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邮箱：econometrics666@126.com 所有计量经济圈方法论丛的do文件, 微观数据库和各种软件都放在社群里.欢迎到计量经济圈社群交流访问. 正文 关于下方文字内容，作者：凌伟，吉林大学经济学院，通信邮箱：lingwei3418@163.com Jan Kabátek, David C Ribar, Daughters and Divorce, The Economic Journal, Volume 131, Issue 637, July 2021, Pages 2144–2170.Are couples with daughters more likely to divorce than couples with sons? Using Dutch registry and US survey data, we show that couples with daughters face higher risks of divorce, but only when daughters are 13- to 18-years-old. These age-specific results run counter to explanations involving overarching, time-invariant preferences for sons and sex-selection into live birth. We propose another explanation that involves relationship strains in families with teenage daughters. In subsample analyses, we find larger child-gender differences in divorce risks for parents whose attitudes towards gender-roles are likely to differ from those of their daughters and partners. We also find survey evidence of relationship strains in families with teenage daughters. 
1思维导图
2重点内容2.1摘要如果孩子性别为女性，夫妻更容易离婚吗？基于荷兰登记处和美国调查数据，本文表明只有在女儿处于13-18岁时夫妻面临更高的离婚风险。这些基于年龄特征的结果与首要的、不变的对男孩的偏好和性别选择相违背。本文提供了青春期女孩的家庭关系紧张的另一个解释。在分样本分析中，我们发行对于和女儿或伴侣的性别观点不同的父母来说，孩子的性别差异对离婚风险的影响更大。本文也发现了青春期女孩的家庭关系紧张的调查证据。2.2引言社会学家和经济学家的研究发现在美国，女孩的家庭面临更大的离婚风险。他们的研究似乎补充了从发展中国家和非西方国家中对男孩的偏好改变家庭的行为的证据，D,M总结为“旧时代对男孩的偏好不仅仅只停留在过去”。然而，孩子性别和家庭离婚的关系并没有出现再所有的基于美国数据的研究中，这种关系也没有在其他的西方国家中体现。因此，那么问题来了，在一些美国研究中找到的这种联系是异质性的还是这反映了现代家庭的一个基本特征。另一个问题在于，孩子性别和离婚的联系为什么会存在？D,M提出了对男孩的首要偏好的证据。M;K;L找到了更多的相关证据。更宽泛的，L对基于偏好的解释（包括父母对男孩的偏好和父亲对花时间和男孩在一块的偏好）和基于约束的解释（包括养女孩需要更多的时间和费用或者离婚对男孩未来发展有更坏的后果）做了区分。