结果保持不变，表明毕业和开放季节性不会影响结果。在6-12岁的RLR家庭中，每个孩子的月平均教育费用为0.44日元，大大低于其他费用，如衣服，这些家庭的人均教育费用为1.94日元。1900年修订了小学秩序后，小学被视为义务教育，学费在整个20世纪初有所下降（Hijikata 2002）。事实上，1920年大阪市的平均学费支出仅为每月0.18日元，不到所分析家庭平均月收入的0.2%。因此，到20世纪20年代，出于经济原因的提款很少发生（Hijikata 2002，第32页）。这种制度优势可以解释我的结果。然而，我的教育结果可能会受到数据频率的影响：20世纪20年代初，大阪市大多数小学仍然收取学费，尽管学费不再高，但每个月的保险可能会减少（大阪市政府，1922年，第3（8）–3（9）页）；3(22)–3(23)). 学费每月在特定的一天按规定收取（Fuji 1925，第187页）。其他教育费用包括文具等学校用品的小额付款（富士1925，第90-91页）。该支出还必须包括在RLR家庭的教育费用中。即使在郊区，小学毕业率也约为90%（Okado 2000，第30页）。Hijikata（1994，第19页）也提供了证据，证明20世纪20年代小学的平均辍学率不到10%。如前所述，RLR家庭的户主是熟练的工厂工人（第3.1节）。

相比之下，那些不能上学的孩子主要来自低收入家庭，当时他们的户主是日工、人力车司机和手工艺品制造商（Okado 2000，第34-35页）。由于某些商品的消费可能会在短期内延迟，因此低于每年的水平（Nelson 1994）。有鉴于此，教育对父母来说可能更像是一个长期的决定。因此，我们必须谨慎地得出结论，即RLR家庭尽管受到特殊的冲击，但仍让儿童不受教育。Nakagawa（1985）认为，20世纪初，城市工厂工人家庭为了维持家庭生活，一直在支付食品以外的杂项支出（第379页）。他的论点是基于比较根据不同年份的几份调查报告计算出的某些消费类别的支出。尽管方法上存在差异，但我的食物和住房支出结果与他的论点一致。然而，我还发现，在大多数消费子类别中，收入弹性都是正的，其大小因类别而异：食品和住房等必不可少的项目的付款可能比衣服和家具等奢侈品的付款更缺乏弹性。5机制：风险应对策略上述结果提供了提示性证据，表明城市工厂工人家庭在一定程度上缓解了他们的消费。

在本节中，我将调查储蓄和借贷等临时收入来源是否能够有效分担家庭风险，以及调整劳动力供应是否有助于他们应对冲击。5.1评估策略我根据Fafchampsand Lund（2003）的精神，推导出经验规范，以测试风险应对策略。时间t时家庭i的规格可以描述如下：ri，t=κ+δИyi，t+xi，tγ+νi+ζt+ei，t，（3）Skoufias和Quisumbing（2005）发现，20世纪90年代孟加拉国、埃塞俄比亚、Mail、墨西哥和俄罗斯的食品消费比非食品消费更有可能受到特殊冲击的保障。虽然在将我的结果与处于不同发展阶段的其他国家的结果进行比较时需要谨慎，但调整背后的机制必须相似。另一篇文献表明，家庭也可以通过改变饮食来调整食物支出（¨Oberg 2016）。在线附录A描述了规范的推导过程。其中，yi，是可支配收入，xi，是观察到的家庭特征，νii表示家庭固定效应，ζt表示月份-年份固定效应，ei，是随机误差项。由于家庭固定效应吸收了永久收入和初始资产捐赠的变化，可支配收入（~yi，t）捕获了回归中的特质收益冲击。我对ri，t使用了几个收入和支出类别。首先，储蓄和礼物的临时收入用于测试预防性储蓄的作用。虽然储蓄和礼物类别是不可分割的，但从实际意义上讲，非正式网络的礼物份额是可以忽略的（第2.2节和第3.2节）。

