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Indagine conoscitivi sui redditi da lavoro - Brandolini Appunti scolastici Premium

Materiale didattico per il corso di Economia pubblica del professor Stefano Toso. Trattasi dell' "indagine conoscitiva sul livello dei redditi di lavoro nonché sulla
redistribuzione della ricchezza in Italia nel periodo 1993-2008" redatta per la Commissione Lavoro del Senato da Andrea Brandolini. Vedi di più

Esame di Economia pubblica docente Prof. S. Toso

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1

clude, oltre ai profitti lordi veri e propri, i redditi degli occupati indipen-

denti e il valore della locazione dei fabbricati. Per una corretta valutazione

delle quote distributive occorre tenere conto di questi due elementi, soprat-

tutto in Italia dove è elevata la presenza di lavoratori autonomi. La quota

complessiva del lavoro è calcolata imputando a ciascuna unità indipendente

il reddito medio di un’unità dipendente nello stesso settore. Una ricomposi-

zione dell’occupazione tra autonomi e dipendenti può determinare un diver-

so andamento delle due quote, del lavoro e del solo lavoro dipendente. Per

quanto riguarda la locazione dei fabbricati, essa comprende gli affitti effetti-

vamente pagati e quelli imputati sulle attività immobiliari utilizzate dai pro-

prietari e corrisponde a una branca fittizia dell’economia che per definizione

non ha occupati; il suo valore va quindi detratto dal valore aggiunto nel cal-

colarne la suddivisione tra i fattori che concorrono alla produzione, essen-

zialmente perché non rappresenta alcun prodotto.

La dinamica della quota del lavoro sul valore aggiunto (al costo dei

fattori) per l’intera economia, nelle varie definizioni, è tracciata nella Fig. 1.

L’effetto dell’esclusione della locazione dei fabbricati dal valore aggiunto

non è solo quello, prevedibile, di aumentare la quota del lavoro, ma di farlo

in maniera crescente nel tempo, principalmente perché il valore della loca-

zione dei fabbricati risente dell’andamento sostenuto dei canoni di affitto.

Considerando i valori al netto della locazione dei fabbricati, la quota del la-

voro dipendente è scesa gradualmente dal picco raggiunto a metà degli anni

settanta (58 per cento) ai valori minimi dal dopoguerra alla fine degli anni

novanta (51 per cento). Nell’attuale decennio, sospinta dall’aumento

dell’occupazione in un contesto di bassa crescita del prodotto, la quota del

lavoro è tornata a salire, riportandosi ai livelli dei primi anni novanta (55 per

cento). Un andamento sostanzialmente analogo ha caratterizzato la quota del

lavoro, comprensiva dell’imputazione per il lavoro autonomo.

Il totale dell’economia include anche il settore pubblico, dove per

costruzione la quota del lavoro quasi esaurisce il valore aggiunto. È quindi

più significativo considerare la suddivisione del prodotto tra capitale e lavo-

ro nel settore privato. Sempre escludendo la locazione dei fabbricati, l’an-

damento delle quote nel settore privato è analogo a quello nell’intera eco-

nomia, ma il calo dal 1975 al 2000 e il recupero successivo risultano più ac-

centuati.

Come ha mostrato Torrini (2009), all’interno del comparto privato si

registrano significative differenze tra settori nell’andamento della quota del

1 I profitti lordi includono tanto la copertura degli ammortamenti quanto la remunerazione

netta del capitale. 5

capitale, il complemento a uno di quella del lavoro. Nel settore manifatturie-

ro, assai più esposto alla concorrenza internazionale, è stata più rapida la ri-

presa della quota dei profitti nella seconda metà degli anni ottanta e più forte

la riduzione durante la recessione dei primi anni novanta; pur in recupero, la

quota non ha poi superato i valori della fine degli anni ottanta. Nel resto del

settore privato la quota dei profitti cresce pressoché ininterrottamente, più

lentamente negli anni ottanta e accelerando nella seconda parte degli anni

novanta. Una parte consistente dell’aumento della quota nel decennio scorso

è quindi da attribuire ai settori oggetto delle privatizzazioni (finanza, ener-

gia, telecomunicazioni), dove le ristrutturazioni hanno portato un forte au-

mento della produttività e una crescita molto contenuta del costo del lavoro.

Nel decennio in corso, la quota dei profitti è caduta sia nei comparti mani-

fatturieri sia, in misura più contenuta, nel resto del settore privato.

È utile ricordare che non è immediato estrapolare conclusioni sulla

dinamica della distribuzione personale del reddito dagli andamenti della di-

stribuzione funzionale tra salari e profitti. Numerosi canali ridistributivi al-

terano la distribuzione primaria delle risorse tra capitale e lavoro e determi-

nano l’ammontare e la forma in cui il prodotto giunge alle famiglie: le deci-

sioni delle imprese su quale proporzione di utili distribuire, l’attività di in-

termediazione delle istituzioni creditizie e assicurative, la ridistribuzione at-

tuata dalle amministrazioni pubbliche attraverso le imposte e le prestazioni

sociali.

