寻找阿基米德的_杠杆_出生季度_是个弱工具变量吗_吴要武

第 9 卷第 2期 2 100 1年月

经济 学 (季 ) 刊hinaC cEoonm ciQu raterly

V o

l . 9 No.,2 Janua r , 2y010

寻阿找米德的 基 杠杆”“—

— “出—生季度” 是个工弱具变吗量 ?吴 要武

摘＊ 要　 　AK19用出生季 作工度具量变计估教回报育率, 在 起引众多质疑 的时 同,也 推动微观了济经计量学一个的跃活域 领—— — 探讨 弱工具题问。 本文使用 0205年中国 口 人 %抽样调查数据 1, 重新 论了教讨育报回率的2 LSS 计中 ,估 “出 生季度 ”是为弱否具工变量 题问 在发达国:家 ,成完高阶段中教育 在者队列口人中比例 过高, 导出致生度季教育变对的异响很小 ,影 此 ,因出生季度 可能是个 工具变量 ;在弱发中国展 , 能够进入高家中段学习者 , 阶队列在人口 不到中一 ,半出生 度对季教育变异影响的大 很 ,此因, 是个强工具 变 量 。新重估的结计果示显, SL2 S计估及改进形其式到得的育教 系数著高显于O L S计估 。值除 了“ 数据 量质”, 型模误可能是设 A K19 遇遭工弱的具一个原因另。 　 　键关词 　具工量 , 弱工变具 教育收,益

率

、 引 　　一言

教育收 率益直一是 动劳济经家关学注的重问题要, 使观测用性数时 据 ,用具工变量法估计教方育益率收占突出据地位 Ang ris。ta n dKurge e ( r1991) ( 下简称 A K91文 )估计国美劳力市动场育收益率教的法方有着重的影要 。响 基本方其法 :是发国 家或达早 迟或都颁布了 义务《 育教》 法,在 满16 周岁( 或1 周7)岁 之退前学为律所法止 禁 而人,的们生季度出是机分随布的 。如 果 6 岁 列队中同出不生季度同时者学入, 那 些出在生上年的学半生, 到中

学＊中国社 会科院学人口与劳经动济研 究所 。 信通 址 地 :北 市建京国内 门大街 5号 人口 劳与动经 济研 究; 1所0032 ; 7电 :话( 0 0) 18156967 ; 0 E ma-i : w lywu@ca s . orsg. c n 感。 蔡谢(昉) 长师的 教期诲与 耐的 心指导 ,师 门十 ,年他一 一式招教地了会作我究 研 ;谢感 Scot t oz Rllee 教对本文授激励的评述 性。两 匿位审 名稿精人的评议彩对进本文改弥珍贵 足 ,绝非套 客。 207 0 —200 8年 ,度在 斯 福大学坦经济学系 Se me Jaaaycahdnrn a, N cikB loom L,ugiiP sit aefrri 等授的课堂学教与讨习中论益良多 ,受并 在期间此完成了 本的文初稿 。 本文得 到国社中会学科院点课题《重 中城镇国正非 规业就问》 的资 题助 。 此一在并谢致 。作 者文责自 负。 201 年0以 ,来 刘军博学在理论 士、方和法情感 , 上给了都我弟兄的帮般助支与持 , 文是对此 这训位练 素却英有早逝年的青经济学家年的纪 。念如果 经济学说训练程过穿越如瀚沙浩漠般漫长, 刘 军学和我 是就两匹结伴那前行骆驼 的。

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的

某学年结个束时, 已满 6 1岁周, 以可退学( 进入劳 动力市) 场;半下出 年生的生学, 因却满 未1 6周岁必而 “须滞留” 学校在多接里一受年教育 , 其 结 ,果 与半年下出生同一的队列口人相 ,比第 一季度生者出因早退更学有更而短的 平受教均育年限;更短 受教育的间会时导致更低的资 工。由于后三 度 季生出者教育优势是的《 义教务法》育带 来 的, 这就相当一个自然实验于, 利 此用外生击冲产生的异变以解可忽决变略带来量的估计偏问题 差。A 9K 1的估计结显果示 , 2 S LS与 LOS 法方的计估果结几没乎显有差著异 。位经济学家谨两慎地断推: 用 O L S计得估的教到育报回率存的在偏可 差能并大不 但。他其济经学家用同一使数据个现发, “ 生出季”度 是弱个工变 具量 人们的出:生季与度其受教育年变限之间异, 只 微弱有的关性 。 相在存弱工具 问时题 ,SL2 S估不仅计以矫正 难OSL估 的计差偏, 反因 有大的更标准差而有更低的 率 效 ,致导 治“疗比疾病身本坏更 (” Bond , uJaeger a,dn Bkae , 1995r( 下文)简 B称JB95 ) 尽管。AK 91 的论受到质结 疑, 很但多流行的济计量经教学书都科 把 “ 生出季” 度个工这变 具量及以 对的它质 疑同 吸时纳 进来( o Wodridge ,l 0025 ; S o tk and cWtsoan ,20 6)0 。个一趣的有现是 , 当 象 出“季度” 被其他学者 生验出检为弱具后工, 位两者作后在来文章中的仍把然 出生“季”度作 工为 变具量的一个例来案介绍( A g nrsita d nK ruege ,r19 99 ;20 1)0 。 这意着味, KA一 直坚 “ 持生季度出” 个是有的效具 。 从今天的学工术关度注 ,看 K91A 在 微经济计观学量开上了一辟非个活跃的常究研域领 弱:具问题 。工 简回顾 一要 相下 文 关 , 经献 济 学家 的 关 注点 中集 如在何识 别 工弱具 ( St iger aandS to kc, 19 7 ;9 toS cka dnY oo ,g 004)2 探;弱讨工具件条 2下SSL估计 偏差的及 决定素 因 如,X 与 Z 的相关性 (第 一段阶 的 ) 、R结构 方程约与型简方的程 误差 项u 与 v 的关相性 ( ρ 、) 测 观数量值( n) 工具 、量变的数目 ( K )等 H( hanan dH a suam n 2,020 2;003; M ur ray ,206)0;在 在存弱工的具件条 ,下 何改进计量方如法以获得健稳一致的估计量( aBm ue alt . 2,00 ; H 7anse et nl a . ,200) 6 但尚未见。到探讨“ 出生 度” 成季为弱工的原具的因献 文。 在者作看 来 这是,为研因者都究使用了同个数据 一。 国 20中50 年 的1 %口人样调 查数据抽支本文作持新探的 索。本文的 研目的究有个 两第: ,一开 辟同不的研 路究 , 寻径找生产工具弱直接原的和社会因经济根 ;第二源, 弄 中国城镇清 动力市劳上场教的回育报 。率2

二、 么因素影什响了

工具变量相关性的? BJ

B59 用同使样数据的制了复 A K9 的研究1 ,据 根S L2S 一第阶回段归的F 值和 R 值 ,判断 生出度与受季育年教之间只限有小的相关很 性, 认出生 季度定是弱个具 工。 他们并没有但解 , 释出生度季受教育程度之间为什与么

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吴武要 寻:阿找米德基的 “ 杆杠”

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弱关相 。或 者更严表述为 “ 为格什么 `出季生'度在 国是美个弱具” 工 在?开始讨 论国劳中力动场问题市之 , 本文先回答这个问题 前。根据 AK 9 报1的告信息, 在 1890年 国人口普查美数中据 , 1309 — 939 1年出 人生队列口 ,高 中及上以者所比占已例到达7 7 % ——— 后来 文的几乎都献 用使这 个 队列 数 据的; 140 9—9149 年 生 队 列 出 中这 比一例 则 达 到 86 了。%AK9 1 现发, 在1 905年 和9610 以年出生后队列里, 《 务义教育法 》效失 了 :不出生同度季者之显间不示出教育受异差 。 在作回分归时析 他,们干舍脆 弃了1 50 年以后9出队生列 本 , 样理由一部分人是尚 于处受教阶段育 作。发 者 现 ,9150 年后以生 出列高中队 以及者上 所比 占超例过 了0 9%。 此由推测 , “出 生度季 ”与“ 受教 育年限” 关相 低 , 性是美国高中入学率 “ 过 ” 导高 致 。的受教 年限在育生出度季间变异过的导致了弱工具出现小。 一般 来 ,说 16岁 人队口列通常处于初中或中高段 ,阶美 高中国段阶的教育已 得普及 到, 乎每个学生都能从初中直接几入高中 (升 年级升8 9入 级年 ) 从,国美动劳年龄人中口中高以上者及所占例比, 可以 看出个事实 。这 了说为 高中明段阶的升率学如何影了 响“出 季度” 作为工生变具的有量性效, 文本 中国以为例作阐 。释 美与相国 比 ,国的中特殊环是 ,境高中 段阶教的远未 育普 及,初中 升高时存在严中格入学考试的, 升 率学也远于美国 。 低国中的16 岁人口队列 常常处初中三于年级升中的高段 阶。 从经直觉可验知 : 如进入高中的果学升为 0 , 那率么, 无 是论出在上半生还年出是在生下 年的半学 ,生 无法进入高都中 其,果结, 出季生度受与育年教限间没之有相 关 性如果进入高;中的学升率 为001% , 所有初三学都可以进生入高中, 忽略 辍掉学因 ,素那么 ,出 季生与度教育年受之限间没也相有性关。 可 是,一 初 旦升中中的升学率介于 0 高—00 %1间时 ,之 出季生度会影响学就的选生择 从 ,影而响同季度出不者的生终受最育教限 。年 本作出一些文理化的假想定 ,模 拟并明升学率如说在出生何度季受教 育与限之间扮演了年要重角 色。这 是们我解的中国理和美国所之以出现差异的根本 原因 。 定如假 : 下.1 假所定有口人队列在 都61 时岁入高中升 (

9 份入学月 。 ).2如果 一年第有没考上高中, 假 决设定学生选的择因只有一素 个:否是满 16 周岁 。 前 个三度季出生 ,者到 月份9学时已入或经即满 将1 周6岁, 他 们选择 加劳入动力场市 第四;季度出生 者, 不因满 6 周1岁, 无法 入劳动力进 市 场, 他选们回初中三年级复读 。 3择 假.定初中届应生复和生升高读中比的是例样的一。 4. 假定有辍没 学 在。国中“ 进宽严出” 教育体的下制 , 这一个是可以接受的假 。 设但 A在K1 那里9 “,辍 ”学却 导是致受育年教限不在出生季同度者 间产之生异的主差原要因。 然后, 们我不同对升学率 ,下 出生在四第季者度受教育的势进行模优 拟

