La formazione per l`inserimento occupazionale. Evidenze empiriche

La formazione per l’inserimento occupazionale.
Evidenze empiriche in una regione italiana
Gabriele Mazzolini, IRS – Istituto Ricerca Sociale e Università
Cattolica
Nicola Orlando, IRS – Istituto Ricerca Sociale 
Agosto 2014
Abstract
Il presente studio ha lo scopo di indagare gli effetti delle formazione per
l‟inserimento occupazionale analizzando il caso di 16 corsi di formazione
per l‟inserimento tenutisi tra il febbraio 2010 e il dicembre 2011in una
regione italiana. La mancanza di una convergente evidenza empirica
suggerisce di indagare approfonditamente questo tema per stabilire
l‟efficacia di tali interventi nello stimolare l‟occupazione. Utilizzando due
diverse fonti di dati amministrativi si è provveduto a studiare il fenomeno
applicando un approccio controfattuale. I risultati evidenziano come la
partecipazione a queste attività formative riduca le probabilità di
occupazione durante la frequenza dei corsi (lock-in effect) e non accresca in
maniera significativa tali probabilità dopo la conclusione dei corsi.
Un‟analisi approfondita disaggregata per tipologia di corsi (formazione per
il reinserimento lavorativo e formazione post obbligo formativo/post
diploma) conferma la presenza di questi effetti nel caso dei corsi di
formazione finalizzata al reinserimento lavorativo, mentre la partecipazione a
corsi di formazione post-obbligo formativo/post diploma non sembra
invece avere alcun effetto negativo statisticamente significativo sulla
probabilità di trovare un impiego durante la frequenza del corso e,

Indirizzi autori: Gabriele Mazzolini. Università Cattolica del Sacro Cuore. Centro di
ricerca per i problemi del lavoro e dell'impresa. Tel: O2/72342973; e-mail:
[email protected]. Istituto per la Ricerca Sociale (IRS); Via XX settembre, 24;
20123 Milano. Tel: O2/46764279; e-mail: [email protected].

Nicola Orlando. Istituto per la Ricerca Sociale (IRS); Via XX settembre, 24; 20123
Milano. Tel: O2/46764279; Fax: 02/46764227; e-mail: [email protected]
Si ringraziano Manuela Samek Lodovici (IRS) e Daniela Oliva (IRS) per i preziosi consigli
e suggerimenti ricevuti in sede di analisi e commento dei risultati. Il presente studio è stato
estratto da un rapporto di valutazione realizzato dall‟Istituto per la Ricerca Sociale (IRS).
1
successivamente, evidenzia un effetto positivo e statisticamente significato
(seppur solo a 18 mesi dall‟inizio delle azioni formative).
Abstract
The paper investigates the effects of off-the-job training on employment
using data from 16 vocational courses organized between February 2010
and December 2011 in a region of Italy. The ambiguous empirical evidence
in this respect suggests the need to better evaluate the validity of these
policy interventions to promote and favour employment. We study this
phenomenon using two different administrative data sources and an
econometric approach based on counterfactuals. The results show that
participation in vocational courses decreases the probability of being
employed during the attendance of the course (lock-in effect) and does not
increase significantly this probability after the end of the course. A detailed
analysis suggests that the effects of off-the-job training can be attributed
exclusively to those courses helping unemployed workers re-enter the
labour market. On the contrary, the attendance of those courses helping
young labour force to transit from school to work has a positive effect on
the probability of employment 18 months after the beginning of the course.
Parole chiave: valutazione; formazione per l‟inserimento occupazionale;
analisi controfattuale; occupazione; dati amministrativi
Key words: evaluation; off-the-job training; counterfactual analysis;
employment; administrative data
2
Introduzione
Negli ultimi vent'anni l'efficacia delle Politiche Attive del Mercato del
Lavoro (PAML) è stata al centro di un ampio dibattito, che ha cercato in
particolare di stabilire gli esiti di tali interventi sull'occupazione e se i
risultati individuati si sarebbero comunque realizzati anche in mancanza di
tali interventi di policy. La carenza di evidenze empiriche univoche è
sottolineata dalla letteratura sia nel contesto del mercato del lavoro italiano
sia in quello internazionale (si vedano in proposito le rassegne della
letteratura di Card et al., 2010 e di Kluve, 2010).
Tra le principali politiche attive del lavoro, la formazione professionale
è finalizzata a migliorare le probabilità di occupazione delle popolazione in
cerca di lavoro, in particolare dei soggetti meno competitivi, soprattutto in
contesti territoriali sviluppati e dinamici, dove il rischio di un dead-weight
effect delle politiche di inserimento è potenzialmente alto. Il rischio è
quello di sostenere una spesa pubblica per interventi che creino effetti che
comunque si sarebbero verificati in mancanza di tale intervento. Questi
temi sono quanto mai attuali e coerenti con le politiche nazionali per
l‟occupazione, nell‟ambito della strategia Europa 2020, e con i cicli
programmatori strutturali del Fondo Sociale Europeo (FSE).
In questo contesto, il presente studio intende investigare gli effetti degli
“interventi di formazione per l‟inserimento occupazionale”1 svoltisi in una
regione italiana2 grazie al cofinanziamento del FSE (Asse II Occupabilità) e
conclusi nel 2011, contribuendo a fornire ulteriori evidenze empiriche
sull‟efficacia della formazione professionale. La domanda a cui si cerca di
fornire una risposta è essenzialmente la seguente: gli individui che, in un
dato tempo, hanno partecipato a queste azioni formative hanno una
maggiore probabilità di essere occupati rispetto al caso in cui, in quello
stesso dato tempo, non vi avessero partecipato?
Le analisi realizzate sono rivolte quindi a verificare gli effetti delle
“formazione per l‟inserimento occupazionale” sui destinatari diretti,
attraverso l‟adozione di un approccio controfattuale Nello specifico, lo
studio si propone di valutare gli effetti occupazionali di 16 corsi di
formazione per l‟inserimento occupazionale, di cui 9 percorsi di
formazione finalizzata al reinserimento lavorativo e 7 percorsi di
formazione post obbligo e post diploma.
1
Formazione finalizzata al reinserimento lavorativo e Formazione post obbligo
formativo e post diploma.
2
Il nome della regione analizzata non viene indicato per ragioni di riservatezza.
