本文研究了中年劳动者工作视界的提高对其15-29岁子女学业转换的影响。我利用了2012年意大利Fornero改革导致的父母工作范围的变化，该改革突然改变了领取养老金资格的社会保障缴费年龄和年限要求。在多价值处理环境下，利用差异中的差异策略，研究表明，改革导致的母亲工作视野的增加导致其子女寻找第一份工作的可能性增加，而这些子女成为学生的可能性降低。这种影响在男性后代、年龄在15-21岁的后代、母亲没有大学学历的后代以及意大利南部的后代中更为明显。父亲对子女的学生身份或任何劳动力市场结果没有显著影响。这些发现背后的机制包括改革导致母亲比父亲的工作时间更长，以及由此对母亲终身收入的积极影响。
截至2023年，意大利65岁及以上的人口占24.1%，是欧洲老年人口比例最高的国家。这与2021年每名妇女生育1.3个孩子的生育率下降相结合，脚注2称为“最低低”生育率(Kohler et al. 2002)，在过去三十年中，这给意大利社会保障体系的财政可持续性带来了巨大压力。此外，意大利青年进入成年期较晚也是独一无二的。与其他欧洲国家相比，意大利人上学的时间更长，进入劳动力市场的时间更晚，与父母住在一起的时间更长，结婚和生孩子的时间也更晚(Billari和Tabellini 2010)。截至2022年，意大利15-29岁的年轻人中约有19%是啃老族(未接受教育、就业或培训)，而欧盟的平均水平为11.7%。帕斯托雷等人(2022)估计，意大利18-34岁的人从学校到工作的平均过渡时间为2.5年，是欧盟最高的。意大利从学校到工作的漫长过渡期可以归因于“两级改革”带来的劳动力市场僵化。“两级改革”放开了对新员工使用临时合同的限制，同时保护了现有员工的工作保障。这也是学校教育系统的顺序性的结果，它将工作相关技能的发展推迟到完成正规教育之后(Pastore et al. 2020)。进入成年期较晚，尤其是劳动力市场，进一步缩短了养老金缴款的时间范围和税基。
自20世纪90年代以来，意大利政府实施了许多旨在减轻养老金制度负担的养老金改革。这主要是通过提高领取养老金的资格年龄来实现的，这增加了个人的工作年限，通过降低替代率(即养老金制度支付的退休前收入的百分比)，并通过从固定收益制度转向固定缴款制度。虽然现有的大多数研究都集中在养老金改革对那些在没有改革的情况下就会退休的老年工人的影响(直接影响)上，但一些论文研究了它对受改革影响但尚未退休的年轻工人的影响(透视影响)。最近，Carta和De Philippis(2021)表明，2012年意大利的养老金改革(称为Fornero改革)提高了最低退休年龄(MRA)，有资格获得养老金福利，导致45-59岁妇女的劳动参与率和就业率显著增加。对于45-64岁的男性，这些结果没有明显增加。然而，由于退休后的每月养老金收入通常低于受雇期间最后几年的月收入，由于改革而增加的工作范围可以被视为受影响个人可支配收入和工作保障的增加。
在本文中，我调查了养老金资格规则的变化对受影响父母后代的教育和劳动力市场结果的影响。由于推迟退休，父母的收入增加可能会通过多种渠道影响子女的教育和就业决定。由于上学是一种正常的商品，父母一生收入的增加可能会导致他们投资于子女的高等教育，这样子女就可以获得高等教育成就的回报。这也符合意大利文化的特点，即强烈的文化联系，父母更喜欢和孩子住在一起。先前的证据表明，如果同居对父母来说是一件“好事”，对年轻的成年子女来说是一件“坏事”，那么意大利的父母愿意通过牺牲一部分消费来“贿赂”他们的孩子，让他们在家里呆得更久(Manacorda和Moretti, 2006)。由于孩子离开父母家，意大利父母的健康和生活满意度也受到负面影响(Mazzuco, 2006年)。因此，父母终生收入的增加可能会促使他们的子女在学校呆得更久，以推迟他们离开巢穴的时间。另一方面，如果高等教育的回报很低，子女可能希望父母资助他们第一次找工作，这既昂贵又耗时。在意大利，截至2011年，受过高中教育的人从学校到工作的过渡时间为2.57年，而受过高等教育的人则为1.77年(Pastore et al. 2020)。由于与其他可比的欧盟国家相比，意大利的高等教育回报率较低(Depalo 2017)，由于较长的工作年限，终身收入的增加可能会增加父母承担额外成本的可能性，因为他们的子女在教育程度较低的情况下首次找工作，并帮助他们早日从学校过渡到工作。因此，父母较长的工作年限对子女的教育和劳动力市场结果的影响是模糊的。
为了检验父母工作时间的增加对子女教育和劳动力市场决策的影响，我利用了2012年的福内罗改革，该改革将意大利工人的平均MRA提高了四年。由于这项改革是由意大利政府独立于子女的教育和劳动力市场决策实施的，因此它提供了父母劳动供给的准实验性变化，可以用来估计父母工作范围增加对子女结果的因果影响。养恤金资格要求是根据若干因素确定的，例如年龄、向社会保障制度缴款的年数、性别和就业部门(私营、公共或自营职业)。意大利银行的家庭收入和财富调查(SHIW)提供了每个变量的详细个人水平数据，可以精确计算个人MRA的增长。利用2006-2016年的队列数据，我研究了改革导致的父母工作视野的增加如何影响15-29岁子女的教育和就业结果。15 - 29岁这一年龄段是受啃老族定义的推动，啃老族通常是为这一年龄段定义的，在意大利，15岁的人也有合法工作资格。