（二）實證模型設計?；诒疚牡难芯磕康?，設計實證模型如下：

其中，系數(shù)β1是本文最為關注的捕捉鄰里效應對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（非農業(yè)戶口=1，其他戶口=0），家庭特征包括家庭收入（對數(shù)）、家庭規(guī)模及處于不同教育階段（學前、小學、中學、高中、大學以及碩士以上階段）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之外其他家庭相關特征的平均值，其計算方法與公式（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=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)域差異以及時間趨勢，本文還控制了社區(qū)位置是否在城市及省份和調查年份的虛擬變量。

三、實證結果分析

（一）鄰里效應對家庭教育支出的影響。表1報告了混合截面OLS和面板固定效應模型的估計結果，其中第（1）列只控制了省份固定效應和時間固定效應，第（2）列加入了戶主和家庭的相關特征變量，第（3）列加入了社區(qū)特征相關變量，第（4）列進一步利用面板固定效應模型對家庭不隨時間變化的不可觀測特征進行控制。由第（1）?（4）列的估計結果可知，在控制家庭、戶主和社區(qū)等一系列特征變量后，鄰里效應的估計系數(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個百分點，家庭的教育支出大約提高0.307個百分點，這說明我國居民家庭的教育支出受到了鄰里效應的影響。此外，家庭學前、小學、初中、高中和大學教育階段的家庭成員數(shù)對家庭教育支出具有顯著的正向影響，特別是學前、高中和大學階段的家庭成員數(shù)，這體現(xiàn)了我國義務與非義務教育階段教育支出的不同特征。從2007年開始，我國逐步免除了農村和城市義務教育階段的學雜費支出，學雜費的免除部分減輕了家庭義務教育階段的教育負擔，而目前非義務教育階段的教育支出依然由家庭承擔，因而非義務教育階段的家庭成員數(shù)對家庭教育支出影響比較大。家庭收入越高的家庭會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。

表1 鄰里效應對家庭教育支出的影響：OLS和固定效應模型估計結果

續(xù)表 1 鄰里效應對家庭教育支出的影響：OLS和固定效應模型估計結果

（二）鄰里效應對家庭教育支出的影響：工具變量法的估計結果。上面的估計結果初步證實了同社區(qū)家庭平均教育支出對家庭教育支出具有顯著的正向影響，但事實上，上述的估計方法都不能很好地解決遺漏隨時間變化的特征變量的問題。為了進一步解決遺漏變量的問題，參考晏艷陽等（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（不包括相應家庭）作為鄰里效應的工具變量，重新估計方程。Ling等（2018）指出，在識別個體消費行為中的鄰里效應時，只有那些可視性（visible）比較弱的和不會引起家庭相互學習和競爭的變量才是合適的工具變量。一方面，對于家庭而言，疾病成本包括勞動供給減少所帶來的收入減少和醫(yī)療支出費用的增加。Gertler和Gruber（2002）指出，在社會相關保障不完善的情況下，大額的醫(yī)療支出會對家庭當期的收入和消費產生負向的沖擊，導致家庭當期可支配收入降低和消費支出減少。教育支出作為家庭消費結構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對家庭的教育支出產生負向的影響。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對社區(qū)平均的教育支出產生負向的影響，因而工具變量的相關性條件在一定程度上可以得到滿足。另一方面，醫(yī)療支出在家庭消費結構中是一種可視性比較弱的消費支出（Ling等，2018），同時家庭大額的醫(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)療支出不太可能對相應家庭的教育支出產生直接的影響，工具變量的外生性條件在一定程度上也可以得到滿足。①當然，工具變量實際估計的系數(shù)為局部處理效應（LATE），估計出的是醫(yī)療支出順從者的效應，也就是社區(qū)平均醫(yī)療支出會顯著地影響到社區(qū)平均教育支出的那部分社區(qū)的效應（Angrist和Pischke,2009）。