3
La formazione post obbligo formativo è la formazione finalizzata al
conseguimento o al perfezionamento di competenze professionali atte a
favorire l'inserimento lavorativo di giovani in possesso del solo obbligo
scolastico. La formazione post diploma è l‟attività rivolta invece a persone
in possesso di diploma di scuola media superiore. La formazione per il
reinserimento lavorativo degli adulti è quella rivolta a persone disoccupate
che intendono rientrare nel mercato del lavoro e che, a prescindere dal
titolo di studio posseduto, necessitano di aggiornare le proprie conoscenze
ed acquisire competenze professionali immediatamente spendibili nei
contesti di lavoro. I processi di selezione dei partecipanti ai corsi indagati
nel presente studio sono stati condotti da commissioni costituite ad hoc,
che, accertati in una prima fase i requisiti di accesso dei candidati, hanno
proceduto alla selezione, attribuendo un punteggio al candidato sulla base
del curriculum, in particolare titolo di studio e requisiti professionali, di una
prova scritta e/o pratica sugli argomenti del corso o attitudinali o di cultura
generale e di un colloquio sulle materie oggetto del corso, specialistiche o
trasversali, e/o sulla motivazione di partecipazione al corso. L‟ammissione
ai corsi è avvenuta sia sulla base del punteggio finale conseguito dal
candidato, sia tenendo conto di specifici requisiti (come genere o
nazionalità) che potessero portare a comporre l‟aula in modo da favorire
candidati con specifiche caratteristiche, quali nazionalità e genere.3 I corsi
si sono svolti tra febbraio 2010 e dicembre 2011 con una durata variabile
tra 42 giorni a poco più di anno. Variabile è stato anche il numero di
ammessi: in alcuni casi meno di dieci, in altri intorno alle cento unità.
Lo scopo del presente studio è quindi quello di studiare l‟efficacia degli
interventi di formazione sull‟occupazione utilizzando un‟analisi
controfattuale in cui vengano confrontati, con opportune tecniche di
matching statistico, soggetti che hanno partecipato a tali corsi di
formazione con individui non partecipanti ma con caratteristiche simili. Lo
scopo è quello di ricercare un effetto quanto più possibile causale del
trattamento, ovvero la formazione per l‟inserimento occupazionale,
basando l‟analisi sulla capacità specifica del criterio di abbinamento
adottato di comparare individui omogenei, che si differenziano per il fatto
di aver partecipato alla formazione (“essere stati trattati”) e non aver
partecipato alla formazione (“non essere stati trattati”).
Si provvede altresì a fornire stime disaggregate per tipologia di corso al
fine di chiarire quale tipologia di corso ha avuto maggiore efficacia sia in
3
Inoltre, per essere ammessi al corso, i candidati dovevano aver conseguito un
punteggio minimo di 60/100.
4
termini di attesa del “primo avviamento”, sia sullo stato occupazionale a 3,
6, 12, 18 e 24 mesi dall‟inizio del corso.
In dettaglio, la sezione che segue presenta una rassegna della letteratura
empirica sulla valutazione degli effetti della formazione delle Politiche
Attive del Mercato del Lavoro e dei percorsi di formazione, in particolare.
La sezione 3 descrive brevemente i dati utilizzati nell‟analisi e fornisce
alcune preliminari statistiche descrittive. La sezione 4 riporta una breve
trattazione dei metodi di stima controfattuale adottati. I principali risultati
delle analisi effettuate sono presentati nella sezione 5, mentre nella sezione
6 vengono discusse le differenze negli effetti per le diverse tipologie di
corso di formazione. Infine, la sezione 7 formula alcune riflessioni
conclusive.
La rassegna della letteratura empirica
Negli ultimi decenni le Politiche Attive del Mercato del Lavoro (PAML)
hanno visto crescere progressivamente il loro ruolo come strumento per
contrastare la disoccupazione nella maggior parte dei Paesi Europei,
ricevendo tra l‟altro un ampio sostegno finanziario anche da parte dei Fondi
Strutturali Europei e, in particolare, dal Fondo Sociale Europeo (FSE),
nell‟ambito dei diversi periodi di Programmazione.
Esistono diverse interpretazioni del concetto di PAML. Calmfors (1994)
le definisce – secondo una accezione stringente -- come le misure, per
migliorare il funzionamento del mercato del lavoro, destinate
ai
disoccupati e che, di conseguenza, comprendono tre sottocategorie: a)
l‟«intermediazione al lavoro», che ha lo scopo di rendere più efficiente il
processo di matching tra posti di lavoro disponibili e persone in cerca di
un‟occupazione; b) la «formazione professionale», che mira ad aggiornare,
accrescere ed adattare le competenze dei candidati al lavoro: c) la
«creazione diretta di lavoro», che può assumere la forma o di occupazione
nel settore pubblico o di incentivi all‟assunzione nel settore privato.
Ciascun tipo di politica del mercato del lavoro può produrre i propri effetti
mediante differenti canali.
La valutazione degli effetti delle Politiche Attive del Mercato del Lavoro
A partire dagli anni ‟90 si è progressivamente sviluppata un‟ampia
letteratura empirica volta a verificare gli effetti microeconomici delle
PAML e, nell‟ambito della quale, molte domande empiriche si concentrano
5
in particolare sugli effetti causali delle PAML. Il focus di questa letteratura
è la valutazione dell‟esposizione di una serie di unità (le “persone in cerca
di occupazione”) ad un trattamento (le “politiche attive del mercato del
lavoro”) su un esito potenziale (“trovare una occupazione”). Il trattamento
può essere rappresentato, ad esempio, da programmi di supporto nella
ricerca di lavoro, corsi di formazione professionale, voucher, incentivi
all‟assunzione, ecc. Imbens e Woolridge (2009) sottolineano che ciascuna
unità può essere esposta ad uno o più diversi livelli di trattamento, ovvero - nel caso specifico delle PAML -- un individuo può iscriversi o meno ad
un corso di formazione professionale, può ricevere o non ricevere un
voucher, ecc. L‟effetto della politica è la differenza tra l‟esito osservato
dopo l‟attuazione della politica (l‟esposizione al trattamento) e l‟esito che si
sarebbe osservato senza la politica (in assenza di esposizione al
trattamento). L'oggetto di interesse è dunque rappresentato dal confronto tra
i due esiti per la stessa unità quando è esposta, e quando non è esposta, al
trattamento. Tuttavia, è possibile osservare al massimo uno di questi esiti
perché l'unità può essere esposta ad un solo livello di trattamento (Imbens e
Woolridge, 2009): infatti, se il primo termine della differenza si riferisce ad
un valore osservabile (“valore fattuale”), il secondo termine è relativo ad un
valore puramente ipotetico, non osservabile per definizione in quanto,
essendo stata attuata la politica, ciò che sarebbe accaduto in sua assenza
non può essere osservato (“valore, o situazione, controfattuale”) (Martini e
Sisti, 2009).
