女儿间的代际收入流动性

原文作者 Laura Nelson Chadwick；Gary Solon

单位 密歇根大学和美国卫生和公众服务部；密歇根大学

摘要：关于美国代际收入流动的实证文献主要集中在儿子身上。本文通过使用收入动态小组研究的数据来调查研究女儿之间的代际流动性，部分纠正这种失衡。我们发现女儿的代际收入状况传递可能比儿子弱一些，但依然相当可观。我们还发现择偶匹配是代际传递过程中的一个重要因素。

I.引言

早期关于美国代际收入流动性的实证研究重点关注的是父子间的收入关系。这篇文献提出儿子收入和父亲收入的代际弹性系数为0.2或更低。然而，这些研究大多使用的是单年数据或其他的父亲收入的短期衡量标准。想必，我们应该对长期代际收入状况的关系更感兴趣，在这种情况下，依赖短期衡量标准会导致变量的向下误差。此外，由于一些早期研究样本的同质性减少了样本在测量收入中 “标志”比例而加剧变量的误差偏差。

最近的一项研究利用两组纵向调查（收入动态小组研究和劳务市场经验国家纵向调查）的代际收入数据来减少这种偏误。这些数据属于国家概率样本，因此避免了早期样本的同质性。此外，数据的纵向性使得人们能够使用长期而非短期收入衡量标准去做实证。来自新研究的大多数证据表明，父子收入弹性的持续性部分约为0.4。

不幸的是，新旧文献都不成比例地集中在儿子身上。据推测，对女儿的这种忽视部分源于无意识的性别歧视，部分是因为认识到这样一个事实，在已婚妇女的劳动力参与率低于男性的社会中，妇女的收入很可能是其经济状况的不可靠指标。在提出关于女儿代际流动的证据的少数研究中，有些研究从样本中排除了许多收入为零的女性，而且大多数没有注意到配偶收入的作用。

本文提出了女性代际流动的新证据，该框架涵盖了不在劳动力市场中的女性，使用了比女性个人收入更广泛的经济状况衡量标准，并突出了丈夫收入的作用。为了进行比较，我们对儿子的收入流动性进行了并行分析，同样地，关注家庭收入和妻子收入的作用，这样做对那些和儿子收入流动相关的文献也有着同样的贡献。我们发现，对女儿来说，收入状况的代际传递可能比儿子要弱一些，但仍然相当可观。我们还发现婚配是代际传递过程中的一个重要因素。

本文的下一部分提供了一个简单的模型，说明了婚配在经济状况的代际传递中的潜在重要性。第三节进行数据的描述，第四节列出计量经济学框架，第五节展示实证结果，以及第六节总结并讨论我们的发现。

II.婚配和代际流动性

广义来说，“婚配”是指任何非随机的谁与谁匹配的过程。Epstein和Guttman(1984)附带的词汇表经常引用的调查文章将婚配定义为“因人而异的并不是偶然发生的配偶选择。” 在Becker(1991)和Lam(1988)的理论分析中，从经济学的角度系统探讨了选择配偶的原因。Epstein和Guttman调查的大部分非经济实证文献表明，配偶之间的年龄、体格大小、智力测试分数、宗教、种族以及某些价值观和人格特征呈正相关关系。经济学家的实证研究主要集中在教育程度和收入方面。例如，Kremer(1997)指出，在美国，配偶与受教育年限的相关性略高于0.6。Haider(1998)指出关于学校教育的类似结果，并估计配偶在每小时工资率中的相关系数在0.3以上。他解释说，配偶在年收入中的相关性要小得多，因为配偶在每年工作时间中的相关性是轻微的负值。

我们感兴趣的是婚配在代际经济状况持续性中的作用。我们以正式的形式表示该因素的基本形式，该模型是由Lam和Schoeni（1993，1994）建立的。目前，我们简化了假设，假设所有的女儿都结婚并加入劳动力市场。我们用回归方程描述了女儿收入的代际决定：

表示第i家庭收入中女儿收入取对数的持续性部分，表示她父母家庭收入取对数的持续性部分，误差项反映了与父母收入正交的因素对女儿收入的综合影响，斜率系数是女儿长期收入关于她父母长期收入的代际弹性系数。如果像先前的研究和本文研究所表明的那样，若这个弹性系数是正数，那么则表明来自富裕家庭的女儿往往挣得更多。

继Lam和Schoeni之后，我们假设可以用女儿的对数收入和她丈夫的对数收入之间的相关系数来概括婚配：

表示丈夫收入对数的持续性部分。像Lam和Schoeni一样，我们假设对收入的婚姻分类只取决于总收入，而不依赖于方程(1)右侧显示的独立成分。当然，现实世界中的婚配比这复杂得多。此外，该模型没有考虑家庭劳动力供给行为，即已婚妇女不参与劳动力的频率以及Haider发现的配偶之间收入的相关性小于其小时工资率的相关性。然而，该模型足以说明对代际流动进行实证分析的一些关键经验。