農村和城市家庭可能在教育支出決策方面存在差異，本文將樣本分為農村樣本和城市樣本，工具變量的估計結果報告在表2中。從第一階段的回歸結果可知，社區(qū)平均醫(yī)療支出占比對社區(qū)平均教育支出具有顯著的負向影響，并且F統(tǒng)計量的值遠大于10，因此我們可以排除弱工具變量的問題。第二階段的回歸結果顯示，在克服了識別過程中可能存在的遺漏變量的問題之后，無論是城市樣本還是農村樣本，社區(qū)平均教育支出對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，鄰里效應對城市家庭教育支出的影響要大于農村家庭，這可能是由于城市家庭的收入比農村家庭高，城市家庭教育支出受到資源和流動性的約束相對較小，因而城市家庭更有能力對鄰居的教育支出行為做出反應。

表2 鄰里效應對家庭教育支出的影響：工具變量估計結果

四、穩(wěn)健性檢驗

雖然工具變量估計法可以在一定程度上解決遺漏變量所造成的估計偏誤問題，但是依然可能存在一些不可觀測因素的異質性會對本文的主要結論產生影響。一是，社區(qū)居住的群分效應，即家庭基于自己的偏好對居住的社區(qū)進行選擇，最終導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以及相同的信息獲取渠道會使得同社區(qū)家庭的教育支出變化表現(xiàn)出正相關。為了排除上述因素的潛在影響，我們進行了以下的穩(wěn)健性檢驗。

（一）社區(qū)居住的群分效應。特殊的戶籍制度限制了中國農村人口對居住社區(qū)的選擇，如Liu等（2014）所說，中國農村社區(qū)是一種天然的社區(qū)，農村樣本的估計結果更少受社區(qū)居住群分效應的影響（Liu等，2014；Ling等，2018；李強，2014），因此，本文主要關注城市家庭的居住群分現(xiàn)象對估計結果造成的潛在影響。要全面處理城市家庭社區(qū)選擇的內生性問題，可能需要確切地知道居民選擇社區(qū)的機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)居住的群分效應與鄰里效應直接分離。為了盡可能減少居住群分效應對估計結果造成的影響，本文進行了以下三種穩(wěn)健性檢驗：一是在回歸模型中加入更多控制變量，盡可能地對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)地界內的小學數(shù)量、醫(yī)院數(shù)量、社區(qū)五公里內是否具有高污染的企業(yè)以及社區(qū)流動人口的占比，相關回歸結果報告在表3的第（1）?（3）列中。二是分析入住社區(qū)時間比較短的家庭樣本。鄰里效應的產生及其影響程度依賴于社區(qū)居民交流與互動的頻繁程度。對于入住社區(qū)時間比較短的家庭而言，其對鄰居還不熟悉，與鄰居互動與交流的次數(shù)相對比較少，鄰里效應對這部分家庭的影響應該比較小。但如果家庭是基于教育相關的偏好選擇社區(qū)，那么即使在入住時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關系。根據(jù)CFPS家庭問卷中被訪者對“您現(xiàn)在居住的房子是哪年購買的？”這個問題的回答判斷家庭入住社區(qū)的時間。相關結果報告在表4中。三是基于馬氏距離①兩個樣本點間的馬氏距離計算公式為：，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、人均收入、家庭是否具有房產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的市值。匹配的基本思路是計算出目標家庭與同縣區(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家庭馬氏距離最短的家庭作為目標家庭的虛擬鄰居。為目標家庭匹配一個居住于同縣區(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，進一步我們檢驗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目標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致他們具有相同教育支出水平的擔憂，相關回歸結果報告在表3第（4）和（5）列。