Holland (1986) definisce la non osservabilità del controfattuale come il
“dilemma fondamentale dell‟inferenza causale”. Se però in linea di
principio il dilemma fondamentale dell‟inferenza causale non ha soluzione,
è anche vero che per valutare gli effetti di una politica è ragionevole
ipotizzare di approssimare nella maniera più credibile possibile ciò che
sarebbe successo ai soggetti esposti alla politica se non lo fossero (ossia il
“valore contro fattuale”) (Martini e Sisti, 2009). I metodi di stima per la
valutazione degli effetti di una politica possono dunque essere
essenzialmente ricondotti a metodi per approssimare il controfattuale con
qualche valore credibile, utilizzando le informazioni disponibili. Una
valutazione degli effetti sarà tanto più plausibile quanto più sarà credibile la
strategia adottata per approssimare il controfattuale. Nel caso in cui -- come
spesso accade nel caso delle politiche del mercato del lavoro -- il valutatore
non abbia la possibilità di adottare il metodo sperimentale, ossia di
manipolare il processo di selezione, determinando mediante la
randomizzazione chi è ammesso al servizio, o al sussidio, o
all‟agevolazione (trattato) e chi invece ne è escluso (controllo), al
6
valutatore non rimane che utilizzare gli esiti dei processi che avvengono
“naturalmente” nel corso dell‟attuazione della politica, come conseguenza
delle decisioni dei destinatari potenziali o di coloro che disegnano e/o
gestiscono la politica. In altri termini, il valutatore deve utilizzare uno dei
metodi di valutazione definiti collettivamente come non-sperimentali
(regressioni, matching, ecc.), approssimando il controfattuale mediante
l‟osservazione di cosa succede ad altri soggetti e/o in altri periodi di tempo
(Imbens e Woolridge, 2009; Martini e Sisti, 2009). I metodi nonsperimentali fanno ricorso alle caratteristiche osservabili dei soggetti trattati
e non-trattati e si basano su qualche assunto arbitrario che riguarda le
caratteristiche non osservabili dei soggetti trattati e non-trattati (ad
esempio, sull‟assunto che le eventuali differenze tra i due gruppi nelle
caratteristiche non osservabili non influenzino l‟esito del trattamento).
C‟è tuttavia ampio consenso in letteratura sul fatto che la credibilità dei
risultati ottenuti mediante i metodi di stima degli effetti basati su
caratteristiche dipenda dall‟inclusione tendenzialmente di tutte le variabili
che sono distribuite diversamente tra unità esposte al trattamento e unità
non esposte al trattamento e che influiscono sull‟esito potenziale o sugli
esiti potenziali (ovvero, che generano selection bias). In particolare, nella
valutazione di interventi di PAML, l‟opinione comune nella letteratura è
che una componente essenziale sia data da un insieme di variabili che
documentino in maniera dettagliata l‟esperienza lavorativa dei soggetti –
esposti e non – in un congruo periodo precedente la realizzazione
dell‟intervento. La storia lavorativa precedente l'intervento di PAML
dovrebbe infatti incorporare parecchie delle caratteristiche individuali
rilevanti per gli esiti sul mercato del lavoro (Heckman et al., 1999).
La letteratura sulla valutazione degli effetti delle PAML evidenzia un
altro aspetto rilevante, riconducibile alla possibilità che, sebbene dal punto
di vista teorico la relazione tra partecipazione ad un programma di PAML
ed un possibile esito positivo sul mercato del lavoro sia piuttosto chiara e
lineare, si produca un effetto di lock-in (“effetto blocco”) (Calmfors, 1994):
i destinatari di un programma di PAML tendono a ridurre l‟intensità con
cui cercano un lavoro nel periodo in cui sono impegnati con la
“partecipazione” al programma; addirittura, in alcuni casi, anche la sola
prospettiva di partecipare ad un programma di PAML potrebbe rendere più
sporadica la ricerca attiva di un lavoro (effetto ex-ante). D‟altra parte, però,
per i destinatari dei programmi di PAML la scelta di continuare a
partecipare è in parte “endogena”, ossia dipende dagli esiti occupazionali
che il soggetto consegue o meno già durante la fase di partecipazione al
programma (IRPET, 2011). Calmfors (1994) evidenzia che, per ottenere
7
l‟effetto delle PAML sul processo di matching tra domanda e offerta nel
mercato del lavoro è necessario sottrarre gli effetti negativi di lock-in sulla
ricerca attiva di lavoro dagli effetti potenzialmente positivi del trattamento
una volta che i programmi si sono conclusi. Per queste ragioni è necessario
che una strategia di valutazione degli effetti delle PAML destinate a
soggetti disoccupati o inoccupati tenga complessivamente conto degli esiti
occupazionali conseguiti a partire dall‟inizio del programma, e non solo di
quelli che si verificano dopo la sua conclusione. Dallo studio di Calmfors
(1994) emerge anche che il rischio che si produca un effetto di lock-in varia
a seconda delle tipologie di politiche attive del lavoro: ad esempio, se
l‟orientamento e l‟assistenza nella ricerca del lavoro solitamente non si
accompagnano a tale rischio, la partecipazione a corsi di formazione tende
a ridurre l‟intensità di ricerca del lavoro da parte dei destinatari in quanto
impegnati con le lezioni.
Alcune evidenze
L‟analisi dei risultati di alcuni contributi alla letteratura empirica -proposta sinteticamente di seguito -- evidenzia un quadro piuttosto
composito e diversificato circa l‟efficacia (occupazionale) dei diversi
interventi di PAML oggetto di valutazione. Card et al. (2010) propongono
una meta-analisi relativa a 97 precedenti studi, condotti tra il 1995-2007 nel
contesto di un totale di 26 paesi, finalizzati alla valutazione di un totale di
199 programmi di Active Lavour Market Policies (ALMPs). Gli autori
classificano gli impatti ex-post dei programmi in significativamente
positivi, non significativi e significativamente negativi, trovando che i
programmi di supporto nella ricerca attiva del lavoro sono quelli che con
maggiore probabilità producono effetti postivi, mentre quelli di
occupazione nel settore pubblico si caratterizzano per una minore
probabilità di produrre effetti positivi. I programmi di formazione (sia in
aula che sul lavoro) producono effetti relativamente positivi a medio
termine, sebbene a breve termine questi programmi spesso si caratterizzino
per effetti effetti negativi o non significativi. Card et al. (2010) evidenziano
inoltre che la variabile risultato (l‟esito) usato per misurare l‟impatto del
programma svolge un ruolo rilevante: in particolare, gli studi basati sulla
disoccupazione amministrativa4 è più probabile che mostrino impatti
positivi di quelli basati su altri esiti (quali l‟occupazione o i salari). D‟altra
pare, nemmeno lo status della pubblicazione di uno studio o l‟uso del
4
Registrata presso i servizi pubblici per il lavoro.