我使用了一种类似于Bertoni等人(2018)和Carta和De Philippis(2021)的多值处理差分技术，该技术利用了基于年龄、性别、贡献年限和就业部门定义的细胞内MRA增长的变化。我的研究表明，母亲工作时间每增加1年，15-29岁的子女首次找工作的可能性就会增加1.96个百分点(19%)。由于母亲的平均工作年限增加了5.2年，这意味着子女平均第一份工作的概率增加了10.19个百分点(98.8%)。与此同时，由于母亲的MRA增加了一年，子女成为学生的可能性降低了1.97个百分点(3.53%)。这意味着平均后代成为学生的概率下降了10.24个百分点(18.36%)。这表明，受影响母亲的子女已经离开学校，开始寻找第一份工作。受影响的父亲对子女的教育和劳动力市场结果的影响在很大程度上是微不足道的。我对受改革影响的工作母亲和父亲的终身收入增长进行了模拟，结果显示，平均母亲的终身收入平均增长为82,054欧元，是平均父亲增长32,492欧元的2.5倍。我还表明，由于这项改革，母亲们预计他们的工作视野平均会显著增加，而父亲们则不会。因此，可以解释主要结果的可能机制是，由于意大利教育的低回报，后代开始寻找他们的第一份工作，而不是继续上学。寻找工作既昂贵又有风险，但成功预测到未来收入增长的母亲一生收入的增加却有助于这种寻找工作的过程。
我还根据15-21岁和22-29岁子女的年龄、性别、意大利北部和南部以及母亲的教育成就分别探讨了改革效果的异质性。我发现，改革对意大利南部15-21岁的男性子女和没有大学学位的母亲的子女产生了更强的从学校到工作的过渡效应。我还展示了结果对不同规范的鲁棒性。
本文涉及到关于养老金改革对未处于退休边缘的中年劳动者的“视角效应”的文献。这一文献是相对较新的，相比于“直接影响”的文献养老金改革对老工人谁会在没有养老金改革退休。Hairault et al.(2010)表明，由于1993年法国社会保障改革将最低退休年龄从60岁提高到65岁，距离退休的距离对工人的就业有影响，55-59岁的就业率增加。Montizaan等人(2010)利用荷兰2006年的养老金改革，该改革取消了慷慨的提前退休养老金福利，并为许多工人创造了推迟退休的激励，以表明它增加了他们对培训计划的参与。同样，Brunello和Comi(2015)使用意大利的数据表明，由于90年代末和2000年初的养老金改革增加了意大利工人的培训参与，MRA的增加。(Grip et al. 2012)表明，上述2006年荷兰改革导致受改革影响的工人心理健康显著下降。Bertoni等人(2018)表明，在41-54岁的意大利工人群体中，2004年意大利社会保障改革导致的MRA增加增加了促进健康的行为，其形式是增加了定期锻炼的可能性，降低了肥胖的可能性，增加了对自己健康感到高度满意的可能性。Carta和De Philippis(2021)表明，2012年的Fornero改革显著提高了45-59岁意大利女性的劳动力市场参与度、就业率和失业率。尽管这些影响对于45-64岁的意大利男性来说几乎是微不足道的，但他们发现，妻子工作时间的增加对丈夫在家庭中的劳动力市场参与产生了积极而显著的影响。
本文还涉及到关于父母离开巢穴和意大利人进入成年期较晚的文献。Pastore等人(2020)表明，2017年，意大利18-34岁人群从学校到工作的平均过渡时间为2.88年(34.56个月)，受过高等教育的人比接受义务教育的人短46个月。Bertoni和Brunello(2021)估计，每1000名因Fornero改革而就业的当地老年工人中，当地青年和壮年就业人数分别减少273人(- 0.86%)和199人(-0.12%)，老年就业人数增加833人(+2.70%)。Manacorda和Moretti(2006)认为，意大利父母愿意将他们的部分消费转移给他们的后代，以激励他们留在家里。他们利用1992年意大利养老金改革提高了工人的退休年龄来证明，父亲的年收入每增加10%，18-30岁的男性与父母同住的比例就会增加10%。Mazzuco(2006)发现，离家儿童与父母对其主要活动、经济状况、家庭状况和自报健康状况的满意度指数呈负相关。Becker et al.(2010)基于包括意大利在内的12个欧盟国家的研究发现，年轻人对工作不安全感的感知增加和父母对工作不安全感的感知减少与年轻人与父母同居的增加相关。Billari和Tabellini(2010)概述了研究文化和经济因素对为什么意大利人进入成年期较晚的作用的文献。Giannelli和Monfardini(2003)表明，预期收入、当地劳动力市场条件和住房成本在拥有高中文凭的意大利年轻人决定是留在父母家中还是组建新家庭方面发挥着重要作用。Chiuri和Del Boca(2010)利用欧洲共同体家庭小组表明，年轻女性比男性早2-3年离开父母的家，并且对家庭结构和劳动力和抵押贷款市场等制度因素更敏感，强调了性别差异在父母离开巢穴中的重要性。Parisi(2008)表明，南欧国家的年轻人推迟离开父母家，因为这可能会增加他们变穷的机会。
据我所知，目前还没有关于养老金改革对下一代的“透视效应”的研究。本文通过调查和提出关于代际视角对福内罗改革中学校到工作转变的影响的新估计，为文献做出了贡献。意大利是欧盟中从学校到工作过渡时间最长的国家，而且这一过渡时间多年来一直在恶化。这篇论文揭示了新的证据，说明父母工作时间的增加如何导致子女从学校到工作的早期过渡。
