这项调查是针对25岁或25岁以上的兄弟姐妹进行的，无条件就业，截至2014年的每轮调查的平均值。我们发现，在0.07个对数点（SE=0.12）处，无统计学意义的较小影响。使用美元（2014美元）代替原木收益产生的负面影响仍然没有统计意义，为-999美元（SE=1507美元）。总之，尽管我们估计的较大置信区间包括了Deming最初估计的影响，但Head Start并没有为Deming（2009）队列兄弟姐妹带来明显的成人收入增长。29 Johnson和Jackson（2019）采用动态互补设计（即利用时间上分离的两个外源性变异源）分析了1976年之前出生的兄弟姐妹的早期队列。他们发现了一个更大、更精确的估计：在4岁时就开始先发制人，即面对平均先发制人的支出而不是没有支出，再加上（并且对）平均公共K-12支出敏感，贫困儿童（从20岁到50岁）的收入提高了0.10个对数点（SE=0.02）。30这些从不同的识别策略和早期队列中产生的积极估计值与Deming的预测值接近，但与我们的估计值相关的变化和不精确性，突出了监测跨队列趋势对起步影响的重要性。总的来说，我们的分析显示了大规模幼儿教育计划的不同影响。家庭特征（如母亲年龄）中反事实条件的变化预测了长期结果的跨队列差异。

此外，20世纪80年代至20世纪10年代期间，经济状况调查支出的大幅增加，以及项目质量的可能变化（例如，由于入学人数的急剧和持续增长），也有助于解释这些变化（路德维希和菲利普斯，2008），以及劳动力市场条件的变化和特定形式的人力资本随时间的回归。随着时间的推移，人力资本回报的变化可能会导致较新出生队列的个人在教育成就方面的投资低于较老出生队列的个人。我们的研究结果表明，提前开始对“懒惰”（即未就业或未入学）产生负面影响，并且对最近出生的队列而言，“一些大学入学”，但对早期队列而言则不是如此，这支持了这一说法。总的来说，本文认为，理解和引出早期技能形成的途径以及潜在的后续互补性可能是基础人力资本研究和教育政策的一个重要优先事项。这些发现的新颖性，再加上在这段时间内选择过程中可能出现未观察到的变化，使得有必要使用补充身份识别策略对最近的领先参与者队列进行进一步研究。注释1。在线附录S1中提供了有关先发制人短期和中期影响的文献概述。2、例如，Johnson和Jackson（2019）计算出，对于参加Head Start的儿童来说，K-12支出增加10%可以提高0.4年的教育成就，收入提高20.6%；并减少了被监禁的可能性。Deming（2009）家庭固定效应估计样本中近95%的儿童出生于1976年至1986年间。其余5%的儿童出生于1970-1975年间。4.

Deming（2009年）使用的成年期总结指数包括高中毕业、大学出勤率、青少年生育、懒惰（即既不工作也不上学）、犯罪和健康状况不佳。5、本文使用的FFE分析样本包括1970-1996年CNLSY出生队列。6、收入按1994-2014年平均收入的对数计算，并根据年龄和调查年份进行调整。7.Carneiro和Ginja（2014）、Bauer和Schanzenbach（2016）以及Barr和Gibbs（2019）的起步影响估计基于包括1990年代出生队列的样本。然而，这些研究并没有系统地估计出生队列在不同时间段的领先影响。相反，主要结果是基于总体样本的分析，包括20世纪80年代末和90年代初的较新出生队列，以及20世纪70年代初和80年代初至80年代中期的较老出生队列。第三个限制适用于补充队列：考虑到2000年之前的兄弟姐妹资格，不包括已经属于Deming队列的兄弟姐妹（即根据规则1和2选择的）；正是在这个意义上，这个新的群体是戴明群体的补充。在组成补体队列的所有兄弟姐妹中，78%的人在1990年后已年满四岁（75%的人是先发制人）。正如在Deming（2009）和所有队列中一样，原始NLSY79对低收入白人的过度抽样被排除在外。最后一点，Deming队列和补体队列的总和小于组合队列样本的大小，因为兄弟姐妹有更多机会满足后者的家庭固定效应资格标准。例如，在有些情况下，德明队列中的家庭在晚年又有一个或多个孩子，这些孩子的年龄不符合德明队列的条件，但其年龄足以成为补充队列的候选人。