尽管如此，我还是使用每月的储蓄支出（即对储蓄的贡献）来测试结果的一致性。换句话说，储蓄和礼品净收入以及储蓄的估计信号应该是对称的。此外，前一个估计值应与后一个估计值相似或略大于后一个估计值（因为它可能包括少量礼物）。其次，我使用净借款的暂时收入和清算支出来双重测试清算机构的作用。可以预期估计几乎是对称的。最后，我使用服装和家具支出来测试当铺的潜在作用。尽管借贷类别是不可分割的，如前所述，典当行是最受欢迎的借贷机构，衣服是典当的主要物品（第2.2节和第3.2节）。因此，虽然对衣服的估计可能对冲击敏感，但对家具（安慰剂）的估计应该接近于零，并且在统计上不显著。表3的面板B-1和B-2列出了汇总统计数据。分析样本针对的是在样本期内收到储蓄或礼物（B-1小组）或任何借款（B-2小组）的家庭。5.2结果如表3的B-1和B-2小组所示，虽然未经审查的观察结果中来自储蓄和礼品以及借款的平均收入范围相似，但方程式3中的户主可支配收入不包括借款、储蓄和礼品以及纳税的临时收入。我确认，如果我使用一个指标变量来预测可支配收入的负面冲击，而不是方程式3中的可支配收入（~yi，t），那么结果基本不变。在线附录C总结了这些结果。虽然这些家庭并没有真正“花”在储蓄上，但我用“支出”一词来简化他们往往更频繁地依赖储蓄而不是借贷（1023对。

154 obs。），如预期（第2.2节）。这一发现表明，家庭将储蓄视为第一道防线，将借贷视为第二道防线（Deaton 1991）。有鉴于此，我从估计储蓄类别的收入弹性开始分析。表5的SavingsPanel A给出了结果。第（1）列和第（2）列显示储蓄和礼品收入的估计，第（3）列和第（4）列显示储蓄支出的估计。第（1）列和第（3）列中的估计表明，当家庭面临负收入冲击时，来自储蓄和礼品的临时收入会增加，而储蓄依赖则会减少。为了通过解决审查引起的衰减效应来比较估计值，第（2）列和第（4）列采用了Honore（1992）提出的固定效应Tobit模型。正如预期的那样，这两列中的估计值变得更接近。这一结果支持了战前日本家庭将储蓄作为重要的临时收入来源的证据（第2.2节）。此外，储蓄和礼品类的估计数略高于储蓄支出（0.46比0.32）。虽然没有定论，但由于前一收入类别是不可分割的，这一差额可能表明网络提供的非正规保险的礼品可能会有贡献（Rosenzweig，1988年）。第（2）栏中的估计表明，可支配收入的一个标准差减少会使储蓄和礼品的临时收入增加16日元，约占当时大阪制造业工人储蓄银行平均储蓄的50%（第2.2节）。这一发现意味着，虽然预防性储蓄是家庭的主要风险应对策略，但当家庭面临罕见但极端的收入损失（例如，两个以上的标准差下降）时，它们可能无法提供有效的补偿。

尽管如此，储蓄支出的结果也引发了城市工厂工人家庭的一个严重问题：他们节省了讨论中的多余部分。表3的B-1和B-2小组还列出了未经审查意见的汇总统计数据。支出类别中对储蓄的感知（565/1711）强于储蓄和礼品类别（1023/1711）。因此，第（4）列中比第（2）列中更大的调整是合理的。在好时机建立起来，为未来的风险做好准备。这一发现与Jamesand Suto（2011）关于节俭工人阶级家庭的历史观点一致。表5的借款面板B在同一列布局中列出了借款类别的估计数。第（1）列和第（3）列表明，家庭在面临负面收入冲击时会借钱，而在经济景气时会清算贷款。正如所料，在第（2）列和第（4）列中解决了审查问题之后，估计值变得更加接近。为了深入研究借贷作用背后的机制，我接下来检查表5的C组中所列奢侈品支出的结果：第（1）列和第（2）列为服装，第（3）列和第（4）列为家具。虽然对衣服的估计在统计学上呈弱阳性，但使用Expertitureon家具进行的安慰剂测试得出的估计接近于零，在统计学上不显著。这一发现似乎符合历史事实，即服装是当时典当业最具代表性的物品，而家具很少使用（第2.2节），这表明典当行在缓解特殊收入冲击方面发挥着作用。Fafchamps等人（1998年）表明，牲畜等移动资产的所有权可用于缓解农村经济中特殊收入冲击的脆弱性。

有鉴于此，我的结果表明，正如迪顿（1992）所言，战前日本的城市工厂工人家庭拥有服装作为实物资产，并在经济繁荣时期购买了其中一些资产。表5 B组第（2）列的估计数表明，可支配收入的一个标准偏差减少会使借款的临时收入增加14日元。另一个重要的发现是，家庭清算了他们的贷款：第（4）栏中的估计表明，可支配收入每增加一个标准差，清算就会增加12日元。考虑到大阪市当铺工人perevent的平均借款金额为11日元，这些数额被认为是合理的（第2.2节）。换句话说，城市工厂工人家庭在其偿付能力范围内获得贷款。异质性反应这些发现表明，预防性储蓄和借贷都缓解了特殊的收入冲击。然而，理论预测表明，拥有高预防性储蓄的富裕家庭借贷较少，因为他们认为随着储蓄的耗尽，消费与收入会发生变化（Deaton 1991）。为了测试与借贷相关的潜在异质性反应，我根据家庭平均储蓄支出的中位数对样本进行分层，并使用方程3对每个子样本进行回归。为了处理表5中显示的审查造成的衰减，我在所有回归中使用固定效应来进行估算。表6的面板A显示了结果。第（1）列和第（3）列分别显示了中位数以下和以上子样本的储蓄和礼品收入估计数。估计值在统计学上显著为负值，在两种情况下的范围相似。