本文组织如下:第3节概述了Fornero改革及其对最低退休年龄的影响。第4节描述数据，第5节介绍实证方法，第6节介绍结果，第7节总结。
意大利的公共养老金体系提供了两种主要的退休方案，即老年方案和年资方案。在老年计划下，人们可以在达到一定年龄后退休，而在工龄计划下，人们可以在向养老金系统缴纳一定年限后退休。1992年以前，根据老年计划，意大利私营部门雇员和自营职业者在60岁时可以获得养恤金资格，公共部门雇员在65岁时至少有15年的供款。根据资历计划，如果他们在私营部门至少有35年的贡献，在公共部门至少有25年的贡献，他们就可以退休(Angelini et al. 2009;Bertoni and Brunello 2021)。意大利养老金制度在20世纪90年代进行了一系列改革，旨在通过推迟最低退休年龄和减少养老金福利来提高该制度的财务可持续性。1995年，养恤金福利计算制度由固定收益制改为固定缴款制。
截至2011年，老年制度下的养老金资格要求是，1996年1月1日之前(之后)开始工作的个人，女性年龄为60岁，男性为65岁，至少有20年(5年)的缴费。根据资历计划，个人需要累积至少40年的供款，才有资格获得全额养老金福利。第三个方案,称为“配额制”特征也存在养老金资格的年龄和年为例,截至2011年,普通员工退休的人将有资格获得“配额制度下,如果她的年龄之和是96年的贡献,如果她是一个公共或私营部门雇员和97如果她自由职业者(她必须至少60岁如果一个员工,如果是自雇人士，且供款至少35年，则为61岁)。Fornero改革于2011年12月推出，并于2012年1月1日生效。到2020年，改革将所有工人(包括男性和女性)的老年退休资格提高到67岁，并至少缴纳20年的养老金。它还在2012年将根据资历计划退休所需的最低缴费年限从男性的40年提高到42年，女性的41年。2013年男性和女性的贡献年限分别提高到43年和42年，2014年男性和女性的贡献年限分别提高到44年和43年。改革废除了退休配额制度(Carta and De Philippis 2021)。因此，Fornero改革导致了MRA的突然意外增加，这对不同个体的影响不同，取决于年龄、性别、行业和累计缴费年限。这样就可以根据治疗强度的不同区分治疗组和对照组。表1概述了改革前后几年私营部门、公共部门和自雇人士在资历和配额制度下的养恤金资格规则。
表1工龄养老金资格规则
分析数据来自家庭收入和财富调查(SHIW)，这是意大利银行进行的两年一次的调查，包括分布在意大利300多个城市的约8000个家庭(20,000个人)。我使用了最近几年的数据，从2004年到2016年，年龄在45-59岁之间的女性至少有一个15-29岁的共同子女，45-64岁的男性至少有一个相同年龄的共同子女。因此，我在整篇文章中交替使用女性和母亲或男性和父亲这两个术语。年龄层选择的动机是这些人都是中年人，还没有到退休的边缘，因此可以估计“远景效应”，即由于MRA增加而预见到更长的工作时间。使用SHIW数据集是有利的，因为它包含有关年龄、性别、就业部门和个人缴费年限的详细信息，从而便于在某些假设下计算存在和不存在改革的MRA。它还载有关于个人的预期退休年龄以及他们是否有子女居住在家庭之外的有用信息，这些信息是检验识别假设所必需的。它还提供了个人退休后预期替代比率的信息，我将其用于由于改革而导致的终身收入变化计算。
由于改革导致的MRA变化计算为Tq=MRAq,2014 - MRAq,2010，其中q是基于年龄，性别，贡献年份和就业部门(私营，公共或自雇)四个因素定义的单元格。MRAq,2014年是在Fornero改革存在的情况下属于cell q的个人在2014年的最低退休年龄，MRAq,2010年是根据改革引入之前存在的2010年规则，在没有改革的情况下同一个人的最低退休年龄。因此，两者之间的差异代表了由于改革本质上是时不变的，个人工作范围的增加。它是时不变的，因为用于计算工人MRA增长的年份已固定为2014年与2010年的两年。请注意，使用2014年仅代表改革后的年份，使用任何其他改革后年份都不会改变这一Tq衡量标准，因为在考虑的所有改革后年份中，Fornero改革的退休规则都是相同的。2010年是计算Tq的最合适的改革前年份，因为它代表了Fornero改革实施前的退休规则。但是，对于mra的计算，需要做出一个重要的假设，即个人连续工作而没有不受雇的时期，因此在他们有资格领取养恤金之前，他们将继续缴纳未来的缴款。因此，在Carta和De Philippis(2021)之后，样本也被限制在那些强烈依附于劳动力市场的人身上。具体来说，对于女性来说，样本仅限于贡献至少10年和不到40年的女性。对于男性，样本被限制在贡献至少20年和不到40年的男性中。Carta和De Philippis(2021)认为，意大利社会保障研究所的记录显示，个人职业生涯中的不连续期集中在35岁之前(因为产假期或更长的学习路径)和60岁之后，在这种样本限制模式下，假设未来连续贡献所产生的可能误差被最小化。因此，我将45-59岁的母亲样本，至少贡献10年，不到40年作为“合格母亲”的样本，将45-64岁的父亲样本，至少贡献20年，不到40年作为“合格父亲”的样本。图1显示了母亲和父亲的MRA增加分布的直方图。MRA在2-7岁之间增加，但绝大多数母亲的MRA增加了7年，而大多数父亲的MRA增加了3年。
图1
