二战期间日本工人阶级家庭的消费平滑

LCFWreport在这方面特别有用，因为它调查了有家庭的工厂工人家庭，这些家庭的户主每月收入超过30日元，这意味着没有技能的单身工厂工人不包括在RLR样本中。它还记录了每月的住房收入和支出以及家庭规模，从而可以与我的样本进行直接比较。此外，它调查了所有具有代表性的大城市以及一些较小的城市，从而使我能够以与表2面板a相同的方式进行比较。考虑到这些优势，就规模和地区而言，LCFW是这一时期工厂工人家庭的最佳可用调查。表2的B组显示了每月家庭收入、支出和家庭规模的平均值。为了确保精确的比较，我将RLR样本削减到82户，满足LCFW的抽样标准，并将其限制在2月和3月，以匹配LCFW的调查月份。表2 B组第（1）–（3）列提供了证据，证明RLR样本可以近似于中西部和中东地区代表性大城市的家庭收入、支出和家庭规模的平均值，如同一表A组所示。尽管中部和西南地区的一些小城市的数据显示出与大城市相似的值，但名古屋的月支出（82.02日元）和西南地区的家庭规模（5.08日元）与RLR样本的数据相差甚远，这意味着两个地区的家庭表现出不同于代表性大城市的消费行为。LCFW的全面性可能是因为它是一项系统设计的调查，旨在为规划初始健康保险法案提供可靠的参考资料（Tada 1991b，p。

7).到目前为止，我已经使用从人口普查和官方住户调查中获得的一组可靠统计数据调查了我的分析样本的选择性。综上所述，本研究的主要目标是大阪有家庭的工厂工人家庭（即，非非非熟练工人家庭和单人工厂工人家庭或贫困家庭）。然而，考虑到部门和家庭特征的相似性，可以将工厂工人家庭和其他大城市的家庭视为第二个目标，尽管要谨慎地调整RLR样本的结果。3.2变量和测量本研究使用的关键数据为每月家庭消费和收入。在本小节中，我简要描述了数据可用性并阐明了其局限性。RLR报告了10个消费子类别：食品、住房、公用事业、家具、服装、教育、医疗、娱乐、交通和杂项。其他支出分为纳税、清算和储蓄。相反，incomeis分为六类：头、妻子、孩子、其他、借用和杂项。RLR文件中没有对每个类别的详细信息进行充分描述，尽管大多数分类都是简单易懂的。然而，RLR的最终报告描述了一些子类别的示例项目，这可能有助于解释结果（大阪市劳动研究局，1921年，第22-27页）。在消费类别中，服装类别包括服装和床上用品费用，教育类别包括学费和玩具费用。收入不足，利息类别为借款和杂项。借款类别包括来自贷款机构的资金，而杂项类别包括来自储蓄和礼品的资金。

因此，我将杂项类别重命名为savingsandgives类别。“其他”类别包括其他家庭成员的收入（即除户主、妻子和子女以外的收入）和食宿收入。然而，这一子类别可以忽略不计，因为它在几乎所有家庭中都为零。数据质量被认为非常高，可以进行定量分析。调查人员走访了所有家庭，并指示他们每个月检查一次或两次账簿，保持调查的质量（Tada 1991a，第11-12页）。因此，懒惰的受访者不太可能简单地复制和粘贴条目，而不是记录每次购买。然而，如果确实发生这种重复，那么在调查期间，报告的费用将采用相同的值。为了测试这一潜在问题，我检查了食品费用的第一个差异值是否对所有家庭都有足够的差异。食品类别是这项工作中最有用的类别，因为它需要仔细的簿记来分类许多杂货项目；此外，食品支出占总支出的比例最大，而且由于季节性和价格变化，差异很大。我发现三个家庭的观察值在连续两个月内相同，仅占所有观察值的0.16%。这支持了消费计量不太可能包含计量误差的证据，这反过来又确保了数据的高质量。3.3家庭收入和支出趋势在开始实证分析之前，我检查了数据与宏观经济趋势和季节性的一致性，以及特殊收入冲击的变化。图1a显示了抽样期间每月收入和支出的增长情况。

