共同儿童抚养权立法对单亲母亲子女抚养权的影响外文翻译资料

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共同儿童抚养权立法对单亲母亲子女抚养权的影响

摘要：由于单身母亲在公共援助的优势，儿童救助在美国一直是一个有争议的政治问题。我们考察联合孩子监护权的改革对单身母亲的孩子方面支持影响的依据。联合监护权的制定提高接受来自单亲母亲儿童支持的概率为8%。对所有单亲母亲的影响是对离婚母亲的影响，作为独立的和从未结过婚的母亲都未受共同监护权改革的影响。我们的结论是共同监护权改革赋予的了离婚的母亲和他们的孩子最大好处，特别是那些不接受公共援助的母亲。
关键词：儿童抚养、子女抚养权、离婚

介绍

在美国因为孩子没有父亲监护权而得不到父亲经济支持的单身母亲，是一个巨大的负担。自上世纪70年代以来，州政府和联邦政府通过了一系列支持孩子执法（CSE）改革以减少单身母亲的依赖公共援助（贝勒和格雷厄姆1993）。在此期间，许多州也通过立法指导法院的利弊考虑共享孩子的监护权作为首选的监护安排（布里尼格和巴克利1998）。虽然公共政策已经压倒性地集中在获得和随后执行的儿童支持单身母亲的命令，联合监护儿童可能为父亲支付孩子的抚养费的额外的激励，因为他们能够花更多的时间和他们的孩子在一起和监督孩子支持支付花费（布里尼格和巴克利1998）。事实上，对家长有子女抚养奖，其中84.6%有联合监护权的安排，得到了一些孩子的支持，对比来看，为那些单一监护权安排的志愿劳工的支持接收率为61.5%。
一些研究显示，联合儿童监护安排增加支持孩子的收入水平（德尔博卡和利贝罗1998；黄等人。2003；皮尔森，1988），而其他人认为共同儿童监护安排对孩子的支持收入收据和水平没有影响）。在现有的文献中出现的不一致可能会在社会经济地位差异的结果（SES），反映了父母的教育，金融资源和准入法律制度以后的水平和从父亲的婚姻解体后决定继续（或缺乏）未观测到的特征。因为这些问题，很难估计共同儿童监护权对于单身母亲孩子支持率的因果关系。

规避这些问题的一种方法是使用在美国的儿童监护权改革的时机，作为一个自然的实验，以确定平均改革效果的政策变化，这提供了一个因果关系的解释联合儿童监护权改革的时机是联合监护安排普遍性的一个代表。虽然联合监护权法在分析中所用的分析并没有区分联合的法律和共同的身体监护权，共同法律上和共同人身上的安排的流行程度正好与共同监护权改革相似。因此，联合监护权改革对单亲母亲的儿童抚养依据产生影响，它将在各国的共同法律和联合实体案件中捕捉到大的转变。自然实验需要治疗和对照组。在这项研究中的治疗组是单身母亲生活在美国，采用的联合监护法律是在1993和1978之间。该对照组是单身母亲，他们生活在美国，在过去的调查中还没有采取联合监护的法律。

我们还提供了其他重要的扩展现有的文献。首先，我们估计共同监护权改革对于接受到未结婚，离婚的，分居的母亲的孩子支持的影响作用。其次，我们从接受公众的援助和那些谁不接受公共援助的单亲母亲的孩子支持率子样本，估计联合监护权改革的影响。对这些样本的单身母亲，可能提供了一个清晰的共同监护影响子女抚养收据的图片，这些母亲具有不同的速率接收联合孩子监护权的安排和子女抚养的收入。

对孩子支持率接收的数据是从3月的当前人口调查（CPS）从1978到1993。我们使用一个logit规格估计共同监护权改革对接收的所有单身母亲抚养孩子的概率的影响，从未结婚、离婚母亲、独立母亲的子样本和单身母亲接受或不接受公共援助的子样本分析共同监护权改革对接收的所有单身母亲抚的孩子支持的影响作用。我们发现一个统计上的显着，积极的影响，联合监护权改革的概率接受到所有单亲母亲孩子7%增长的支持。然而，所有单亲母亲的影响可能是因为对离婚的母亲的影响，分别检查时其接受儿童支持的概率增加了8%。我们没有统计证据链接共同监护改革得到从未结婚，分居母亲的孩子支持。

以收到公共援助的基础上不同的分区样本看出，共同监护权制度改革的效果不同。单身母亲谁不接受公共援助的单身母亲，共同监护权改革得到的孩子支持提高了8%。然而，离婚的母亲受益最多，随着共同监护权改革，接受儿童支持的概率增加了6%。不接受公众援助的从未结过婚、分居的母亲不受共同监护权改革的影响。对于接受公共援助的单亲母亲，联合监护权改革对接受儿童支持的概率没有影响。这一发现说明子样本中结婚、离婚和分居母亲是强大的。我们的结论是共同监护权改革赋予最大的好处在离婚的母亲。