除了因果机制，生孩子时的性别选择也能解释这种关系。在本文中，我们检验了荷兰父母中孩子的性别如何影响离婚风险，采用的数据是行政管理数据，覆盖率荷兰从1971年9月到2015年12月的结婚和登记结婚的几乎所有数据。数据包括大约3百万个婚姻和伴侣关系，可以用于准确地估计和考察基于父母的背景，因果效应如何随着孩子的年龄、平等而变化。这个数据高度精确的记录了结婚日、生日和离婚的情况，这与以往依赖自行汇报的研究完全不一样，后者受到回忆偏差和误报的影响，些许研究不能完全找到父母的关系状况和孩子的平等。不同于以往的经济学研究，我们估计这样一个历史事件模型：解释婚姻或登记关系的持续时间；允许离婚风险随孩子的性别而变化；处理婚姻分组中右删失情况。我们发现在荷兰养育女孩增加了父母的离婚风险，这是第一个在欧洲国家中这种关系的稳健发现。一个更加新颖和有趣的发行是这个增加的风险只是当女孩处于青春期的时候出现，在更早或更晚的年龄性别差异不会影响离婚风险。我们在第一胎孩子和多胎孩子中也观察到这个模式。我们也发现同样的年龄模式在1980，1985，1990，1995的美国现人口婚姻和生殖调查中同样存在。对于夫妻来说，当第一胎女孩处于13到18岁之间是，离婚风险比第一胎是男孩平均高出5.5%，然而，因为在其他年龄不存在显著差异，孩子的性别对父母离异的总影响是微小的。比如，第一胎男孩和第一胎19岁女孩的父母的累计离婚率只相差1.8%(0.36%)。本文结果让我们重新审视对孩子性别导致离异的解释。“青春期女孩”效应与许多解释并不一致，如：（1）对男孩的首要、不变的偏好；（2）生孩子时的性别选择；（3）在养育费用方面基于性别差异导致的理想预期偏好。这是因为每一个解释都预测性别不平等会在孩子的生命早期出现。然而，在童年精确估计的零效应模式和在青春期的非零效应引导我们考虑在孩子青春期时父母婚姻价值的未预期变化的解释。我们特别考虑了可能由家庭成员的性别-角色观念引起的家庭斗争。这些差异可能成为当女孩成熟时冲突的显著源头，并且这个家庭生活层面的冲突可能会波及到父母的婚姻关系。基于荷兰行政管理数据的延伸分析支持这个解释。我们发现对于性别-角色观念不停与他们的女儿（比如低教育水平的夫妻或移民的夫妻）的父母来说，与养育青春期女孩关联的超额离婚风险更高。并且对于持有不同性别-角色观念的父母来说（比如不同的移民背景或教育水平），这一情况进一步恶化。在进一步分析中，我们检验了父母的兄弟姐妹的性别构成发现青春期女孩效应只在没有姐妹的父亲中出现。相反的，母亲的兄弟姐妹的性别构成则不影响这一效应，这意味着父亲的经历至关重要。调查数据也支持这一解释。我们分析了社会科学面板的纵向互联网研究，这是一个大规模的荷兰家庭调查，揭示了父亲和青春期女孩关系紧张的直接证据，在养育青春期女孩时父母的观点越不一致，青春期女孩的母亲对于离婚就持有积极态度。2.3结论本文分析显示带着青春期女孩的荷兰和美国父母比带着青春期男孩的父母更容易离婚。在荷兰，这一效应在女孩15岁时达到峰值，此时第一胎女孩的父母比男孩父母面临的离异概率高出9.2%。这一女儿指向的离异风险在青春期阶段一直在提高，因此在19岁以前，第一胎女孩的父母的累计离婚风险是0.36%，比第一胎男孩高1.8%。这一青春期女孩的离异差异对美国父母来似乎更大。同样的年龄和性别模式对高胎次的孩子同样存在。相对于这些结果，孩子在0-12或18岁以后，我们并没有发现夫妻的离婚风险有显著的区别。这些用荷兰数据精确估计的结果对于缩小孩子性别与父母离异关系的解释范围非常重要。这违背了基于时间不变的男孩偏好的解释。我们发现如果荷兰夫妻第一胎是男孩，生育率会稍微高一些，并且荷兰孩子在合法率方面也没有性别差异，这些结果和性别选择性生育并不一致。