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图 1卷 显 示: 如入果率为(学0 , 10) 0 则,四季度第出生升入高中者比例的会就 于高其他个三季度生出者。 纵 代轴某个队表中 , 列第四季出生度者比其季他 出生者度 多“出的高中人生” 数在队总列人中口的例 比。显然 ,高中入当率学 为 50%时 , 四季度出第生者入高升中的优势大 最:“ ” 升入多高中占者队列总人 口的例比 为6. 25 。%一在个大样本数据中 这,差异应个能够显著地该现 出呈 来。

1图1 　 生在第四出度者的季教育优受势

高

入中率越是学近接 05% , 出生季度对学升 ,从而对 受育教年的限响 影越大, 这时, 出生季度可能成 为强 具变 量 ;高工中升学 率越 是接 近 0或 者1 0 0,% 生季出度高中与升学的率相性越关 低 那, 么 ,出季生更度可成为能 弱具 。 美国工 有08 以%上的中高学率 , 升没有却类中似这国的升学样争机制 , 出生竞度季受教育对择选的响影径仅途仅自来 “ 辍学 。 一般说”来, 只少有患 有身数心疾病、 距离学 过远和格校厌 外倦习学的生才学可 能中 “ 辍途 学 ”, 因此 不同,生出季度者之间受教的差育可能非常异小, 这 时 , 生出季与受教 育度限之年间有只微的弱关相 。 由于性国完成美高阶中教段者育人在口队列 的比中越例来接近越 100% ,A K- 不可能找一个更到的数好来重新据检工具变 验的强弱了量 。基于以上分析 , 文本出一个可以检验提假的说: 国人中口队列高中入的率在持续提高 , 学“出 季生”度 为工具作量变时 , 随会人口列队演而得到进强增 ,由 弱具工量变转为强化工变具量。

具的体模方法拟 是, 定人们的假决策分两期 为 :第期 ,一不 出同季生度的 61 岁队列 ,升入 高中的比一例 ; 样二期第 ,队将列人口减总去入升高的人口中, 后除然以 4, 到得第 四季度生出 第但一期 没升有入高 中的人口 ,然 后 ,将个人这数乘以高中入学口 ,率 到第得二期升入中 高人数的; 再将二第期升入高 的 中数人 (

只有第四度出生者选择了季复读) 除队以列总口 。人而 且假人定们只到上高中

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要吴武:寻 阿找米基 的 “德 杠杆”

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三 数、据与识别

(一)数 2据050 年 1 1 月 1日 国家,统局计作了国全 1% 人抽口调样查( 俗 称 “小 普查)” ,问 中设卷了劳计动的者工特征和收入作问题等 ,使 我能利们用这个数据深入分 析“ 出生度季受-育年限-教工资水”平 间的之系关 。从 终回最问卷 看 ,收实际 查了全调人口的国 1. 1 3, %由在不于省同市抽比样一样 ,不 国家统 计局提了供各个市的抽样省和比每个测值代观的权表重 。从 终数据最 , 中 家以庭单位为取抽 了/15 的样 本, 提供 部给研究分机 ,构共 计2 585 841个观测 值, 741 26 户 , 2中其有72 396 7家庭户个, 1 7 52 9集体个 。户由 历于次口普人或者查“ 普小”查的问卷 在变都 , 动研究本要的一需 些信息以前在的人普查问口中卷在 存 , 而002 年的问5卷中没却设计有, 所以, 本文还 助辅使用 了1909年和 20 00年 的人口查普据数。 如 2 00 0年问卷中设 计 了“受教 程育度”的分类 —— —“是否 成学历人 。” 在国中, “成 学历人” 通常 是业后才申请 , 与毕普通升 考试无关学。 在识 出生别度可季影能升学响 时,应该 虑考 “ 人成历学 ”个因素这, 这但信个息 2005在年调查 缺时 失。 受“ 革文”的 影响 , 205 年小0查普数中据 ,高中及 上者以出生队在中列 比例有的大个的动 波 。由于本更关注文城镇动劳力市 场 作者只选,城镇取 口人为作究研对 象 这,一样来, 受 教育况状人口队在列中基本上是稳定升上的。 国的中法定休年龄退一直 为0 6 , 岁停 在劳动留市力场上最的大口人队为列 914 年5出者生 。 9145 及以年出后 生队人列中 ,口高 及中上以 的者例比约从 02 %上到升约5 %。 中0国于 1999年开始扩 大等教高育规 模 高校录,取数 人8年 增间长了近5 ,倍 大学毕生业给的急剧供长或许会增响影教育报率 。 高回 校招主扩要响影 1了80 9以年的后生队出列 ,到 0205 人口年抽调查时样, 些年这人轻口 列队 中,相 当大 一 分人 还部 在接 受 育教, 未 进入 劳动力 场 。 市9198 国年改革加企导致速严了重的业冲就击 ,少不方地政鼓励府龄劳动者大 退劳动出力市场, 龄大队的列动劳参与下率降。 考虑了 上因素后述, 本文 排除接近退休大的龄 口队列和尚未完人成 教的年轻育 口人队列, 截 取1950 —9719年 生出队列作分析为象对 。在本所文定的研究限体中 , 群高中以上及者的比为例36 . 1 %, 而 初及 中上者以的例比则到达78 . %,9 这意着 味 ,样本口初中人业后毕 ,有 5 4%的人 没 有入高升 。中 国城中人口镇在初和中

高中段阶更有大的变异 ,出生 度与 升学选择之间季因有之更的大相性 ,关 出生用度季工具变量作 ,时可 不能遭会遇美 国那的弱工具样险 风 。但国也中样面同临 些可能导一弱工具致的因 。 素识在别分 , 部作评者这估因些对素生季度出受与教育年限间之相性的影响关。

　

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(9 二)识 别于中由缺少国国美样完备的那法律系体严和的格执环法境, 对 “ 出季生度 -受 育年教-市限场表现 的传导”机必制进须行更谨加的慎识别。 文的识本 分别部分 两:第 一 出,生季与受教度年育变异限间之是存在因否果关系。 者 作察出生在前三观度季的 人, 受育年限是教否显著于低第季度出生者四; 然后, 继观察续一同队列 , 中不出同生度者季的收入异是否变与教育年受变限异 相一 。致第 二, 不出同季生度之者间受的育年限教变可异能因系列一因的素 扰动被弱化而, 对这因些素进要分行析作出评估并 。由于 观测性截数据是面包 了各种含影后的响终最果结 , 此 ,因本文 讨先 对论别起弱识化作的用因 素 ,然后考再 察“出季生-受教育度限-年小时资工 之”间的系关。 使季 度间受教 育限变异弱年的化因素在国可能中以他方式存其在, 可 以把它视为们特殊的约束 条 件 ,括包: 1 《.务教义法》 中国育最早 《的 义务教育法 颁》 布于 9186年 , 但 该并没 有法美那国的样“ 16满 岁周 或7 1周才能岁开学校” 离的定规 而,规仅 , 实行 定 年制义务9教 育, 满 6 “周入学岁”是 建议非强制而性的 。在 现实活生中 ,们人以把可孩子 进入小的学迟到 8推 岁队 列 ,也以可在进入 6 队列岁 但不 6满周 岁入时 :学 对 “ 面提入学”前, 教部门育的官员会公开不扬 , 赞也决不会但加惩施 罚。从 1909年 岁队列7月各出份者的在生率校看 , 出化变是缓平 , 的 、78 月份 出 者与 9生 、01月份出 者几乎没生有别 差 。以确可信 中国的:学小际实学入年 龄与国美有差异没。 于由《义 教育务》 法从1986 年 7 月开 实始 ,施 对本文察 2 的观 9501 —9719年 生出队列说 来 基,上本不其受“ 入学龄 年”规 的定影响 。作 者 推 断: 果 “ 如出季生-度受教育限年异差-收差异入” 个传导机制这在国中 存在 ,一定 与 《务义育法》 没有教系 关。 是么因素导致什 “ 出了季度生 ”对受教育限年生产响影呢? 是 国中厉严的 业政策 就。从建 到 国2002 年, 就业 压一力直是中国政府临面的峻挑战严。 论无乡 ,城 就岗位都业极是其稀的 ,缺正因 如为 此 ,府政对 入职年“龄 有”着严格的 限 :制劳动龄年口人法定标的是 “ 1准 周岁6 , ”“除文艺 、体育和特 工种部艺门 , 外均

不能用未使 满61周岁的 未年人”成 。 确保“ 就 业策政”得 到格严行执的一个要因重素是城乡庭家间的之互监相督: 如邻居家果孩的子 未 满16周 就岁 “被招 ”工 、 “ 干”招 或进者入生产 队 当社员“ ,工领”分, 对

与0206年 的订修相比版 , 981 年6本的《版义 务育教法 》得 温显和, 一直 在用使 “当” 应这个“ 劝 性 告 ”词 汇 而不,体现法律严肃性是“的必 ”须和惩罚 。第五 规条定 : “年满凡周六的岁儿 童,不分 别性 民族 、种、 , 族当入应学受规接定年限义务教育 的 。件条不备的地区 , 具可推以迟七周到入岁 。学 ” 务义育法的目的是教鼓励教 育 ,“ 不 6 满岁周” 的子提孩前入不会被教育部学门官 员劝的 阻“。条 不件具备” 是非 常弹 性有的 ,以可解读为允儿童许在“6 岁 — 8 岁” 队 时入学列。

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要 武寻:阿基找德米的 “杆杠

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自6的己孩就子不公是平的 :占了极其抢稀的就业缺会机 。论是计划无经济时 还是代改革放开以后 无论,是镇城还农村是, 不 满16 岁周, 都 法无加入劳 者行动列并得获工作位 。岗 革改放开以 , 农后实行村联产承包了责任 ,制 镇则出现城劳了动市场 , 力即但在城镇新兴部使门 雇佣 ,6 周1以下岁劳的者也是违动法行为。 于劳由动 力丰和价格低富 , 廉中城镇劳动国市场上很少有童工力 。从会社俗习的度角看 , 中国在历史就将 上6 1周视为男岁性年的界限成, 1 93 年6颁布的法刑( 33稿) , 将 “担承完刑事责全任” 的龄年定规为 6 周1岁 ( 李 学武 ,2 03) 。0 进入动力市劳场的龄年制限, 与 发国达义务教育法的家用作一 样 把一些,提 前退想学者留在学阻校 。 AK1 在9析分美国义的务教法影育受教响年育限 ,时 出两个途径 :( 1指) 满 不16 岁周学要退到专门执法官员的受罚 惩; 2()不满16 周岁无法 获得进 劳动力入场市许可证的( w rkoc er ifictateo r w ork p remi t)。 义《务教 育》 法 “ 就业许可和” 证 “ 这块等高两木的板 共同”成中构 学生法合学退 “ 闸门 ”的, 使不同出生度者在季10 —11年 级的边际出上受教育变现异。 后学者在来讨 论工具量变发生机时制 ,都 注意了到 《务义 教育》 ,法 忽却视 由了学发放的校“ 就业许 证可”这个 样重同要的条件 在中国。, 满 1不 周岁退学6被严不厉 止禁 ,但在制限入进动力劳市场面方, 厉严度程不亚却美于国 。 尽 A管K9 声 称1: “ 如没有 《义果务教育法》 , 同出生不度季群之体间不会出现受就育的 差教异 (”原文第 99 页 )8 。当他在解释 们义《教育法》务 为什会被么遵时 , 立即求助守于 《公平劳动标准》法( 原第文99 —293 9页 )。

