意大利移民

文|皮特休

编辑|皮特休

这种能力不足导致移民中职业流动性的估计比率较低。

在这张表中，我将移民样本分为“搬家者”和“留守者”如果到1895年，个人居住在他们1869年居住的部门之外，则被归类为“搬家者”。

显示了分别为滞留者和流动者计算的职业流动性矩阵。

滞留者转换职业类别的可能性低于搬家者(48%比65%)。

类似地，前面描述的Altham统计表明，滞留者的流动性矩阵比搬家者的流动性矩阵更偏离独立性。

在哪里职业收入 它 是个人的每日职业收入i在年t, 移民 i 是个人是否在国外出生的指示变量，年1895 t 是观察值是否属于1895年人口普查的指标X 它 并且是个体水平特征的向量。

在基线规范中，X 它 年龄限制在四分之一。

我将样本限制在工作年龄的个人，即1869年至少18岁、最多35岁的人，以及在两个普查年度都有职业报告的人。

由于发送国之间的匹配率并不恒定，因此在基线规范中，每个观察值都进行了加权，以反映1895年阿根廷的出生分布国家。

有两个重要的系数:b 1，反映了本地人和移民职业收入的基线差异，以及b ，反映了他们职业收入增长的差异。

该规范不同于移民同化文献中的标准，后者使用移民后的年数作为感兴趣的独立变量在这种情况下，不可能估计标准规格，因为人口普查缺乏关于抵达阿根廷的年份的信息。

这种信息的缺乏也使我无法随着时间的推移跟踪移民群体，就像乔治·j·博雅斯然而，请注意，对面板数据的回归估计使我能够在普查年份保持样本的组成不变。

通过这样做，我能够将移民社会地位的变化与移民群体构成的变化区分开来。

的第一列呈现基线规格的结果。

这一特征表明，1869年本地人的职业收入相对较高，但移民提升职业的速度更快。

特别是，移民的职业收入增长比本地人快6%。

这一证据与前一小节中记录的非技术类移民流动率较高的结论一致。

我探讨了两个主要的替代假设；除了劳动力市场同化，这可以解释移民职业收入的快速增长。

首先，我检验这一发现是否可以归因于移民更倾向于定居在阿根廷发展更快的地区，尤其是城市地区。

第二，我检验这一发现是否是由技能回报的整体增长所驱动的，这种增长不成比例地惠及了移民，因为移民的人力资本水平平均高于本地人。

为了探索第一种可能性，我进行了两种不同的练习。

首先，我将样本限于1869年居住在布宜诺斯艾利斯省(包括布宜诺斯艾利斯市)、恩特雷里奥斯省和圣达菲省的个人。

这三个省在1869年接纳了超过95%的欧洲移民。

当限于这组省份时，我发现欧洲移民在基准年的表现比本地人差，但仍然表现出更高的相对职业收入增长。

其次，在第3列中，我包括了居住部固定效应和居住部固定效应与1895年人口普查年指标之间的相互作用。

也就是说，我比较了居住在相同省份的移民，并允许居住省份的影响根据人口普查年份而有所不同。

结果类似于我在以前的规范中获得的结果。

最后，如果我将样本限制为:(1)1869年居住在城市地区的个人或1869年和1895年都居住在城市地区的个人，结果(未报道)是相似的。

因此，证据表明，移民的职业收入增长也更快在之内城市地区。

如导言所述，欧洲移民的人力资本水平高于本地人，这体现在识字率上。

因此，移民职业收入的较高增长可能反映了从1869年到1895年技能回报的普遍增加，而不是同化。

为了测试这种可能性，在的第4列中我估计了方程(1)的一个版本，其中包括两个额外的控制:一个识字指标和一个识字指标与1895年人口普查指标之间的相互作用。

同样，我发现移民的职业收入增长比本地人快。

在的最后一列我检验了早期的解释是否能解释移民在职业收入上相对较快的增长。

为了做到这一点，我包括了识字率和1895年人口普查年指标之间的相互作用和居住部固定效应与1895年人口普查指标之间的相互作用，以及两组变量的主要效应。

证据仍然表明移民的职业升级比本地人更快。

因此，普通移民的同化经历可能掩盖了输出国之间的差异。

为了探索这种可能性，我估计了一个版本的方程(1 ),其中我包括了样本中每个派遣国的指标变量，以及这些国家指标与1895年人口普查指标的相互作用。

这一说明反映了特定国家的基准职业收入和特定国家的职业收入增长之间的差异。

我画出了每个国家在95%置信区间附近的系数。

到达后，来自每个主要输出国(除意大利外)的移民似乎比本地人做得更好，尽管法国移民与本地人的差异在统计上并不显著。

证据大体上与来自平均人力资本水平较高的国家的移民在抵达时表现更好一致。

特别是，基于平均职业收入的国家排名大多与基于阿根廷移民平均识字率的国家排名相匹配。

此外，证据表明，来自每个主要输出国(瑞士除外)的移民比本地人经历了更快的职业升级。

然而，请注意，对于英国或德国移民来说，原籍国指标和1895年人口普查指标之间的相互作用在统计上并不显著。

在这一小节中，我证明了移民相对于本地人的更高职业收入增长的发现是可靠的:(1)收入是如何分配给农民的，(2)使用基于获得财产的替代性职业地位测量作为因变量，以及(3)用于创建关联样本的程序。