Fornero改革对提高母亲(左)和父亲(右)最低退休年龄的影响。注:该图显示了45-59岁年龄组中至少有10年和不到40年供款的母亲(左图)工作年限增加的分布情况。右边的图表显示，年龄在45岁至64岁之间的父亲也有同样的情况，他们至少有20年的贡献，不到40年
表2显示了2004-2016年期间样本中符合条件的父母在整个样本期间的人口特征的一些描述性统计数据。母亲们大约51岁，有25年的贡献，由于Fornero改革，她们的工作年限平均增加了5.2年。其中85%的人已婚，55%的人拥有高中文凭。89%的人活跃在劳动力市场，86%的人有工作，4%的人没有工作。父亲们的平均年龄为53岁，贡献时间为30年，由于改革，他们的MRA平均增加了3.7年。97%的人已婚，47%拥有高中文凭，几乎所有人都活跃在劳动力市场，95%的人就业，5%的人失业。请注意，对于那些失业者，上一份工作的信息已用于随后分析中使用的就业部门。图1中的直方图显示了该样本中父亲和母亲的MRA的增加。大多数父亲(约47%)的工作年限增加了3年，因为在资历计划下，要求的供款年限从40年提高到43年，而母亲(约54%)的工作年限增加了7年，因为妇女的老年退休资格从60岁提高到67岁。表3和表4给出了相同变量的Tq或MRA增加的描述性统计，用于比较受Fornero改革不同程度影响的群体。
表2 Des父母的统计数字
表3 Des45-59岁母亲MRA增加的统计数据
表4 Des45-64岁父亲的MRA增加的描述性统计
对于后代样本，我认为上述父母的后代年龄在15-29岁之间，因为这是他们决定成为学生或进入劳动力市场的合适年龄范围。然而，考虑到这一年龄区间的上下两端的子女之间的改革效果可能存在异质性，6.2.1节也分别考虑了15-21岁和22-29岁年龄段的改革效果。表5提供了这些子代的描述性统计数据。他们大约21.6岁，54%是男性，39%来自意大利南部，55%是学生，15%是首次求职者，26%有工作，3.9%没有工作。表6和表7还分别提供了这些后代的母亲和父亲的MRA增加年数的比较。
表5 Des年龄在15-29岁的子女，有一个合格的母亲或一个合格的父亲或两者的记录统计
表6 Des母亲MRA增加对15-29岁子女的描述性统计
表7 Des父亲MRA增加对15-29岁子女的描述性统计
在SHIW数据库中有一个面板组件。然而，由于它只包括大约44%的兴趣样本中的家庭，并且只有14%的兴趣样本中的家庭在改革前后都被观察到，因此我没有使用面板组件进行分析。
摘要
1 介绍
2 相关文献
3.意大利养老金制度和福内罗改革
4 数据
5 实证方法
6 结果
7 机制
8 鲁棒性检查
9 结论
笔记
参考文献
致谢
作者信息
道德声明
附录
搜索
导航
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对工人MRA增加的治疗不是统一的剂量，而是不同的剂量，从2年到7年不等。因此，处理不是二元的，而是多值的。我利用双向固定效应(TWFE)模型，使用一种多值处理差分策略来估计父母对改革的暴露对其后代的影响。在多值治疗的情况下，TWFE模型需要一个更强的平行趋势假设版本来估计对被治疗者的平均治疗效果(ATT)或对被治疗者的平均因果反应(ACRT)，以排除两个不同剂量组比较产生的选择偏倚效应。在本节中，我将解释在二元处理设置中识别标准DID所需的假设，以及在具有多值处理的DID上下文中事情是如何变化的。对于这两种情况，我们都需要假设相同且独立分布的随机样本，在预处理期间没有需要处理的单元，也没有预期。根据这三个假设和“标准”平行趋势假设(即治疗组在没有治疗的情况下，治疗后的趋势与未治疗组在治疗后的趋势平行)，二元治疗情况下的ATT可以表示为:
其中Yt(1)为治疗组在治疗后的观察结果，Yt(0)为未观察到的缺失反事实，即治疗组在没有治疗的情况下在治疗后的结果。在上述四个假设下，二元治疗情况下的ATT是通过将对照组治疗后与治疗前结果的平均值之差与治疗组治疗后与治疗前结果的平均值之差进行差分来估计的。
在多值治疗情况下，不同的治疗单位接受不同剂量的治疗，我们需要引入按剂量的ATT概念。在这里，实际接受剂量b的治疗组接受剂量a的总当量可表示为:
我们经常考虑这个参数的特殊形式，即ATT(d∣d)，它是剂量d在实际经历剂量d的单位之间的平均效应。
我们还可以定义剂量d的平均治疗效果，ATE(d)=E[Yt(d)?Yt(0)]，它是所有单位中剂量d下潜在结果相对于未治疗潜在结果的平均差异，而不仅仅是剂量组d的平均差异(Callaway et al. 2021)。这里需要注意的一点是，ATT或ATE的估计需要存在未经处理的单位作为对照组。
虽然刚才描述的水平上的治疗效果告诉我们用特定剂量治疗的平均效果，但另一个重要的度量是治疗剂量增加的效果。这被称为治疗的因果反应。治疗第d剂量单位的因果反应定义为
被治疗者的平均因果反应(ACRT)由下式给出:
治疗第d剂量单位的平均因果反应由下式给出:
对于离散多值治疗，ACRT(d∣d)等于剂量水平dj与下一个最低剂量dj?1之间潜在结果的差异，而ACR(d)是整个人群中剂量单位变化的总体平均因果反应，而不仅仅是经历剂量d的单位(Callaway et al. 2021)。注意，即使在没有未经处理的单位的情况下，也可以实现ACRT和ACR的识别。只有不同单位的不同剂量的治疗才有必要进行鉴定。由于Fornero改革，所有考虑的工人都受到了一定程度的影响，所以我将重点放在ACRT和ACR的识别上，而不是ATT和ATE的识别上。顺便说一句，值得注意的是，在二元治疗的情况下，对被治疗者的因果反应和对被治疗者的治疗效果之间的区别并不存在。