在父母特征上观测到的先于第一胎孩子的少许差异证实这一理解，并暗示这一孩子性别联系可以从因果性上去理解。这个性别模式也和基于可预见的儿子与女儿的父母婚姻价值导致的理性前向预期行为的解释无法契合。性别效应在青春期的分离和在第一胎和高胎次孩子中的出现和通过无法预期的偏好、约束和家庭进程的变化对婚姻稳定性影响的年龄依赖机制更加一致。尽管一些机制与性别-年龄模式一致，我们发现紧张的家庭关系根源于可能的性别-角色冲突机制。家庭关系研究支持这一解释，研究表明青春期问题和婚姻压力存在关联。本文数据的进一步分析也支持这一结果。我们发现孩子更可能关于性别角色的冲突信念（如移民父母或早期出生队列）的父母倾向于更高的青少年离异差异。我们发现当父母持有不同的性别-角色态度（比如父母是混合移民背景或教育程度不同）时这一差异更大。更加值得注意的是，青少年离异差异只有在父亲没有姐妹是出现并且当父亲有姐妹时消失。家庭调查数据分析也支持这一冲突性假设，分析显示青少年女孩的父母在养育上观点更不一致，青春期女孩的父亲表现出更差的家庭关系，青春期女孩的母亲对离婚和低的生活满足度表现出积极的态度。青春期女孩与父亲的关系也不如男孩。来自调查数据的其他结果将关系紧张考虑其中，但是没有显著的结果可以缩小压力的解释。父母对青春期男孩和女孩的反应在费用水平，养育时间投入和责任分担上没有显著的差异。本文研究的局限在于本文没有最终找到年龄依赖的解释。比如，在青春期可能出现的特质显示男孩对离婚更敏感。可能存在我们无法度量和控制的年龄导向的费用变化。甚至父母的偏好也可能发生无法预期的变化。本文也不能找到年龄交互变化的解释。比如，父母可能对男孩有不变的偏好，但是在青春期到来之前这一偏好在约束下无法表现出来。最终，在荷兰和美国数据中本文揭示的年龄模式可以调和以往研究中的差异。尽管一些研究发现女孩和更高的离婚风险相关，其他研究却没有找到这种联系。大部分研究都是在包含青春期的一段年龄内发现的这种联系，此时性别效应已经出现。相反的，专注于孩子的早期或者其他年龄限制削弱了他们找到这一效应的能力，因此没有找到任何结果。3文献综述3.1以往研究发现本段总结以往研究，提出一个矛盾、两个特征、一个解释，为提出本文观点铺垫。一个矛盾是指关于美国的研究发现孩子的性别和离婚风险有显著的关联，而另一些美国和其他西方国家的研究则没有发现显著的关联，即争论的中心是“孩子性别——离婚风险”有没有关联？本段总结以往研究的特点如下：研究中观察到的显著差异（指不同孩子性别的父母离婚风险的差，下同）在经济意义上并不大；
差异随着研究中孩子年龄和婚姻持续时间而变化；
一个解释：孩子的性别与父母离婚风险的关联可能是时变的，特别是可能和孩子的年龄相关。3.2可能影响渠道本文采用Weiss(1997)的分析框架——婚姻理性选择模型。该模型将离婚选择过程模型化为在基于婚姻价值的在婚判断，即：
离婚包括保持单身和进入另一段婚姻两种选择。影响婚姻价值的因素包括：配偶特质；
匹配质量；
婚姻资本；
进一步的，该模型在离散时期内考虑以上的离婚选择，在每一期夫妻都会判断离婚是不是最优选择，婚姻的价值取决于预期的婚姻价值，即留在婚姻中未来所有可能收益和损失的组合。因此，该模型允许采用婚姻质量作为因果渠道，并且是动态的婚姻选择模型，也就允许“孩子性别——离婚风险”关联时变。还有一个重要的点，理性预期，这是判断现有婚姻价值的重点。基于该模型，本段解释了Lundberg(2005)研究提出的对男孩的首要偏好如何影响离婚选择，即
