where Yi represents per capita non-

where Yi represents per capita non-remittances income, Xi is a vector of household
characteristics (demographic and location covariates), Hi is a set of characteristics of the
household head, and μi represents random shocks and possible unobserved heterogeneity in
income generation. Equation (1) can be estimated using the sub-sample of households that do
not receive remittances. The estimated coefficients then allow predicting the counterfactual
non-migration income for remittances-recipient households. In the absence of information on
migrant characteristics – which is the case of all the countries considered in this paper except
Haiti and Nicaragua – it is necessary to make some basic assumptions about the number and
the demographics of migrants. Following Rodriguez (1998) and Acosta et al. (2007), we
assume that, on average, remittances are sent by a single adult male family member. Another
needed assumption has to do with the education level of the migrant, which we assume to be
equal to the average years of education of other adults in the household.
One additional aspect that needs attention is that OLS estimates of equation (1) will
be inconsistent if μi is not independently identically distributed (i.i.d.). In other words, if
migrants are not randomly selected from the pool of households, estimates of equation (1)
based on the sample of households without migrants could suffer from selection bias. To
control for this possibility, we add to (1) a variable that represents the household’s
“propensity to not migrate or not receive remittances” (Mi*). This new term is calculated in
the context of the two-step estimation framework proposed by Heckman (1979). In
particular, we adopt the following model specification:

Mi Xi Hi ωZi υi * (2) = α1 + β1 + γ 1 + +
(no-remittances selection rule)
Yi Xi Hi i i = α + β + γ +θλ + ε 2 2 2 log (3)
(earnings equation for non-recipient households)
In practice, one can only observe the sign of the variable Mi*, which represents the
selection rule for no migration or not receiving remittances i.e. whether the household
receives remittances or not, which in turns is equivalent to a negative or positive value for
Mi*. Identification of this model requires an exclusion restriction: a set of variables Zi that are
13
related to the migration and remittances choice but which do not directly affect earnings for
households with non-migrants

Kết quả (Việt) 1:

Yi đại diện cho thu nhập bình quân đầu người không Kiều hối, Xi là một vector hộ gia đìnhđặc điểm (nhân khẩu học và địa điểm covariates), Hi là một tập hợp các đặc điểm của cácđầu hộ gia đình, và μi đại diện cho chấn động ngẫu nhiên và có thể heterogeneity hạt trongtạo thu nhập. Phương trình (1) có thể được ước tính bằng cách sử dụng các mẫu phân của hộ gia đình làmkhông nhận được Kiều hối. Các hệ số ước tính sau đó cho phép dự đoán counterfactual-di chuyển các thu nhập cho người nhận Kiều hối hộ. Trong khi không có thông tin vềnhập cư đặc điểm – đó là trường hợp của tất cả các nước được coi là trong bài báo này ngoại trừHaiti và Nicaragua-nó là cần thiết để thực hiện một số giả định cơ bản về số lượng vàsố liệu dân số di dân. Sau Rodriguez (1998) và Acosta et al. (2007), chúng tôigiả sử rằng, tính trung bình, Kiều hối sẽ được gửi bởi người duy nhất dành cho người lớn Nam trong gia đình. Khácgiả định cần thiết đã làm với trình độ học vấn của người nhập cư, mà chúng tôi giả định đượcbằng tuổi trung bình là giáo dục của những người lớn khác trong gia đình.Một khía cạnh khác cần chú ý là OLS ước tính của phương trình (1) sẽđược không phù hợp nếu μi không phải là phân phối độc lập hệt (i.i.d.). Nói cách khác, nếunhững người di cư không được chọn ngẫu nhiên từ các hồ bơi của hộ gia đình, các ước tính của phương trình (1)Dựa trên mẫu của hộ gia đình mà không có người nhập cư có thể bị thiên vị lựa chọn. Đểkiểm soát cho khả năng này, chúng tôi thêm vào (1) một biến đại diện cho các hộ gia đình"xu hướng để di chuyển hoặc không nhận được Kiều hối" (Mi *). Thuật ngữ này mới được tính ởbối cảnh của các khuôn khổ dự toán hai bước được đề xuất bởi Heckman (1979). Ởcụ thể, chúng ta áp dụng kỹ thuật mô hình sau đây:Mi Xi Hi ωZi υi * (2) = α1 β1 + γ 1 ++(không có-Kiều hối lựa chọn quy tắc)Yi Xi Hi tôi tôi = α + β + γ + θλ + ε 2 2 2 đăng nhập (3)(thu phương trình cho – nhận hộ gia đình)Trong thực tế, một trong những chỉ có thể quan sát các dấu hiệu của các biến Mi *, đại diện cho cáclựa chọn quy tắc cho các di dân không có hoặc không nhận Kiều hối tức là cho dù các hộ gia đìnhnhận Kiều hối hay không, mà lần lượt là tương đương với một giá trị tiêu cực hay tích cực nhấtMi *. Nhận dạng của mô hình này đòi hỏi một loại trừ hạn chế: một tập hợp các các biến Zi được 13liên quan đến sự lựa chọn di cư và Kiều hối, nhưng mà không trực tiếp ảnh hưởng đối với các khoản thu nhậphộ gia đình với di