然而，要纳入补充队列，这些适龄儿童需要在起步阶段表现出不同的参与程度。因此，有一个孩子的家庭自动被取消补充队列的资格，有多个新孩子的家庭也将被排除在外，除非这些孩子在起步阶段表现出不同的参与。无论他们是否被纳入补充队列，这些情景中的每个儿童都将被纳入组合队列样本。NLSY79源于武装部队职业能力倾向测试组合，武装强制资格测试（AFQT），包括算术推理项目；数学知识；词汇知识；和段落理解。10、Deming（2009）提出了三种学龄前状态（即：领先；其他学龄前；无学龄前）和种族/族裔亚组的这些特征。为了保持表1的可管理性，只显示了领先的总体平均值，而不显示学龄前状态（反事实）。有关其他学龄前状态的详细信息（以及种族/族裔分组），请参见在线附录表S2-S4。当对至少两个兄弟姐妹做出不同学龄前状态选择的家庭进行限制时，样本量减少了（见数据小节，规则2）：Deming的队列减少了66%，补充队列减少了41%；合并后的队列增加了45%。然而，在两种类型的样本以及所有队列中，所选家庭特征的变化似乎非常相似（表1）。11、当比较起步和其他“学龄前”状态时，差异更为显著（见在线附录表S2）。12

这两个变量均来自CNLSY跨轮项目，询问受访者在最近一轮调查访谈之日完成的最高分数。回答被重新编码为完成学业的同等年限（例如，如果回答者回答“高中毕业生”，则被重新编码为12；“完成相关学位”被重新编码为14；等等）。我们选择将所有35岁以上的受试者合并为一个出生队列假人，以确保在回归调整之前有足够的样本量（N=589）。对于所有其他出生队列，样本量至少为300次观察。可以说是任意选择的35年阈值是为了能够获得先验的有效输入。与Deming（2009）一样，在回归模型中估计起步影响时，这些协变量的缺失数据用相应的样本平均值进行了插补。对于每一项，还包括估算回答的二分指标。15、与Deming（2009）一样，包括治疗前协变量指数的变量首先都与成人期总结指数呈正向关系。例如，性别（男性）、年龄（老年人）或在孩子出生至3岁期间住在家中的祖母等变量与结果呈负相关。他们的相关方向被逆转，将他们的符号乘以-1。然后对所有协变量进行标准化，并将其聚合成一个指数，然后再进行标准化（平均值=0；标准差=1）。16、Deming（2009；第123-124页）在估计对学龄认知测试指数的影响时使用了类似的方法。17、根据类似趋势，Deming（2009）根据Altonji、Elder和Taber（2005）关于该主题的开创性工作得出结论，即从模型（3）获得的估计值为起步因果影响的下限。18

自始至终（见在线附录，表S10-S13），我们考虑了与Deming（2009）相同的人口统计学分组。查看在线附录表S10“成年指数”列，对于组合队列样本，大多数领先的影响也接近于零。一个例外是，母亲AFQT亚组1 SD低于NLSY79 AFQT经验样本平均值（在线附录表S10，底部面板）较低的兄弟姐妹。对于这些兄弟姐妹（810人），起步似乎对成年期总结指数产生了略微显著的积极影响（SD为0.11；SE为0.08）。这一估计值在Deming的队列中更高（0.38 SD，在1%水平上显著）。对于补体队列，影响要小得多（0.03 SD，SE=0.15），尽管该队列的估计值与Deming队列的估计值之间的差异检验未低于10%的统计显著性水平（p=0.15）。在补体队列中，母亲AFQT背景较低的兄弟姐妹比例也较小（0.21，而Deming队列中为0.41），这与两个队列之间观察到的总体家庭特征有利转变相一致（见表1）。19、关于个人总体和分组结果的所有估计，见在线附录表S11-S12.20。教育数据是使用CNLSY 2014年调查轮交叉变量获得的，调查对象的最高完成分数。21、对于戴明和补体队列来说，对“健康状况不佳”的先发制人影响是积极的（即，不自我认定为健康状况不佳）。这与Carneiro和Ginja《起步评估研究》（2014）中的一系列健康结果一致。虽然合并队列的估计值很小，但标准误差在零之间很好地平衡（图3；在线附录表S12）。22