3. Le retribuzioni dei lavoratori dipendenti

Dal 1993 al 2008 le retribuzioni lorde per unità di lavoro dipendente

deflazionate con l’indice del costo della vita, che costituiva il riferimento

per la contrattazione, sono cresciute a un tasso moderato, pari su base annua

2

allo 0,6 per cento . Utilizzando il deflatore dei consumi nazionali delle fa-

miglie, che a differenza dell’indice dei prezzi al consumo include i fitti im-

putati per le abitazioni di proprietà, l’incremento appare ancor più contenu-

to, appena lo 0,2 per cento all’anno. Questo andamento si contrappone alla

crescita molto più sostenuta degli anni precedenti: dal 1970 al 1993, per e-

sempio, le retribuzioni pro capite erano aumentate in media del 2,5 per cen-

to all’anno utilizzando l’indice dei prezzi al consumo e del 2,1 utilizzando il

deflatore dei consumi di contabilità nazionale.

2 Cfr. Visco (2008) per una valutazione della relazione tra la dinamica retributiva e il siste-

ma di contrattazione collettiva definito dagli accordi del luglio 1993.

6

Questi valori sono relativi ai salari al netto dei contributi sociali pa-

gati dai datori di lavoro, ma non di quelli pagati dai lavoratori né delle im-

poste sul reddito. Marino e Staderini (2009) stimano per il periodo 1990-

2007 un aggravio di imposizione per i contribuenti senza carichi familiari e

una sostanziale stabilità per quelli con familiari a carico, tenendo conto dei

contributi sociali e dell’Irpef, comprese le addizionali regionali e comunali.

Replicando la loro analisi per il periodo 1993-2008, per un lavoratore di-

pendente con un salario pari a quello medio, la retribuzione lorda reale sa-

rebbe aumentata complessivamente del 3,3 per cento, utilizzando il deflatore

dei consumi: la retribuzione netta sarebbe rimasta sostanzialmente invariata

in assenza di carichi familiari e sarebbe cresciuta del 3,2 per cento in pre-

senza del coniuge e di due figli a carico.

3.1. L’occupazione “atipica”

Negli ultimi quindici anni è fortemente aumentato il ricorso a forme

di lavoro “atipico”: a tempo determinato, interinale, di collaborazione coor-

dinata e continuativa od occasionale. La loro diffusione ha risposto alla do-

manda delle imprese di variare l’input di lavoro senza incorrere nei costi

impliciti associati all’impiego di lavoratori assunti a tempo indeterminato

(Cipollone e Guelfi 2006) e di sfruttare una convenienza relativa generata

dalla minore incidenza dei contributi sociali nel caso di alcuni tipi contrat-

tuali come le collaborazioni occasionali.

Oltre a contenere il costo di utilizzo del lavoro, queste forme hanno

contribuito a moderare la dinamica delle retribuzioni medie, anche attraver-

so retribuzioni più basse per i lavoratori temporanei. Analizzando un cam-

pione rappresentativo degli individui presenti negli archivi dell’INPS per il

periodo 1986-2004 (Work Histories Italian Panel, WHIP), Rosolia (2009)

mostra come la maggiore frammentarietà dell’occupazione e la diffusione

degli impieghi a tempo parziale si rifletta in una diminuzione del reddito re-

ale medio da lavoro dipendente percepito nell’intero anno, nonostante la so-

stanziale stabilità dai primi anni novanta delle retribuzioni reali settimanali

(corrette per il part-time). Nello stesso periodo, i salari all’ingresso dei più

giovani si sono ridotti in termini reali, non compensati da una più rapida

progressione salariale nel corso della carriera lavorativa (Fig. 2; Rosolia e

Torrini 2007). Questi processi hanno determinato una segmentazione del

mercato del lavoro che ha investito quasi esclusivamente i flussi in entrata,

con ripercussioni complessivamente limitate per l’insieme di coloro che e-

rano già occupati. Ne è un esempio significativo l’esito degli imponenti

flussi migratori dell’ultimo decennio: secondo i dati di WHIP, nel settore

7

privato non agricolo, l’aumento del numero di occupati dipendenti regolari

nati all’estero è concentrato negli impieghi a più bassa retribuzione settima-

nale (Fig. 3; Rosolia 2009).

3.2. Produttività e competitività

La modesta dinamica delle retribuzioni negli ultimi quindici anni

non è stata sufficiente a impedire che si registrasse una significativa perdita

di competitività nei confronti della Francia e della Germania, seppur non

della Spagna, come indicato dall’andamento del costo del lavoro per unità di

3

prodotto (CLUP) . Dal 1993 al 2008, l’incremento complessivo del CLUP è

stato del 32 per cento, rispetto al 24 per cento in Francia e all’1 per cento in

Germania; in Spagna è stato del 39 per cento. La perdita di competitività nei

confronti della Germania dipende sia da un andamento assai più sostenuto

dei redditi unitari da lavoro sia da una crescita molto più lenta della produt-

tività del lavoro; quella nei confronti della Francia riflette solo la minor di-

namica della produttività.

L’andamento deludente della produttività ha frenato la crescita dei

4

redditi reali nell’ultimo periodo . La produttività del lavoro, misurata con il

valore aggiunto per ora lavorata, è cresciuta nell’industria dello 0,6 per cen-

to all’anno nel periodo 1996-2007, contro il 3,3 per cento nel periodo 1981-

1995; un profilo analogo si è registrato nel settore privato, con tassi di cre-

scita, rispettivamente, dello 0,4 e del 2,2 per cento (Fig. 4; Istat 2008a). Il

rallentamento della produttività del lavoro è stato largamente determinato da

quello della produttività totale dei fattori, una variabile che coglie il pro-

gresso tecnico e nell’organizzazione dei fattori produttivi.