首先，Lam和Schoeni（1994）表明，女儿和丈夫收入对数关于父母收入对数的回归可以写成为：

女儿和丈夫收入关于父母收入的弹性系数是：

（4）

因此，如果在收入上没有婚配()，则弹性为零。另一方面，通过收入的婚配为正向时，这种弹性是正的。这种弹性在美国是有很大可能性的，是由Altonji和Dunn(1991)发现的，即女儿的配偶和父亲的年龄调整后的多年平均收入对数之间存在0.26的样本相关性。Lam和Schoeni强调，就其父母的经济状况而言，丈夫的收入可能与女儿自己的收入一样具有弹性。如方程(4)所示，如果婚配影响是较强的，丈夫的对数收入比妻子的收入更分散是可能的。事实上，用来自York, England, Atkinson, Maynard, and Trinder （1983）的一个样本估计，丈夫的收入相对于妻子父亲的收入的弹性与儿子的收入相对于自己父亲的收入的弹性一样大。Lillard和Kilburn(1995)用马来西亚样本得出了类似的调查结果。

其次，该模型对女儿的家庭收入与其父母的收入之间的联系也有很强的影响。假设她的家庭收入完全由她自己的收入和她丈夫的收入组成，用S表示她丈夫在总收入中所占的份额。那么她的家庭收入相对于她父母的弹性是

女儿和丈夫各自收入弹性的份额加权平均值。如果没有婚配，那么，如果丈夫的收入大于妻子的收入(我们抽样的大部分样本都是如此)，那么女儿的家庭收入与她父母的收入相比收入弹性要小得多。另一方面，假设婚配是正向影响的，而和一样大。那么，在典型的家庭中，S远远超过一半，女儿的家庭收入和她父母的收入之间的联系主要是由她丈夫的收入构成的。

在本文的其余部分，我们进行了关于女儿代际收入流动性的实证研究，该研究特别关注了婚配的作用。我们也对儿子进行了并行调查。与本节中的简单模型不同，我们的实证分析考虑的是没有结婚或不参与劳动的个人。

III.数据

我们的实证分析是基于收入动态小组研究(PSID)的数据，这是密歇根大学调查研究中心进行的一项纵向调查。PSID始于1968年，在全国范围内抽样调查了大约5000个家庭，此后每年都会进行一次年度重访。就代际流动研究而言，该调查的关键点是，调查跟踪了来自原始家庭的儿童，因为他们已长大成人，并形成了自己的家庭。因此，现在可以将儿童作为成年人的收入状况与其父母的状况联系起来，这是调查开始以来由父母每年报告的。

我们的女儿样本由1968年原始样本中的女儿组成，她们也参加了1992年的调查。在该调查中，她们的收入报告与1991年有关。我们只使用样本的调查研究中心部分，即排除经济机会调查部分(所谓的“贫困样本”)。我们还将我们的分析范围限制于1951年至1966年出生的群体。1951年之前出生的女儿在1968年的采访中年龄超过17岁，为了避免夸大那些在晚年离家的女儿，她们被排除在外。1966年出生的限制确保女儿在1991年至少25岁。年轻时的收入观测将是衡量长期状况的特别的指标。同样的道理，在同一个家庭的多个的女儿都满足了我们的样本限制的情况下，只保留了年龄最大的一个，因为她1991年的收入状况很可能是她长期状态的一个更准确的指标。由于PSID有关个人收入的信息涉及户主和妻子(包括女性同居者)，因此我们将女儿样本限制在户主和妻子。我们排除了家庭收入为非正数或个人收入变量由“兼职”计算的情况。

根据最近大量的文献，我们通过对父母多年的平均收入来减少父母长期收入中的变量误差问题。此外，对1968年的户主，我们使用的是1967-1971年的家庭收入数据(如1968至1972年的访谈所述)。我们排除收入数据空缺的，非正数的，或基于兼职的个人收入的情况。

如表1所示，包含533个女儿样本。样本1991年的平均年龄为33.6岁，1991年的平均对数家庭收入为10.5，这意味着家庭收入水平的几何平均为36500美元。在原籍女儿家庭中，1968年户主的平均年龄为39.0岁，1967年家庭收入的几何平均数为9062美元。当我们使用1967-1971年父母对数收入的五年平均数来消除暂时性的波动时，样本方差就会下降到1967年单年的样本方差的80%(0.56/0.63的平方)。