表3 穩(wěn)健性檢驗：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）列的結果可知，在控制社區(qū)地界內小學數(shù)量等變量之后，鄰里效應對家庭教育支出依然存在顯著的正向影響，這說明社區(qū)周邊公共品的差異并不能解釋本文的結論。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系，但是在統(tǒng)計上并不顯著異于零，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憂。表4顯示，在入住時間比較短（1年和2年）的樣本家庭中，家庭教育支出沒有受到鄰里效應的影響，但是在入住時間為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的影響。以上的回歸結果說明社區(qū)居住的群分效應并不能充分地解釋本文的估計結果。

表4 穩(wěn)健性檢驗：按居住時間分子樣本進行回歸

（二）同社區(qū)居民面臨相同的教育宏觀政策。教育以及教育相關的宏觀政策不僅會導致居住于同一社區(qū)的家庭的教育支出具有相關性，也會導致居住于同縣或區(qū)的家庭的教育支出具有相關性，因為同一縣或區(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性，那么居住于同一縣或區(qū)的家庭的教育支出也會具有相關性，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行回歸，結果如表5所示。由結果可知，同一縣或區(qū)的家庭的平均教育支出并不會對目標家庭的教育支出產生顯著的正向影響，這說明教育宏觀政策的差異并不能解釋本文的結論。

表5 穩(wěn)健性檢驗：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：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或具有相同的信息獲取渠道。①限于篇幅，該穩(wěn)健性檢驗的估計結果沒有報告，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。如果是同社區(qū)居民面臨相同的教育市場或具有相同的信息獲取渠道等因素導致了家庭的教育支出與社區(qū)平均教育支出存在正相關關系，那么我們將會發(fā)現(xiàn)這種相關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，如家庭小學階段的支出只會受到社區(qū)家庭小學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：學前階段、小學階段、中學階段、高中階段和大學及以上階段，以研究不同階段的教育支出是否存在相互影響。

由回歸結果可知，在城市和農村樣本中，家庭小學階段的教育支出不僅會受到同社區(qū)家庭平均小學階段教育支出的影響，也會受到同社區(qū)家庭平均非小學教育階段教育支出的影響；在農村樣本中，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以及具有相同的信息獲取渠道等可能性對估計結果的影響。除此之外，我們還發(fā)現(xiàn)鄰里效應主要對家庭學前、小學和初中階段的教育支出產生影響，而家庭高中和大學階段的教育支出并不會受鄰里效應的影響，可能的原因在于：一方面，學前、小學和初中階段正處于人力資本積累的初期，個體之間的人力資本還沒有形成明顯的差異，同社區(qū)家庭間的教育支出結構具有相似性，因而相比于高中和大學及以上的教育階段，學前、小學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，學前、小學和初中階段是人力資本形成的關鍵階段，害怕子女“輸在起跑線上”的效應也會激勵家庭跟隨同社區(qū)其家庭增加其家庭的教育支出。

五、機制檢驗

（一）家庭追求社會地位動機。國內相關文獻指出，收入不平等強化了我國家庭追求社會地位的動機（金燁等，2011；閆新華和杭斌，2017），因而我們在回歸方程中加入收入不平等程度與鄰里效應的交互項，以檢驗家庭追求社會地位的動機是否是鄰里效應影響家庭教育支出的機制。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，其余兩個含義類似。城市和農村樣本的機制檢驗結果如表6和表7所示。由表6可知，在城市樣本中，無論是縣區(qū)還是社區(qū)層面的收入差距，與鄰里效應的交互項系數(shù)都不顯著，這說明追求社會地位動機不是鄰里效應影響城市家庭教育支出的機制。表7中第（1）和（3）列的結果顯示，縣區(qū)和社區(qū)層面的基尼系數(shù)與鄰里效應交互項系數(shù)在統(tǒng)計上都不顯著；第（2）和第（4）列的結果顯示，P90/50和P50/10與鄰里效應的交互項系數(shù)顯著為正，這說明農村社區(qū)中高收入家庭間以及中低收入家庭間收入差距的擴大會使得家庭的教育支出對同社區(qū)其他家庭的教育支出更為敏感，而P90/10與鄰里效應的交互項系數(shù)顯著為負，這說明低高收入家庭收入差距的擴大會使得鄰里效應對家庭教育支出的影響減小，甚至會產生負向的影響。以上的結果表明，在農村家庭中，家庭追求社會地位是鄰里效應發(fā)揮作用的重要渠道。