3 Per quanto molto usato, il CLUP è un indicatore parziale di competitività, perché non ri-

flette elementi importanti come le variazioni nel costo del capitale o nei prezzi relativi dei

fattori. Secondo gli indicatori di competitività del settore manifatturiero calcolati sulla base

dei prezzi alla produzione dalla Banca d’Italia (2009), per esempio, le differenze tra i paesi

sono più contenute rispetto a quelle indicate dal CLUP e il peggioramento dell’Italia appare

meno netto.

4 Vi sono ragioni per ritenere che il quadro statistico derivante dai conti nazionali possa so-

vrastimare il rallentamento effettivo della produttività negli ultimi anni. Cfr. Brandolini,

Bugamelli et al. (2009, Capitolo 4), per un’estesa discussione.

8

4. La distribuzione dei redditi familiari e della ricchezza netta

4.1. La distribuzione personale del reddito negli ultimi trent’anni

I redditi personali sono rilevati nell’Indagine sui bilanci delle fami-

glie italiane (IBFI) condotta dalla Banca d’Italia dagli anni sessanta, con ca-

denza annuale fino al 1987 e biennale successivamente (cfr. Appendice). Le

statistiche qui discusse utilizzano una definizione di reddito familiare che

comprende tutti i compensi per lavoro dipendente e autonomo, le pensioni

pubbliche e private, i sussidi di disoccupazione, le prestazioni di assistenza

sociale e i redditi da capitale reale e finanziario percepiti dai componenti

della famiglia, al netto delle imposte e dei contributi sociali pagati; poiché

gli interessi e i dividendi e gli affitti imputati sulle abitazioni di residenza

non sono stati sempre rilevati, in alcuni casi indicati sono stati esclusi per

garantire la comparabilità delle serie nel tempo. Inoltre, per tenere conto del

fatto che lo standard di vita dipende, per dato reddito, da quante persone vi-

vono nel nucleo familiare e dalle economie di scala che la coabitazione ge-

nera (per esempio, nelle spese per il riscaldamento), il livello di benessere

economico viene approssimato con il reddito disponibile equivalente. Que-

sto è interpretabile come un reddito pro capite corretto per includere il valo-

5

re delle economie di scala .

Le serie storiche per l’indice di concentrazione di Gini dal 1968 in

6

poi sono riportate nella Fig. 5 e nella Tab. 1 . La disuguaglianza dei redditi

disponibili è diminuita considerevolmente dai primi anni settanta fino al

1982, con l’eccezione del biennio 1978-79. Ha quindi avuto un andamento

altalenante fino al brusco aumento registrato tra il 1991 e il 1993, che ha ri-

portato l’indice di Gini ai valori del 1980. Da allora, nonostante qualche o-

scillazione, l’indice non ha mostrato alcuna chiara tendenza di lungo perio-

5 Il reddito equivalente è uguale al reddito complessivo diviso per il numero di adulti-

equivalenti, ottenuto sommando a 1 per il primo adulto, 0,5 per ogni altra persona di 14 e

più anni e 0,3 per ogni bambino con meno di 14 anni (scala di equivalenza dell’OCSE mo-

dificata). Ogni famiglia è contata una sola volta nelle stime relative ai redditi non corretti

(ponderazione per famiglia) e tante volte quanti sono i componenti della famiglia in quelle

relative ai redditi equivalenti (ponderazione per individuo). A ciascuna persona è attribuito

il reddito equivalente della famiglia alla quale appartiene, nell’ipotesi che le entrate familia-

ri siano messe in comune e parimenti utilizzate da tutti i componenti della famiglia. Tutte le

elaborazioni utilizzano i pesi campionari e ricodificano a 1 i redditi non positivi.

6 L’indice di Gini è quello più frequentemente usato per misurare la disuguaglianza della

distribuzione dei redditi e varia, per valori non negativi, tra 0 quando vi è perfetta ugua-

glianza e 1 quando il reddito è interamente nelle mani di una sola persona; è dato dalla di-

stanza media normalizzata dei redditi di tutti gli individui da quelli di tutti gli altri.

9

do, né ascendente, né discendente: per esempio, un aumento tra il 1995 e il

7

1998 è stato riassorbito nel biennio successivo .

Come ogni altra misura sintetica di disuguaglianza, l’indice di Gini

può associarsi a movimenti anche assai diversi lungo la distribuzione dei

8

redditi . Nella Fig. 6 e nella Tab. 2 è quindi rappresentata, per le stesse defi-

nizioni di reddito precedenti, l’evoluzione della quota di reddito percepita da

ciascun quinto della popolazione posta in ordine crescente di reddito. La di-

namica della quota del 20 per cento più ricco degli individui segue da vicino

quella dell’indice di Gini. Prendendo il reddito disponibile non comprensivo

di interessi e dividendi, tra il 1973 e il 2006 la quota del quinto più ricco è

caduta di quasi 6 punti percentuali a beneficio del resto della popolazione.

Negli anni settanta, i progressi maggiori sono stati registrati dal quinto più

povero e, in misura inferiore, da quello immediatamente successivo; dal

1981 al 1991 le loro quote di reddito sono rimaste abbastanza stabili, rispet-

tivamente intorno al 7 e12 per cento, ma nel 1993 sono entrambe tornate al

livello del 1980. La quota del quinto più povero ha in parte recuperato tra il

1998 e il 2006, mentre quella del secondo quinto non è cambiata. La frazio-

ne di reddito che è andata al terzo e al quarto quinto è variata meno ed è

tendenzialmente aumentata fino ai primi anni novanta e diminuita successi-

9

vamente. I profili temporali sono simili per i vari concetti di reddito .