这些趋势与第一次世界大战后生活水平的提高是一致的（Nakamura和Odaka 1989，第36-37页）。人们可能想知道，收入的这种上升趋势是否表明，家庭储蓄更多，债务更少，因此更适合应对冲击。然而，样本期内的适度通货膨胀部分抵消了上升趋势带来的好处。此外，图1a表明，1920年4月后收入和支出都有所下降。这一趋势反映了1920年3月日本战后的经济衰退（武田2002，第9-11页）。因此，我的样本期不仅包括好时期，也包括坏时期，这应该有助于分析家庭风险应对行为的交易环境。接下来，我研究了特质冲击的季节性和变化。图1b显示了收入减去支出的数量。1919年12月明显观察到季节性，具有固定和/或审查性质的类别不适合进行此类测试。例如，住房费用很少变化，因为租金可能固定。同样，在一些家庭中，教育和交通费用往往为零，因为在没有孩子的家庭和步行通勤的家庭中，教育和交通费用都不应该被忽视。日本银行（1986年，第436-438页）指出，从1919年到1920年1月，物价上涨了约4%：12月收入和支出都急剧增长。尽管收入和支出之间的差异很大程度上是正的，但却在不断变化，但由于劳动力收入和消费支出通常在12月份增加，为迎接新年活动和传统，因此1月份的净收入在统计学上显著为负。工人们还休了新年假期，这可能会大大减少他们的收入。

图1c显示了家庭收入第一个差异对第一个未聚合收入差异的回归得出的残差的方块图和胡须图，近似于样本期内特质冲击的变化。如图所示，收入大幅波动的月份（即12月和1月）的收入冲击更为明显，与图1b中的结果一致。此外，3月和4月的冲击相对较大，也就是经济衰退开始后不久。总而言之，我对收入和支出的衡量反映了宏观经济趋势。这支持了RLR样本可以代表历史经济趋势的证据。我的估计策略（我将在下一节中解释）通过使用月-年固定效应控制上述宏观经济趋势和季节性，捕获样本期内收入的特质变化。4全面风险分担如果风险在一个经济体中得到有效分担，个人消费应不受收入特殊变化的影响。在这一节中，我检验了完全风险分担的假设，以分析当时是否有效地分担了风险，以及哪类消费对冲击具有鲁棒性。4.1估计策略为了推导实证规范来检验假设，我回顾了在1920年之前，在一个简单的封闭交易所中，任何内部帕累托效率分配都需要完全风险分担，而同期RLR家庭的家庭支出总额增长约为6%。《梅斯精神经济学》（1991）和《科克伦精神经济学》（1991）。在线附录A描述了规范的来源。

综上所述，家庭i在时间t中的规格可以描述为：log ci，t- 日志ci，t-1=α（对数cat- 日志cat-1） +α（对数yi，t- 对数yi，t-1) + i、 t，（1）其中log（ci，t/ci，t-1） ，日志（cat/cat-1） ，和log（yi，t/yi，t-1） 分别是住户消费、总消费和家庭收入的增长率。这是一个干扰术语，既包括影响住户水平消费的时变偏好冲击，也包括数据中的测量误差。该增长规范（1）假设消费的总体衡量指标能够捕捉宏观经济冲击。然而，该模型中的总消费是针对制造业家庭的，来自一个可能有偏差的样本，这使得α的解释存在问题。为了解决这个问题，我使用了双向固定效应模型，而不是第一个差异模型。继Cochrane（1991）和Ravallion and Chaudhuri（1997）之后，该规范可以简化如下：log ci，t=θlog yi，t+xi，tψ+ui+φt+ui，t，（2）其中ci，是消费，yi，是可支配收入，uiis是家庭固定效应，φ是月-年固定效应，uit是随机误差项。θ的估计值是收入弹性，因为家庭特定的不可观察因素，如永久收入和偏好，被家庭固定效应捕获；此外，宏观经济冲击以及包括季节性在内的趋势通过使用月-年效应进行控制。为了改进识别，我将观察到的家庭特征（xi，t）纳入表3的C组中，以控制住户消费的潜在偏好变化。根据文献中的经验设置，我使用对数可支配收入作为收入冲击变量（Cochrane 1991）。

通过使用负收入冲击的指标变量分析替代规范，我确认我的主要结果来自负收入冲击。在线附录表C.1给出了结果。在所有回归中，家庭规模控制与四分之一假人相互作用，以允许在样本期内家庭结构发生不可观察的变化。Lewis（1996）指出，4.2描述性分析为了对消费平滑化有一些了解，我首先调查了消费和收入变化之间的原始关系。图2a和2b分别显示了月度可支配收入和支出的对数差异分布。可支配收入记录的变化范围约为-2.5至2.0，而支出日志的变化范围约为-1.5至1.5，表明收入冲击在一定程度上得到了缓解。这里的一个重要事实是，这些特殊冲击是短期（临时）冲击，而不是长期（持续）冲击。事实上，大多数面临可支配收入下降的家庭在下个月都有所恢复，这表明这些冲击是由暂时性疾病和/或失业引起的，而不是慢性疾病或长期失业。特殊冲击的这一特征使SME能够检查家庭的短期反应。图2c描述了月度支出和可支配收入的对数差异之间的关系，显示出正线性关系。为了深入研究这种关系，图3将总支出分解为表3面板A中的10个子类别，表明收入变化与大多数子类别之间存在类似的正相关关系。