8
disegno di valutazione randomizzato appaiono influenzare segno o
significatività dell‟effetto del programma oggetto di valutazione. Gli
autori, infine, utilizzano un sotto-campione di studi che si focalizzano
sull‟occupazione ex-post per confrontare i modelli meta-analitici adottati
per stimare la “dimensione del‟effetto” di un programma con i modelli
applicati per determinare il segno e la significatività dell‟effetto del
programma: entrambi gli approcci conducono a conclusioni molto simili
sulle determinanti dell‟impatto del programma. Anche Kluve (2010)
conduce una meta-analisi basata su un dataset comprendente 137
valutazioni di programmi di PAML, realizzate in 19 paesi, con la finalità di
verificare quali sono i programmi che, a livello europeo, funzionano
maggiormente e per quali destinatari, oltre che sotto quali circostanze
(economiche ed istituzionali). I risultati mostrano che, più che il contesto
economico ed istituzionale, ciò che conta ai fini dell‟efficacia dei
programmi di politica attiva del lavoro è quasi esclusivamente la tipologia
del programma. Infatti, se i programmi di occupazione nel settore pubblico
appaino spesso produrre effetti negativi, i sussidi salariali sembrano più
efficaci nell‟aumentare le probabilità di occupazione dei destinatari; mentre
i programmi di formazione mostrano sovente modesti effetti positivi.
Gerfin e Lechner (2000) stimano gli effetti di una ambiziosa politica attiva
del lavoro, condotta in Svizzera nella seconda metà degli anni ‟90 ed
articolata in un‟ampia gamma di programmi, sulla probabilità di
occupazione individuale dei potenziali partecipanti. Utilizzando dati
amministrativi su disoccupazione (AVAM) e sistema previdenziale
(ASAL) ed applicando una procedura di matching adattata per il caso di
programmi multipli, essi trovano effetti sostanzialmente positivi nel caso
specifico dei sussidi salariali per i lavori temporanei, effetti ampiamente
negativi per i tradizionali programmi occupazionali in mercati del lavoro
protetti e risultati eterogenei nel caso dei corsi di formazione professionale.
Gli autori evidenziano inoltre che partecipare in un programma di PAML
all‟inizio del periodo di disoccupazione è meno efficace che parteciparvi
quando la disoccupazione è di più lunga durata, in quanto chi partecipa
riceve meno offerte di lavoro rispetto a chi partecipa. Ciò emerge in
maniera più accentuata per coloro che rappresentano un buon matching per
queste offerte di lavoro. All‟aumentare del periodo di disoccupazione, il
sorting infatti avrà già eliminato i matching migliori e l‟effetto positivo di
partecipare al programma sarà maggiore della temporanea riduzione di
offerte di lavoro ricevute. Sianesi (2001) analizza la presenza di effetti di
breve e lungo termine derivanti dal partecipare in un programma di PAML
in Svezia negli anni ‟90 rispetto alla più intesa attività di ricerca attiva del
9
lavoro di coloro che non vi partecipano. Il dataset usato nello studio è
ottenuto combinando due diverse fonti, una sulla disoccupazione
amministrativa registrata presso gli uffici pubblici per il lavoro (Händel) e
l‟altra relativa ai sussidi di disoccupazione (Akstat). Adottando un
approccio non parametrico, l‟autrice stima in particolare gli effetti di
aderire ad un programma in un determinato momento del periodo di
disoccupazione rispetto al non aderirvi, perlomeno fino a quel determinato
momento. Gli esiti del sistema di politiche attive del lavoro svedese sono
eterogenei. Partecipare ad un programma aumenta il tasso di occupazione
dei partecipanti. Ma d‟altra parte, permette altresì ai partecipanti di ricevere
più a lungo il sussidio di disoccupazione e di rimanere in misura più
prolungata nel sistema di disoccupazione, specialmente nel caso di
individui che aderiscono al programma allorché il loro sussidio di
disoccupazione sta per esaurirsi. Hujer et al. (2004) si concentrano sugli
effetti dei programmi di formazione professionale dei primi anni 2000 sulla
durata della disoccupazione nella Germania Est, usando dati amministrativi
dell‟Agenzia Federale per il Lavoro. Lo studio distingue tra programmi di
breve durata (1-3 mesi), di media durata (6-12 mesi) e di lunga durata (oltre
12 mesi) e stima il multivariate mixed proportional hazard model. Gli
autori mostrano la presenza di un rilevante effetto di lock-in durante la
partecipazione a programmi di formazione professionale ed effetti non
statisticamente significativi sull‟uscita dallo stato di disoccupazione dopo la
loro conclusione. Biewen at al. (2007), usando un ricco dataset di natura
amministrativa (IEBS), valutano gli effetti occupazionali di un insieme di
programmi di formazione a finanziamento pubblico realizzati in Germania
nei primi anni 2000. Gli autori utilizzano i metodi di propensity score
matching in un contesto di trattamento multiplo e dinamico per indirizzare
le questioni legate alla eterogeneità dei programmi e alla selezione
dinamica nei programmi. I risultati suggeriscono che, in Germania Ovest,
sia i programmi a breve termine che quelli a medio termine producono
effetti occupazionali significativi per alcuni sottogruppi della popolazione,
anche se in alcuni casi gli effetti sono nulli nel medio termine. I programmi
a breve termine sono particolarmente efficaci se confrontati con i
tradizionali e più costosi programmi a lungo termine. Salvo alcune
eccezioni, emerge invece una scarsa evidenza di effetti positive e
significativi del trattamento in Germania Est. Inoltre, gli autori trovano che
gli effetti occupazionali si riducono per i lavoratori più anziani e per quelli
a bassa qualifica.
10
Nel contesto del mercato del lavoro italiano diversi studi hanno indagato
il ruolo delle politiche attive, e, di particolare interesse per il presente
studio, le politiche di formazione professionale o di on-the-job training.
Tali studi mostrano risultati generalmente contrastanti senza che emerga
una evidenza empirica convergente.
In uno studio recente, Rettore et al. (2014)5 misurano l‟effetto
occupazionale di 64 corsi di formazione di lunga durata (ossia tra i due e i
sei mesi), riservati a disoccupati iscritti ai centri per l‟impiego, riguardanti
venti diverse figure professionali qualificate, cofinanziati con i fondi del
fondi del Fondo Sociale Europeo e attuati nel 2010. In particolare, gli autori
confrontano le possibilità di trovare un (nuovo) lavoro da parte di 842
disoccupati che hanno frequentato i corsi (gruppo dei trattati), nei quindici
mesi successivi al loro inizio, con quelle dei disoccupati iscritti ai centri per
l‟impiego (32mila circa) e del tutto simili ai partecipanti quanto a
caratteristiche socio-demografiche e precedenti esperienze lavorative, ma
che non avevano preso parte ad alcun corso (gruppo di controllo). Nei primi
cinque mesi successivi all‟inizio del corso, i trattati mostrano probabilità
significativamente minori di trovare un nuovo impiego rispetto a quelle dei
controlli. Tuttavia, dal settimo al quindicesimo mese dopo l‟inizio dei corsi,
i formati posseggono una probabilità maggiore di essere occupati rispetto a
quella dei non partecipanti. In particolare, ad un anno dall‟inizio dei corsi,
la probabilità che un formato abbia trovato un nuovo impiego è, in media,
di 6,5 punti percentuali superiore a quella che avrebbe sperimentato se non
avesse preso parte al corso. Anche Berliri et al. (2002) e Bellio e Gori
(2003) mostrano effetti positivi dei corsi di formazione sull‟occupazione. In
particolare, Berliri et al. (2002) mostra come la partecipazione a corsi di
formazione professionale in Emilia Romagna e Lombardia nel 1997 hanno
avuto effetti positivi sulle possibilità di occupazione dei beneficiari.