Nella Fig. 7 e nella Tab. 3 è, infine, mostrata la dinamica dell’inci-

denza delle povertà, identificata con la quota di persone che hanno un reddi-

to equivalente inferiore a una frazione predeterminata del reddito equivalen-

7 Queste fasi corrispondono a variazioni statisticamente significative: considerando i valori

della Tab. 1, 13 delle 14 variazioni 1977-1982, 1982-1987, 1987-1991 e 1991-1993 sono

significative a un livello di confidenza dell’1 per cento; al contrario, nessun confronto tra

due anni risulta significativo nel periodo 1993-2006. Gli errori standard sono calcolati sotto

l’ipotesi semplificatrice di campionamento casuale semplice.

8 Pittau e Zelli (2004) e Massari, Pittau e Zelli (2009) confermano nella sostanza le conclu-

sioni qui raggiunte, applicando metodi non parametrici ai dati dell’IBFI per studiare i cam-

biamenti dell’intera distribuzione.

9 Le indicazioni fornite dall’ECHP per gli anni novanta sono in parte differenti, perché se-

gnalano un calo statisticamente significativo dell’indice di Gini dal 1993-94 al 1999-2000.

Secondo i dati di EUSILC, l’indice di Gini per il reddito disponibile è sostanzialmente ri-

masto stabile nel triennio 2003-06. A parità di definizione di reddito, i valori di EUSILC

appaiono inferiori a quelli dell’IBFI, ma assai più elevati di quelli rilevati tre anni prima

dall’ECHP. Tenuto conto del profilo sostanzialmente piatto indicato dall’IBFI, è plausibile

concludere che l’aumento della disuguaglianza che si desume unendo le informazioni di

ECHP a quelle di EUSILC possa essere in larga misura dovuto a problemi di natura statisti-

ca. Ciò suggerisce di interpretare con cautela le serie storiche su disuguaglianza e rischio di

povertà riportate sul sito dell’Eurostat, anche se correttamente vi si segnala la discontinuità

corrispondente al cambio di indagine. 10

te mediano: 50, 60 e 70 per cento. L’andamento della povertà è simile a

quello dell’indice di Gini. Con una soglia fissata al 50 o al 60 del reddito

mediano, la quota di persone a basso reddito ha toccato un minimo nel

1982; è quindi salita negli anni successivi per poi ridiscendere a un nuovo

minimo nel 1989; tra il 1991 e il 1993 ha subito un netto e brusco rialzo, ri-

manendo da allora sostanzialmente invariata. Alzando la soglia al 70 per

cento della mediana, appaiono meno accentuati i cambiamenti tra il 1977 e

il 1991 e l’aumento del 1993 porta la diffusione della povertà a un livello

10

più elevato che negli anni precedenti, cui fa seguito una leggera discesa .

Nel loro insieme questi risultati individuano alcuni episodi nell’evo-

luzione della distribuzione del reddito in Italia (Brandolini 2000). Nel 1969

si avviò con l’autunno caldo una fase “egualitaria” che si concluse nei primi

anni ottanta. Questa fase coincise con il periodo in cui il conflitto sociale

raggiunse il momento più acuto dalla seconda guerra mondiale. I rapporti di

forza si spostarono decisamente a favore dei sindacati e dei lavoratori, che

avanzarono domande retributive fortemente egualitarie. In questo contesto

maturarono la riforma del meccanismo di indicizzazione del 1975 e l’a-

dozione del punto unico di scala mobile che, in presenza di tassi di inflazio-

ne a due cifre, si sarebbe tradotto in una rapida compressione della struttura

retributiva almeno fino ai primi anni ottanta (Erickson e Ichino 1995; Bran-

dolini, Cipollone e Sestito 2002; Manacorda 2004), come già anticipato

all’epoca (es. Filosa e Visco 1980). Questa spinta perequativa nella distribu-

zione delle retribuzioni si propagò a quella dei redditi familiari, almeno se-

condo i dati qui considerati che non includono interessi e dividendi. Nei

primi anni ottanta queste spinte si affievolirono e si avviò una fase in cui la

distribuzione dei redditi tese ad ampliarsi; ciò avvenne soprattutto durante la

grave crisi economica del 1992-93 quando la disuguaglianza e la povertà

crebbero fortemente, riportandosi ai livelli del 1980. Da allora non è emersa

alcuna netta tendenza verso un aumento della disuguaglianza di reddito, no-

nostante i cambiamenti che hanno interessato il mercato del lavoro, il siste-

11

ma di sicurezza sociale e, più in generale, l’intera società italiana .

10 Come per l’indice di Gini, anche per la quota di persone a basso reddito il quadro offerto

dall’ECHP è parzialmente diverso. I livelli all’inizio e alla fine del periodo 1993-2000 sono

simili, ma mentre nell’IBFI ciò sottende una sostanziale stabilità, nell’ECHP è il risultato di

una riduzione di circa due punti percentuali tra il 1993 e il 1998, compensata da un aumento

di pari entità nel biennio successivo. Nel triennio 2003-05 l’incidenza della povertà è rima-

sta sostanzialmente stabile anche secondo i dati di EUSILC, su un livello di 2-3 punti per-

centuali inferiore a quello stimato dall’IBFI.