以上的研究都假设孩子的性别对离婚风险的影响是因果关系，但是这种联系可能是出于选择性生育。也就是存在样本自选择的问题。4背景和数据本段首先介绍荷兰结婚和离婚的法律背景和1970年到2015年间结婚了率的变化，并指出结婚和登记伴侣在本文中均指代结婚，离婚和登记伴侣的分手也统称为离婚。接下来介绍研究数据来源、特征和对数据的处理。首先数据来源于荷兰市政登记中心，由荷兰统计局维护，数据覆盖1995到2015间全部的荷兰居民，包括其生日、移民背景、婚姻史等一系列的个人信息。本文运用这些数据首先进行孩子和父母的配对，解释了无法找到对应父母的原因可能是信息丢失，父亲早于1995年死亡等。然后基于配对数据进行数据清洗，筛选出在1971年9月到2016年1月间首次登记结婚的夫妻，并且不是基于非正常原因离婚的夫妻（对于离婚数据）。也就是说现在的研究样本是首次结婚做父母的夫妻，然后要么未离婚，要么因为正常原因离婚（我们关注孩子的因素）。还有一点，这个数据是全样本面板数据，不是抽样得到的。5主要结果5.1父母特征——描述性统计描述性统计的目的是说明样本不存在“选择性生育”，即家庭第一胎生男生女是随机的，如果“孩子性别——离婚风险”关联成立，那就是因果关系。描述性统计的特征包括：生日、年龄、结婚日、婚姻持续期等。结果显示男孩女孩的家庭的特征均值没有特别显著的差异，只是有少许的不同，比如婚姻持续期、国籍等，有差异说明可能存在“选择性生育”问题，尽管并不明显。大部分结果没有显著的差异说明本文的结果没有“婚姻选择”的问题，少许的结果差异说明性别对家庭特征有一定的影响，这与一些研究结果相似，如第一胎是女孩的家庭比第一胎是男孩的家庭的孩子数量稍微少一点。
第一胎是女孩的家庭离婚率更高（高出0.27%）。
5.2第一胎孩子父母的离婚风险本文采用历史事件分析法，将样本按孩子的年龄分组，分析每个年龄下父母的离婚风险。
离婚风险随着孩子年龄的增加先增大（到20岁之前），然后逐渐下滑（研究最多到26岁）。
性别差异的影响在12岁之前和19岁之后并不明显，在13到18岁之间变得非常明显。（相对影响从3.8%到9.2%，均值5.5%）
其他系数估计量表明没有孩子的夫妻的离婚风险和孩子12岁以前父母的离婚风险一样大。婚前生育的夫妻离婚风险更高。双移民背景的夫妻离婚风险低于本国夫妻，混合移民背景夫妻的离婚风险比前两者都高。离婚风险和教育程度成反比。累积的离婚风险分析（12岁、18岁和26岁）表明孩子性别对12岁累计离婚风险的几乎无影响（0.08%），18岁的累计离婚风险差异达到0.36%，26岁的累计离婚风险差异回落到0.33%。这个影响模式和年龄影响模式一致。5.3高胎次孩子关联的离婚风险本段分析第一胎孩子与离婚风险的关联是否以后续生育结果为中介，以及高胎次孩子的性别和年龄模式对离婚风险的影响和第一胎孩子一样。此时用可数变量代替二元变量来分析高胎次孩子的性别和年龄模式。
第一胎和高胎次孩子的性别和年龄与离婚风险的关联模式一致，说明后续生育结果并不是因果中介。
高胎次孩子性别差异对离婚风险的影响在13到17岁之间达到均值5%的水平。
以上两个计量结果可以调和以往的研究：这一“性别-年龄”模式可以解释为什么一些研究没有观察到显著的结果，为什么女孩效应在年龄高时比较大。也可以检验“孩子性别——离婚风险”关联机制：低年龄的无性别效应违背对男孩的非时变首要偏好假设、养育时间和成本差异解释行不通、选择性生育不成立。这一模式启发的解释是什么呢？孩子的青春期，父母的偏好、约束和家庭事务可能发生的未预期的变化（注意模型假设理性预期，所有这里一定是未预期到的冲击才产生影响）。其中家庭事务的解释以青春期性别差异紧张为形式可能是可行的，家庭关系研究表明父母-孩子冲突和其他家庭压力可以破坏夫妻关系，特别是在孩子处于青春期时。总结计量部分：不论胎次，孩子性别-离婚风险效应只在13-18岁之间存在，可能的解释是青春期孩子的性别差异会影响夫妻关系。6分样本分析本段的通过分组估计风险模型来检验青春期女孩效应是否源于性别-角色态度。计量方面是简化cloglog模型，保留所有协变量并将交叉项分成3组（0-12童年、13-18青少年、19-26年轻人）而不是之前的26组。这样简化可以更容易观测青少年女孩效应在不同分组下的表现，并且由于最后一组样本少，这里文章只关注前两组（童年、青少年）的表现（系数显著性），并且在分析中增加累积量来做辅助观测。