我们下会看面到, 在不义务受育法影响的中国大龄教口人列中 ,队出生季度 间受教育变异同的 是显著样 。的 因劳为力动政策发挥同了的作样用 。2. 高升时的年中龄美 的初中和国中高间没之门有槛 , 中但有 。 国中毕业升入初高中经要 非常严格的考试过, “ 中考” 比 是 “高考” 盖覆范围更广 参与人数、更的社会多 考性试。 无 城论还是农村 镇,初 中业生毕如果不上考中高 ,们他临面的选 有择两个: 继续复或读等者就待 业 但。是 , 按照 189 年6 义《务教育法》 建议的6 队列入岁学 在,初中业时 毕 这,个队可列能处 于5 1队岁列。 即使出 生在第中国

《法刑 》 第十条规七定, “ 已满六周十岁人的犯罪 , 当应负刑责任 。 事”… … “因 满不十六周 岁予刑不 事处的 罚, 令他责的家或长者监人护以加管教; 必在的要时候, 也 以可政府收由容养 。教 ”《 民通法》 第十则一 条定 , 规“十八 岁以周的公民是成年上 人 ,具完全民事行为有能力, 可独以立进行民活动事 ,是完全民事 为行力能 。人十六 岁周以不满十八周上的公岁民 , 自己的以动劳收入为 主生要活 来的源, 视为 完全 民事 为能行力 人。” 1949 的《年劳 法》动第 九四十条规 定,“ 用 单 人位法非 招用满未 十六周岁的 成未年 的 人 由, 动行劳部门责令改正 ,政处 罚款 以;情节严 的重, 工由行商政管理 门吊部销营业 执 。 照” 显然, 无论 政还府是 家 庭 都把,“ 满1 周6岁 ”为迈入视人行成列的要门槛重。 4见参 A K9 的1 9第2 9 —993 页 。其他学者指也出类了的似影 响:义务 教法 育规定到达某个 年龄 的儿童 必须入学接教育受 只有达到某个;龄才年能到“得工 作许可证”(Ll eras - M u eyn 2,002 )。3

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度人 的 也同样因无法进,劳动入市场而选择复力读等或待。 按照 文的本假 设 , 1 岁队列6的人会才出因生季的度束而约选择进入市或者场续继升 。学那么 , 15 队岁列是升入个中高的惯常年吗龄? 如 果是, 出 季生与受度育教 限之年的相间性关就会化 。 弱200 0年人口普查和 的2050年 1 抽样%调查数的标据时间都准 是当 年11月 日 0 时1, 正 处新学年第一学于的期期 中 ,两个据中的 1数6 队岁列分别 应对着19 84年和 1 998年出 生人口 。的1 909 的年普查标时间准 为 6月1 日 时 , 是某0学年第学二的期尾末。 调查时点的 在生 ,校 常通是上年个入度学或者升 级的, 了控制这个为殊变特 ,化本 文时同察几观个 “ 适” 出龄队列生高中 在和中初的分状布况, 1 90 年多9观一年 , 见察表 1

。表 1　不同调查年份 在校学中的分生

1布99 年 0生年出 份1917 179 219731974 19

75 中初 2 7. 9 4 . 6 769. 9 89 . 97 .9 9 中高 27. 1 53 . 33 0. 101 1.2 . 1出 生年份19 8 1923 898411 9852 00 0 初年 18中 . 8 3 .44 6 . 03 7 8. 1高 8中1 . 2 65 .6 93 .7 12. 9出生 份 年1897 9818198 91 99 00025 初年 中1 6. 203 .4 5 6 .8 8 . 36高 中 8 3 8.69 .6 4 . 3 231. 7

单 :位 %

　注 　 19:09年 口人查普标的准时间为6 月 日10 时 正,是国学年中的期末, 察观的到在生校入年份学为上一 年 , 别分对应着14 — 1 8 队列岁 。2 00 年人0口查普和200 5 年1 抽%调查的样标准时为 1间1月 日 1, 个两据数中的出年份生分对别着 应15 1—8 队岁列 。 资料源来: 19 90年 第四次口人查普1 %据数 ;200 年0第五人次普口查 0 95.% 表长抽数样据 ; 2005 年1 %人口样抽查调数据。

先看 199 年的01 5 — 1 9岁 列 ,队 5 1队岁列就的状学相当况 2于000 和年200 年数据的 145岁队 。 列9714 出生年上者年一为15 队列岁 ,这个 列的中 队学在校生有只 1. 10%为 高生 , 其中他 90 %是还中生初 ; 197 年3生者为出一上 的 16年岁 队列, 进 入高中 的比例 升到 30 上 . 1, 但%在初 中就读者 仍 占然7 %0 ;到直1 岁队7列 , 高读的中数人超过了读初中的人数才 。接着观 察 0200年和 025 年的数据 0。 中国乡城青年少升学年龄似乎的略 下降 ,有 但并 改 未变 基本态势 :15 岁队 升列 高 入中的 比在例 2000 为 1年 2 9 ., %2005 略微年升 提到1 3 .7% 16 ;岁 队进列高 入的中 例迅比 速提 高,20 0 0 年 ,近 有0 %为高4中 ;生0052年 超则过 34 。%这 个两观年测同份样 是1 7队岁的列高生比中例过超中初 。生 这明本证的文担不心一是严个重问 题:绝多数大高及中上以是在 者61岁 列队及以后进高中的 入 。一进步识的可别参见附表1 : IDD分 析果结示 , 显 人口队列当从1 岁向 56 1岁演的进候 时 ,第季四出生者度在率的校变显著化为 正, 即 6 1队列的第岁季四度出者生不容易离更开学 校 。以可得出论 结: “出生在 第季度” 对四 6 岁1列队孩的 子 选择“继升学续 ”显著有的效正 应。

第2

期

吴要

武 :寻阿找基德米的 “杆”杠

　

66

9. 3初中以的后职业术教技 育9199年以来 , 国中府政开始建劳动立预 制备 度 ,职业术技 教育的生招 模规大 扩, 为那初些、 高 毕中后进业 入劳力市 场动年轻的 劳动者提 职业 技供术教 。育可以推 断 ,1 岁6队的上半列年出者生满 1已 6周岁 ,一这初中 年毕并直业接进入职技业术校 , 学那 , 么他的 们 “教受年育 ” 仍限在 然长 , “增 中/专 技校” 相于 当“高 阶中段 ” 教的 育 这。 ,时 出生 度季 对育的教影 响就会化弱 如。果有种这“选择性偏 差”, 应该 不从同季度生出者的“ 教育受别”类 上显出来示 。表 2报告 2了00

0

年人普查数口据中 5 ,专中业生毕三个人在口队列 内同不度季出者群生中体占的所比例 在。所有的三组出队生列 , 第中四季度出生者都 略有高中的专业毕生比例。 意这着味 第,季度一出者生初在中业 后毕并没有更地进多入职技业教育体系术 。显 然, “ 劳动 预制度备 ”未尚响影 目标人到队口列, 者作心的担工具使量弱变化这个风的险不在存。

表 　不同人2队列口的中毕业专生例

1950 比 1—99 季5 1 季度度 2 季度 季度 3 4计总 . 555( 22 . 9 5). 5 0( 12. )9 . 553 (2 .25 ). 85 (22 3. ) 4. 456( 2 . 2) 17609— 1 69 95. 76 2( 3.1 ) .54 ( 25 .2 7) . 355 ( 2 2.5) 5. 6 ( 236 1. )5. 5 ( 422 .9 )

单

:位

197%0 1—99 701 .85 ( 13 .1) 1 0 73 .( 3 0 .9)511 . 38( 3 . 175 11 . 7) (23 2 1.6 11) .20 (1 . 533

　)　注 括号:为标内差 准。资料 源 : 来0200年人 普口查表长 0 . 59 抽%样据数。

.4成 人高教等状育况在中国 的等高育体教中 ,系 人成学占历当相大比的 例 。020 年0口人查普数 据显 , 在 19示0 —5 9791 出年队列 ( 生城人镇口) ,中大专毕业 生 的49 % 是 人成历 ;学 科本业毕生成中学历者人 22 占 . %1 。有成拥人学历被调查时者会报 告高最历 。 学果第如季度四出生者更有的比例高入升中高 ,从而 前三个比 度出生者季更有长受教育的限 年,一旦前三 个度季生出选者择人高等教成育 ,么 , 那会就缩小与第季四度生出者的受育年限差教异, 而从化弱出季度生对 受教年限育的响 。影

在2 050年 1 %口人抽调样问卷中查 对,“受 育程度” 的教分没类 区有分“ 中” 高和“ 专” 。 中文 本用 020 0人年普口数查来分析据。

5

　670

经 济

学 ( 季刊 )

9卷

另一方第面, 作者还 担心 , 中国成的高等人教并育不是完面全完向了高 成中段教育的阶年成人 。比如 如,初中果毕的业前季三出生度 , 通过成人者 教获得了大育文凭专 , 会就高其估际实教育受限 年 。清前三弄季度个出生是者否有 更的成多高人等育学教 历, 有助数据质于评估 量 。 3表 显示了镇城出生人 队口为 19列0 —1975 年成9人育教历的分学 布。可以 出看 出生在第一 ,、 二 度季者 , 其成学人的比历要比第三例、 四季 度出者高出生1 1.— 5 个百点 分。成人教 缩小了第四季育出生者的度教受育势优。

表3 成人　教育 历学分的布

出季生度季度 1 度季 季2度3 季 4 总度计高中 6. 46 .1 . 606. 0 . 26中专 4 . 5224 . 7 23 . 24 3.2 2 .3 大9 专94 7 .4 9 . 54 . 86 8 . 4 284.