第（2）列和第（4）列列出了同一布局中子样本的借款收入估计。储蓄较少的子样本的估计值在统计上显著为负，而储蓄较多的子样本的估计值为负，但在统计上不显著。如预测所示，第（2）列中的估计值在绝对意义上大于第（4）列中的估计值。表6的B组评估结果是否与当铺的作用一致，方式与表5的C组相同。在这个小组中，我根据家庭每月平均借款收入的中位数对样本进行分层。第（1）列和第（3）列分别给出了中位数以下和以上子样本的服装估计值。在借钱较多的家庭中，收入弹性在统计上显著为正，这表明他们可能在经济繁荣时期储存了衣服。借款较少的家庭的估计值较高，尽管在统计上并不显著。尽管公式3中使用可支配收入和子样本假人之间的乘积项的规定是不可取的，因为它对剩余参数（包括固定效应）假设了许多更为强烈的假设。在分层子样本下，使用清算支出的回归不再实用，因为优化需要计算，尤其是当模型复杂时，如小样本情况下。

虽然表6给出了借款收入的结果，但我确认，包括可支配收入和家庭在内的简化规范的清算结果以及季度固定效应与借款收入的结果一致：两个子样本的估计值在统计上都显著为正，然而，中位数以上的子样本估计值有点弱。这一结果可能部分反映了服装的收入效应，较大的标准误差意味着该子样本中的一部分家庭没有典当服装。placeboresults似乎支持通过典当的潜在机制，如表5的面板C所示，其中家具的估计在两个子样本（第（2）列和第（4）列）中都接近于零。5.3劳动力供给调整目前，我已经分析了基于储蓄和借贷的风险应对机制。城市化导致对户主收入的依赖性增加，这可能会增加市场对保险购买的需求（DiMatteo和Emery，2002年）。然而，额外的劳动力供应可能是应对收入冲击的替代手段（Horrelland-Oxley 2000；Moehling 2001）。在前面的回归中，我加入了家庭结构变量来控制偏好转移和相关的劳动力供应调整。在这一小节中，我明确测试了户主收入的冲击是否会导致劳动力供应的调整。为了为测试创造一个合适的实证环境，我将样本缩小到有三个或三个以上家庭成员的家庭，剩下194个家庭，包括户主和两个妻子和孩子（ren）。

我根据户主收入、家庭规模控制以及家庭和月-年固定效应，回归妻子或孩子的收入。其他家庭成员（即除户主、妻子和孩子以外）的收入可以忽略不计，因为这一类别中的大多数观察值为零值，因此任何回归都是不可行的（第3.2节）。如表3的B-3小组所示，大约20%（347/1627）和15%（244/1627）的观察结果分别对妻子和孩子的收入具有正值。为了解决这个审查问题，我采用固定效应Tobit估计，并分别计算妻子和孩子的收入方程。表7的面板A显示了结果。第（1）列显示了对妻子收入的负面但无关紧要的估计，第（2）列显示了统计上的显著性，无论是采用多项式回归模型还是Heckman提出的结构方法，都是因为这两种技术都不能解决家庭固定效应。这在我的分析中至关重要，该分析旨在通过控制家庭固定效应后的收入的暂时部分来估计户主的收入弹性。此外，尽管孩子的收入是不可分割的，但通过将家庭规模控制纳入所有回归中，可以有效控制这种规模效应。对孩子收入的负面估计。工作儿童的百分比表明，后者来自13岁及以上的儿童（即已离开小学的儿童）。这一结论与第4.3节关于教育支出低收入弹性的讨论一致。此外，这与战前日本城市工人阶级家庭利用15岁及以上儿童劳动力供应的横截面证据的结果一致（第2.2节）。