为了识别ACR，我估计了以下TWFE模型:
（1）
其中，Tq是由于属于单元q的改革导致的父母最低退休年龄的增加，定义为MRAq,2014 - MRAq,2010，这是治疗强度的时不变度量;post2011t是一个假人，如果时间周期t是改革后，父母代表父亲或母亲，Yitq代表孩子i的不同结果(学生状态，第一个求职者，就业，未就业)，αq，父母是父母的细胞固定效应，Xitq是孩子的控制向量，包括父母的婚姻状况，区域-年互动，控制区域影响随时间推移，年龄-年互动，控制群体影响随时间推移，年龄区域相互作用通过区域和Tq控制队列效应，父母随时间的趋势控制宏观冲击随时间的可变影响，这些影响可能不同地影响属于不同细胞的父母?itq是一个随机误差项。β1是感兴趣的参数。但是，如果没有施加额外的假设，它并不能代表ACR。让我们详细地看看这一点。β1是DID系数，表示接受治疗剂量dj的组与接受治疗剂量dj?1的组之间结果平均变化的差异。数学上,
(ATT(dj?1∣dj)?ATT(dj?1∣dj?1))是一种“选择偏差”，如果实际接受剂量dj的组和实际接受剂量dj?1的组的剂量dj?1的ATT不相同，则可能出现这种“选择偏差”。这让我们引入了一个额外的假设，称为“强平行趋势”假设，如下所示:
这个假设说，任何给定剂量d的结果的平均变化在实际经历过剂量d的人和实际上没有经历过剂量d的人之间是相等的。
在这个假设下，
它代表了接受某种剂量治疗的所有单位对治疗的平均因果反应(见Callaway等人2021年的证明)。
值得注意的是，De Chaisemartin和d 'Haultfoeuille(2020)以及Callaway等人(2021)最近批评了TWFE估计器，因为它可以表示为潜在ATE参数的加权平均值，有时权重为负。在这种多值处理场景中，TWFE回归策略的另一种替代方法是使用Callaway等人(2021)提供的估计器，但由于他们的估计器在具有许多控制变量的复杂回归中应用缺乏实用性，因此我使用TWFE模型。分别运行模型(1)来估计符合条件的母亲样本(45-59岁，贡献至少10年，不足40年)对其后代的影响，以及符合条件的父亲样本(45-64岁，贡献至少20年，不足40年)对其后代的影响。请注意，在估计合格母亲对其后代的影响的回归中，这些母亲的丈夫可能是合格的父亲，也可能不是。同样，在回归估计合格父亲样本对其后代的影响时，相应的妻子可能是合格的母亲，也可能不是。标准误差按父单元聚类。Footnote 5由于改革，基准规范中回归母亲对后代影响的集群有852个，回归父亲对后代影响的集群有830个。
在本小节中，我将讨论Fornero改革对受影响工人共同居住的后代的影响。结果如表8所示，分别由15-29岁受影响母亲的样本(面板A)和受影响父亲的样本(面板B)的方程(1)估算得出。注意，这两个样本并不是相互排斥的，因为对于许多孩子来说，父母双方都受到了改革的影响。然而，在未来的8.3节中，我调查了这些估计的稳健性，我还提出了只有父母双方都受到改革影响的后代的结果。
表8 Fornero改革对15-29岁子女父母MRA变化的影响
表8的A组报告了母亲方面的改革对子女的影响。这个样本由7288个子代组成。但是，其中125个已被删除，因为它们是单一观察值(即按年龄、性别、贡献年限和就业部门定义的单元格中的唯一观察值)，因此不适合聚类。我们看到，母亲的子女成为学生的概率在统计上显著下降了1.97个百分点。由于55.77%的后代样本是改革前的学生，因此减少了3.53%。值得注意的是，这只是母亲MRA增加1年的效果。由于母亲的MRA平均增加了5.2年，因此改革的因果反应是(3.53 × 5.2)=18.37%的子女是学生的概率下降。由于母亲的工作时间每延长一年，子女找第一份工作的可能性相应地显著增加1.96个百分点。由于在改革前，只有10.3%的子女是首次求职者，这是19%增长的巨大影响。另外，由于母亲的平均工作年限增加了5.2年，因此子女首次就业的可能性平均增加了10.19个百分点(98.8%)。在统计上，对子女就业或不就业的可能性没有显著影响。这些结果表明，改革导致了子女从接受教育到寻找第一份工作的过渡增加。
从B组中，我们看到父亲并没有影响他们的后代成为学生、寻找第一份工作、就业或失业的可能性。这可以通过以下事实来解释:无论是在粗放型还是集约型边际，父亲都没有显著改变他们的劳动力供给(Carta和De Philippis 2021)。这些回归的基本平行趋势假设的有效性将在后面讨论。
在前一节中，我讨论了由于Fornero改革，只有母亲的工作范围增加了，这对她们的后代产生了重大影响。在本节中，我将通过探讨后代在年龄、性别、意大利北部与南部以及母亲的教育程度等方面所经历的影响的一些异质性来深入研究这种影响。
6.2.1 15-21岁和22-29岁后代的影响
用于分析Fornero改革影响的后代的15-29岁年龄组可能相当广泛，因为它包括处于学术或工作生活不同阶段的个人。有些人可能完成高中学业，决定是否继续攻读学士学位，而有些人可能完成学士学位，决定是否开始攻读硕士学位。有些人甚至在接近硕士学位课程结束时，正在决定是继续攻读博士学位还是找工作。由于教育的回报在这些不同的水平上是不同的，所以区分那些决定第一次上大学和找第一份工作的人与那些决定研究生学位和工作的人是很重要的。