9

位单 :%大

本学科 2 2 .92 2 . 812 .7 1 . 2 422. 1

资

来源 :料 000 年人口普查2表长 0. 9 5抽样%据数。

5

. 学辍进入市与 在美场 ,国 生出季对度受育教限年的影响径路辍学为, 中国同样 存辍在学现 象

。但问是 ,题 辍学会 为成 不 出同生季 度 者 教 育受 差异的直 接 原因 吗 ?005 2调查数年据显 , 示在 9510—197 9出年人口生队列中, 初中 高和 中“ 学”辍的 例比分别 是 1 1. %和 0 .34 %。 进一 步观的显察示 初,中和中高阶段 的辍学 者 ,四出个季生的度例分比别 0为 .84% 0、 .84 % 、 .0 2 %8和0 .87% 没 有。显著季度的异差。 显然 ,“ 学辍响影受育差异”教的机 制中在国存不 。 出 在生季度受教育年限对的响影非并自来前个三季度出生者 的学辍率 ,高 么那, 只 来自能四季度出第者生的学率高升。 入劳进力动市场 的 量衡指标 是 劳 动参 率与 :在 1909年 人 口普查数据 ,中1 793 四 年个季 度 生 出 (城镇 )人 口的 劳动参 率 与分别 为 7. 3 3% 36. 2、 % 、2 . 33%和 28 .0 %;1 97 4年个季四出生人度的劳动口参与率分为 2别3. 2%、1 . 59%、 15. %和51 3 5. 。 % 在 进入 动 力市劳场 的合 法边 年际 龄上 , 出 季度生示显出非显著的常差 。 异满16 周对岁 进劳动力入市有着显场著影响 。 .6 择性选偏差当 A9K 把1生季出度为作工变量时具 ,遇 的一个到评是 批选择偏性 差 同一个。队 列( 6 ) 中 ,岁 那下些半年出生的子孩, 许或在第会年二学入 一,些父母相信入 年龄增学大会让孩有子好的更校表 学甚现至延长了受育年限教。 如 果存这在样选择的 性 ,受教育年限的异变就能不是外可部冲导致的击 。如 果 有这样真的势 优,第四季度 出生者可以都选推择一年迟学入。 A K9 已1经回

第2期

吴要武: 找阿基米寻 德 的“ 杆杠

”　

67 1

答

这了问题个 观:孩子察入的年龄 。 学如第四季度果生出孩的跟子随下个一人口 列入学队 ,最 会终发现一个果结 —— — 这个季度孩的入子学龄更年 大( 近接7 岁 。) 但事实 为,第四季 度出生的者入学龄平均年为 6.0 7岁 ,第 季一 度生出者入的年龄平学为均6. 5 岁4, 第 二第和季度三出者生分别 6为 28.岁 和 . 086 。 第岁四季度生出者实入际学年最小 龄。 从后的来文献 , 研看者都究关注具变量工强的而不弱疑其怀效有性 中。国 的数据无观察人法的们入学龄年 ,作者定中假家国庭在子孩入学龄 ( 年 生大小) 月上的选择与国没有美异 差

。

四、 描 述性计统果

结 一(不同出)生季者的受度教年育 表限 4 描的述性计结统显果示 在所,观的 察03个出生队列中 , 四第度 出生季者的平均教受育年限显著高 于前三个 度季生者出 , 只 有3 队 列的个 果不显结著 ( 5水平)% 1958 :年 、169 年4 和9615 。 在年总样本 中 前, 三 季个出生者度平受均教育年比限第四度季生者出 0.少1 9 年,样 平本均教受育年限为 9 . 74 年 ,这 味着 意 第, 季度四 出生 受者

教育 年限比总 本高 出样约 1. 96 %,美 国9301 —9391 和 年941 0 1949 —出 年队生列 ,中相 应 差的异 有约只0 .5% 。我 们分口人队列继续 比较出 季度与生受教 育 年之 限的 间关 :系190 5—1959 年出生 列的队均受教育年平为 限 8 74 .年, 前三 季度出生个者的均受教 平年育限为8 . 9 年 6 ,第比季度四出生者 低0 .1 4 年8; 960 —11 69 9年生队出列的平 均教受年限育为 .98 7 , 年三前季出度生者平的均受育教 限为年9 8.3 年,比第 四季出生度低 0者 .1 4 3年; 197 01—799 年出生列队平的均教育受限年 1为0 34 年. 前三,度季生出的受者教育限为 10 .年28 年 ,第四季比出度生者了 0 低.22 4年 。 在三分组个队列 ,中 受教年限育季的度差异都 1在 %水上统平 显著 计 。国 美130 9 1939 —出生队年中 , 与列四季度出生第相者比 , 前个季度出 生三者的教育年限受分少别0 . 24 1年 、0 .08 年6和 0. 0 15年 ;1 49 —1940 年出9生队列中 前,季度三生出者的教育年受限别少 分0. 085年 、. 030 5年 0 .和 17 0年 。显然 , 每个人队列分口的组据 , 季度间数教受育限的年异都大差于国美 ,都大于其最的 好9130— 939 1年列数队 据。由此可 以断 言:出生度在季中国 致导的受育年教限异变大美于 国。 一在个大巨样本里的, 生出季度更大间的 受育教年限异应该带变来致一估的结果 计。

　 62

7经 济

学 ( 季刊) 4表　 不同口队人列 中教育受年的限异差

第9卷

单位 :年

第季度四 9.7 74 (. 0093 9).8 11( 0 . 02) 49.8 6 2 (0 04.2 )9.8 93( 0 03.)79 . 99 (8 . 0038 1)0 .0 69( 0. 03) 17 0 .91 0( 0 039. 10 .)224 ( 0. 308 )01. 380 0( 038. 10 .)3 8 ( 09.039 ) 10 .895( 0 .04) 010 .79 ( 03 .024 )0 1 .783( 0 .0 42 )1 . 0211 0.(0 3) 11 . 0259 (0 0.1) 4异差-0 . 230 0. 04(6) - 0 18.7( 0. 048 )- .02 53( 0.0 4)9- 0. 1 7 2(0. 043 ) - 0 .930( .0 045)-0 .81 9(0. 043) -0. 1 4 9 (0 0.4) 60-. 51 5( .0 450 -)0. 15 5 0. (045)-0 . 186 0. 0(46) - 0 .80 2(0 . 04) -07. 3 80( 0. 49) -0 .02 19( 0 .0 0) -50. 28 5 0(.0 4)7 0 . -992 0( .48)0

生年出 19份5 09511195 2 1953 954 11559 915 19657 9158 159 1996 0161 1992 1966 3169

4前三季

度7. 75 9 0(. 03) 77 890. 0. 0(3)7 7. 923( .0 303) .8 81 ( 03. 033)8. 570 ( .00 3)1 8. 72 2 0.( 03) 1.90 14( 0 . 01) 39.275 (0 .092 9.)46 ( 60. 209) .9 69 9 (0 03.2) 9.939 ( . 0092) 10 0.6 (30 0.43) 9. 972( . 025) 0.9 790 ( . 0201 9).9 5 ( 4. 002)

第四季度 74 .92 9 (0 .095)8. 0 7 8(0 . 05) 98 1.00( 0 0.5) 58. 42 5( 0. 035) . 875 ( 00.050) 9 0.1 (00. 50)29 19. ( 07 0.9) 49 .544 (0. 490)9. 550 ( 0 0.48) .9 90 5(0 .0 9) 401. 81 (60. 53) 100 . 52 ( 5.0 502) 10. 251 ( 0 036.)10 . 1 41 (0. 0 7)3 9 926. ( . 030)

9

异 -0差 . 70 ( 0.1 00) -7 . 188 (0 .007 ) -0 . 017 ( 7.006 )4-0 .2 4 2(0. 602 )0- .2 2 4 (0 .085)- . 2890 (0. 060) - .01 6 5( .005 8) 0 -. 197 (0 05.7

) - 0 .04 8 0. 056)( 0 -. 260 (0. 05 ) 9-0. 247 0(. 00) 6- .0 129( . 0026) 0-. 2 80 0(.04 4 -)0 .44 1(0. 043 )0 .02 8(0 . 460)

出生年份 9156196 6 9176196 89196197 0 9171 97211 79 1937 49715 196 19777 918 7919

7三前度 9.季7 24 (0. 0 2)4 . 6942 0(.024 9.)5 7 3 (0 .206)9. 667( 0 .022 )9.8 50( 0 024.) .9 880 (0. 0 22)9 99.6 (0 .0 2)310 . 69 ( 0.0 023)1 0. 15 3(0. 024 )01 . 212 0. (20)4 1 . 0390 0( .052 10 ) .41 3( . 002) 60 . 164 5( .0027 )10. 763( . 0206 )01 7.2 6 0( 0.2)

5注:括 内号标为准差。

(

二)第对季度出生四受教者育势的优一进考察 步中在城镇国动劳力市场上 ,于由教受水育平的持续高 ,提 年轻劳人口 的受动育年限教于高年者老, 在同作一个生出列队不内同出季生度的教者比 育时较 这种受教,变化趋育会带来误差势。 K9A1建议 用动平均移方法的消除 这趋种性误差势 : 通过某个将出生度季前面两个度与后面两季季个( -度2 ,+2 的)教育年限受行移进动平得到均测预 , 值然后, 用 所这个季有出度生的者实 受教育际年减限预测去得到一值变个 。差这 平均变差个的波动显示某可出 季度生真的实受教优育势。 沿 同着的样技术路线 , 文本算计了不出同季生度 的者教育年限变受差, 现所有发第四季度生者出是都正值。 见 图2 。 A与K9 1的

第

期

吴2要 武:寻阿基米德 找 的“ 杠”

　 67杆

3果结比 相 存在,个有趣一的异 :差在观可的测 92个出生 列队 ,中 国美一季 度第生出者受教育变差 ,的 有 7 2个于 0 ;中小第一季国度出生的变差者却 有18 个于 大 ,0 但所 有92 第个季四度变差的 大都于 。0 从可中得以两出结论个 :第 ,一第 季四度出生的确者有著显受教的育势 ;优第二 , 导 致出生度季间 育年教限变异机制 的 在,美中之是间著显同的不 。 图 2还回了 BJB答5 的9一挑战性的质疑 :出个季生度或许有具选择性, 裕富家庭更意生愿子时孩开避冬 季。如果 BB9J5这个论 成立 断 那么, ,第二 第三和度出季者应生该有更大比的例出在富裕家庭生, 而父的母财与子女 受教富育水平之间强是正关相的 ,此因, 第二 、 三季度生者应出有更长该的受 育年限教 。图2 显的示信恰恰息相 反 第:和二季三出度者生的受教变差几 育乎都于 0 。 小合图结1 与 4表 可以,断言, 在检 验弱工具面方, 国中数的质 6据 量于优美 。国 ( )出生三度间季教育的差异与资工异差前 面已看经 到, 第四季出度生者的有确著的受教育显势优 ,这 优个势 能转为化工资势吗 ? 图优3 报 了 1告95 —19790 年出生列队人口中, 不同出 季 度者生的教育状况受小与时工资间的之系关。 以看可 ,出 教育年受限在各人个口队列 内的变 , 化基上与本数小时工对资变的相一化 。 致大多绝数四第