11 Questa conclusione trova ulteriore conferma nelle informazioni sui consumi delle fami-

glie utilizzate dall’Istat per stimare l’incidenza della povertà (Brandolini 2005).

11

Nonostante che vi siano episodi di aumento della disuguaglianza dei

redditi familiari, il più importante dei quali in coincidenza con la grave crisi

economica dei primi anni novanta, non si osserva in Italia una fase prolun-

gata di crescita della disuguaglianza, diversamente da quanto accaduto in al-

tre economie avanzate, come gli Stati Uniti e il Regno Unito negli anni ot-

tanta, la Svezia e la Finlandia negli anni novanta o la Germania nel decennio

attuale (Brandolini e Smeeding 2008). D’altra parte, il livello della disugua-

glianza e della povertà è in Italia elevato nel confronto internazionale, ben

superiore a quello dei paesi nordici e dell’Europa continentale, in linea con

quello degli altri paesi mediterranei e dei paesi di lingua inglese.

4.2. I divari territoriali

Com’è noto, le disparità territoriali sono in Italia assai pronunciate.

In un confronto internazionale della struttura dei redditi familiari, Brandoli-

ni (2009) stima che il divario di reddito equivalente medio tra il Mezzogior-

no e il Centro-Nord fosse nel 2000 pari al 37 per cento, rispetto al 18 per

cento tra i länder orientali e occidentali della Germania. Se si fossero potuti

annullare i divari medi tra regioni ricche e regioni povere, a parità di altre

condizioni, l’indice di disuguaglianza totale sarebbe diminuito dell’11 per

cento in Italia e solo del 2 in Germania. Il livello di disuguaglianza com-

plessivo riflette tuttavia anche la concentrazione dei redditi all’interno di

ciascuna delle due aree geografiche in cui sono suddivisi i due paesi. In Ita-

lia la distribuzione dei redditi equivalenti era assai meno diseguale nelle più

sviluppate regioni centro-settentrionali, in Germania ciò si verificava nei più

arretrati länder orientali, una probabile eredità dell’economia di piano del

passato. Nelle regioni centro-settentrionali italiane il livello di disuguaglian-

za non era molto più alto di quello delle regioni occidentali tedesche.

Il contrasto tra Nord e Sud è quindi decisivo per comprendere il li-

vello di disuguaglianza complessivo in Italia. Non solo per il ruolo degli

ampi divari di reddito, ma anche per l’impatto di una distribuzione dei red-

diti fortemente diseguale nelle regioni meridionali. Sembra difficile incidere

su questa situazione senza una modifica radicale della struttura socio-

economica del Mezzogiorno.

Due osservazioni sono opportune. Nonostante l’effetto sul livello

della disuguaglianza, non paiono esservi mutamenti temporali significativi

della struttura geografica della disuguaglianza e della povertà. L’incidenza

delle persone a basso reddito appare fondamentalmente invariata tra il 1993

e il 2006, con valori nel Mezzogiorno più che quadrupli di quelli del Centro-

Nord (Tab. 4). Secondariamente, tutta l’analisi è stata condotta utilizzando

12

redditi nominali, che non tengono cioè conto delle differenze regionali nel

livello dei prezzi. Se le stime fossero effettuate su redditi deflazionati con un

indice territoriale del costo della vita, che non è al momento disponibile, il

divario tra Centro-Nord e Mezzogiorno si attenuerebbe; si può ragionevol-

mente congetturare che rimarrebbe comunque assai cospicuo.

4.3. Dinamiche ridistributive orizzontali

Le modeste variazioni degli indici aggregati negli ultimi quindici an-

ni non possono dar conto di tutti i cambiamenti che hanno investito la distri-

buzione dei redditi, come osservato da Boeri e Brandolini (2004) e Brando-

lini (2005). Questi indici si concentrano infatti sulla distribuzione verticale

tra “ricchi e poveri”, ovvero tra individui distinti solamente per reddito di-

sponibile equivalente. Il fatto che queste misure aggregate siano rimaste so-

stanzialmente stabili è tuttavia compatibile con un mutamento nelle posizio-

ni relative di gruppi di popolazione definiti in base alle caratteristiche socio-

demografiche; è sufficiente che i cambiamenti si siano reciprocamente com-

pensati.

In particolare, la distribuzione dei redditi è mutata tra classi sociali

identificate in base alla condizione occupazionale del principale percettore

12

di reddito da lavoro o da pensione . Tra il 1993 e il 2006 il reddito disponi-

bile equivalente, espresso in termini reali con il deflatore dei consumi delle

famiglie, è cresciuto in media dell’1,2 per cento all’anno: per le famiglie dei

lavoratori autonomi l’aumento annuo è stato del 2,6 per cento, per quelle dei

dirigenti (pubblici e privati) dell’1,5 per cento e per quelle dei pensionati

13

dell’1,6 per cento ; per le famiglie degli operai e per quelle degli impiegati

(tra cui sono inclusi anche i quadri intermedi, gli impiegati direttivi e gli in-

segnanti) è stato rispettivamente dello 0,6 e dello 0,3 per cento.