在本节中，我将样本中的后代分为15-21岁和22-29岁两个年龄组。第一个群体预计主要包括高中学生和高中毕业后决定是否上大学的学生。第二类人预计将包括即将完成学士或硕士学位并决定是继续深造还是找工作的人。请注意，即使年龄范围的分界点从21岁开始在两个方向上略有变化，这些结果仍然成立。表9从母亲的角度展示了Fornero改革对这些子女的教育和劳动力市场结果的影响。如前一节所述，原始样本由7288名子女组成，他们的母亲符合条件，受到改革的影响。其中，15-21岁的有3611人，22-29岁的有3677人。然而，在表9中，报告了后代年龄层改革的异质效应，人们会注意到观察值的数量有一个小的偏差，因为一些观察值因为是单例而被丢弃，这使得它们不适合聚类。该表的注释提供了进一步的细节。我们看到，改革对15-21岁的子女的影响要比22-29岁的子女强得多。在15-21岁年龄段的孩子中，由于母亲的工作时间增加了一年，他们成为学生的可能性降低了3.12个百分点。由于改革前15-21岁的子女中有80.79%是学生，这相当于3.86%的效果。由于母亲们平均经历了5.2年的MRA增长，这意味着成为学生的可能性总共降低了20.07%。与此同时，15-21岁的子女成为第一个求职者的可能性增加了3.18个百分点。由于这些子女中有6.49%是改革前的首次求职者，这意味着由于母亲的MRA增加了1年，这意味着增加了49%，由于母亲的MRA增加了5.2年，这意味着总共增加了254.8%。结果很直观，因为选择硕士或博士等高等教育的个人比例低于选择学士学位的人。因此，在教育回报较低的意大利，最强烈的从学校到工作的过渡效应更有可能发生在高中毕业时，而不是在研究生或研究生大学学位课程结束时。
表9家庭改革后母亲MRA变化对15-21岁和22-29岁子女的影响
6.2.2 性别影响
我研究了福内罗改革对受影响工人后代的影响，对男性后代和女性后代的影响是否有所不同。在意大利，女性的劳动参与率低于男性。就所考虑的15-29岁的后代年龄组而言，在改革前时期，52%的男性活跃在劳动力市场，而女性则为38%。因此，我们有理由认为这种影响在两性之间是不同的。在受改革影响的有合格母亲的7288名子女中，男性3611名，女性3289名。然而，在表10中，报告了男性和女性后代改革的异质效应，人们会注意到观察结果的数量有一个小的偏差，因为一些观察结果不得不因为是单身而被删除。该表的注释提供了进一步的细节。通过比较表10中的系数，我们可以看到母亲对子女是否成为一名学生的影响在男性和女性子女中都没有统计学意义。然而，由于母亲的工作视野扩大，男性子女成为第一个求职者的可能性增加了3.02个百分点。改革前，男性子女中有10%的人是首次求职，这一比例增加3.02个百分点，相当于由于母亲工作时间延长1年，首次求职人数增加了30.2%。因此，由于母亲的MRA平均增加5.2年，男性后代求职的可能性增加了15.7个百分点(157%)。
表10家庭改革后母亲MRA变化对15-29岁子女性别差异的影响
6.2.3 意大利北部和南部的影响
先前的证据表明，意大利南部的生活成本比意大利北部地区低16%左右(Cannari和Iuzzolino 2009)。因此，人们可以预期改革在南方比在北方产生更大的影响，因为在南方，每单位终身收入的增加伴随着相对更高的购买力增长。在本节中，我将考虑意大利北部和南部母亲的MRA增加的影响是如何不同的。在受改革影响的母亲符合条件的7288名子女中，4284名来自意大利北部，2879名来自意大利南部。然而，在表11中，报告了意大利北部和南部改革的不同效果，人们会注意到由于一些观察结果由于是单一的而不得不放弃，因此观察结果的数量有一个小的偏差。该表的注释提供了进一步的细节。表11显示，由于母亲工作范围的扩大，她们对子女的影响在南方明显大于北方。母亲工作时间每增加一年，南方的学生入学率就会下降3.46个百分点(6.20%)，而北方的下降幅度在统计上并不显著。这意味着，由于母亲的MRA平均增加了5.2年，因此成为学生的可能性总体下降了33.8%。我们还发现，在南方，子女成为第一个求职者的可能性增加了4.05个百分点(36.13%)，由于母亲的MRA平均增加了5.2年，因此总效应为187.88%。寻找第一份工作的可能性的增加伴随着成为学生的可能性的减少，这为意大利南部的学校到工作的转变提供了证据。
表11生育改革对母亲MRA变化对15-29岁子女宏观区域的影响
6.2.4 母亲是否有大学学历的影响
父母的受教育程度已被充分证明是儿童受教育程度和职业成功的决定因素(Davis-Kean 2005;Dubow et al. 2009;Haveman and Wolfe 1995)。因此，研究母亲受教育程度对儿童MRA增加的异质性影响是值得的。在本节中，我比较了改革对母亲拥有大学学位和母亲没有大学学位的子女的影响。表12按受改革影响的母亲的受教育程度列出了改革对15-29岁子女的影响。在原始样本中，有7288名子女的母亲符合条件，受到改革的影响，其中6012名子女的母亲没有大学学位，1276名子女的母亲有大学学位。然而，在表12中，报告了母亲的教育成就对改革的异质影响，人们会注意到观察结果的数量有一个小的偏差，因为一些观察结果不得不因为单身而被删除。该表的注释提供了进一步的细节。我们发现，没有大学学历的母亲的子女成为第一个求职者的可能性要高出2.26个百分点。由于10.3%的后代样本在改革前是首次求职者，这意味着由于母亲的MRA增加了1年，他们成为首次求职者的可能性增加了21.94%，或者由于母亲的MRA平均增加了5.2年，总增加了114.1%。