然而，住房和教育支出之间的关系相当不明确，这意味着一些子类别不太容易受到收入冲击的影响。4.3结果表4的面板A给出了方程式（2）的结果。对于总消费类别，我发现估计系数为0.39，具有统计学意义。虽然对发展中经济体城市工人阶级家庭的可比较估计是正确的，但Townsend（1995）估计，1975年至1990年期间，泰国Bangkokin的收入弹性约为0.4。考虑到平均生活水平处于一定的可变偏差中，当忽视农村经济中自产商品的消费时，可能会出现问题。然而，由于这项研究的重点是城市家庭的购买消费，这种类型的偏差应该可以忽略不计。1920年日本的人均GDP（2011年美元）为2974，而1975年泰国的人均GDP为3123（博尔特和范赞登2020）。虽然泰国自1975年以来经历了快速的经济增长，但初始状态下的比较应该是可行的，因为增长趋势是由模型中的固定年份效应捕捉到的（Townsend 1995，第93页）。相似范围在这两种情况下，这种相似性被认为是合理的。相比之下，汤森（1994）发现1975年至1984年间印度村庄的估计值要小得多（小于0.14）。

Skou fias和Quisumbing（2005）还报告称，20世纪90年代孟加拉国、埃塞俄比亚和马里农村地区的消费收入弹性处于类似的范围内（小于0.15）。这意味着农村经济中的家庭比城市家庭更有可能获得由网络提供的非正式保险，可能是由他们的家庭关系提供的。然而，直接比较城市经济和农村经济的非弹性实际上是困难的，因为落后的家庭可以利用自我消费来缓解特质冲击，这往往会导致消费的向下偏向。Ravallion和Chaudhuri（1997）修订了Townsend（1994）估计中的偏差，因为消费数据中的此类计量误差给出了更高的估计值（约0.5），这表明更好地接触储蓄和贷款机构对于缓解特殊冲击非常重要，而这对于农村家庭来说是困难的。虽然城乡收入弹性的比较超出了本研究的范围，但这场辩论表明，需要进行研究以了解发展中国家的风险分担行为。有鉴于此，我的结果提供了1920年左右大阪市工厂工人家庭消费收入弹性的第一个基准估计值。在大多数情况下，表4面板A中的10个子类别的估计值在统计上显著为正。总体而言，家具（0.66）、服装（0.68）和娱乐费用（0.55）等“奢侈品”类别的弹性更大。相反，其他子类别的弹性相对较小：食品、住房、教育、医疗费用和交通费用的弹性小于总消费弹性（0.39）。

其中，如我在第4.2节中以描述性方式所示，住房和教育的估计尤其缺乏弹性，甚至在5%的临界水平上具有统计学意义。1975年，印度的人均GDP（以2011年美元计算）为1430，而孟加拉国（1996年）、埃塞俄比亚（1996年）和马里（1997年）的人均GDP也在1000左右（博尔特和范赞登2020年）。20世纪90年代较发达社会的证据还表明，俄罗斯城市地区总消费的收入弹性（0.22）大于墨西哥农村地区（0.08）（Skou fias和Quisumbing，2005）。在最初的调查年份，俄罗斯和墨西哥的人均GDP（2011年美元）分别为12400和11511（博尔特和范赞登2020）。考虑到无论发生何种情况，都需要支付租金。事实上，由于城市中出租房屋的大多数房东从土地所有者那里租赁土地，他们应该支付地租（加藤1990，第79-80页）。1920年左右，这一特点导致了工人阶级的租房问题，包括驱逐（Ono 1999，第48-49页）。相比之下，教育的结果可能需要进一步澄清。我首先对86个有6-12岁孩子的家庭进行了样本调整。如表4的B-1小组所示，教育估计接近于零，在统计上不显著。接下来，我消除了毕业对教育支出的潜在影响。由于日本的学年从4月开始，到3月底结束，一些孩子可能在1920年3月底毕业，这将扰乱教育支出。为了解决这个问题，我使用1919年6月至1920年3月之间的替代切割期进行了回归，如表4的面板B-2所示。同样，我将1919年8月排除在外，以应对暑假带来的潜在影响，如表4的B-3小组所示。