Utilizzando come metodo di stima l’endogenous switching model, al fine di
correggere le stime per gli effetti di selection bias, tale studio stima che
l‟impatto della formazione sia pari al 16.25% per gli uomini e 11.62% per
le donne. Bellio e Gori (2003) trova effetti positivi dei programmi di
training utilizzando dati relativi alla formazione al lavoro svolta durante
diversi corsi finanziati dal Fondo Sociale Europeo (FSE) in Lombardia nel
periodo 1997-1998 e tecniche di stima basate su propensity score matching
e multilevel hierarchical models, incorporando una misura di correlazione
5
Articolo pubblicato sul lavoce.info in data 10 luglio 2014 « Corsi FSE : la valutazione
porta chiarezza ». I risultati delllo studio saranno pubblicati prossimanente in un rapporto di
ricerca a cura dell‟Agenzia del Lavoro della Provincia Autonoma di Trento.
11
tra gli outcome e il processo di partecipazione e controllando per
l‟eterogeneità nell‟efficacia dei diversi corsi.
Nello studiare tale interventi Caroleo e Pastore (2001) e Battistin e
Rettore (2002) non identificano invece effetti statisticamente significativi.
Caroleo e Pastore (2001), usando dati di un‟indagine ad-hoc condotta nelle
regioni della Campania e del Veneto nel periodo 1999-2000, investigano i
diversi effetti generati dal on-the-job training, associato ad un‟esperienza
lavorativa, e dal off-the-job training. I risultati, elaborati per mezzo di un
modello multinomial logit in cui la variabile dipendente identifica la
transizione dallo stato di disoccupazione a sei possibili stati nel mercato del
lavoro (lavoro regolare, lavoro irregolare, on-the-job training, off-the-job
training e istruzione, disoccupazione e non forze di lavoro), non
evidenziano effetti significativi su alcuna forma di occupazione, sia essa
regolare o irregolare, sia considerando l‟off-the-job training sia l‟on-the-job
training, nonché tenendo conto della durata del training. Utilizzando dati
relativi alla provincia di Torino, nel periodo compreso tra Settembre 1996 e
Novembre 1997 ed applicando una strategia di analisi fuzzy regression
discontinuity in cui il trattamento è identificato dall‟ammissione al corso e i
gruppi confrontati sono identificati negli intorni del punteggio soglia
ottenuto al test attitudinale predisposto per l‟ammissione al corso, Battistin
e Rettore (2002) non trovano alcun effetto statisticamente significativo
studiando l‟impatto della partecipazione ai corsi di formazione
professionale di office automation sull‟occupazione a 17 mesi.
Risultati negativi sono infine evidenziati da Croce e Montanino (1997) e
da Origo et al. (2004). Croce e Montanino (1997) analizzano l‟impatto della
formazione professionale svolta all‟interno del programma denominato
CIG/Liste Mobilità, condotto nel periodo 1994-1995 in alcune regioni
meridionali (Abruzzo, Basilicata, Puglia, Calabria, Sicilia e Sardegna) tra i
lavoratori iscritti alle Liste di Mobilità o alla CIGS. L‟analisi, condotta
attraverso un modello di stima logit in cui si studia l‟effetto della
formazione professionale controllando per le caratteristiche relative al
background socio-demografico degli individui presenti nel dataset, mostra
che i partecipanti hanno una minore probabilità di uscire da uno stato di
disoccupazione di lunga durata. Effetti negativi e statisticamente
significativi vengono identificati anche da Origo et al. (2004), in uno studio
sugli effetti del training fornito dalle agenzie per il lavoro interinale nella
regione Emilia-Romagna nel 2001. La formazione ricevuta durante il
contratto di lavoro interinale aumenta le probabilità di rimanere presso
l‟agenzia; mentre riduce la probabilità di transizione verso l‟occupazione
permanente, la disoccupazione e lo studio. Lo studio infine rileva che altri
12
tipi di training hanno effetti positivi sulla probabilità di transizione verso
contratti a tempo determinato; mentre l‟impatto sulla probabilità di
contrattazione permanente è irrilevante.
Fonti statistiche e statistiche descrittive
L‟analisi empirica condotta nel presente articolo è stata realizzata
utilizzando due diverse fonti di dati amministrativi. Nello specifico, un
database estratto dal sistema informativo regionale della formazione
professionale, con i principali dati sulle caratteristiche socio-anagrafiche
dei partecipanti alle selezioni per i corsi di formazione cofinanziati dal
FSE.
Tale fonte di informazione ha permesso di definire un gruppo di
soggetti, ovvero i trattati, che hanno potuto partecipare ad uno dei corsi di
formazione considerati nella presente indagine e un altro gruppo, i
cosiddetti non-trattati o gruppo di controllo, composto da coloro i quali
abbiano partecipato al processo di selezione ma la cui valutazione non sia
risultata sufficiente per partecipare al corso.6 Di conseguenza, è stata creata
la variabile dicotomica “trattamento” che assume valore 1 nel caso in cui il
soggetto rientri nel gruppo dei trattati e 0 nel caso in cui, invece, parte
rientri nel gruppo dei non-trattati.
Gli esiti occupazionali dei soggetti presenti nel database estratto dal
sistema informativo regionale della formazione professionale sono stati
ottenuti utilizzando le informazioni fornite dal database amministrativo
estratto dal sistema regionale di invio delle Comunicazioni Obbligatorie,
per il periodo compreso tra il 1 marzo 2008 e il 2 aprile 2013. Tale fonte
6
Il processo di selezione dei candidati viene realizzato da una Commissione costituita
ad-hoc. La Commissione, accertati in una prima fase i requisiti di accesso dei candidati (al
momento della presentazione della domanda), procede alla selezione, attribuendo un
punteggio (calcolato in centesimi) così ripartito: titolo di studio, requisiti professionali (015); una prova scritta e/o pratica, anche in forma di test, sugli argomenti del corso o
attitudinali o di cultura generale (0-35); un colloquio sulle materie oggetto del corso
specialistiche o trasversali e/o motivazione di partecipazione al corso e curriculum (0-50).
I candidati per essere ammessi al corso devono aver conseguito un punteggio minimo di
60/100 (ad eccezione di un corso in cui il punteggio massimo è stato pari a 50/100 a seguito
della mancanza di requisiti professionali minimi richiesti per la partecipazione e di una
prova scritta). Nei bandi possono essere specificati dei requisiti ulteriori che, a parità di
punteggio, possono costituire titolo di preferenza per essere ammessi alle attività formative
(ad esempio, ISEE) oppure è possibile che vengano tenuti presente, nella composizione
dell‟aula, partecipanti con specifiche caratteristiche (in alcuni bandi è richiesto, ad esempio,
di garantire una determinata quota di donne o di cittadini extra-comunitari tra i partecipanti
al corso).