表6 城市樣本機制檢驗：家庭追求社會地位動機

表7 農村樣本機制檢驗：追求社會地位動機

（二）同社區(qū)居民對教育重視程度的趨同。為了檢驗同社區(qū)居民對教育重視程度的趨同是否是鄰里效應發(fā)揮作用的機制，我們的檢驗思想是：假若社區(qū)居民對教育重視程度的趨同是鄰里效應影響家庭教育支出的渠道，那么將會看到鄰里效應在不同的平均教育重視程度社區(qū)間存在差異。以2010年CFPS個人問卷中戶主對于“子女有出息，對您而言重要程度如何？”和“一個人受教育程度越高，獲得很大成就的可能性就越大，您多大程度上同意這個觀點？”這兩個問題的回答度量戶主對教育的重視程度（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＝3，較重要或同意＝4，非常重要或十分同意＝5），并計算社區(qū)平均教育重視程度（不包括家庭本身），同時在回歸方程中加入社區(qū)平均教育重視程度與鄰里效應的交互項，估計結果如表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交互項系數(shù)為正，但是在統(tǒng)計上都不顯著；在農村樣本中，社區(qū)平均教育重視程度越高，鄰里效應對家庭教育支出的影響越小。以上結果說明，同社區(qū)家庭教育重視程度的趨同不是鄰里效應影響家庭教育支出的機制。

表8 機制檢驗：同社區(qū)居民對教育重視程度的趨同

六、結 論

本文基于中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)，研究了中國家庭教育支出決策中的鄰里效應。結果表明，在考慮社區(qū)居住的群分效應、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家庭教育支出依然存在著顯著的正向影響。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，在農村家庭中，中低收入家庭間以及中高收入家庭間收入差距的擴大，會使家庭的教育支出對同社區(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大會使得家庭對同社區(qū)家庭的平均教育支出做出負向的反應；而在城市家庭中，社會地位追求動機以及社區(qū)居民對教育重視程度的趨同都不是鄰里效應發(fā)揮作用的機制，鄰里效應更多的是一種從眾效應。本文為理解近幾年來中國居民家庭不斷增加的教育支出提供了一個新的視角。

從短期來看，鄰里效應的存在使得教育支出在家庭支出中占比過高，對家庭當期的消費產生擠出效應，同時家庭對社會地位的追求可能還會導致家庭對子女進行過度的和非理性的人力資本投資，這偏離了教育的初衷，也不利于我國居民消費水平的提高。從長期來看，家庭教育支出中的鄰里效應會導致兩種截然不同結果：一方面，當社區(qū)間差異比較小時，鄰里效應使得家庭跟社區(qū)其他家庭保持一致的教育支出，這有利于縮小我國家庭人力資本投資的差距和提高我國人力資本積累，促進社會不同階層和代際的流動。另一方面，當社區(qū)居住具有群分效應，特別是形成基于收入的居住社區(qū)分割時，由于低收入家庭在教育投入方面存在資源和流動性約束的問題，鄰里效應將會進一步拉大高收入和低收入家庭間的教育投入差距，社會階層將更為固化。因此，在政策層面應注意：一是引導居民家庭樹立正確的教育觀，防止居民家庭出現(xiàn)因害怕輸在起跑線上而在學前、小學和初中教育階段進行盲目的和過度的人力資本投資。二是在城市規(guī)劃上，應采取一些相關的經(jīng)濟和社會政策以減少居住群分效應，減少鄰里效應的負面影響。本文的探索還較為初步，鄰里效應對微觀家庭及社會結構的長期影響仍需進一步研究。