基准是全样本，结果和前一部分一致。本段展示了3个分组及结果(排序为差异大小)，如下：父母移民背景：混合移民 > 双本国 > 双移民；
父母生日年份和教育程度：随年代和教育程度提高，性别观越来越平等，青春期女孩效应越来越小（性别观是解释）；
夫妻差异指数（可观测变量、马氏距离）：指数越高，青春期女孩效应越大；
父母兄弟姐妹的性别组成：父亲有姐妹时青春期女孩效应不显著，没有时显著，而母亲的兄弟姐妹性别组成没有影响。
这样一来，父母的特征对青春期女孩效应大小有显著的影响。本段接着做了96个分样本分析。在不同情况下，青春期女孩效应可能是小的负值也可能是大大的正值。对于25%的父母来说，青春期女孩效应达到7%的水平。对于非移民、受良好教育和相对年轻的父母来说，青春期女孩效应几乎不存在。就父亲和母亲的特征的分组检验结果来言，异质性的范围在数量级上是一致的，但是父亲特征对青春期女孩效应的影响更多变。7调查证据为了得到青春期女孩效应的直接证据，本段分析了LISS的调查面板数据。这部分做的是问卷分析，通过分析家庭特征和家庭关系来讨论该效应的影响渠道，计量上采用排序logit模型和OLS回归，仍然是做0-12岁和13-18岁两个组的对比。结果表明青春期女孩的家庭比青春期男孩的家庭面临更紧张的婚姻关系（夫妻）和养育关系（父母和儿女），比如夫妻意见不合。但是LISS数据并没有表现出男孩女孩养育时间或者费用上的差异。并且青春期女孩和父亲关系紧张，但是和母亲关系和睦。青春期男孩更可能染上抽烟喝酒的陋习，女孩则可能处男友。这些结果和本文前面提出的青春期女孩效应来自性别——角色观的解释一致。接着本文进行了解释。
补偿假说：青春期男孩需要更多的照顾，对离婚更敏感，因此加强了婚姻关系。驳斥：没有发现父母行为的显著差异。
假说：孩子性别影响父母价值观。驳斥：在孩子的0-12和19岁以后并没有青春期女孩效应。
父母角色建模：带着青春期女孩的母亲更需要离开无效的婚姻，因此角色表现更好。驳斥：不能解释父亲的兄弟姐妹的性别对该效应有显著影响，女孩18岁以后为什么该效应消失。
最后，调查分析的结果支持本文提出的性别-角色观的解释，其他的主流解释和调查结果不符。8外部有效性及和以往研究的联系本段通过复制以往关于美国的研究的办法来说明结果的外部有效性，采用的数据是CPS-MPS调查数据，样本限制为带孩子的成年女性，数据处理方式和计量部分的行政管理数据处理方式类似，但是CPS-MPS不是全样本数据，而是第一次婚姻的回顾样本。计量上仍然采用离散clogclog风险模型，年龄分0-12、13-18、19-26的三组，其他变量和计量部分的内容一致，除了观测值进行了加权处理。主要的结果是：美国的年龄模式（青春期女孩效应）和荷兰相似。并且美国$FBdaughter$系数是荷兰的两倍，并且累计离婚风险差异也更大，这意味着青春期女孩效应在美国更为显著。并且这一结果对样本和模型设置等的改变是稳健的。
分析Dahl and Moretti(2008)的研究，作者提出D,M的研究由于模型和数据设置的5条原因导致青春期女孩效应估计过于显著。
早期性别无差异的结果和Reichman et al.(2004)一致。
总的来说，美国研究可能意味着美国的父母服从于其他的因果机制（而不是性别-角色观），本文对CPS-MPS的分析意味着与年龄相关的机制在作用上可能超过对男孩的偏好。9稳健性检验不同的解散事件和家庭状况：即采用分居作为关系结束的标志，此时青春期女孩效应来得更早(12-17)。同居伴侣和继子家庭也面临青春期女孩效应。