然而，我根据家庭平均储蓄支出的中位数对子样本进行的估计显示了不同的情况。表7的面板B显示了结果。列（1）和（2）显示中值以下子样本的结果，列（3）和（4）显示中值以上子样本的结果。在前者中，对妻子收入的估计现在在统计上显著为负（第（1）列），而对孩子收入的估计更高（第（2）列）。相比之下，在主题以上的家庭中，估计值没有统计学意义（第（3）列和第（4）列）。与储蓄和借款的弹性约为0.5和0.8（表6 A组第（1）列和第（2）列）相比，妻子和孩子的劳动力供应弹性（分别约为0.2和0.6）略低，但仍在类似范围内。因此，虽然在储蓄充足的家庭中，妻子和孩子的额外劳动力供应不太重要，但在储蓄较少的家庭中，调整劳动力供应可能是一个重要的风险应对策略。最后，我确认，这些结果对于使用冲击变量的替代定义，即对户主收入产生负面冲击的指标变量（在线附录C）是稳健的。6结论本研究采用系统的实证设计，使用独特的基于家庭的月度面板数据集，首次调查了日本工业城市工厂工人家庭的历史消费平滑行为。

收入弹性esI证实，如果我对指标变量使用线性概率模型，则该结果是不变的，该变量取一个作为妻子或孩子收入正值的观察值。虽然无法获得家庭成员的年龄，但RLR记录了几个年龄段中的家庭成员数量（表3的C组）。因此，我计算了工作儿童在总消费支出中所占的百分比，这证明20世纪20年代大阪的工厂工人家庭与处于同一发展阶段的发展中国家（如1970年代和1980年代的曼谷）的城市家庭一样容易受到特殊冲击。消费子类别的估计弹性也提供了提示性证据，表明尽管当时的家庭无法完全应对特质冲击，但他们缓解了不可或缺的消费的波动。事实上，机制分析的结果表明，虽然家庭撤回储蓄作为应对特殊收入冲击的第一道防线，但他们将盈余储蓄了很久，以应对未来的风险。在储蓄较少的家庭中，借款，尤其是从当铺借款，是第二道防线。在相对脆弱的家庭中，也观察到了为应对户主收入冲击而增加的妻子和孩子的劳动力供应。本研究记录的战前日本城市工厂工人家庭的风险应对行为表明，他们利用可用的临时收入来源和调整劳动力供应，部分应对了特殊的收入来源。

虽然应该更详细地研究非正规保险（如亲戚礼物）的潜在作用，但这项研究的结果揭示了风险应对机制，并比传统观点更清楚地说明了城市工人阶级家庭的消费平滑行为。本研究在系统的实证背景下提供了历史消费收入弹性的首次估计，以检验完全风险分担假设。鉴于历史面板数据的可用性不断增加，我的估计值可以作为未来经济史研究评估消费随时间推移的平滑行为的基准。参考文献[1]Attanasio、Orazio P.和Sonya Krutikova。“信息不对称网络中的消费保险：来自坦桑尼亚的证据。”《欧洲经济杂志》（Journal of European Economict）儿童收入为正的家庭年-月单元占总观察值的比例：13岁及以上儿童家庭的比例为25%，而12岁及以下儿童家庭的比例仅为1%。协会18，第4号（2020）：1589–1618。[2] Attanasio、Orazio P.和Luigi Pistaferri。“消费不平等。”《经济展望杂志》第30期，第2期（2016）：3-28。[3] 贝恩斯、达德利和保罗·约翰逊。“他们跳槽了还是被推了？1929-1931年，伦敦劳动力市场中老年男性的退出。”《经济学杂志》第59期，第4期（1999）：949-971。[4] 巴西诺，让·帕斯卡。“日本的不平等（1892-1941）：身高、收入和健康。”《经济学与人类生物学》第4期，第1期（2006）：62-88页。[5] Bloom、David E.和Je Offery G.Williamson。“新兴亚洲的人口转型和经济危机。”《世界银行经济评论》第12期，第3期（1998年）：419-455。[6] 1878-1913年婴儿死亡率的下降：早期疾病保险计划的作用《经济史杂志》第70期。

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晶须末端的帽状物分别显示下相邻值和上相邻值。资料来源：作者来自大阪市劳动研究局（1919-1920）。0.000.250.500.751.001.251.501.75密度-2.5-2.0-1.5-1.0-0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5Log-月处置收入差异（a）可支配收入0.000.250.500.751.001.251.501.75密度-2.0-1.5-1.0-0.5 0.0 0 0 0.0 0 0 0 0 0 0.5 1.0 1.5 2.0Log-月总支出差异（b）支出-4.0-3.5-3.0-2.5-2.0-1.5-1.0-0.50.00.51.01.52.02.53.03.54.0日志-月支出差异-3.0-2.5-2.0-1.5-1.0-0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0月处置收入的对数差异（c）相关性图2：可支配收入和支出的对数差异项目：可支配收入和支出的对数差异分布分别如图2a和2b所示。可支配收入是指不含税的收入。图2a和2b中的红色实线分别表示每月可支配收入和支出的对数差异平均值。图2c描述了每月可支配收入和支出的对数差异之间的相关性。