季度出生 的对者数小工时资 都高,前三个季于度生出者, 且而 ,小 工资与受教 时育年限之的间异变向都是方致一 的。这意 味 着 ,四季度的第受教优育势, 正 地转确化市场收入优为势了。 当们进我一步观察专大以及上体群小的时资

7 工 ,时发现 度之季不再间有著显异 。差

由以上分析可以判断

: 业就政设策定的进劳动力入场市槛为 16 门周岁 导,致出季度生响受教育年影限变异进而响了影小时资的工变异, 管只尽一 小部有人受分到生季度的影出响 ,由于 本样大且数据质量高巨 , 还是以看出可 ,“ 出季度生 受教※优势育※ 更 的高资” 工这个导机制传在中城镇劳国力动市 上场清晰存在 。1

59 0— 9179年人口 列队中 ,高中 业毕所者占比从 例19 上%升 48 到, 每%个年龄队列的 季度异差像受 育年限教差异一显样 著 结。图合 1可 以比较中美两 国人口 队的列高 中毕业 者分 处别于 91 % —8 % 4和 7 7—%95 %+段阶 。 从A K 91 的图 1 3-看 出 ,在其 观的 19察30 —1995 出年生队样列 本 , 中914 7—1 995 年生队列出人的口度间季育变异已经教明不了 显,于 是 , AK91 不再 使用19 05 1—599 列队 。从数 据的变 性异显和性著判断, 中国的 数据质 优量于美国 。 高 中毕 者业在人 口队 列 的详细中 布分 信 , 息报 告附 表于2 。中7 过经t 检验 , 个出三队生列的 大“及以专上”人 中 口 前,三季度生出与者四季度出第生者间 之 虚 ,假拟 设 工资“差异等不于0” 的 t 值别分 0为. 14 0 .、 18 0 . 47和。 据根位匿一审名人的建稿 :议如 果出季生 度受 教育年对限的影响会只续持到高中阶段, 么 , 可那以验大检及专上以体中 ,群 四季度第出者是否还生有显 的著教受优育 。势考虑到各种 会因社的“ 干素” ,扰作者 察 1观99 0 、年0200 和年 2050 数据的 年02 岁和 2 1队岁中列“ 第季四出度生本的专科在校” 的比生例 , 然后 “与高中 及 以者 上” 体比群较 发现 “ 本专, 科在校生 ”第中四季出生者度的例还比低于“略高中及以 群上” 体,这 说 出生明季度受教 对育的响影有没 过超高 阶中段。 这 个结两果可以除排具变工量结构与方程性误的项差关相, 此 因 工具,的外生是可信性 。的6

　

76

4 经 学济 ( 刊季

)第9卷

图2 出　生季度与从动移平均值(+ 2,- 2)中 到得受的教年育偏限 (差 轴纵位单 年):

第

2

期要武吴 :找阿寻米基德的 “ 杆”

杠

　675

3 　受图育教平和小时工水 资的关识系 别( 心黑实为第四点度观测季)

值

　

6 6

7

济 学 经(季 刊

)第9

五卷、 2SS L估计果结解释

由于 及K91 使用的经A方程可验能在误存 设 ,本文对其议建行进必要的 整:调 A 91K 没有直接使

用出季生度作工为具变量, 而是 出用生度乘季出以生 份形成交年互 。 在项扩展模型里 ,用又5 0州与 个3个 生出度季乘产生交相 项 互,排 除工性具数量多达最到1 08 。个但 简约程方中工具变的并量不越是 多好越: 一 方面, 一交互些项很可是无能效工具 (如冗余 具工) 等;另一面 , 过方的多互项交会减少教受年限在育不同出生度间的变季 异,导致 内生释解变 与量 具工 变量之 间 的 相 性 下 降关, 生弱 工产 具 问 。题 Doalnda ndNe wey ( 200) 使用1A 91 的数K 据(只 观 19察3 — 19039年 出生列队样本 ),分 析了 存在众在有效工多的前具下 , 如何提选择工变具的量量数问题。 在 础模型里基 ,本把出生文度直接作季为具变工 量然;后加交增项 ,互比 基较础型与扩展模模型 的估间计系数和检验计量 。 统本的经文方验程下如 8 :iE = X π + ∑ i iYcδ + cj+ ε i, Qij∑γ

c

j

1()( )2

l n iW =X i β + ∑Y i c ξc+ Eiρ μ + ,ic

其中 Ei 第为i 个 测者观受的育教限年;X i 是响影教育年限的受组一量 向 Q i; 为一组j虚变量 , 指出生拟第 j在 季度 j =1 ,(2 , 3) ,Y i 为一c组虚变量拟 ,代 是否表生在队列 出 中 ( c c=1, …, 10 , )W i在 为小时此 工资( K91A 采用工周资) , iμ为 构性 工结方资程的残差 。 在扩 展模型 里, 可 方 程 (在 )1 中增

加∑

∑ Y

cj

c

i

Qij θ j 项c 。 KA9 把所1在与出州生季和出生度年形份成交项 , 互为

因不同的州义务教法育可有能同的不容 内;国的立法中权仅中集中央政在 府 ,任何省 市都权无规自己定的 法定“动劳年” 龄, 用这使个互项交有没经依据验 按。 照AK1 9建的研究议线路, 作者同 报时告 OLS 估计和 2S L S估 计结 的并果进行对 。比控 制性解释量变别分 为出生队“列 ” 、“动劳者别性 、 ” 婚“状姻况 ” 及 所“省份”在 ;教育受限为 (年 被疑怀) 内生的释变量 解 工具变,量 “为出 生季”度, 及 “ 出生以度季” 与 “出生年 ”份的 交互 项。由于 出季度为虚 拟变生量, 排性除具工数量超的了内生解过变释 ,量存在 过度识别题问 与。 KA19不同的是 ,作 把男女都者纳入察范考围, 而是不仅定为限性男。 没有论或理者 验上的经据 依 认为,生季度出影响某个性只而别不响影一个的教育变异 。

另本采用更文洁简 的0— 1变量 ,第四度季出生为 者 1,其 季度他为0 ;将这 个 0—1 量变以出乘生份 , 年得到 交项 互 其。经验依是中据的升国学时( 9 间份)月 , 可更能影第四响度出生者季。

8

第2期

要吴武: 找阿寻米基 的 德“杠 ”

杆　 76

7由

“于年 -龄资工面” 呈抛剖线状 , 把物 “年 龄” 和 “龄平方年 ”为作控 变制量, 可以 控工制资化变年的效龄

应 , 但生队列出年与龄间高度共之线性, 本文的经方程中先不加入年龄及年龄平验项 方 ,然后再入加这变量些 比, 较育教报率是否发生变回 。 化从附表 可看出 3,增 了加“ 年龄 、 “ 年龄”平” 方并不改变教育后回率的报估计值 三。人组口列中 队 ,满都阶条足件秩条和件, 有欠识别没题 , 问在回分析结归中不再报告 L果M 检统验量计。 在每个 年龄 组回的归析中分 ,按都照家国计统提局供的权数行加进权回归。 在 存在工弱具的 件下 ,条 2SS 可能存L估计在差 偏 一,必个要矫的是调正估整计法 方 本 ,采用文L IM L 、F ULL E 和R B2S L 估计S。 5表 告报了19 50 195— 年9出生人口列队的归回分析果结 。第 (1 ) 列为9

OL S计估结果 ,教育受限年系的数 为0 .018 ,有 常非的标准差 。 小第( 2 )列

为

SL2 估S计 工具变量,为 0 — 变量 , 1第季四定度义为 1 ,三个前度季 0 为。模 恰好型别识 ,得到 的受育年限系数为 0教 .15 ,3标 准差 0. 0为43 显,著高于O LS 估计 值 第 。 () 列3每个出生将度处理为季拟虚变量 这, 时, 排除工性具 为 3个, 受 教育限年系的提高数到0 15. 9 标准,与 (差 )2一样 。 第 ( 4) 列采用 生年出与出份生度季( 0—1 )成交互形项 ,这时 ,排除 性具工数量为 10 的 个。受 教年育 限 的数系为 0. 1 56 ,介 于 ( 2) ( 和3)之 , 间标准差略 到降 . 003 1 第。( 5 列继续增)工具变量的数加量, 将生季度出 ( 个3) 上加出生 季与出度年份的生互交项( 27 )个 , 共3 0 排除性个具工 ,时这, 育回报系教 数提到高 . 016 。 1但该应指 出, (在 3 的基础上增)加互项交 ,时 无拒绝第二 季法 度 第三、度季分别与生出年份形的交成互为项余冗具工。 怀疑有弱工当问题具存时 , 改进估计在法是一个方行的经验策可 ( Ba略u me ta . , 2l07 0 H;nasneet al. , 2 00)6。第 ( ) 列保留6 3 个0除排性工具, 使用 限信息最大有似估然计法 方( LM LI) 这,时, 受教 年限育系数提到高0 . 1 6 ,8比 ( 5 )高 约 2出. 5百分个点 ,准标差提也高 到0 0.7 ;第 3 (7 采) 用F LULRE 估计10 , 受教年限系育数 为0. 1 48, 准标与差 ( 6 )同相 ;第 ( ) 列8用采整偏调 差 的2LS S估 (计B S2S ) L,受 教 年育 的限系数 为0 . 81 , 5标准差 为0 . 307。 (第 6 — ( )8)列结果的几没乎有差 异 。从这个列队的同估不计结果出看 ,无论 是 采广用矩估义还是计似然估 计 受,教育年的限系数显著高都 于OL S的估值 计。

K91 在作A S LS2 估计之前对还比了 OL S 和aldW估 计结果的, 发现 两个人组中 , 口估系数之间计差 的异在计上统显不著 。中而国三人个口组 的 Wl d a计估 系数, 分 别 为0. 18 0、0 . 102 和0 .28 ,0 都显 高 著 O于 LS 计估 , 值接更于近后

面的 2SL S 和IMLL 的 估计果 。结1 0 当采点用计时估, F lulre估 的表计现当优越 相 Fu。llre估 一计般采 A 用l pah= 1或 A lpha =4 。 者的前 计结估是果近无接差的 偏 ;者的估后计结果 SM E最小 。本文告报的结为果A lph a 1= 的结时果 。如果 使 “ 区用间计估”, 以采用条件似可然比法方 —— — CRL, 这个方法 为Mo er ir( a2030 )及 以Yo og 2(04)0 采所 。 用 CRL估 计结果的 LIM与 、LF LLEU 方R几法乎完一致 ,全在此未 报 。 D告naodl na Nde wy e (2001 )建还议用 偏差整调两型段阶小二最估计乘 B2S(LS ),这是 级估K的计一特种形式殊, 其公 为式k = /(T T- K2 + 2 ) 其, 中K2 工为具变的量数 。量9