Kết quả (Việt) 2:

nơi Yi phản ánh thu nhập đầu người phi kiều hối mỗi, Xi là một vector của các hộ gia đình
đặc tính (biến số nhân khẩu học và địa điểm), Hi là một tập hợp các đặc tính của
chủ hộ, và μi đại diện cho những cú sốc ngẫu nhiên và không đồng nhất không quan sát được có thể có trong
việc tạo thu nhập. Phương trình (1) có thể được ước tính bằng cách sử dụng phụ mẫu của các hộ gia đình mà
không nhận kiều hối. Các hệ số ước tính sau đó cho phép dự đoán đối chứng
thu nhập không di cư cho các hộ gia đình kiều hối nhận. Trong trường hợp không có thông tin về
đặc điểm di dân - đó là trường hợp của tất cả các nước xem xét trong bài viết này, ngoại trừ
Haiti và Nicaragua - đó là cần thiết để làm cho một số giả định cơ bản về số lượng và
nhân khẩu học của người di cư. Sau Rodriguez (1998) và Acosta et al. (2007), chúng tôi
giả định rằng, trung bình, kiều hối được gửi bởi một thành viên gia đình nam duy nhất của người lớn. Một
giả thiết cần có để làm với trình độ học vấn của người di cư, mà chúng tôi giả định là
bằng với năm trung bình của giáo dục của người lớn khác trong gia đình.
Một khía cạnh khác cần chú ý là OLS ước tính của phương trình (1) sẽ
được không phù hợp nếu μi là không độc lập phân phối giống nhau (iid). Nói cách khác, nếu
người di cư không được lựa chọn ngẫu nhiên từ các hồ bơi của các hộ gia đình, ước tính của phương trình (1)
dựa trên mẫu của các hộ gia đình không có người di cư có thể bị sai lệch chọn lựa. Để
kiểm soát được khả năng này, chúng ta thêm vào (1) một biến đại diện của hộ gia đình
"xu hướng không di chuyển hoặc không nhận kiều hối" (Mi *). Thuật ngữ mới này được tính toán trong
bối cảnh dự toán hai bước khuôn khổ của Heckman (1979) đề xuất. Trong
Đặc biệt, chúng tôi áp dụng các mô hình kỹ thuật sau:

Mi Xi Hi ωZi υi * (2) = α1 + β1 + γ 1 + +
(không có tiền gửi về quy tắc lựa chọn)
Yi Xi Hi ii = α + β + γ + θλ + ε 2 2 2 log (3)
(thu nhập phương trình cho các hộ gia đình không nhận)
trong thực tế, người ta chỉ có thể quan sát các dấu hiệu của biến Mi *, đại diện cho các
quy tắc lựa chọn cho di trú hay không nhận được tiền tức là cho dù các hộ gia đình
nhận kiều hối hay không , mà lần lượt tương đương với một giá trị tiêu cực hay tích cực cho
Mi *. Xác định mô hình này đòi hỏi phải có một hạn chế loại trừ: một tập các biến Zi có
13
liên quan đến sự lựa chọn di cư và kiều hối nhưng không trực tiếp ảnh hưởng đến thu nhập của các
hộ gia đình với người không di cư