A1:对于儿童组(13岁以下)& 青少年组(13岁以上),Yes!由于MTO计划直接针对搬迁居住地的贫困率,本文用贫困率衡量居住环境质量。表2的回归结果显示,随机分组一年之后,控制组的家庭居住地区的平均贫困率为50.23%,相比之下,实验组家庭的居住地区平均贫困率下降了17.05%,而传统补贴组家庭所在社区的平均贫困率下降了14.88%。考虑实验组家庭可能会后续搬回贫困率较高的地区,控制组家庭可能会搬向贫困率较低的地区,本文进一步研究了实验组孩子18岁前居住地的平均贫困率,相比于控制组41.17%的贫困率,实验组孩子18岁前居住地的平均贫困率下降了10.27%,而传统补贴组下降了7.97%。回归结果表明,居住地区的贫困率出现了显著的降低!居住的环境得到了明显的改善!这一下降对于儿童组(13岁以下)和青少年组(13岁以上)都是显著的,且不存在明显差异(满篇都是小星星***)a.儿童组和青少年组虽然是在同一时点进行了搬迁,但儿童家庭的孩子由于年龄较小,可以享受更长时间社区环境改善的福利(exposure effect)。b.从蓝色框框可以看出:传统补助组(Sec. 8)组的贫困率降低的情况,约为实验组Exp.)的一半。a.b两点都为后文因果关系的解释埋下了伏笔(神秘脸)。
A2: 对于儿童组(13岁以下),Yes;但对于青少年组(13岁以上),No!表3的panel A表示对儿童组的回归分析,从中可以看出,与对照组的儿童相比,实验组的儿童成年之后的收入会提高约35%;而对于传统补助组(Sec. 8)的儿童而言,该影响仅为实验组儿童的一半,考虑到传统补助组的社区贫困率降低的比例也是实验组的一半,小编不由得揣测也许童年居住社区贫困率真的跟未来的收入有着某种“神秘”的关联。而表3的panel B代表了青少年组的回归分析。从中可以看出,实验组的青少年的成年收入不仅没有高于对照组,反而还产生了显著的负向影响。作者推测对于青少年而言,搬迁带来的disruption effect超过了exposure effect,原有社交关系的破坏会对13岁以上青少年的成长和长期发展带来负向的影响。
A3: 对于儿童组(13岁以下),Yes;但对于青少年组(13岁以上),No!儿童组的孩子们长大之后进入的大学的质量也会更高。表4的Panel A显示,不满13岁搬迁到更优质社区的实验组孩子相比于控制组,长大后更有可能进入大学,且他们进入的大学的质量也会更高。(在这里,作者用毕业生的收入来做大学质量的指标,也是非常的耿直啊。。。)而表4的Panel B则显示,13-18岁之间搬迁到更优质社区的实验组孩子相比于控制组而言,进入大学的概率会更低,且其所上大学的质量也会更差。这再次印证了搬迁给青少年带来的disruption effect占主导的假说。
A4:婚育情况的改善:对于儿童组的女生,Yes;但对于青少年组,No!成长环境对于婚育关系的改善,主要体现在女性身上。因此表5对所有的女性样本进行回归分析,表5的panel A显示,儿童组的女生在长大后,结婚的概率会显著增加,且成为单身母亲的概率会显著降低。而表5的panel B显示,青少年组的女生在长大之后,更可能成为单身母亲。
表6说明,在实验组(exp.)和传统补助组(Sec. 8)中,不满13岁搬迁到更优质社区的实验组孩子在成年后更有可能选择贫困率低、人均收入高、黑人和单身母亲比例少的“优良”社区择优居住。然而,对于青少年而言,实验组的社区选择与对照组并没有明显的差异。
Exposure Effect是否会随着年龄有显著不同呢?
A5:Exposure Effect会随着年龄有显著不同呢?Yes!
实验开始时孩子的年龄越低,就会受益于更长时间的积极影响,exposure effect的影响就会更大,那么孩子的长期指标都会得到更明显的改善。
公式(3)中,作者建立了linear exposure model,即将MTO treatment的虚拟变量和孩子的年龄进行交互,同时控制了MTO treatment虚拟变量以及个体特征。交互项前面的系数,代表了搬入新社区的时间每减少一年,项目正向影响的平均减少量。作者对于儿童成年之后的收入、升学、婚育、以及居住环境进行了回归分析,表8是相应的回归结果。
可以看出,开始实验时孩子的年龄越大,那么,其成年后个人收入、家庭收入、大学的质量、结婚的概率以及纳税额度就会越低,且更可能住在贫困率比较高的社区里。
如图所示,实验组对收入的改善作用随着孩子搬迁年龄的增加而逐渐降低,在13.25岁左右,exposure effect和disruption effect正负相抵,效果为零。 这实际上也从侧面证明了,前文按照13岁年龄上下分成两个子样本的做法是有据可循的:因为不同年龄段的孩子,受到的treatment的影响并不相同。