由于各种原因，给农民分配一个收入衡量标准是一项挑战。

首先，在人口普查中很难区分农场的所有者和经营者以及农场雇员。

虽然1895年的人口普查包含一个关于个人是否拥有不动产的问题，这可能有助于区分两者，但这个问题在1869年的人口普查中没有。

此外，农业部门包括从小农场到大规模生产的各种经济现实。

因此，依赖典型收入比其他职业更具挑战性，因为其他职业的职业内收入差异可能不太突出。

虽然我对职业收入的基线测量引入了小农户(我估计他们的职业收入接近中位数)和大农户(他们处于收入分配的顶端)之间基于报告职业头衔的区别，并将农场劳动力作为一个单独的类别，但这种区别很可能不足以反映农业部门的不同现实。

我从样本中排除了1869年或1895年受雇为农民的个人。

该表显示，在这种情况下，移民职业升级率较高的结论保持不变。

然而，我现在发现移民甚至在到达时就胜过本地人。

尽管在衡量农民的职业收入方面存在挑战，但如果移民和本地人从事农业和不从事农业的比率不同，将他们排除在外可能会带来偏见。

在阿根廷的情况下，一旦农民被排除在外，移民相对于本地人的职业提升就被夸大了，因为如前所述，进入农业是本地人比移民更频繁的向上流动的途径。

对移民中职业收入增长较快的发现的另一个担忧是，它可能对收入衡量标准的构建方式很敏感。

如果我的衡量标准系统性地高估了移民更有可能从事的职业的收入，我会发现移民比本地人表现出更快的职业升级。

作为一种替代方法，我计算了一种基于财产使用权的职业地位衡量方法。

1895年的人口普查包括这样一个问题波西·皮达德·拉伊兹？(“你拥有房产吗？)."我用这些信息计算了另一种衡量职业地位的方法:在1895年，特定职业中拥有不动产的个人比例。

例如，该度量值为0.2约纳列罗斯(日工)的值为0.7商业(店主)，这意味着20%的约纳列罗斯70%的人商业我在1895年持有房地产。

显示了在移民中更快的职业升级的发现是稳健的使用这一措施的对数作为因变量。

最后，我评估结果对用于创建样本的链接过程的稳健性。

有两个主要问题与链接过程相关。

首先，关联样本不能完全代表总体。

第二，移民的假阳性率可能比本地人高。

为了缓解第一个问题，当我重新加权样本以考虑到关于人口普查横截面的可观察特征(除了出生国家)的差异时，我的结果是相似的。

这一证据表明，选择相关样本，至少是基于可观察的特征，不太可能推动结果。

此外，当我不重新加权样本以说明发送国之间匹配率的差异时，结果也是相似的。

第二个担忧是，在关联样本中，移民的假阳性比例可能高于本地人。

如果是这样的话，依靠关联样本会机械地高估移民的流动程度；尽管不一定达到上升的流动性。

虽然不能完全排除这种可能性，但我可以在这个问题可能不太普遍的样本中重复我的分析:名字不常用的移民。

特别是，我使用名字落在出生国名字频率分布中值后面的移民重新估计了，同时保留了本地人的全部样本。

快速职业升级的发现有力地将这一移民群体从样本中排除。

我重复了这一分析，但重点放在身份信息完全匹配的移民样本上，同时又保留了本地人的全部样本。

总的来说，这一证据表明，更快的职业升级的结果不太可能是由联系程序的特点驱动的。

然而，请注意，将样本限于名字不常见的移民(这可能会加剧移民进入关联样本的积极选择)会导致移民在基准年的表现优于本地人。

在前面的小节中，我记录了移民在阿根廷度过的时间里在职业阶梯上上升的程度。

然而，另一个问题是，相对于移民前的职业，移民是否能够取得进步。

为了回答这个问题，我使用了从移民到达布宜诺斯艾利斯到1895年人口普查的样本。

在这个样本中，我观察了一个人到达欧洲时申报的职业以及他在1895年的职业。

显示转换矩阵，其中行代表欧洲的职业，列代表1895年人口普查中的职业。

参考文献

[1]杰尔马尼, 季诺，《阿根廷的大规模移民和现代化》