　 786

经济 学 季 ()刊表 5回　归分结果析(1 ) ( 1590— 1599年 出人生口

) LOS (1 ) S 2LS( 2 0.) 15 3. 10440. 0 1 1 26 . 831016 38 . 2SLS (＊3) 0 .1 59 0 1.33 0 .15 3 012 .59 1 3 9. 1.3 32 60 .8126 . 0481 6. 049832 LS S (4 )0 15. 60. 31 8. 010 17 40 5. 120 .7 104 .362 . 03173 . 045882 S LS( 5) 0. 61 1.0 10 03.0 13 0 23 401 2.1. 4 223 . 534 0 76.100 . 9441LI M L(6) 0. 8610 .900 UF L (L7 ) 0. 184 0 .92

0

9卷

第

BS2L S (8)0. 18 5 0. 90

1

受育教限 年性(男 1= )有配(偶 1)=排除性 具变量 工: 测值 K-P 秩观W ad lF统计 S量- Y 临 值 :界5% 最相大对差 Ha偏snn e 统J量 计卡方P 值 MS E

.01 08 0. 1720 .02

6(

0. 010()0 03.)4(0. 04)( 0.3 01)3( . 0025() .00 3)(7 . 0307( 0) .37)0( 0. 005) (. 0550) (.0 055() 0. 50)( 00 0.0)(4 .0 06)1( .0 60)0(0. 061)-0 .00 9- . 0080- 0 .00 93 02. 4 103 88.2 1. 67 0. 833510. 52 7 3082. 0412 .2 21 .6 67 02. 82990 .265 30 2. 405 1—21 .7 0 5.08 23 0.2 2578( .00 1)( 01 0.33( )0 03.)3( 0. 300) 0. 025()(0. 036 ) (0.0 5)3(0. 306) 03 013 603 13601 3 006 1303 036 031 036103 03 601 0336

＊: 此处为 注 aWld 验目检参标最数大偏差小于0 . 1 , 第一阶时 段F值的临界值 。 未 示列省虚拟份出生和年虚份的值拟 括,内为号异差稳方健准误标 , 以下表同 。各

由于弱工具

是争论的点 焦,本文对 此进一步讨论 。 在作19 50— 919 5年出生 人口据中 数,是否 存在工具弱呢? 根 据 S tage r anidS tokc( 1997 )议的建经验法 则 只,有 1 个生内变时量, 一阶段回第归的 F值大 于10是个经 切割验点。 表 5 (第2) 列显 示的 F 统量计为 63. 8, 远 远超了过10 当;排除性具 工量为数 3 时, 一第段阶的 F统 计为 12量 . , 仍6过超了 01 。可以初 步断 判, 生季出不度是 “工具”弱。 经验方当程工具中量的变量数不时 , 这个经多法验 更适用则, 着工随具数目的增加, F值于 大0 1这经个验则法会出就较大现的 差 偏 。来 后 ,S toc-Yo go k 2(00) 4建议更加准确的识了办别法 ,量衡 S2 SL估 计现出大相最对差偏临的界 值:当有只1 个内生释解量变 和 个排3性工除时具, S2S L估计系数的差偏

不超 过 OLS估 计偏差 5 的 %的 时 ( )F临界值 13 为 .9 1 不超, 过0 %1时临的值为界9 . 08 , 这样一 来 ,第 ( 3 列的 F )可值以拒绝工 变量偏差具 过超10 %, 但不 能绝拒偏 超过差 5 %。 可 说以, 这 偏差个 经很已 小了。 第 (4) 的排列性工具变量增除加到1 0 ,个第 阶一的段F 统 量计则降下到 4. 51 , t SckoYogo- 议的最大建差偏超过 2不 0% F 值的为 .661 ,这时 , 弱工具的险风之随高了增 。随 着工具量的数变量增加 3到 个0 ,第 ( 5 )列 F的统 量计续继降下到 . 4 2 按,照S tock and Wa tso (n 0026) 建的测议量2SL S估 计差偏方的 ,法 F值近 2接时与 LO S计估的差会趋偏同 由于,O LS 估有更计小的标准 差, 这 时, 2S L S估计没已有何任优 势 。然既用 3 个0除排工具性会 致导工弱具题问, 第 (6) 改列用LIM L 法来方计 估 这时 ,,尽管 统计量不F ,变但 S o ck-tYog 建o的临议界却大幅度下降 值, 所以 , ILM 的L计估偏大差 为减 少 。 Hanesnet al .( 002) 发现 , 6在使用多众工具条件的下 利,用 uFllr

e第2

期

要吴武:寻找阿 基米 的德“ 杆”杠

　 76

(9197 7 建)的议计方估法能实也现似的类改 ,进第 (7 )列 报了 F告 U LL E 改 进后的结果 R,其 5 %临界 值有只 .22 6 ,这意着味 所估计,系数最大的对相偏差 超不过5 %。 在 ( 3) —第 ( ) 8列 中 ,工变量具数超量了过生内释变量解, 但 度过 识检别的 验 J统量计都显不 著, 不在存过度识别问题 , 即无法绝拒方中的程工具变量 都有效是 。 不难的发现, 在S2L S 估计( 第 2— 5 列) 中 随着排,性 工具的除加增, 第一段阶 的F 统量不计断降 下。由此 推断, A91 之所K以出现弱工具 题 ,问除 了数本据身少缺出季生间的度教变异育 外, 一个另因是使 原用了过的工多变量 具( 型模设误 ,)其他经 济家学的研结论究中也实了这证一 点( Imb ns e, 206 0;H a hn na dHau sman , 20 30 ) 在四个工。数量具合下组, 哪 个 ( SLS ) 2方最程适呢宜? o nDldaand Nwee y 2(00)1 议建选择构性结程方中 SE M小最的那个, 以看可 ,出第 ( 2) 列的 M SE 最小 , 时这, 教育回 报系 为 0数 .153, 而且可以非常确 信拒地绝弱具 工。表 6 告了 报190 6—1699年 出队列中生各模的型归结回 果 每,的解列变 量和释工变具组量与表合 一5致 第。( ) 1列 OL 的 估计S结果示 显, 教育受 年限系的为 0数. 1 2, 统上显计 。著第 ( 2) 列采 2用LS S估计法 方 排除,工性具 为1 个 , 受教 育限的年系数 0为. 159 ,这 时 第,一段的 阶 F计统为 量4 ,9显 然 为工强 ;具当使用 的排性工具除数为 3 个量 时 ( 第 列3 ), 第阶一段的 F统 计下量降到 91 .0 3,大于经验切 割 点1 , 也大0 于St okc-o go 提Y的 出V I最大 对偏相差5 的临%界 值31. 9 1, 所 以, 仍

可以常确非信地拒绝工弱具 。

6表 　回归析分果(结2 ( 19)06— 9691年出生 人口)

OS ( L) 1教受年育限 男性( 1 = 有)偶(=配1) 具变工数量 : 观值测K P-秩 aWl d F统计 量SY- 临值 界 : %5大最对偏相差 Hnsan eJ 统计 卡方 P量 值 MSE 2 SSL( 2 ) S2L S( 3) S2L S 4() 2LS S( 5)L I ML (6 F)ULL( 7 )2SBSL ( )8

0. 10 20 15. 0.9 16 80 .51 08 1.550 . 87 01 .86 10.18 7 (0 00.)( 1.0030 )( 0 .028 )( 0. 0 42 () . 001) 2(0 .042 )( . 040)1 (. 0420 )0. 2 66 .02 83 0.232 0 . 392 . 241 0.0 1280 .2 1 90.21 8 (0 .00)3(0 . 220)( 0 .02 )0 0( .180 ()0. 10)6( 0. 300)(0. 03 )( 0.0 00 3 )0 0.33 0 0.20 0.0 7 10. 20 00 .2100 .01 01 .10 1 .0 105 0( . 008)0 0. 0(1 3) (0 0.3)1( . 0021)( 0 . 01) 1 (.001 )6 (.0 106) (.0 06 ) 113 1 03 0303 030 17 9502 1795 20 71 529 1790520 179 52 0 17 590 129752 017952 049 0. 49 .1 30 7 .64 3. 2 3.9 9 23 2. 9. 293 ＊13 . 91 20 7.4 2 . 4213 .88 2 .2 6 —61 3. 80. 634 0 .728 5. 4300 65 . 148 1. 087 0.042 2 546. 089 . 0109 50. 412 243 .36 40. 0415 .0 4235 34. 5 62 43. 4 0 7.00 4040 .0 147 0. 409 5 . 4502

50.4233

＊

处为此W l a 检验d标目参数大偏差小最于0 . 注 : 时1 第,一段 阶F 值临的界值 。

第( ) 4增加工具列变量数的达到量 0 1个 ,受 育年限教系的数 与( )2基 本 致一 ,标 准差略下有 降 ,但第一段的 阶 F计量迅速下统降到 7 4.6 ,小于 经 切验点割 1 0,而 且 小于 ,t Scok-o goY提 出 I的V 大最相偏差对 2 0 的%界值临

　

68

0

经济 学 季 (刊)

第9

卷

1 . 19 4 ,不能绝弱拒具 工 。但们注我意 , 这到时 检J验 p的 值为0 08.7 ,味意 着型模能可存在过度识别。 第 (5) 的结列显示果 , 除性排具变工量加增 30到 个 时,教 育限年的系数与 ( ) 2— 4( )几乎没有别 , 但第一区段阶的F 计统下量降 3 到.2 , 弱9工具问 题常非显 明 但模,型时面临此过度识别的问也更题重 严 即一些,工变 量可能具是不适的工具 合 ,应考虑该使较少用具时的回工结归果。 在型中使 模用30 个排 除性工具的 条 下件 采用, LIM L得到 的 系为数0 . 1 8 7 ,FU L ER 估L的系计为 数. 018 6 ,2SB L S计的估系为数 0 .187 , 计值估和 标差几准乎全完致 。一 在 196 0 —969 年1出队列生中, 第(2) — (5) 的列 教系育数很都近接, 因 第 为 4) ( ( —5 列存)过在识度别问题 那, 么 ,剩 下的模型里 在 第 ,( ) 列2的M SE 最值 小 ,教育受年限系的为数0 . 1 5 。 9 在961 —19609 年出队列中 生, S2SL、 LM LI F、U L L ER和 B2 LSS估 计得到的教育受年限系数 ,显都著于高 O SL估计 值,改进估计方法 后系数都的高 于2S LS 估计值 。 7 表告报了样模同型设定式形的下1 790— 971 9出生队列年的回归结果。 OL 估S计的教育系数为0. 221, 前与的出面 生列队接 。近从 第(2) — ( ) 5的结果列看出, 依 增次工具加量的变