IV.计量经济框架

用表示第i家庭的女儿的对数家庭收入的持续性部分，用表示其父母的相同变量。根据大多数关于代际流动的实证文献，我们将用回归方程来表达收入状况的代际持续性。

误差项反映了与父母收入正交的因素对女儿收入的综合影响，斜率系数r是长期收入的代际弹性。

由于现有的纵向调查无法对女儿或其父母进行足够长的跟踪时间，无法直接测量持续性收入，因此我们将女儿在t年的家庭收入对数模拟为

其中，是她在t年的年龄，是她长期收入年龄的短暂波动，这是由于实际的暂时性移动和随机测量误差造成的。同样，我们将一年内父母的对数家庭收入s建模为：

是父母户主的年龄。年龄分布的二次项比最初看起来的限制要少一些，因为在不同的年龄范围内，女儿和父母的后代可以得到不同的二次项。

t年女儿的对数收入与父母当年的对数收入之间的隐含关系是：

如果对t年的女儿对数收入对父母对数收入的回归和两代人的年龄控制进行最小二乘估计，则主要回归系数和误差分量之间的相关关系导致代际弹性r估计中的变量误差偏差。特别是，如果所有的误差分量都与彼此、父母的持续性收入和两代人的年龄不相关，那么这个回归中r的最小二乘估计量就会受到变量中的误差不一致的影响。

表示父母永久状态的总体方差，表示测量噪声的方差。

就像许多最近关于代际流动的研究一样，我们将通过用父母对数收入的多年平均值来衡量父母的状况来减少这种变量中的误差偏差。具体来说，我们将应用最小二乘法进行回归

是1968年户主的对数家庭收入的1967年至1971年的五年平均值，是她或他的在这些年以上的平均年龄（当然，是他或她在1969年的年龄），表示他或她的在那些年的年龄平方的平均值（这只是2 1969年的年龄平方)，是在5年内对测量噪声进行平均。当我们使用该回归的最小二乘法，所得的概率极限与等式(10)中相同，除了之外，单年度噪声方差由平均噪声的方差代替。在广泛的假设下，后者的方差较小，大概主要原因在表1中，5年平均父母对数收入的抽样差异仅为1967年的价值的80%。因此，估计代际间的变量误差弹性尽管未消除但将减少。

一旦我们用这种方法估算了代际收入弹性，我们将对70%的已婚女儿样本进行更详细的分析。对于该子样本，除了估计方程(11)外，我们还将用一个新的因变量重新估计该方程，即女儿收入()和她丈夫收入()之和的对数。如第二节中方程(5)所示，我们可以用写出夫妻总收入与女儿父母收入的弹性系数b，其中是女儿自身收入相对于父母收入的弹性，是她丈夫收入相对于父母收入的弹性，而是丈夫收入在总收入中所占的典型份额。

为了推断方程(5)右边的b值，把这对夫妇的总收入写成对数形式是很有用的

是t年度丈夫收入占夫妻收入的比例。除了用作为因变量重估方程(11)中的b外，我们还可以用和作为因变量重新估计该方程。后两次回归中系数向量之间的差值与回归中以为因变量的系数向量是一致的。用作为因变量估计回归，正如在第二节提到的英国人和马来西亚人研究中所做的那样，得出了的估计值，即丈夫收入相对于女儿父母收入的弹性。将作为因变量进行回归估计，得出的估计，即丈夫在女儿父母收入中所占份额的弹性。由于，如果，即如果女儿的收入和丈夫的收入相对于其父母的收入的弹性几乎相同，则将接近于零。

V.结论

所有的实证分析都使用最小二乘法来估计方程(11)，并对因变量和样本进行了不同的选择。首先，我们对533个女儿的家庭收入与父母家庭收入的弹性进行了估算。如表2第一栏所示，估计弹性为0.43。这一估计数与上文脚注5中提到的Shea(1997)估计数0.39相似。这也与最近估计的儿子收入相对于父亲收入的弹性相似，但正如我们在下文所看到的，当父母的家庭收入是父母地位的衡量标准时，儿子的弹性估计值更大。

在表中未显示的一项分析中，我们粗略地调整了每一代人的家庭收入衡量标准，即家庭规模和组成，将收入除以这类家庭的官方贫困线。女儿的“收入-需求比”相对于其父母的弹性估计为0.49(估计标准误差为0.05)，甚至高于未调整收入的弹性估计。这一结果表明，在家庭结构中存在着大量的代际持久现象。

本研究的主要贡献之一是探讨婚配在已婚女儿代际流动中的作用。为此，我们现在将占原始样本30%的女户主排除在外。我们把重点放在其余372名已婚女儿身上。如表2第二栏所示，我们重新估算了这个子样本家庭收入的代际弹性，这一估计值略降至0.41。为了探讨配偶双方收入的作用，我们还用，女儿收入和丈夫收入的对数作为因变量重新估算代际弹性。这样做将估计的代际弹性进一步降低到0.39。

由于表2最后一栏的分析将需要取丈夫收入的对数，我们被迫放弃7组丈夫1991年收入为零的数据。当我们

剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料

英语原文共 24 页，剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料

资料编号：[277821]，资料为PDF文档或Word文档，PDF文档可免费转换为Word