Page 126 - 《社会》2017年第3期

教育的同型婚姻与中国社会的家庭工资收入不平等： １９９６ — ２０１２

１． 选择一个要检验的统计量，即 犛 （ 犜 ）。
２． 对初始的数据计算 犛 （ 犜 ）。
３． 不 断 随 机 地 重 复 排 列 观 测 值 并 在 每 一 次 重 新 排 列 后 计 算 犛
（ 犜 ），从而获得 犛 （ 犜 ）的置换分布。
４． 根据初始数据 犛 （ 犜 ）与其置换分布临界值的相对关系，选择接
受或拒绝原假设。
当初始数 据 的 犛 （ 犜 ）难 于 处 理 时，可 以 把 它 的 数 值 转 化 为 排 序
（ 狉犪狀犽 ）并实施类似的步骤。显然，置换检验的一个充分条件是在原假
设下观测值可以彼此交换。与之类似的另一个重复抽样方法是自展法

（ 犫狅狅狋狊狋狉犪 狆 ），其与置换检验相比主要区别在于置换检验的重复排列相
当于无放回抽取，而自展法是有放回抽取，也就是说经过自展法得到的
数据中可能出现重复的观测值。
在本研究的实际操作中，即按照一定的条件重新分配夫（或妻，择
一即可）的家庭编号，再通过编号与配偶进行匹配。重新匹配之后计算
家庭工资收入总和，再对该次模拟计算泰尔指数并记录在案。
如果打乱编号的过程是在全部家庭范围内发生的，那么获得的泰
尔指数反映的就是在社会成员完全随机选择配偶的前提下，家庭工资
收入不平等的程度。经验来看，这一不平等程度未必是最低的，但与实
际情况相比随机配对的结果应该较低，因为实际上人总有某种正向的
选择偏好。
在此基础上，我们可以逐步加入定类变量，探讨其影响。置换检验
可以通过对协变量的控制考察不同因素对 犛 （ 犜 ）的影响。控制协变量
有两种策略：有学者（ 犌犪犻犾 ， 犲狋犪犾． ， １９８８ ）建议先通过参数方法（例如线
性回归）剔除协变量与 犛 （ 犜 ）的函数关系，再对残差进行置换检验；另一
种方法是限制随机化（ 狉犲狊狋狉犻犮狋犲犱狉犪狀犱狅犿犻狕犪狋犻狅狀 ）（ 犈犱 犵 犻狀 犵 狋狅狀 ， １９８３ ），如
果协变量取值较少，那么可以在协变量的不同组合构成的组内进行置
换检验，从而剔除协变量的影响。
具体来说，如果仅在同一户口身份的丈夫之间重新分配其编号，再
与编号未改变的妻子进行匹配，那么虽然每次模拟某一个特定案例匹
配到的丈夫未必相同，但所匹配到的丈夫总与其观察数据中的丈夫具
有相同的户口身份。这就意味着，户口身份的联合分布保持不变。也
就是说，这时候观察到的泰尔指数是控制了户口这一变量的联合分布

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