数量时, 教受年限系育几数没有乎差异, 在都0. 41左 右。虽然大于 O SL 的估值计 0 .122 , 却但小于略前出生面列队 估计值 的 第一。阶段的 统计量同样随F工具数量的着增加下降 而,但 当除排 工性具增到 10 时 加, 值为 F18 .77 仍然高,经验切割点于10 , 低 S于 otck-Y og 建议o的大相最偏对 差5% 临界 值02 . 74。 当排 除工具达性 到30 时个, 2SL S估 计 第的一段 F阶 下值降 7 到 13.8, 工弱具风险高 。升 用采 IMLL F、 UL ELR 和

表 7 回归分析结　果 3() 197( —019 97年 出生人)

O LS (口1 ). 122 20S S L(2) .014 2S2LS ( 3 )0.1 932S LS ( 4) 0 . 431 S2 S L ()50 140. LIM L (6) 0 1.24 UFL L( 7 )0 1.42B2 S S L(8 ) 0 . 42

受1教年限 男性育 (=1 有配)(偶=) 1排除工性变具量: 测值 K观P- 秩 aWd F 统计l 量tocS k- Ygo 检验o临值 :界 5最大相对%偏差 aHnens J 计统量卡 方 P 值M SE

0(.001 ) 0. (016 )(0 . 05)1( 0 .0 51) (0 0.1)4 0.( 106) (0 .160) (. 001) 60 .24 40 .21 04. 24 10 2.14 . 20140. 2 140 . 4210 .412( 0 00. ) ( 0.30 4)0 (0 .0 4)0( .0 004 )( 0 00.)4( 0. 0 04)( 0 .004 ) 0(.004) -0. 1040 .001 0 -.0 01 .0 0200. 0 0 0.0 010 . 000 1. 000 1 (0 005.) ( . 0012 ( )0. 120 ) (0 0.1 )2( 0. 101)( 0 .01 3 )(0 0.1)3 ( 0. 013 )11 79 8851 8 .6 06 761. 38 3 ＊791885 5 7 .03 83 1 .9 2. 17990 22.550. 355 106 1798 8 518. 77 2 . 047 2 87.9 . 06899 0 3.7603 1097 88 75. 18 23 . 42123 . 0 9 50 .773 80.3 66030 719 858 7 13. 83 .8 283. 0 7 00. 76270. 36 683 0791 8587 .1 8 23. 62 2 3 0.09 . 7706 10 36.6830 19 7858 . 137 —823 .037 . 7049 07. 6683

0.

36 65

＊

此处 为Wa dl 检验标目参最数大偏差于 0 .小 注 :1时 , 第一 阶段F 值的临界 。

值

2第期

吴要

:武寻阿找米德 基 “ 的杠杆

” 　68

1B

S2L S方法 得的到数都系 是. 1024, 与 2S S L方法到的结果得乎没有几差 。异在 有所 的S2LS 估计方程中 , J 验检结显示果, 不 存在过度别识问题。 通 比 过 , 发较第 ( 现) 列3的 MES 数最小 ,值 这 时 排除,性工数量具为 3个, 受教育年限的系 数 0 . 为319。 把表 5— 表 7 的 结联系起果来 证实了,本文假的说: 数据质改善会量降低 弱具风险 工。在每 个对应一型中模 1,90 —1779 9年人组口的第一段 阶 F统 计都大量 于9160— 1699年人 组口值的 而 ,169 —1960 年人口组的9 F 计量又 统大 于9510 — 915 9年口人组的 值 这。证了验文的本论推: 当中高毕者业各个在 人队口列中比例渐次提高并的向 50 %近时逼, 出生 度间季教育的异变会渐 11 逐增从而大减弱工轻风具 。险 模型增加了中“ 龄” 和 年 “年龄方 ” 平及 “以 市规城”模 等制性控量时 ,变 各的第一阶列段归的 回 F计量统有所降 下 但受 教育年,限系数乎没有几变 化,而 且 ,第 阶段一回归 F的统 量也同样计着人随口队 的列进而演次

渐提高 见附(表3 )。 顾回一 下S atgiera n dSt ock( 9971 )表 在 2报告的中美国1 40 9 1—994 年生出列的回队归结果 ,更证印了文本论 断的:美国 数据的质越来量差 , 越即改进使估方法计也法无到得稳健一的系致数 。与国 19美40 1—949年 出生队的列估值计烈波动剧相比 , 国中这三组队列的估计 结果是都稳 、 一健且与致经相吻合验 的。因 此 本文,以可确地断信言 : 中的数国据质高于量美国 , “出生 季度”在中国是 强个具工变量, 其尤在是 1709 —1799 年队中 。列本文另一 的是目清弄中城镇劳国动力场上市教的育报回 。率如果 工变具 足量弱够, 么 那, 2 LSS 估计果结偏的 就会与 O差S L差趋同 , 前偏文看到, 19在05— 1996 年列队 , 即使在工中变量达具 到30个 时 ,SL S2 估结计果乎似更 近接L MIL 估计方式等结果的, 没有而 O与L S果趋同 。 结SL2S和 其他估计 式方结果存在明的显的异差。 当工具变都有效量时, 论是采无用 S LS 2估计 是其他估还计形式 ,都要评需估少多工数具量是才最优 的经验程 方,因 , 本文把此同估不形式计 、 不同工具数量下组的 合SME 数值 , 报告在表 8 中 。 后然据最根化的小M SE 选择最宜适的经方验程 ,告了三报人口队列个中组受 教的育系 , 数见各个口人队组列窗格下的 “ 受面教育年限系”数 行。 显然 , 同一人在队列组中 口,不同方法得 出估的计数系是非常接近的 ;在都三人个口 列组队间 之 教育收益,率稳定在1 3. 9—%1 5. 9 %。

依照位审一稿人的议建, 作者还分别较比了“ 三 人个口 队和列不同 具工 数”量下的“ A R-Wa ld 验 F 值检”、 “A-R Wald 验卡检方” 和“值 tS ock-Wr githL MS统计 量卡方” 值, 现发在每种工具变 组量合 下 , 着 人口队列演进随, 三个这标指都在续增持大。

1

1

　 86

经2济 学 ( 季刊)表 　不同8具数工时量 的M ES及最优化工具时 教育的收率

益

9第卷

工具

变组合量 1Q 3Q Q 1＊ QY3 ＊ +YQ 受3育年限教数

系工数具 1量3 10 3 0最优 K- ah

Mt SE 2SL S150 9 19—9 50 .416 0.8 893 04.4 88 50 49.110 .517 2(0 . 3083 1)60 9— 169

9M

SE IML 0L 4816 0..4 96 5.050 5 02 .285 7.01 257 0.(0 383 0. )423 0.3 341 01.4305 0. 452 3 0.1 588( 0 . 3000 ). 03656 0 .657 3. 067130 .36 8 06. 3891 (0 . 1056

)

M E BSS2L 0.S4816 0 4953. .0 540 8.05 28 7.015 2 7( 0. 033) 80 .43230. 43 060 43.6 00.4 255 . 15808 ( 0 .0300 )0 .665 0. 3653 7. 306170 .3668 0 .138 9( 0 .105)6

M

SE FULL 0. 48070. 49 3 90 .03150. 5 62 5. 05117( 0 . 0331 )0 422. 09 .43500 .2949 . 400950 15.8 2 (0 029.5 )0. 36650. 36 75 0 3.617 .0 636 08. 3189 ( 0. 1055)

Q1 Q3

Q1＊ YQ 3＊Y +Q 3 受 教年育系数限

1 3

1 300最优 Kha-

0.t 423 03 .436 0.042 25 .0 209 0. 1545 (5 . 02031 1)97 —01 979

Q 1Q Q3 ＊Y Q 3 ＊Y +Q 31

受教年限育数

系

13 013 0最 优-Kht

a0

.635 60 .653 50. 673 00 3660 0. 13.87( 0 0.135)

六、结 　　 论

“ 给我个立一之足和一根处够长的足杠杆, 我就 以撬动可地球 ” 。阿基 德米自在然永界远不也可能到的找杠 杆 ,在经学家济手中成现实 为在分:析观测 性据数时 ,工具 变成为量有强的力杆杠 。 但经济学也家须必清 :他楚既有立 足处 之—— 有—效工具, 其杠杆 足又长够— —— 工具强 。今 天,经济 计量家 在学弱具工领域的不懈探索和取得所最的新就 ,成使 们对驱散笼罩在工具变我量分析 顶的不头确性定阴云逐增强渐信了心。 本的研文显示 究 ,然虽中美间有着之同的社不文会化景 ,背 “ 出生季但度不同 ※ 受 育教限年差 ※工异差异资 这个传导”制机在中国劳动力市场同上 清样晰在存。 在 美 ,国由 普于及高了阶中的教段 育,不 出同季度生之间很 少有者受教年育的限异 变 出,季度因生而为成个弱工具一; 中 国尚未因及高 中教育普 不,同出的生度带来了更大季的受育年限变教 异 因而,为一成强个工 。 从具据角数度看, 是 否为工弱具接直决于高取升中学高率 , 低而背反后映 的却一个国家是所处发的展阶段国民受或教水育 平 作者。测 ,推 他处于其 相发展阶同段的国家 , 出季生可度能样是个强同工 具。 相 , 反那些普及在高

了

第2

期

要吴 武:寻阿基米德找 的“ 杠杆”

　

68

3中阶段教育的其发他国达 ,家 生出度季能也可同样是弱工 具 A。K91使 用2 SLS得 的估到计数与 O系LS没有 著差异 ,显 样本但更的 中国少数却据得了出完不全的结同论 : ()在所有人口1列队中, SLS2 估计结 的都果著高于 O显 L S计估 ,值改 进估计法后方差似乎距大更, 这意味着 , O LS 估 计可严重低估了劳动力能场市的教育上益率 。( 2)收于由中国所的发展阶处段 和特殊的入学试制考度, 中入学高率徘徊在20 %50 —%之间 , 在此范 围 内, 生出度季对入高升中决的有策显著响影 ,从 本的文析结分果 看,可以排 除 工弱具 ,至少与 美国相是强比具 。工(3) 随着由而远近生队出列中高学率日入 益提 (高 于 趋50% ) , 出生 度作季具变工量时第阶段回一中的 归F统 计也量 续提高 , 可持以非在常高的置水信平上拒绝工具假设弱 。对验经分析 说来 ,两 个最 重 要的 条 件 是“ 数 质量 ”据 和 模“型 设 ”定( Angr st ite l a. ,20 60) 。 由美国于 140 年以9后生出队列的教育受平进一步水 高 , “提 据数量” 质变得更差 即使改,进模设定型和改善估计法 , 方据质量数问题仍 无法解 , 后决来文显示献 ,经 济计量学家不而约同都弃抛了 1940 年以 后出生队的数列据。 本 使用中国人口文据数并出了得