表12家庭改革后母亲MRA的变化对15-29岁子女受教育程度的影响
在这一小节中，我将讨论一种潜在的机制来解释改革对后代的影响，这种影响只通过母亲而不是通过父亲。在一定的假设下，我计算了福涅罗改革对普通母亲和普通父亲所带来的工作范围的增加对收入的影响，结果表明，母亲的收入增长是父亲的两倍多。
根据表2所示的样本平均值并四舍五入到最接近的整数，我假设具有代表性的母亲是51岁，有25年的供款，在没有改革的情况下将在60岁退休，并且由于改革(由于老年退休年龄从60岁增加到67岁)而经历了7年的MRA增长。同样，我假设这位代表父亲53岁，有30年的供款，在没有改革的情况下将在63岁退休(退休时达到40年的供款)，并且由于改革而经历了3年的MRA增长(因为要求的供款年限从40年增加到43年)。值得注意的是，这个终生模拟是针对普通的父母进行的，而不是针对他们mra的平均增长。此外，这个模拟的结果不应该与表8中报告的改革对平均父母的边际(1年)影响相混淆。相反，模拟结果代表了经历了7年MRA增长的普通母亲和经历了3年MRA增长的普通父亲的终身收入变化。我也假设它们是在2011年观察到的，就在改革实施之前。由于SHIW数据每隔一年提供一次，而我观察到的改革前的最新年份是2010年，因此我使用今年的值作为终身收入变化模拟中必要的参数。2010年样本中男性的平均收入为22,014欧元，女性的平均收入为16,969欧元，这是我假设的代表们在2010年的收入。我假设实际工资以每年2.23%的速度增长(Jappelli和Padula 2016)，经济中没有通货膨胀，贴现率为2%。我进一步假设该代表每年有一个死亡概率，这些按年龄划分的生存概率是从mortality.org数据库中获得的，该数据库提供了按性别分组的概率，直到110岁。我报告的是2011年的所有货币金额。
代表性个人自2011年起至死亡的一生收入可计算为:
从2011年起至退休前的净年收入以2.23%的实际增长率增长+ 2011年至退休期间因供款而获得的部分遣散费+退休后的养老金收入
在不存在改革和存在改革的假设下，可以用不同的参数值来计算这一终生收益。两者之间的差异给出了由于Fornero改革而导致的终身收入变化。离职补偿金的计算公式为:贡献年限× 0.0691 ×年薪。遣散费缴款采用0.015+0.75π的应计率进行资本化，其中π是通货膨胀率。由于我假设通胀率为零，因此这种资本化只是以0.015的倍数发生。我将养老金计算为最后一年的工资乘以预期的替代率。这笔养恤金领取至死亡时间，在本模拟中为110岁，每年的生存概率取决于是否活过前几年。对于预期替代率，我使用2011年前的平均数值(女性为64.56%，男性为70.95%)来计算没有改革的情况下的终生收入，并使用2011年后的平均数值(女性为61.49%，男性为67.43%)来计算存在改革的情况。关于模拟细节的附加说明，包括用于计算终身收入每个组成部分的确切公式，可在附录中找到。表13列出了在没有改革和实行改革的假设下男女退休前收入、遣散费和养恤金收入的数字以及两者之间的差异。正如我们所看到的，由于改革，女性的终身收入增加了82,054欧元，而男性的终身收入增加了32,492欧元(数字以粗体表示)。因此，职业母亲的平均收入比职业父亲的平均收入多增加了49,562欧元。值得注意的是，这49,563欧元的差异是一个下限估计，因为模拟是通过假设仅雇用个人的平均参数值来完成的。它忽视了由于以前不在劳动力市场的妇女的更多参与而实现的终身收入的增加，这些妇女由于实行了改革而变得积极(见Carta和De Philippis 2021)。由于改革只引起部分女性而非男性劳动力参与的增加，因此可以预期男女之间终生收入增长的真正差别甚至会更高。
表13代表性母亲和代表性父亲因Fornero改革导致的终身收入变化计算
为了进一步研究观察改革只通过母亲而不是通过父亲对后代的影响的潜在机制，我估计了改革对父母当前收入和预期退休年龄的影响。使用类似的差分中差分策略，使用以下公式进行估计:
（2）
其中Tq是属于细胞q的父母的MRA的增加，Xitq是父母i的控制变量的向量，这些变量是婚姻状况和区域-年度相互作用，αt是控制经济随时间周期性波动的年度固定效应，αq是控制年龄，贡献年份和就业部门的细胞固定效应，?itq是一个随机误差项。β1是捕获改革强度效果的兴趣参数。
Yitq表示利息的结果变量，即当前收入和预期退休年龄。表14显示，改革对男女双方目前的收入水平都没有任何影响。然而，该表还显示，女性预期她们的退休年龄将因改革而显著提高，而男性则没有。
表14改革对有子女男女收入和预期退休年龄的影响
最后两个小节的结果是重要的发现，表明了以下几点。女性意识到她们在退休前工作的时间要长得多。工作年限的增加很大(绝大多数为7年)，随后终身收入的增加也很大，而且是预期的。这反过来又影响了他们与共同居住的子女的互动，他们可以为子女提供呆在家里的机会，把时间花在寻找更好的工作上，而不是继续学习。另一方面，由于改革，父亲们的终身收入增长要小得多，更重要的是，他们甚至没有预料到这种增长，因为他们没有预料到改革会增加他们的工作视野。这就解释了为什么他们一生收入的增加不会显著影响他们后代的劳动力市场决策。