替代性检验窗口：用第一胎孩子早于1995年的数据检验证明论文中的数据截尾处理不影响结果。
替代函数形式：用logit模型替代clogclog模型，结果无显著差异。
10论文总结本文试图解决一个研究争议：孩子的性别是否影响父母的离婚风险？通过总结以往的文献研究数据、方法和结论，作者假设这样的关联可能是时变的，这样可以调和以往的研究成果。在数据方面，作者选择荷兰的行政管理数据，内容全面、全样本；在方法上，作者采用婚姻理性选择模型作为解释模型，采用cloglog作为风险计量模型，并运用二元变量分组以探索年龄-效应模式。结果得到了显著的青春期女孩效应的证据，作者提出这个效应来自性别-角色观。然后作者运用子组分析考察影响青春期女孩效应的因素，使用调查数据来有余地地支持性别-角色观的假设并驳斥其他的主流观点。最后，作者将青春期女孩效应的适用范围扩大到美国家庭（呼应引言中的现代家庭）。结果的稳健性由离异事件定义、窗口检验和替代性函数形式三类检验保证。总之，本文发现了荷兰和美国存在青春期女孩效应并提出性别-角色观的可行解释。下载原文PDF链接： https://watermark./ueaa140.pdf?token=AQECAHi208BE49Ooan9kkhW_Ercy7Dm3ZL_9Cf3qfKAc485ysgAAAsQwggLABgkqhkiG9w0BBwagggKxMIICrQIBADCCAqYGCSqGSIb3DQEHATAeBglghkgBZQMEAS4wEQQM7q1Kb-zZDo30Fl9PAgEQgIICd0rAylPjtI06vkYjNQK-j9yIOTcUw2qPy1RxAWeZ5QwQgidPtcmQ21jfObjsAlCB_xSs1OHQzDWlY1voxjd6PSYO7DLeix3lH_uVDFlPs6dOdEG4pv-Iogz90pp0n3qya2DZFnNf2sStK4cyjY0VbRJ5l05yXLbT4qtmaAz85k5C77JCo_vLIEbhgkpEMHrFnMs95TGfnJDHih1TILKQImolDLwSNJBGPXwcVZ_mePqETqCcZPYX_z0gk_XAczILK7A2JWMNSwI7SUbQw0uXedJxxfxbmuGyoJAj3dc-ci4SNzW_o8OjKe1D8kSU965ZF90soc0ayQZM0TW3qh3C9SPQXlwuNMF1b8uC7WoDqTXwKTsPbD9QHzByzY4moAwk2DHrd7myKZZuEngLarDv5FcxeGc3rt9KffME8WN71LunAYsZZAouobuuEd4E8L1dOiyI-46t39QqA-UTT9vtd1DgXAG6PkKNohsB4-Y7CXub7mAUuWaaLvyzXhZTf4Qbm3xSxWa-qFDhqI4TA1jQKRJIY4fYdSk8_fihFSs3f5-W173AYWzJjODnZ6toXhazp6is9JG29tfmJx0AOLbSng1rgh4ef-OEW6nsT0npWGPA6QJMbeh6sSoepqEwtPPaqh2bpr5uEv4ycKdo84P9llSEGEnub8xAymLWy4LyOoYXF2NZe8sQj8uPfe1R1Vg5zwOtWd6VHfKH6GBAbw2B7-hz85hf-xF5_adc1H_-hlNbsROFgjMIwn4_ToIOMsqlaM4vRooYqTwnlqISXyyc1fr3vEdVj0va5snFAd9FxaFo6eQiYUenCOV0DpO6sveoBi9VaNAlGLQ
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