论文的其余部分结构组织如下。第2节提供了孩子的监护权改革的背景信息，我们期待共同儿童抚养权改革影响单身母亲的孩子支持的依据理论预测，和以前的共同监护的影响的研究（包括实际保管分配和国家级改革）得到的单身母亲的子女支持。第3节讨论数据和计量经济学方法。第4节介绍结果。第5节提供结论性的阐述。

孩子的监护权立法

从20世纪20年代到60年代，各国有明确的规定，说明他们对儿童监护权的母亲的偏好（1994）。在上世纪70年代中期，大多数国家将明确制定监护权时更愿意选择母亲。1970年随着联邦统一婚姻和离婚法案的通过，性别中立会让儿童监护法律成为法院衡量儿童的最佳利益的标准。尽管这一法律的变化，法院在大多数情况下，继续将唯一监护权给与母亲。然而，在上世纪70和80年代，许多发达国家无论是明确规定或先例的裁决，有利于联合孩子监护权的安排（布里尼格和巴克利1998；凯利1994）。表1显示了各国共同监护权改革的时机。

许多基本因素促成了各国间的共同监护权法的广泛采用。首先，父母之间的分工开始改变。父亲开始参与了孩子的教养和其他家庭活动率较高，而母亲参与劳动力市场大幅上涨。传统的性别角色的重新定位，提供了一个政治的声音，父亲权益团体积极寻求平等的婚姻解除儿童抚养权。其次，从儿童发展的研究结果表明，父亲在儿童发展中的重要性。第三、第三、增加福利参与的单身母亲和优势的dead-beat”父亲拖欠抚养费为首的国家考虑，制定政策旨在解决与单亲母亲为首的家庭数量不断上升的问题。

儿童支持接收的联合监护权改革的理论预测

父亲在共同儿童监护权安排下更愿意支付孩子的抚养费是因为他们能有更多的时间陪伴孩子，能够更好地监督孩子的抚养费的分配。因此，这是我们期望共同监护改革增加单亲母亲抚养孩子的依据。我们也希望共同监护的改革涉及从未结过婚的、离婚的和分居的母亲：（I）对未婚母亲来说建立父子关系是一个障碍。但对于离婚和分居的母亲不是，可以获得孩子支持（贝勒格雷厄姆1993）。（ii）从未结过婚的父亲对他们的孩子可能会有更少的债务，与分居和离婚的父亲相比。（iii）共同监护安排对于未婚母亲离婚和分居的母亲相对较少。因此，我们期待联合监护权改革对儿童抚养权的影响较小—已婚的母亲。相比之下，我们期待共同监护权的改革，以增加接受离婚母亲的子女支持的概率。我们也期待改革涉及潜在分居导致离婚的母亲，有两点理由：（一）分居的母亲可能没有法院解决子女抚养权或子女抚养权的安排，因为未来离婚的不确定性。（二）一部分想要离婚的母亲可能不会离婚，因为成本高。很多母亲保持已婚状态是因为离婚的成本高。事实上，在我们的样本中，39%的分居的母亲没有一个高中学历，与它相比有41%的未婚母亲和只有23%的离婚母亲。Seltzer发现共同监护和抚养孩子都和SES积极正相关。因此，我们得出分居的母亲的孩子支持率受共同监护权改革的影响较小。

共同监护权制度改革的效果也应不同于单亲母亲的福利参与状况，主要有2个原因。首先，单身母亲接受公共援助是不可能有共同的子女抚养权，一个迹象表明，他们可能不接受共同监护权改革。相比之下，不接受公共援助的单身母亲更可能接受共同儿童抚养权。其次，这也是合理的，母亲接受公共援助的孩子的父亲是低SES和无力支付孩子的抚养费。第三，母亲再接受公共援助必须放弃福利机构对孩子的援助。这可能会减少父亲的支付费用和母亲寻求儿童支持奖（Roff 2008）。因此，我们得出联合监护权改革对那些不接受公共援助的单亲母亲有较小的影响。

表2为单母的儿童支持接收汇总统计。统计显示，离婚的母亲有最高的儿童支持率，分居母亲较低的儿童支持率，但从未结过婚的母亲的儿童支持率最低。从分配福利的参与状态的样本中看出，与18%的单亲母亲得到的儿童支持相比，48%的单亲母亲不接受公共援助。在未分区样本的情况下，不管福利参与状况，离婚的母亲有最高的孩子支持率，依次是分居的母亲，从未结婚的母亲。然而，对于那些不接受公共援助的孩子支持率比那些接受公共援助的孩子支持率高。

共同监护权和儿童支持

多项研究探讨儿童抚养权安排与子女抚养结局的关系。这些研究发现共同监护权和孩子支持的收入依据和水平现在正相关，而别人无法察觉到的两个变量之间的统计学意义。个体异质性、同时性偏差，缺乏具有全国代表性的数据，和难以找到一个有效的仪器都是常见的问题，当研究人员试图建立一种因果关系之间的联合保护和孩子支持的依据。