13
fornisce la base statistica per ricostruire gli esiti occupazionali dei
partecipanti ai corsi di formazione, dei quali si valutano gli effetti, oltre che
di coloro che fanno parte del gruppo di controllo. Consente inoltre di
documentare in maniera dettagliata l‟esperienza lavorativa degli individui –
trattati e non – in un determinato periodo precedente la realizzazione
dell‟intervento formativo.
Il campione finale è composto da 652 individui, di cui 193 partecipanti
ad un corso di formazione per l‟inserimento occupazionale e 459 nontrattati, che costituiscono il gruppo di controllo.
Due diversi aspetti possono essere analizzati a seguito della
partecipazione ad un corso: la durata del periodo necessario ad essere
avviati, ovvero ad essere oggetto di un contratto di lavoro dipendente, e lo
stato occupazionale a distanza di diversi periodi dalla fine del corso di
formazione.
Abbiamo quindi dapprima creato una variabile, avviamento, che misura,
in giorni solari, la distanza tra il giorno di avvio del corso di formazione e il
giorno in cui, secondo le Comunicazioni Obbligatorie, il lavoratore è stato
oggetto di un avviamento.
L‟analisi empirica è stata poi condotta utilizzando come variabile
dipendente la variabile occupato che studia la probabilità di essere
occupato successivamente all‟inizio del corso a determinati intervalli
temporali, ovvero a distanza di 3, 6, 12, 18 e 24 mesi dall‟avvio del corso.
La variabile assume valore 1 se, nei periodi di tempo considerati,
l‟individuo è occupato. Viceversa, la variabile assume valore 0 se il
lavoratore non è occupato. La scelta di questi periodi dall‟inizio delle
attività formative consente di descrivere un orizzonte temporale
sufficientemente ampio per identificare i diversi effetti derivanti dalla
partecipazione a tali corsi.
Nella Tabella 1 vengono riportate le statistiche descrittive relative alla
durata di attesa dell‟avvio per gruppo socio-economico. Nella prima
colonna viene riportata la durata media di tale periodo per l‟insieme del
campione utilizzato. Nelle successive viene definita la durata media di tale
periodo, rispettivamente, per i lavoratori che non hanno e che hanno
partecipato ad un corso. La durata media tra l‟inizio del corso e
l‟avviamento è pari a 232 giorni. Valori minori si rilevano tra gli uomini
(225 giorni), tra i lavoratori con più di 45 anni (189 giorni) e tra coloro che
sono in possesso di una laurea (200 giorni).
La Tabella 1 mostra inoltre che, nel caso dei partecipanti ai corsi di
formazione (i trattati), i tempi di accesso al mercato del lavoro sono
mediamente più lunghi di quelli registrati nel caso di coloro che invece non
14
partecipano ad attività formative (non trattati o controlli). Sembra dunque
trovare conferma la presenza del cosiddetto lock-in effect, precedentemente
identificato nella rassegna della letteratura: i partecipanti ad un corso di
formazione, durante il periodo in cui frequentano le lezioni, ricercano un
lavoro con minore intensità rispetto a coloro che invece non partecipano ad
alcuna attività formativa e, di conseguenza, hanno minori opportunità,
rispetto a questi ultimi, di trovare una (nuova) occupazione. Tale differenza
tra trattati e controlli è particolarmente rilevante nel caso delle donne, degli
individui di età compresa tra 30 e 45 anni e di coloro in possesso della
licenza media.
La presenza del lock-in effect viene confermata dalla Figura 1, nella
quale vengono mostrate le stime non parametriche ottenute utilizzando il
modello di Kaplan-Meier e si evidenzia la presenza di differenze nella
durata media di attesa tra soggetti trattati (linea continua) e di controllo
(linea tratteggiata). Tali differenze sono particolarmente evidenti nel
periodo compreso tra i 4 e i 12 mesi successivi all‟inizio del corso: in
questo periodo i trattati hanno fino al 20 percento di probabilità in meno
rispetto ai non trattati di interrompere il periodo di non occupazione e di
essere oggetto di un contratto di avviamento. Successivamente le differenze
si riducono e, dopo oltre un anno dall‟inizio del corso, i trattati mostrano
che la probabilità di avviamento è simile a quella dei soggetti che non
hanno partecipato ai corsi di formazione.
Tabella 1: Statistiche descrittive sulla durata di attesa
Tutti i corsi
Tutti
Non-trattati
Tutti
231,32
220,53
Genere
Donne
234,99
203,29
Uomini
224,66
246,39
Età
<30
231,79
238,28
30-45
239,00
210,27
>45
188,50
113,00
Istruzione
Licenza media
263,30
212,00
Diploma di scuola superiore
246,56
234,69
Laurea
199,24
194,20
Nazionalità
Italiana
239,38
230,03
Europea
62,33
62,33
Extra-Europea
184,17
197,60
Nota: *** significativo all‟1%, ** significativo a 5%, * significativo al 10%.
15
Trattati
251,73
284,30
163,80
222,17
329,29
566,00
468,50
275,88
204,83
255,47
--117,00
*
*
*
Figura 1: Stime non parametriche – Modello di Kaplan-Meier
Nella Tabella 2 vengono invece presentate le statistiche descrittive
relative alla quota di occupati, divisa tra trattati e non trattati, a 3 (prima e
seconda colonna), a 6 (terza e quarta colonna), a 12 mesi (quinta e sesta
colonna), a 18 (settima ed ottava colonna) e 24 mesi (nona e decima
colonna). Considerando il campione nel suo complesso, successivamente
all‟inizio del corso di formazione, la quota di occupati è crescente nel
tempo: a 3 mesi è pari al 25,2 percento, a 6 mesi è pari al 30,9 percento, a
12 mesi al 38,4 percento, a 18 mesi al 39,5 percento e a 24 mesi al 40,3
percento. Il numero di occupati è costantemente maggiore tra le donne. Tra
i giovani con meno di 30 anni si registrano le quote più elevate di occupati
a 3 e a 6 mesi; mentre, in seguito, le differenze con le altre fasce di età sono
più contenute. Diploma di scuola media superiore e laurea, in particolare,
sono i livelli di istruzione in corrispondenza dei quali si registra la quota
più elevata di occupati in ciascuno degli intervalli considerati.