Questa diversa dinamica dei redditi familiari ha influito sull’inci-

denza della povertà nelle varie classi. Tra il 1993 e il 2006 la quota di per-

sone con un reddito equivalente inferiore al 60 per cento di quello mediano

è complessivamente scesa dal 21 al 20 per cento. È diminuita dal 25 al 14

per cento tra le persone che vivono nelle famiglie di autonomi e dal 24 al 21

tra quelle che vivono nelle famiglie di pensionati, ma è aumentata dal 27 al

12 Usando i dati dell’IBFI, Quintano, Castellano e Regoli (2009) giungono a risultati simili

sulla base di scomposizioni dell’indice di Gini per gruppi di popolazione e fonti di reddito.

13 Franco, Marino e Tommasino (2008) analizzano il miglioramento della situazione eco-

nomica dei pensionati tra 1987 e 2004 e sottolineano come l’applicazione delle regole pen-

sionistiche contributive, in un contesto in cui le esperienze lavorative sono più frammenta-

te, avranno l’effetto di ridurre la copertura pensionistica delle classi di età più giovani.

13

31 per cento tra coloro che appartengono a famiglie operaie e dal 7 all’8 tra

coloro che vivono in famiglie impiegatizie. L’incidenza della povertà è ri-

masta sostanzialmente nulla nelle famiglie dei dirigenti e, all’opposto, assai

elevata nelle famiglie in cui il percettore principale non si dichiara né occu-

pato né pensionato (Tab. 4). Ne è seguita una ricomposizione dell’insieme

delle persone a basso reddito: in particolare, il peso delle famiglie operaie è

aumentato di sei punti percentuali al 38 per cento del totale, mentre quello

delle famiglie autonome è diminuito di quasi undici punti al 13 per cento.

Queste variazioni non si sono riflesse sulle misure aggregate di po-

vertà perché si sono compensate vicendevolmente. L’incidenza totale delle

persone a basso reddito è data dalla media dei tassi di incidenza specifici di

ciascuna classe sociale, ponderati per il peso della classe sulla popolazione.

Il contributo di ciascuna classe al valore totale è quindi semplicemente il

prodotto del suo peso per il suo tasso di incidenza specifico. Questa scom-

posizione mostra che, fra il 1993 e il 2006, la crescita dell’insufficienza di

reddito tra le famiglie degli operai, degli impiegati e in cui il capofamiglia

non è né occupato né pensionato è stata più che compensata dalle migliorate

condizioni delle famiglie degli autonomi e, in misura assai più contenuta,

dei pensionati (Fig. 8).

4.4. Povertà, condizione occupazionale e protezione sociale

Anche se gli indicatori finora esaminati non segnalano un aumento

della povertà, è plausibile ipotizzare che si sia accresciuta l’insicurezza delle

famiglie italiane, per la preoccupazione di non essere in grado di far fronte a

eventi negativi. Vi possono aver contribuito i mutamenti che hanno reso più

flessibile il mercato del lavoro attraverso un’espansione dei rapporti di im-

piego atipici. Pur avendo accresciuto le opportunità di occupazione, gli im-

pieghi temporanei e, in minor misura, quelli a tempo parziale possono non

essere sufficienti a garantire un reddito adeguato e tendono ad accrescere

l’incertezza sulle prospettive di reddito future.

È possibile valutare la relazione tra le diverse condizioni lavorative e

la situazione reddituale delle persone utilizzando le informazioni dell’IBFI.

Nella Tab. 5 le persone sono suddivise in base al numero di componenti oc-

cupati e alle ore di lavoro prestate in impieghi tradizionali e atipici nella fa-

miglia di appartenenza. Gli impieghi atipici includono le posizioni lavorati-

ve a termine e interinali, le collaborazioni coordinate e continuative e a pro-

getto e le occupazioni a tempo parziale dipendenti e indipendenti (definite

come quelle in cui le ore lavorate sono meno di 18 alla settimana). Nel 2006

il 52 per cento delle persone viveva in famiglie con solo occupati tradiziona-

14

li, quasi il 9 per cento con occupati esclusivamente atipici e il 16 per cento

con tutte e due le tipologie; il restante 23 per cento delle persone appartene-

va a famiglie in cui nessuno dei componenti risultava aver lavorato. Pur con

qualche oscillazione, che riflette anche la variabilità campionaria, nel 2000,

2002 e 2004 si osservano quote sostanzialmente simili. La probabilità di a-

vere un basso reddito (comprese tutte le entrate, non solo quelle da lavoro) è

maggiore per coloro che vivono in famiglie in cui il lavoro è interamente

prestato in attività atipiche, specialmente se temporanee, rispetto a coloro

che appartengono a famiglie in cui vi sono anche o esclusivamente impieghi

di tipo tradizionale; è ovviamente ancora maggiore quando nella famiglia

nessuno dei componenti lavora.

Questi dati sottolineano, in primo luogo, l’importanza dell’occupa-

zione nel ridurre il rischio di povertà. La sua incidenza è infatti notevolmen-

te più bassa tra le famiglie con due o più occupati che nelle famiglie “mono-

reddito tradizionali”; oltre metà delle persone che vivono in famiglie in cui

vi sono solo occupati atipici hanno comunque un reddito superiore alla so-

glia di povertà. In secondo luogo, i dati evidenziano l’inadeguatezza del si-

stema di protezione sociale italiano. L’elevata probabilità di avere un reddi-

to insufficiente tra le famiglie di soli lavoratori atipici, soprattutto se a ter-

mine, riflette tanto la mancanza di sussidi, o crediti fiscali, per le retribuzio-

ni più basse quanto la limitatezza dell’indennità di disoccupazione; il fatto

che la quasi totalità delle famiglie che non hanno entrate né da lavoro né da

pensione sia in condizione di povertà rivela l’assenza di una misura di so-

stegno al reddito delle famiglie più bisognose.