本研究的分析提供了Fornero改革对15-29岁与父母共同居住的子女的学生身份和劳动力市场结果的影响的估计，这些子女因改革而受到不同程度的影响。但是，由于缺乏关于独立居住子女的父母的收入和贡献年数的资料，因此没有考虑到住在家庭以外的受影响父母的子女。因此，人们自然会担心改革是否会改变这些子女与父母的生活方式。如果是这种情况，它将威胁到估计的内部有效性，由于内生选择进入或退出样本。然而，如表15所示，改革并未影响父母一方在家庭内或家庭外生活的子女数量。
表15户籍改革对户籍内外子女数量的影响
研究中使用的估计策略是差异中的差异，它依赖于在引入治疗(改革)之前对治疗(更多暴露个体)和对照组(较少暴露个体)平行趋势的假设。为了检验这一假设是否成立，我使用2004-2010年改革前的年份做了一些安慰剂回归，我在2006年、2008年和2010年虚构地引入了改革。由于这些年来改革并没有真正发生，如果平行趋势成立，改革的虚拟效果应该是微不足道的。一个显著的系数估计将意味着违反平行趋势假设。然而，应该指出的是，这些趋势前测试无法区分“标准”和“强烈”平行趋势(Callaway等人，2021)。表16显示了由于母亲所经历的虚构治疗而引起的后代的结果。估计采用与式(1)相同的方式进行，其中虚构地假设2006年，2008年和2010年的改革，并且每次分别运行回归。正如我们所看到的，所有的系数都是不显著的，这意味着平行趋势成立。附录表20-29进一步显示了本文讨论过的其他DID分析的安慰剂测试结果。我们可以看到，这些系数几乎总是不显著的。在极少数情况下，这些系数中的一些出现了统计显著性，本文的定性结论保持不变。
表16母亲对15-29岁子女MRA升高的安慰剂效应
在第5节概述的主要规范(1)中，回归考虑了具有合格母亲或合格父亲或两者兼而有之的后代。具体来说，为了估计受影响的母亲对后代的影响，父亲可能是也可能不是“合格的”(见第4节)。同样，在回归估计合格父亲样本对其后代的影响时，相应的妻子可能是也可能不是合格的母亲。在这方面出现的一个合理的担忧是，由于母亲和父亲的mra增加之间的相关性，可能忽略了变量偏差。为了解决这个问题，在本节中，我将样本限制在那些有合格的母亲和合格的父亲的家庭，这允许我共同控制父母双方的MRA增长。这个样本在父母和后代的特征方面与原始样本相当。在这个样本中，受过高等教育和有工作的父母比例略高，mra也有相应的增长，而与原始样本相比，学生的后代比例更高。我使用规范(1)分别估计了父母对子女改革的影响，并在表17的面板A和B中报告了结果。我还使用以下模型共同估计了父母双方接受改革对子女结果的影响:
（3）
这些符号保留了它们通常的含义，标准错误同时聚集在母亲和父亲的细胞中。我将结果报告在表格的Panel C中。
表17改革对15-29岁子女父母MRA变化的影响父母双方都受到了影响
结果表明，父亲对第一份工作的影响是稳定的，父亲对第一份工作的影响也是稳定的。因此，我们看到主要结果对样本选择的变化具有定性稳健性，并且不会受到遗漏变量偏差的影响。
第4节解释了母亲年龄层的选择，以估计弗内罗改革对后代的父母“预期”效应。然而，这项研究的主要结果对于这个年龄段的微小变化是稳健的。表18显示，如果所选母亲的年龄组从45-59岁变为42-59岁，则母亲MRA增加对15-29岁子女的影响在质量上保持不变。虽然45岁的起始年龄已降至42岁，但为了进行稳健性检查，不能增加59岁的最后年龄，因为在实行福内罗改革之前，老年退休计划规定的妇女退休年龄为60岁。
表18 42-59岁母亲的MRA变化对15-29岁子女的影响
人们可以预期，改革对父母收入水平较高的子女或子女数量较少的家庭的影响较小。较高的父母收入可能意味着父母已经有资源资助子女接受高等教育或找工作，在这种情况下，改革可能不会对这些子女产生强烈影响。同样，子女数目较少意味着可利用的全部资源可以用于较少的子女，这又意味着改革的效果较弱。然而，在回归分析中使用这些变量作为外生协变量时应谨慎，因为它们可能被认为是可能受到Fornero改革影响的结果。第7.2节表明，改革对父母当前收入没有显著影响;第8.1节表明，改革对家庭内外子女数量没有影响。由于我已经表明这两个变量没有受到改革的影响，我现在可以安全地将它们用作回归模型中的外生控制变量。因此，在本节中，我使用母亲当前收入和家庭子女数量这两个变量作为额外的控制变量，来检验由于母亲mra增加而导致的改革对子女影响的稳健性。表19给出了在第6节中已经给出的改革对母方后代影响的结果，加上了这两个控制变量。正如我们所看到的那样，改革的影响在包括这些额外协变量的情况下，在质量上仍然主要是稳健的。虽然，由于母亲的MRA增加而导致的子女成为学生的概率的降低在整个样本中没有统计学意义，但在15-21岁年龄组中仍然具有统计学意义。与此同时，由于改革，首次求职者的概率在所有情况下都有统计学意义。这些结果表明，本研究发现的学校到工作过渡的证据对不同的规范是稳健的。
表19家庭改革后母亲MRA变化对15-29岁子女的影响稳健性部分公司控制变量
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