16
Tabella 2: Statistiche descrittive sulla quota di occupati a 3, 6, 12, 18 e 24 mesi
A 3 mesi dall'inizio del corso
NonTrattati
trattati
0,2516
0,2719
0,2035 **
Tutti
A 6 mesi dall'inizio del corso
A 12 mesi dall'inizio del corso
NonNonTrattati
Tutti
Trattati
trattati
trattati
0,3094 0,3339 0,2511 ** 0,3838
0,3741
0,4069
Tutti
Tutti
Genere
Donne
0,2581
0,2843
0,2065 * 0,3102 0,3431
Uomini
0,2421
0,2562
0,1974
0,3082 0,3223
Età
<30
0,2809
0,3070
0,2294
0,3488 0,3953
30-45
0,2318
0,2510
0,1789
0,2793 0,2928
>45
0,2268
0,2429
0,1852
0,2887 0,3000
Istruzione
Licenza media
0,2182
0,1951
0,2857
0,2545 0,2561
Diploma di
0,2440
0,2677
0,1846 * 0,2923 0,3200
scuola superiore
Laurea
0,2850
0,3262
0,2055 * 0,3738 0,4113
Nazionalità
Italiana
0,2584
0,2782
0,2126
0,3066 0,3285
Europea
0,1923
0,3125
--0,3462 0,4375
Extra-Europea
0,2059
0,2037
0,2143
0,3235 0,3519
Nota: *** significativo all‟1%, ** significativo a 5%, * significativo al 10%
A 18 mesi dall'inizio del corso
NonTrattati
trattati
0,3954 0,3777
0,4372
Tutti
Non-trattati
Trattati
0,4031
0,3905
0,4329
Tutti
A 24 mesi dall'inizio del corso
0,2452 ** 0,3926
0,2632
0,3711
0,3824
0,3636
0,4129
0,3947
0,4056
0,3805
0,3824
0,3719
0,4516
0,4079
0,4208
0,3774
0,4118
0,3636
0,4387
0,4211
0,2569 ** 0,3951
0,2421
0,3631
0,2593
0,4227
0,3767
0,3688
0,3857
0,4312
0,3474
0,5185
0,4167
0,3715
0,4124
0,4000
0,3650
0,3571
0,4495
0,3895
0,5556
0,4043
0,4078
0,3814
0,3907
0,4030
0,3429
0,4312
0,4211
0,4815
0,2500
0,3091
0,2927
0,3571
0,3273
0,3171
0,3571
0,3455
0,3415
0,3571
0,2231 ** 0,3890
0,3692
0,4385
0,4154
0,3908
0,4769
0,4110
0,3938
0,4538
0,3014
0,4112
0,4326
0,3699
0,3879
0,3830
0,3973
0,4159
0,4113
0,4247
0,3810
0,4231
0,3971
0,3682
0,4375
0,4074
0,4106
0,4000
0,3571
0,4015
0,3462
0,3529
0,3787
0,3750
0,3704
0,4541
0,3000
0,2857
0,4175
0,3462
0,2794
0,4059
0,3750
0,2593
0,4444
0,3000
0,3571
0,2560
0,2000
0,2143
*
17
*
*
*
I risultati riportati in Tabella 2 mostrano inoltre che, nei primi sei mesi
dall‟inizio del corso (in dettaglio a 3 e a 6 mesi), la proporzione di occupati
tra i trattati è mediamente inferiore a quella registrata tra i soggetti che
compongono il gruppo di controllo. Tale differenza percentuale è
quantificabile tra i 7 e gli 8 punti percentuali. Si conferma la presenza del
lock-in effect che sembra riguardare in particolare le donne, per le quali le
differenze a favore dei non trattati nella proporzione di occupati sono pari a
8 e a 10 punti percentuali, rispettivamente a 3 e a 6 mesi; nel caso degli
uomini, invece, queste differenze sono più contenute e non risultano
statisticamente significative. Tra le classi d‟età, la coorte che sembrerebbe
risultare maggiormente interessata da questo fenomeno è quella degli
under30: in questo caso, a 6 mesi di distanza dall‟inizio del corso, la quota
di occupati tra quanti non partecipano a corsi di formazione supera di 14
punti percentuali quella registrata tra i partecipanti ai corsi. Per quanto
concerne i livelli di istruzione, si evidenziano differenze statisticamente
significative a favore dei non trattati nella proporzione di occupati a 3 e 6
mesi (rispettivamente di 8 e 10 punti percentuali) solo tra i soggetti in
possesso di diploma di scuola media superiore. Nel brevissimo periodo (a 3
mesi) si rilevano comunque differenze statisticamente significative a favore
di quanti non hanno partecipato a corsi di formazione, anche nel caso di
soggetti in possesso della laurea (pari a 12 punti percentuali). Prendendo in
considerazione la cittadinanza, emergono differenze statisticamente
significative nella quota di occupati a 3 mesi e solo nel caso degli italiani:
la quota di occupati tra i non trattati supera quella registrata tra i trattati di
circa 7 punti percentuali. Dopo un anno dall‟inizio del corso, la proporzione
di occupati tra i partecipanti ai corsi di formazione risulta superiore a quella
rilevata tra i non partecipanti ad attività formative, sebbene le differenze tra
gruppo di trattati e di controllo non siano statisticamente significative.
Tuttavia, a 18 mesi si rileva che le quote di occupati tra i trattati over45, tra
i trattati con diploma di scuola media superiore e tra i trattati di nazionalità
italiana sono mediamente superiori a quelle dei non trattati.
Allo scopo di controllare per l‟eterogeneità osservata nei criteri di
valutazione, nelle stime successive è stato incluso un set di variabili di
controllo relative alle caratteristiche personali e alle carriere lavorative
precedenti all‟inizio delle azioni formative degli individui presenti nel
dataset oggetto di analisi. Le caratteristiche personali considerate sono: il
genere, l‟età, misurata in termini assoluti e al quadrato, la residenza,
definita a livello provinciale, e la cittadinanza, distinta in italiana, europea
ed extraeuropea. Inoltre, nell‟analisi si tiene conto del capitale umano
acquisito, misurato con variabili dicotomiche che definiscono il livello di
istruzione massimo raggiunto dal soggetto interessato (obbligo scolastico o
inferiore titolo di studio, diploma di scuola media superiore, laurea o postlaurea). Al fine di controllare per l‟esperienza acquisita precedentemente al
corso è stata inclusa una variabile dummy che identifica se ciascun
individuo del campione sia stato occupato per almeno un mese nei tre mesi
precedenti al corso. Allo stesso modo sono state create variabili dummy
relative ai trimestri precedenti, fino a 24 mesi prima dell‟inizio del corso.
Ciascuna dummy identifica se l‟individuo è stato o meno occupato in quel
dato trimestre per almeno un mese. In questo modo si è dunque provveduto
ad includere nelle analisi la storia lavorativa precedente l'inizio del corso di
formazione che, come suggerito dalla letteratura in tema di valutazione di
'active labour market policies’, dovrebbe incorporare numerose
caratteristiche individuali rilevanti per gli esiti sul mercato del lavoro.