L’inadeguatezza concerne sia l’entità delle risorse sia il disegno delle

misure. Da un lato, nel 2005 i trasferimenti sociali per famiglia, disoccupa-

zione, abitazione ed esclusione sociale erano in Italia appena l’1,7 per cento

del prodotto interno lordo, la quota più bassa tra i paesi dell’UE eccettuata

la Lituania, pari a poco più di un terzo della media comunitaria (Eurostat

2008). Dall’altro, l’intero sistema di imposte e trasferimenti è poco efficace

nel ridurre la disuguaglianza nella distribuzione dei redditi generata dalle

forze di mercato. Secondo stime basate su modelli di microsimulazione

(Immervoll et al. 2006), nel 1998 l’inclusione nel reddito familiare dei tra-

sferimenti pubblici e la sottrazione delle imposte e dei contributi sociali de-

terminavano una riduzione dell’indice di Gini del 29 per cento, rispetto al 37

per cento nella media dei quindici paesi che allora formavano l’UE. Questa

situazione è stata appena scalfita dalle riforme delle due legislature del de-

cennio 1996-2006, che hanno avuto un impatto stimabile sulla distribuzione

dei redditi personali assai contenuto (Baldini, Marciano e Toso 2007; Mari-

no, Messina e Staderini 2007). 15

4.5. Vulnerabilità e insufficienza delle risorse patrimoniali

Tenuto conto della scarsa dinamica dei redditi reali e dell’inadegua-

tezza degli strumenti di protezione sociale e di assicurazione contro la di-

soccupazione, la maggiore incertezza delle entrate da lavoro può aver au-

mentato la sensazione di vulnerabilità delle persone, pur in assenza, in me-

dia, di un effettivo peggioramento delle loro condizioni economiche. Questa

osservazione suggerisce l’utilità di affiancare alla nozione di povertà, riferi-

ta a una condizione statica di insufficienza di reddito, quella di vulnerabilità,

che coglie invece una situazione dinamica di esposizione a fattori di rischio.

Secondo una definizione della Banca Mondiale, “la vulnerabilità misura la

capacità di recupero rispetto a uno shock, ovvero la probabilità che lo shock

comporti una diminuzione del benessere … È principalmente una funzione

della dotazione patrimoniale e dei meccanismi assicurativi di una famiglia,

nonché delle caratteristiche (severità, frequenza) degli shock” (World Bank

2001, 139; traduzione dell’autore).

Seguendo questa definizione, la condizione di vulnerabilità può ma-

nifestarsi quando le attività finanziarie e reali accumulate siano insufficienti

ad assicurare a un individuo lo standard di vita socialmente accettabile per

un periodo di tempo dato, generalmente breve. Operativamente ciò equivale

a fissare una soglia critica prendendo una frazione della linea di povertà uti-

lizzata per il reddito. Così un individuo è considerato vulnerabile se possie-

de attività patrimoniali per un valore inferiore a quanto gli servirebbe, liqui-

dandole interamente e non avendo altre entrate, a oltrepassare la soglia di

povertà di reddito per un dato periodo. Prendendo un periodo di tre mesi, la

soglia di vulnerabilità sarà quindi pari a un quarto del livello di reddito an-

nuo preso come linea di povertà. Per quanto riguarda la definizione delle at-

tività patrimoniali, mentre la ricchezza netta (il valore di tutte le attività a-

lienabili al netto dei debiti contratti) rappresenta un indicatore di sicurezza

economica di lungo periodo, le attività liquide (il valore di tutte le attività

finanziarie che possono essere prontamente monetizzate) costituiscono un

indicatore dei fondi immediatamente disponibili per le situazioni di emer-

genza (Haveman e Wolff 2004; Brandolini, Magri e Smeeding 2009).

L’IBFI consente di calcolare l’incidenza della vulnerabilità intesa

come mancanza di risorse patrimoniali adeguate. Le stime nella Tab. 6 si ri-

feriscono a due definizioni di ricchezza, rese equivalenti con la scala

dell’OCSE modificata: l’una è esaustiva e include tutte le attività reali e fi-

nanziarie al netto delle passività; l’altra comprende le sole attività finanzia-

rie. Queste stime vanno prese con ancor maggiore cautela di quelle riferite

ai redditi, perché la rilevazione campionaria della ricchezza, in particolare

16

quella finanziaria, è più complessa e imprecisa, anche per la maggior con-

centrazione del fenomeno. Quasi il 40 per cento degli individui ha attività

liquide insufficienti, da sole, a sostentarli al livello della soglia di povertà

per almeno tre mesi. Il 16 per cento delle persone non solo si trova in questa

condizione, ma ha anche un basso livello di reddito; quest’ultima quota si

riduce al 7 per cento circa se si includono nella ricchezza anche le attività

reali (al netto dei debiti). Tali valori segnalano che una parte significativa

della popolazione italiana è povera in termini sia di reddito sia di risorse pa-

trimoniali. Queste quote sono rimaste stabili dal 1993 in poi, come già ri-

scontrato per l’incidenza della povertà.