研究人员主要使用的工具变量（四）的方法，以确定儿童支持接收的联合监护的因果关系。为了一个工具是有效的，它必须有意义与共同监护的相关性但没有影响子女抚养费的依据（施泰格和股票1997）。用于儿童监护法律跨州的变化；然而，一个潜在的问题我在本文的样本过期共同监护改革多数（见表1）。数据来自家庭和家庭的全国性调查（NSFH）两波。大多数国家采取共同监护在1980年代的早期和中期。事实上，34国在样本之前开始制定共同监护的法律。因此，在全国各地仍然有变化，它减少了联合监护权改革的统计力量来预测联合监护权。我们相信黄等人的做法是最可靠的。他们用1992年到1998年的有效数据。他们的监护权安排统计是共同监护安排在美国的百分比。该统计预测共同监护权与在数据上孩子支持的依据无关，表明它是一个有效的工具统计。然而，他们研究的一个限制因素是，它是威斯康星州唯一代表。

确定共同监护孩子支持依据的因果效应的另一种方法是使用共同监护的改革在美国的时间，由布里尼格和巴克利他们使用国家级、面板数据和各州共同监护权改革实现鉴定时机。他们的研究结果表明，联合监护有统计学意义，共同监护权积极和有效的作用在子女支持的依据和相关方面。不幸的是，他们的样本在1986开始和结束在1994，监护权改革跨过期多数州（见表1）。特别的，从1986到1994，13个国家采取联合监护，同时31个国家采取在1986年代。因此，他们的样本期间不包括在美国共同监护权改革的大多数变化。另一个潜在的缺陷是未观察到的异质性，在国家层面，可能偏差估计。

我们的研究涵盖了以前的研究工作，并提供了一些扩展。类似于布里尼格和巴克利，我们使用共同监护权的改革在美国的时间作为一个源的问准实验数据来研究影响共同监护安排在收到孩子的支持。而不是使用国家级的面板数据，我们估计联合监护的影响单一母亲的全国代表性样本的改革，这使我们能够区分从未结婚，分居，离婚的母亲和单身母亲谁做和不接受普公共援助。共同监护权的改革很可能会影响到这些单身母亲不同，每个接收共同监护子女抚养安排和收益率不同。

我们认为，使用共同监护权改革在整个国家的时间变化来确定共同监护孩子支持依据的因果效应，一个比较好的方法采用第四的方法。我们通常认为，我们采取的自然实验的方法，以防止对dogeneity与政策变量相关；在共同监护的情况下，选择偏差是一个重要的问题。家庭层面的异质性可能会影响孩子支持依据，也与是否解散后的家庭有一个共同的监护安排相关。因此，我们相信差异（DD）方法生成的数据探讨影响共同监护的儿童支持依据，因为它使我们能够控制未观测到的异质性，通过分离的家庭陷入“treatment”和“comparison”组。然而众所周知的问题和DD估计有关，尤其是与政策相关的估计标准误差往往被低估了。为了解决这个潜在的问题，我们校对在状态时间级的标准。

我们的分析扩展了现有的文献中的以下方式。首先，我们能够确定儿童抚养子女抚养权安排的因果关系，对单亲母亲的子女抚养利用共同监护的改革在美国的时间变化为quasiexperimental数据（Angrist和回报2009）。二、样本跨度从1978到1993，超过42个州的时间采用共同监护。这提供了额外的差异，以确定的因果关系的联合监护安排的儿童支持单母亲的孩子在文献中对比。第三，共同监护和CSE改革相互独立不太可能，均是相同的立法议程的一部分。我们能够为这些法律的变化控制在一段时间内保持不变时，让双方共同监护和CSE改革发生。第四，我们估计联合监护权改革对未结婚、离婚、分居的母亲的子女抚养权的影响。第五，我们估计分别共同监护的参考作用ORM对单身母亲谁不接受公共援助，对于那些接受公共援助的孩子支持的依据。

数据与计量策略

我们使用的数据从3月CPS从1978到1993是关于进行共同监护的改革对单身母亲的孩子支持接收的影响。其他一些研究人员使用四月CPS支持孩子的补充（CSS）（贝勒和格雷厄姆1993；黄等人。2003）。利用四月cps-css的优点是对孩子的支持奖和保管分配信息的可用性，包括是否有共同监护安排。然而，这个信息是唯一可用的年后的法律改革指导法院考虑共同监护作为首选的保管分配多数。尽管这一优势，四月cps-css有几个关键的缺点：它是对单身母亲的孩子支持收入两年和收集信息较少的年比3月CPS。另一个限制是，调查在1979开始，并在明年的调查会在1982。这很重要，因为13个州在1982和1979之间采取联合监护法律。3月CPS有它在四月的CPS的优势：提供年度调查和对孩子的支持收入信息在每个调查年度报告。

研究和Pischke（2009）建议控制在国家水平（即CSE，S，G）是最重要的协变量的解析援助在政策变量效果与其他在fl的影响。这自然实验的方法规避与个体水平的未观察到的异质性的目的问题，需要额外的控制在国家层面确定fi阳离子。特别是，我们认为变量在CSE是最重要的是，你他们是平行立法议程部分。因此，它是重要的到联合估计托管改革对孩子支持收据单变量在CSE母亲坚持不变效果。这些变量包括未能你控制了寄生关系能导致密封保管改革和孩子支持单一母亲收据，像其他一些研究ES表明在确定孩子各CSE改革的重要性支

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