虽然我们不能否认这些估计值之间的一致性，但我们发现，对于组合队列样本的“空闲”个体结果（即既不工作也不上学），男女之间的一开始有利影响差异（见在线附录，表S12）在统计上显著，约为8 pp。同样，对于补体队列，女性在“犯罪”结果（即是否参与司法系统）上有14%的优势。对于母亲智商背景低于平均成年指数（0.38 SD；SE=0.12）1 SD的兄弟姐妹亚组，起步影响是积极的，具有统计学意义；教育程度（完成学业0.45年；SE=0.23）；和收益（0.44个对数点；SE=0.20）。见在线附录表S13。24、我们与Deming（2009）一样进行了本节的分析，并考虑了相同的结果和年龄组。全套估计值汇编在在线附录表S12-S13和S19-S20中。其他“学前”影响评估在所有这些“非认知”结果上有类似的趋势（见在线附录表S12-S13）。在这一补充分析中，标准误差在家庭层面上进行了聚类。这些预测因子是根据戴明队列和补体队列之间平均协变量差异的大小和方向选择的。母亲在孩子出生时的年龄大约高出7岁，平均治疗前指数在统计学上对补体队列的领先参与者更有利（SD为0.20；SE为0.08）。28、我们还检查了对其他收入变量的影响，这次是CNLSY 2014年调查轮中可用的最新年度收入的自然对数。起步影响在统计上从未显著。29

收益（对数转换与否）回归估计非常相似，为0.05个对数点；SE=0.11-2014年1030美元；SE=1488，是否控制年龄而不是出生年份。如结果部分所述，对于Deming的队列，先上学前教育与不上学前教育相比，完成学业的时间增加了0.3年。根据卡德（1999年）对完成学业后每年约5%至10%的教育回报率的评估，我们可能会发现1%至3.5%的收入受到影响的证据。这一估计似乎对随后的K-12支出水平很敏感：加上K-12支出减少了10%，估计下降到0.03个对数点（SE=0.03），在10%的水平上不再具有统计意义。相比之下，K-12增加了10%，估计值跃升至0.17个对数点（p<0.01）。参考文献Anderson，K.、Foster，J.、David Frisvold，D.（2010）。健康投资：领先对吸烟的长期影响。经济调查48（3），587-602。Anderson，M.L.（2008）。早期干预效果中的多重推理和性别差异：对初学者、佩里幼儿园和早期培训项目的重新评估。《美国统计协会杂志》，103（484），1481-1495年。Bailey，M.J.、Sun，S.、Timpe，B.（2018）。贫困儿童预备学校：起步对人力资本和经济自给自足的长期影响。密歇根州安阿伯密歇根大学经济系未出版手稿。Barr，A.，&Gibbs，C.R.（2019年）。打破循环？幼儿期反贫困计划的代际影响。提交出版的手稿。Bauer，L.，&Schanzenbach，D.W.（2016）。先发制人计划的长期影响。政策报告。

从汉密尔顿项目网站检索：http://www.hamiltonproject.org/papers/the_long_term_impacts_of_head_start?_ga=2.58041645.688673869.1554397866-1708819741.1554397866 Blinder，A.（1973）。工资歧视：减少形式和结构估计。《人力资源杂志》，8（4），436-455。Card，D.（1999年）。教育对收入的因果影响。《劳动经济学手册》（第3卷，1801-1863页）。爱思唯尔。Carneiro，P.，&Ginja，R.（2014）。补偿性学前教育对健康和行为的长期影响：从头开始的证据。《美国经济杂志：经济政策》，6（4），135-73。Chetty，R.、Friedman，J.N.、Hilger，N.、Saez，E.、Schanzenbach，D.W.、Yagan，D.（2011）。你的幼儿园课堂如何影响你的收入？ProjectSTAR提供的证据。《经济学季刊》，126（4），1593-1660年。Cunha，F.、Heckman，J.J.、Lochner，L.、Masterov，D.V.（2006）。解释生命周期技能形成的证据。《教育经济学手册》，1697-812。Currie，J.，&Almond，D.（2011年）。五岁之前的人力资本发展。《劳动经济学手册》（第4卷，第1315-1486页）。爱思唯尔。Currie，J.，&Neidell，M.（2007）。进入领先质量的“黑匣子”：什么重要，什么不重要。《教育经济学评论》，26（1），83-99。Currie，J.，&Thomas，D.（1995）。先发制人有什么不同吗？《美国经济评论》，85（3），341-364。Currie，J.，&Thomas，D.（1999）。先发制人对西班牙裔儿童有帮助吗？。《公共经济学杂志》，74（2），235-262。Deming，D.（2009）。早期儿童干预和生命周期技能发展：从头开始的证据。《美国经济杂志》：应用经济学，1（3），111-34。Duncan，G.J.，&Magnuson，K.（2013）。投资学前教育项目。《经济展望杂志》，27（2），109-32。Frisvold，D.E.（2006）。

