Page 215 - 《社会》2020年第4期

社会 · ２０２０ · ４

能会打破流出地不同所产生的身份壁垒 。 如果忽视了这一点 ， 可能会
高估地区人口多样性水平 。 因此 ， 在剔除省内流动的个体后 ， 本研究重
新计算地区人口多样性水平 ， 对上述结果进行估计 。 如表 ７犘犪狀犲犾犃 第
（ ４ ） 列所示 ， 人口多样性对犯罪率的影响依然显著 。
（ 六 ） 剔除非第一次到达流入地的多样性指数
随着时间的推移和对流入地社会经济环境的适应 ， 个体的社会同
化程度会越来越高 （ 犆狅狀狊狋犪狀狋犪狀犱犣犻犿犿犲狉犿犪狀狀 ， ２０１１ ）， 本地居民对其
接受程度也越来越高 （ 犔狅狀 犵 犺犻 ， ２０１４ ）。 因此 ， 相较于初次到达流入地的
人 ， 那些多次到达流入地的人更容易形成一种与当地人接近的生活方
式 ， 并且具备了参与当地社会生活的条件 ， 但本文所计算的多样性指数
并未区分这一点 。 为此 ， 我们只保留第一次到达流入地的个体 ， 重新计
算人口多样性 。 表 ７犘犪狀犲犾犅 第 （ ５ ） 列报告了相应的估计结果 ， 可以发
现 ， 此时人口多样性对犯罪率的影响仍然显著为正 ， 再次说明本研究的

结果是稳健的 。
（ 七 ） 考虑 犜犺犲犻犾 多样性指数

鉴于分化指数测度多样性容易受大群体占比的影响 （ 犃狌犱狉犲狋狊犮犺 ，
犲狋犪犾． ， ２０１０ ； 犆犺犲狀 犵 犪狀犱犔犻 ， ２０１２ ）， 笔者进一步以泰尔指数 （ 犜犺犲犻犾
犐狀犱犲狓 ） 为基础 ， 重新测度人口多样性水平 。 在现有文献中 ， 一些研究也

直接采用这一测度方法 （ 如 犃狌犱狉犲狋狊犮犺 ， 犲狋犪犾． ， ２０１０ ； 犆犺犲狀 犵 犪狀犱犔犻 ，
２０１２ 等 ）。 就地区 犻 而言 ， 测算人口多样性的泰尔指数可表示为 ：

犑
∑
犱犻狏＝－ 狊 × ｌｎ （ 狊 ） （ ５ ）
狋犺
犻 犼
犻 犼
犼 ＝ １
其中 ， 狊 表示从地区（ ＝，，…， 犑 ） 流出的个体在 犻 地总人口中所
犼犼１２
犻 犼
占比例 。 以此为基础 ， 我们分别计算了包含本地人和不含本地人两种
情形下的人口多样性水平 ， 相应的估计结果如表 ７犘犪狀犲犾犅 第 （ ６ ） 和第
（ ７ ） 列所示 。 结果表明 ， 当以泰尔指数为基础测算人口多样性水平时 ，
无论是否包含本地人 ， 人口多样性对犯罪率的不利影响依然显著存在 。
（ 八 ） 进一步纳入 ２０１２ 年的犯罪率
２０１２ 年新一轮政治周期的开始很可能导致相关部门执法力度的
变化以及犯罪数据的异常波动 。 这可能说明本文识别出的人口多样性
水平对犯罪率的影响并非一种真实的因果关系 。 为了排除这一潜在的
混淆因素的影响 ， 笔者在模型中引入 ２０１２ 年的犯罪率 （ 犾．犮狉犻犿犲 ） 对本

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