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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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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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Fig. 1. Quota del lavoro sul valore aggiunto (per cento)

80 Quota del lavoro (al netto Totale economia

locazione fabbricati)

75

70 Quota del lavoro

65

60 Quota del lavoro dipendente

(al netto locazione fabbricati)

55

50 Quota del lavoro dipendente

45

40

35

1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

80 Settore privato

Quota del lavoro (al netto

75 locazione fabbricati)

70

65 Quota del lavoro

60

55 Quota del lavoro dipendente

(al netto locazione fabbricati)

50

45 Quota del lavoro dipendente

40

35

1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

Fonte: elaborazioni su dati Istat, Conti nazionali; valori parzialmente stimati per gli anni

2005-2008. Le quote al netto della locazione fabbricati sono calcolate escludendo il valore

di quest’ultima dal valore aggiunto totale. 23

Fig. 2. Salari d’ingresso e profili retributivi per generazioni successive: età d’ingresso

21-22 anni (1976=1)

Fonte: Rosolia e Torrini (2007), elaborazioni su dati INPS.

Fig. 3. Quota di nati all’estero in ogni ventile della distribuzione delle retribuzioni

medie settimanali corrette per il part-time, 1986, 1995, 2004 (per cento)

25 2004

1995

1986

20

15

10

5

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20

Ventesimo di occupati dipendenti ordinati per retribuzione

Fonte: Rosolia (2009), elaborazioni su dati WHIP.

24

Fig. 4. Tasso di crescita annuo della produttività del lavoro in Italia, 1981-2007 (valore

aggiunto per ora lavorata; variazioni percentuali medie annue)

Industria Settore privato

5 5

3,7

4 4

3,5 2,8

3 3 2,5

2,4

1,8

2 2

1,4 1,1

1 1

0,0

0 0 -0,1

-1 -1

1981- 1986- 1991- 1996- 2001- 1981- 1986- 1991- 1996- 2001-

1985 1990 1995 2000 2007 1985 1990 1995 2000 2007

Valore aggiunto ai prezzi base per ora lavorata Produttività totale dei fattori

Fonte: Istat (2008a). I valori riportati si riferiscono alla variazione del valore aggiunto per

ora lavorata. 25

Fig. 5. Indice di Gini, 1968-2006 (per cento)

44

42

40

38

36

34

32

30

28

1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

Ibfi, reddito disponibile (esclusi affitti imputati, interessi e dividendi)

Ibfi, reddito disponibile (esclusi interessi e dividendi)

Ibfi, reddito equivalente disponibile

Fonte: 1968-1975: stime sui dati per gruppi di IBFI, ipotizzando una distribuzione lineare a

tratti all’interno di ciascun gruppo e una distribuzione Paretiana nell’ultimo gruppo; 1977-

2006: stime sui dati individuali di IBFI-AS (versione 5.0, febbraio 2008); ponderazione per

famiglia per i redditi non corretti; ponderazione per individuo e scala di equivalenza

dell’OCSE modificata per i redditi equivalenti.

26

Fig. 6. Quote di reddito dei quinti di popolazione, 1968-2006 (per cento)

50

45 Quinto più ricco

40

35

30

25 4° quinto

20

15 3° quinto

10 2° quinto

5 Quinto più povero

0

1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

Ibfi, reddito disponibile (esclusi affitti imputati, interessi e dividendi)

Ibfi, reddito disponibile (esclusi interessi e dividendi)

Ibfi, reddito equivalente disponibile

Fonte: 1968-1975: stime sui dati per gruppi di IBFI, ipotizzando una distribuzione lineare a

tratti all’interno di ciascun gruppo e una distribuzione Paretiana nell’ultimo gruppo; 1977-

2006: stime sui dati individuali di IBFI-AS (versione 5.0, febbraio 2008); ponderazione per

famiglia per i redditi non corretti; ponderazione per individuo e scala di equivalenza

dell’OCSE modificata per i redditi equivalenti.

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Atreyu

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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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