先发制人参与与儿童肥胖。SSRN电子期刊。Frisvold，D.E.，&Lumeng，J.C.（2011）。扩大接触：增加每天的起步时间能减少儿童肥胖吗？《人力资源杂志》，46（2），373-402。Garces，E.、Thomas，D.、Currie，J.（2002）。先发制人的长期影响。《美国经济评论》，92（4），999-1012。Heckman，J.J.，&Karapakula，G.（2019年）。佩里幼儿园项目的代际和代内外部性。NBER工作文件系列，25889。Heckman，J.J.，&Mosso，S.（2014）。人类发展和社会流动的经济学。《经济学年鉴》，6（1），689-733。Heckman，J.J.，&Pinto，R.（2015）。计量经济学中介分析：利用未测量和错误测量的投入，从实验估计的生产技术中确定处理效果的来源。《计量经济学评论》，34（1-2），6-31。Hoynes，H.、Schanzenbach，D.W.、Almond，D.（2016）。儿童进入安全网的长期影响。《美国经济评论》，106（4），903-34。Jann，B.（2008年）。线性回归模型的Blinder–Oaxaca分解。《国家统计局杂志：促进统计和国家统计局的交流》，8（4），453-479。Johnson，R.，&Jackson，C.（2019年）。通过动态互补减少不平等：来自先发制人和公立学校支出的证据。《美国经济杂志：经济政策》，11（4），310-349。Ludwig，J.，&Miller，D.L.（2007）。先发制人是否能改善儿童的生活机会？回归不连续设计的证据。《经济学季刊》，122（1），159-208。Ludwig，J.，&Phillips，D.A.（2008）。长的起步对低有收入的孩子。《纽约科学院年鉴》，1136（1），257-268。Miller，D.L.、Shenhav，N.A.、Grosz，M.Z.（2019）。

选择固定效应模型中的识别，并应用于领先。NBER工作文件系列，26174。瓦哈卡，罗纳德。(1973). 城市劳动力市场中的男女工资差异。《国际经济评论》，14（3），693-709。Thompson，O.（2018）。项目介绍中的Head Start长期影响证据。《人力资源杂志》，53（4），1100-1139。U、 美国卫生和公众服务部，儿童和家庭管理局。(2018). 提前启动计划信息报告。检索自：https://hses.ohs.acf.hhs.gov/pir/Table1、家庭特征从一开始就平均，没有学龄前状态从一开始就没有学龄前状态。

HS NoneDiff HS AllDeming的cohortcomplete cohortcoursed cohortsDeming的cohortcomplete cohortcoursed coursed cohortsPermanent收入完整样本32884[21810]39800[27539]35970[24830]42764[30000]61857[49704]52445[41989]-0.37/-0.49/-0.44-0.50/-0.47/-0.46固定效应子样本34672[25443]40465[29118]37571[26961]41587[27968]61793[53019]53939 8[45831]-0.26/-0.45/-0.41-0.35/-0.53/-0.48母亲<高中全日制样本0.24[0.43]0.12[0.33]0.19[0.39]0.24[0.43]0.12[0.32]0.18[0.38]0.01/0.01/0.020.15/0.14/0.18固定效应子样本0.28[0.45]0.14[0.35]0.20[0.40]0.22[0.42]0.12[0.33]0.16[0.37]0.12/0.06/0.110.23/0.15/0.21母亲一些大学完整样本0.28[0.45]0.40[0.49]0.33[0.47]0.25[0.43]0.44[0.50]0.34[0.48]0.08/-0.09/-0.02-0.07/-0.28/0.21固定效应子样本0.25[0.43]0.42[0.49]0.34[0.47]0.27[0.44]0.43[0.50]0.37[0.48]-0.04/-0.03/-0.06-0.13/-0.14/-0.15材料AFQTFull样本-0.61[0.61]-0.50[0.71]-0.56[0.66]-0.36[0.80]0.11[1.03]-0.12[0.95]-0.33/-0.63/-0.50-0.47/-0.78/-0.66固定效应子样本-0.62[0.61]-0.48[0.70]-0.54[0.66]-0.21[0.81]-0.01[0.99]-0.18[0.92]-0.31/-0.52/-0.43-0.40/-0.58/-0.50祖母教育完整样本9.16[3.09]9.69[3.08]9.39[3.09]9.45[3.23]10.41[3.39]9.92[3.35]-0.09/-0.22/-0.16-0.23/-0.37/-0.33固定效应子样本9.13[3.12]9.79[3.00]9.50[3.04]9.69[3.14]10.29[3.30]10.07[3.22]-0.18/-0.16/-0.18-0.23/-0.22/-0.24样本量1491193118573658样本量FE10981799注释。获得了整个队列和兄弟固定效应样本的平均值和标准偏差。对于Deming的队列/补充队列/组合队列（按顺序），报告了起步与无学龄前状态（差异HS无）之间以及起步与无学龄前状态+其他学龄前状态（差异HS All）之间的均值差异（SD单位）。