4.6. La distribuzione della ricchezza netta

La ricchezza netta include tutte le forme di attività reali e finanziarie

possedute da una famiglia, al netto dei mutui e dei debiti contratti. Come ac-

cennato, la sua rilevazione statistica è difficile e le stime vanno prese con

particolare attenzione. Nel confronto internazionale, le famiglie italiane si

contraddistinguono per un livello elevato di ricchezza netta media (Banca

d’Italia 2008a). Secondo i dati dell’IBFI, nel 2006 era 7,7 volte il reddito

medio, con un visibile aumento rispetto al 1993 (Tab. 7). Come per il reddi-

to, anche per la ricchezza netta l’indice di Gini è oscillato negli ultimi quin-

dici anni, ma senza discostarsi da valori compresi tra il 59 e il 62 per cento.

La concentrazione della ricchezza netta appare essere in Italia inferiore a

quella stimata in molti altri paesi avanzati (Sierminska, Brandolini e Smee-

ding 2008), anche per l’effetto perequativo svolto dalla diffusa proprietà

dell’abitazione di residenza. Ciò nonostante, il 60 per cento meno abbiente

della popolazione possiede circa il 17 per cento della ricchezza netta, mentre

l’1 per cento più ricco ne possiede il 15 per cento.

Appendice: le fonti statistiche sulla distribuzione del reddito

L’Indagine sui bilanci delle famiglie italiane (IBFI) è condotta dalla

Banca d’Italia dagli anni sessanta, con cadenza annuale fino al 1987 e bien-

nale successivamente (non è stata effettuata alcuna indagine per il 1985 ed è

intercorso un intervallo di tre anni tra l’indagine per il 1995 e quella per il

1998). Le indagini sono qui identificate con l’anno in cui sono stati percepiti

i redditi, anziché con l’anno in cui è stata svolta la rilevazione (l’anno suc-

cessivo). L’ultima rilevazione riguarda i redditi del 2006 (Banca d’Italia

2008b). 17

Numerosi studi comparati si fondano sui risultati dell’IBFI, ottenuti

elaborando i dati originali (es. Oecd 2008) o quelli inclusi nel Luxembourg

Income Study (LIS), una banca dati internazionale in cui sono raccolte e

armonizzate informazioni tratte dalle indagini tra le famiglie condotte in

trenta paesi (www.lisproject.org). I confronti temporali vanno effettuati con

attenzione, a causa delle modifiche che hanno interessato il disegno dell’in-

dagine e la definizione del reddito e che solo in parte possono essere tenute

sotto controllo utilizzando i dati individuali dell’archivio storico dell’inda-

gine (IBFI-AS), disponibili dal 1977 (Brandolini 1999).

Solo di recente l’Istat ha iniziato a rilevare informazioni dettagliate

sulle entrate familiari; dal 1993 al 2000 con il Panel europeo delle famiglie

(European Community Household Panel, ECHP) e dal 2003 con l’indagine

europea sui redditi e le condizioni di vita delle famiglie (European Statistics

on Income and Living Conditions, EUSILC; cfr. Istat 2008b). EUSILC co-

stituisce la fonte di riferimento per le statistiche sulla distribuzione del red-

dito e l’esclusione sociale a livello europeo, specialmente nel contesto del

monitoraggio dei progressi delle politiche sociali.

È difficile inferire le caratteristiche e la dinamica dei fenomeni di-

stributivi da dati di natura campionaria. Questi ultimi si basano sulle rispo-

ste delle famiglie intervistate, le quali, nonostante gli accorgimenti dei rile-

vatori, possono ricordare con difficoltà i redditi percepiti da tutti i compo-

nenti del nucleo o possono essere volontariamente reticenti a rivelare infor-

mazioni personali a estranei. Inoltre, i campioni longitudinali, che reintervi-

stano le stesse persone nel tempo, possono essere soggetti a fenomeni di “at-

trito selettivo”, che tendono a distorcere verso il basso gli indici di povertà e

disuguaglianza (cfr. Giraldo, Rettore e Trivellato 2007; Biagi, Giraldo e

Rettore 2009). Infine, la limitata dimensione campionaria rende difficile mi-

surare con accuratezza la distribuzione dei redditi ai due estremi, sia tra i più

ricchi che tra i più poveri. Le stime campionarie potrebbero registrare solo

in parte un aumento della disuguaglianza se questo dipendesse da una mag-

giore concentrazione dei redditi nell’1 o 2 per cento più ricco della popola-

zione. È quindi possibile che le fonti esaminate non colgano appieno i cam-

biamenti nella distribuzione, anche se le conclusioni raggiunte sopravvivono

alla correzione della sottostima dei redditi da lavoro autonomo e da capitale.

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19


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AUTORE

Atreyu

PUBBLICATO

+1 anno fa


DESCRIZIONE DISPENSA

Materiale didattico per il corso di Economia pubblica del professor Stefano Toso. Trattasi dell' "indagine conoscitiva sul livello dei redditi di lavoro nonché sulla
redistribuzione della ricchezza in Italia nel periodo 1993-2008" redatta per la Commissione Lavoro del Senato da Andrea Brandolini.


DETTAGLI
Corso di laurea: Corso di laurea magistrale in occupazione, mercato, politiche sociali e servizio sociale
SSD:
Università: Bologna - Unibo
A.A.: 2011-2012

I contenuti di questa pagina costituiscono rielaborazioni personali del Publisher Atreyu di informazioni apprese con la frequenza delle lezioni di Economia pubblica e studio autonomo di eventuali libri di riferimento in preparazione dell'esame finale o della tesi. Non devono intendersi come materiale ufficiale dell'università Bologna - Unibo o del prof Toso Stefano.

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