不同研究结的 , 论得 本研究区别于使有已文 献“:出生季度 本身并不是”一弱工个具 ,型设定模和数 据量才质得使“ 出 生季” 度在美变成国了工弱具。 什为要格外么注 “关数 质量” ?据 相本文给出信一了个答回: “ 数据量质 ”是经分析验中法无代的替关因键素, 事从经分析的经验学济家应关注都这个问题 , 只 有经对数验不断据强 、调重视 应用 和 ,验经分析可能在才中经济 学国研中真究正为主成 ,流 才可阻能止更多学的者跌入 李嘉图恶习” 的陷阱“ — 中— —复用杂数的学推导来遮 “ 掩澡中盆没婴儿有” 12 尴尬的 这对。动中推经国济学 究来研说, 尤具实现意 。 义附　表 附

表 1　在校率差异 ( iff-IDn-iDff 结)

果出生度季 生出份 前三年季 ( 1度 19)9 0年 193 7(1) 1 974( ) 2差异( )1 (2)0 .5 8 (2 0. 030 0. )78 1 0(. 03) -00. 31 (60 004). .064 (80. 00)40 . 770 (0 0.40)-0 . 1 2 2( 0 006. )-0. 06 6 0.(0 5) 00-. 01 5 0.(0 50 )0 . 0-14 (0. 0 70 )第四季 (度2 )

单位

%:差

异 1) (( 2

)无论经学( Econ济 moic s) 是还济经计 学量 E(cnomot eric s ),最终关注的 永 远是 都济事实 经或济现 象 经(E co) ,n 才这是 “澡盆中婴儿” 。的

12

　684

经

济 学 (季 )刊

第卷9(

表续)

出

生度季 生年出 份前季度 三( 1) 0250 19年9 8(1 )9109 () 2异差( 1) (2 )0. 7 72( . 002)0 . 806 0(0 0.2)0 0-. 13 ( 03 003.)0 .77 ( 7.000 3) 0 .98 (1 . 003)0 0- .114( . 004)0 第四季 ( 度)

2差

异 (1 )( 2) - .0 050 (0 . 04) 00 -. 031 (.000 3 -)0. 09 1(0 . 004)

资料来5 :源 9901年人口 普查据数和 0052年 1 人%普口查据数。

附 表2　高 毕中及业上以者在不出生队列中同比例的

生年份 出15091 9151 95 21953 914 1595 5159 1967 1958 51995 916 1096 116921 9631964 前 季度三 .01 1 ( 09 .004) . 0199 (0. 00 ) 4.019 6 ( .0004 )0. 25 ( 02. 004)0. 64 2( 0 004.)0 .30 2 ( . 0004)0. 43 5 (.0 00)40. 381 ( 0 .040)0 . 40 9 (0. 04)0 .0 42 ( 4. 000)50. 4 6 5(0 .00 4 0) 4.83( 0 . 005 )0.443 ( 0. 00) 4.0 41 ( 08 .030)0. 935( . 004) 0注 括:号为内标差准 。第四 度 0. 季197 (0 . 07)00 .221 0. 00() 0.7 23 (1 . 0060 ). 0427( 0. 006 0.)2 94 ( 0 0.60) 0.3 4 (0 0 00.7)0. 3 60 (0. 07)0 . 0074 (0 .00) 7.04 1 4 0( 0.7)0 0 .47 1 0.(0 08) . 508 (0 0.0 08 0). 954( .00 08)0 46. 3(0 0.06)0 .274( 0. 060 )0 .386 (. 006) 差异0 -0. 06 0( 0.0 0) 8-0 01. 3 0(. 008)-0 .0 71( 0. 0 7) 0-0 .0 3 2 (. 007) -00. 003 (0. 07)0 0-. 03 9( . 0008 )0 - 0.4 1 (0 .00) 8- . 006 ( 02. 008 )-0. 05 (0 0 .08) 00-. 0 9 2(0 .0 09 -) . 0430 0( 0.10) -0 .0 1 3( . 0100 )- . 0200( 0 .07)0 - . 009 0 (0. 070 ). 0090 (.0 00) 1979 1978 791771 7591 96 1974 79137 917 219711 97019 9 61697 1986 916 出生6年 份1956 前三季度 0 349.( 0 . 040) 0 .293 0.(00 4)0. 319 (0 .00)40 .3 53( . 0003 )0 3.8 ( 50 00.4) .03 8 6( .0003) 0. 3 9 ( 0. 0047 0.) 39 (80. 040 ). 040

5 (0 .040) 0.4 30( 0 .040 0) 421.( 0. 040)0 .43 6(0. 0 40)0. 417 ( 0. 04)0 .04 83( 0. 040) . 0748 (. 004)0 第季度四 .0 315( 0. 00)60 3.53( 0.0 6) 00 .52 ( 3.000 )60. 369 0. (060)0 . 73 0( . 0060 0.)3 94( 0 .006 0) 4.0 2 (0. 06) 00. 14 ( 40.00 )60 .424 (0. 006) 0 .4 24 0. 006()0 . 457( 0. 0 60 0) 4.8 (20. 00 7 0).4 9 ( 80 .007 0. 5)52 (0. 07)00 . 529 (0 007.)

单

:位 %

差 异-0. 002 (0. 070) 0 .-025 ( 0 .007 )-0 .033 (0 .00)7-0 .0 6 1( .0 00)6 -0 .012( 0. 07)0- 0 02. ( 0.60 07)-0 . 20 ( 0.3 07) -00. 025 ( . 0007) -0 .0 1 9( . 000) 70 .-0 1 2(0. 007) - . 0036( 0. 0 0) -70 .0 4 5 0(. 08)0- 0 0.72 (0 0.8) -00. 402 ( 0. 008) - .0 05 0 (. 008)0

第

2

吴期武 :要寻找基阿德米 的 杠“杆”附 3表　 不同出队列生的回归 果结相和信关息O

SL( 1) 2S S L 2( )0 1.94 22 .345 .0 40770 .139 4 2.3 330 .39570. 11 6 .0 042 30 .50 170. 86 3.0 513 40. 614 3S 2L ( 3S) 0.15 67. 78 90. 4 78 20.145 9 .3 0.940 6 30 .14425 838.0. 3 8052SL (S 4 ).01 9 4.2 868 0 4.79 0.013 41 8.09 0.4 0020 1.158. 296 0. 61932S S ( L)50 . 51 1. 35 0.74 734 0.126 2. 21 0. 6399 8. 1043 3.7 63 .03 765LIM L () 06.1 6 18.75 .052 940. 159 2. 2610. 145 06.14 39. 7630. 360 8F U LL 7( )0 .81 41 7.50 . 251 00 .15 27 .61 0.24 105 0 .41 39 7.63 . 0360

　7685

BS L2S( 8)0 1.86 1. 7 0.5 2564 0.160 2.39 .0 47540. 14 9.37 6 .0 638

0195

— 01599 教受育年限 -K PF 统量 计MSE 916 0— 1699 受育教限 K年P F-统 计量 M ES1970 —1 799受 育教限年 KP- F统 计 M 量S

E0

. 101

(

0 0.10) (0. 044) ( 0. 034 ( ).0 390 ()0 .092 )(0 . 005 ) (0.049 ( 0.)0 51) 0 44.5 01. 131

(0 0.01 ()0. 024 ()0 .040) 0(.0 1) 3 0(.026 ()0 .092 )(0 .88)0 (0 .049)

(

0. 00) 1 0. 0(2)4( .0 23)0( 0. 20)2 ( 0 0.91 ) (0 .24)0 0( 0.42)( 0. 20)4

参文献

[考 ] 1[2 ]A nrig st , J ., nda A. K rue erg , D oe“ soCm uplsryo S hocl Aot tendan ceA ffec S th ocoling na dEa r inngs ” Q?ua terr l Jouy nrlao Ecfnomicos, 191 , 1069( ) , 974 —9 011 .4A nrgist ,J. ,and A .K ueregr , “Emprical Sit ra tgeeisi LabornEco onicsm” ,Cahpet r32in A s hefne letr ,O . a,d Dn .aCrd( e d .) ,Hndaobok o LaborfEc onomci s v,lo meu3 . lsEeiver, 199 ,912 77— 1366 .[ 3] A ngr sit, J . , ndaA . Kr uegre ,“ Ints urmen altV aiarble snda hteSe rcah orf den tifIi act oin Fr:moS u ppyla ndD eman dto Ntua ar Elpexr mintes” ,J o runa olf Ec nooi mc Pres ecpitv es, 2001, 5( 41 ),69 —8 5 . [4 [] 5][ 6 ]A nrgi ts, .J ,D Blau., A . aFlk ,J .R boi , annd C .T ber a, “H o t o Dow mEiricpal Ecoonmis”c ,nvIest i gciones aEocón mcia s ,0260 ,3 0 (2 ) 1,97 2—6 .0B um ,aC . ,M . cSafh fre, a dn S. tSil mln a,“ E hnacnd Reotuines for I s ntr um n tal V are abiles / GM ME tsim taon aidn esti Tng”, oB sontC ollge eEconmo csiW rkoing Pap reN o. 6 7 6,20 70 . ouBdn, J ., D J.egar ,e ndaR .aBk er, “ P oblersmwi t hIsn rtmeun tl a Varabil seEs tmiaiton w hen t

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　686

经 济

学( 季 )刊

第

9

卷

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Saecringh ofr tehAr hcmedise Levre I: Quartsre-f-BoithrRea llyA Wak InstrueemnatlVar iabl e?

YAO WUW

U

( Chinsee cAdame yof oScia lS ienccs)eAb

tsactr U　s ng iht e1 %p oulatpoin amples usvre yd at naweyl collceted i 2n005, t ihs papre answe s r atehoret cil qau setion hatt attacrs talb o ecorno msit asd minr co -eonomctriecaisn: siqu rtear o-f-bi rh trelay l waaek intsrmu etaln avrablie ? Ind veleope dountcre isw ehre v re fyw ieniv iddalu sd ono tfi insh ihg hchso ol, t e ehfeft oc qufar ter - ofb-r ith on the v riataion foe dcatiunois vre y malsl T h.su, t e hporbelm f quortar-oef-bi rthbei n a gwek iasntruemtnapp er as H.ow vee ,r nidev leoinpg cunotier s , o rme ht naha l fof hte opulpait no odno t ente righ hsco ol . hAs a r selt u ,uqra tre -f-biotrh do ess gi nficianlytaf ec tf tehv riatiao nnieducatio an a lttaimnensta dns er ve ss aas ro tngin stumerntl va aiarble .eyK oWdsr　I nstr umntal e Vaiarbe ,l eWa Iksnr utenmts, R etr n utoEduc taon JEiLCl ssificaaiot　nJ01 , J4 ,2 C51, C31