永久收入是报告年份内家庭净收入的平均值（以2014年美元计）。AFQT根据NLSY79得分的经验年龄分布进行年龄标准化，然后进行标准化（平均值=0；SD=1）。其他学龄前状态组的家庭特征记录在在线附录表S2中。Deming队列和补体队列之间的平均差异均在1%的水平上显著（祖母的教育除外；见在线附录表S2）。表2：。先发制人对队列成年期总结指数的影响先发制人学龄前值（HS=其他）R2Deming（2009）a测量周期B：1994-2004年样本量=1251[364/364]（1）0.140.08.470.12（0.07）（0.08）（2）0.270.11.120.59（0.08）（0.08）（3）0.230.07.080.62（0.07）（0.07）Deming的队列C测量周期：1994-2014年样本量=1251[364/364]（1）0.140.08.400.21（0.06）（0.06）（2）0.180.02.070.64（0.07）（0.09）（3）0.170.03.130.69（0.07）（0.07）补体共群测量周期：2004-2014年样本量=2144[497/795]（1）-0.120.03.010.24（0.06）（0.06）（2）-0.16-0.05.300.71（0.10）（0.08）（3）-0.15-0.04.150.73（0.07）（0.05）模型（3）e的p值（德明=补体）。01.64联合同居SF测量期：1994-2014年样本量=3738[951/1275]（1）-0.020.06.050.24（0.04）（0.03）（2）-0.010.01.780.61（0.01）（0.04）（3）-0.01-0.003.860.63（0.04）（0.04）注：成年总结指数（标准化）是6个指标的组合：高中毕业；大学出勤率；青少年父母身份；工作或上学；参与司法系统；健康状况不佳。

模型（1）：成人指数根据起步时间和其他学前参与指标，以及治疗前协变量和标准化永久收入进行回归；母亲AFQT评分；一个是母亲高中毕业的指标，一个是一些大学入学率的指标；兄弟姐妹的性别和年龄。模型（2）：与模型（1）相同，但仅具有家族固定效应，无治疗前协变量。模型（3）：与模型（2）相同，包括治疗前协变量。标准错误位于括号中，并在族级别聚集。以粗体字表示的估计值在5%或更低的水平上是显著的。戴明公布了结果。b结果测量期。c对于Deming的队列（与Deming 2009年相比），构成成年指数的个体结果延长至2014年。d补体队列包括符合与Deming（2009）相同标准的兄弟姐妹，但从1990年到2000年被发现符合条件。e p值=模型（3）中估计的Deming和补体队列影响之间的估计差异检验。f联合队列整合了Deming和补体队列。图1：。按队列划分的出生和结局时间范围注：就时间而言，组合队列样本（未显示）包括Deming和补体队列。边界终点是近似值，但它们包括每个分布的大部分：Deming队列和补体队列分别约为95%和85%。图2：。按学龄前儿童状况估计治疗前指数核密度注：分布平滑，密度通过Epanechnikov核函数估计。Kolmogorov-Smirnov试验均表明，在0.1%的水平上，比较密度之间不相等。图3：。

先发制人对成年指数的影响不同队列的个体结果注：测量周期显示在每个标签的右侧。影响以比例表示。Deming队列，N=1251；补体队列，N=2144；联合队列，N=3768。与此相反的事实是，没有学龄前儿童入学。错误条表示在族级别聚集的标准错误。评估的方向是，正值代表更有利的结果。图4：。提前开始长期影响注释：测量周期显示在每个标签的右侧。影响以标准偏差单位表示。对于两个队列，N=1251。回想一下，Deming（2009）的研究并没有估计起步对教育成就、大学毕业和收入的影响；因此，没有Deming（2009）bar对这些结果的估计。与此相反的事实是，没有学龄前儿童入学。错误条表示在族级别聚集的标准错误。图5：。领先对队列学龄结果的影响注：测量周期显示在每个标签的右侧。影响以标准偏差单位表示。Deming队列，N=1251；补体队列，N=2144；联合队列，N=3768。与此相反的事实是，没有学龄前儿童入学。错误条表示在族级别聚集的标准错误。评估的方向是，正值代表更有利的结果。Deming（2009）估计了对行为问题指数的影响（无统计学意义），但没有报告。