18
Le informazioni relative all‟occupazione nei mesi precedenti e
successivi all‟inizio del corso sono riportate nella Figura 2, che mostra
l‟andamento medio dell‟occupazione nel tempo. La Figura 2 suggerisce
quanto segue: i) precedentemente all‟inizio del corso, i due gruppi
mostrano differenze molto contenute, tra trattati e controlli, nella quota di
occupati a conferma della comparabilità dei due gruppi; ii) fino a 6 mesi
dopo l‟inizio del corso, i trattati registrano quote di occupati mediamente
inferiori a quelle dei controlli (lock-in effect); iii) successivamente la quota
di occupati tra i partecipanti ai corsi di formazione è mediamente superiore
a quella dei non partecipanti ai corsi.
Figura 2: Andamento dell’occupazione prima e dopo il corso di formazione
0,7
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
-27 -24 -21 -18 -15 -12 -9 -6 -3 0
Trattati
3
6
9 12 15 18 21 24 27
Controlli
Metodologie di analisi
L‟analisi empirica è stata realizzata al fine di determinare gli effetti
occupazionali della partecipazione agli “interventi di formazione per
l‟inserimento occupazionale”7 realizzati grazie al cofinanziamento del FSE
(conclusi nel 2011), sulla condizione occupazionale a distanza di diversi
periodi dall‟avvio delle attività formative.
Al fine di verificare se gli individui che, in un dato tempo, hanno
partecipato a queste azioni formative hanno una maggiore probabilità di
essere occupati rispetto al caso in cui, in quello stesso dato tempo, non vi
avessero partecipato, si realizza un‟analisi controfattuale utilizzando il
matching statistico. Tale metodologia di analisi prevede che in un primo
momento si studi la probabilità di partecipare al corso di formazione sulla
base delle caratteristiche osservate. Si individua quindi un matching
statistico, ovvero un abbinamento che permetta, sulla base di caratteristiche
osservate, a ciascun individuo trattato di essere confrontato con uno o più
soggetti che non hanno partecipato ai corsi di formazione, ottenendo così
un gruppo di controllo costituito da soggetti confrontabili. L‟effetto del
trattamento sulla variabile risultato viene poi stimato calcolando la
semplice differenza tra le medie della variabile risultato nei due gruppi.
7
Formazione finalizzata al reinserimento lavorativo e Formazione post obbligo
formativo e post diploma.
19
Tale approccio di analisi può portare ad un corretta stima del trattamento
solamente nel caso in cui i soggetti trattati e quelli di controllo abbiano un
supporto comune, ossia esistano individui nei due gruppi con valori simili
relativi alle variabili di controllo. Al fine di ottenere stime valide ed
accurate è inoltre necessario definire adeguatamente il matching statistico,
individuando nello specifico: la distanza tra unità (al fine di stabilire quali
individui siano simili tra loro) e la tipologia di abbinamento, ovvero il
criterio per scegliere quante unità abbinare e come, sulla base della
distanza.
La misura di distanza più usata è la distanza tra propensity score (indice
di propensione); il propensity score di una unità (trattata o non-trattata) è la
probabilità che un‟unità venga assegnata al trattamento date le sue
caratteristiche osservabili prima del trattamento.
Per quanto riguarda la tipologia di abbinamento, allo scopo di fornire
risultati che siano robusti rispetto alla scelta della tipologia di abbinamento,
l‟analisi verrà condotta proponendo le stime relative ad alcune delle
principali tipologie di matching (Nearest neighbor matching, Radius
matching, Kernel matching). Tali tipologie si differenziano per il numero di
unità da abbinare e per la modalità di abbinamento, sulla base del
propensity score.
Analisi che, come quella oggetto del presente studio, investigano gli
effetti di interventi di politiche attive in un contesto geografico limitato
possono soffrire di due ordini di problemi. Da una parte, la scarsa
numerosità del campione oggetto di analisi potrebbe in alcuni casi non
permettere di ottenere stime statisticamente significative. Tuttavia questo
problema non sembra affliggere il presente studio in quanto, raggruppando
diversi corsi di formazione su di un fronte temporale piuttosto ampio, è
possibile determinare un numero di soggetti trattati e di controllo
sufficiente per una analisi statisticamente robusta. In secondo luogo,
l‟eterogeneità nei requisiti richiesti dal bando di ciascun corso e la presenza
di differenti soglie minime per la selezione possono portare a stime distorte
da effetti relativi solo a specifici corsi. Nello stabilire gli ammessi al corso,
le Commissioni si basano sui punteggi ottenuti nella selezione scritta ed
orale e sulle priorità definite in precedenza dal bando: in tutti i bandi, viene
data un‟iniziale priorità ai candidati della provincia in cui si svolge il corso
di formazione; altri criteri di priorità sono il genere (in sette corsi viene data
priorità alle donne garantendo loro la maggior parte dei posti) e la
nazionalità (in un corso viene data priorità agli extraeuropei). Ne consegue
dunque che la selezione non si basa esclusivamente sul soddisfacimento di
un punteggio minimo di 60/100 ma anche sulla valutazione comparativa,
fatta rispetto agli altri candidati, e sul possesso di requisiti che assicurano la
priorità nella selezione.
Tale problema potrebbe essere superato stimando separatamente
l‟effetto di ciascun dei 16 corsi oggetto di analisi. In questo modo, il
campione di soggetti trattati e non sarebbe eccessivamente ridotto non
permettendo di evidenziare l‟eterogeneità relativa allo specifico corso di
formazione indagato. Diversamente, è stato possibile effettuare stime
distinte per le due tipologie di corsi oggetto della presente valutazione
(formazione post obbligo formativo/post diploma e formazione finalizzata
al reinserimento occupazionale) ipotizzando che gli effetti di corsi con la
medesima finalità siano simili.
20
Evidenze empiriche
Al fine di stimare l‟effetto della partecipazione a corsi di formazione
sulla probabilità di occupazione a 3, 6, 12, 18 e 24 mesi dall‟inizio del
corso utilizziamo un approccio controfattuale, basato sul matching statistico
per effettuare una stima adeguata della situazione controfattuale (ciò che
sarebbe se gli individui non avessero partecipato ai corsi di formazione) e
determinare gli esiti occupazionali degli interventi formativi oggetto di
valutazione grazie al confronto con la situazione fattuale (ciò che accade a
seguito della partecipazione ai corsi di formazione). L‟obiettivo è quindi
quello di creare ex-post un gruppo di controllo, scegliendo tra i non-trattati
un sottogruppo che, in termini di caratteristiche osservabili, sia il più
possibile simile al gruppo dei trattati. La definizione del gruppo di controllo
ha lo scopo di eliminare le differenze di partenza che il processo di
selezione ha generato tra i due gruppi. Inoltre, a differenza di modelli che
prevedono l‟utilizzo di tutte le osservazioni disponibili e l‟impiego di
covariate per stime ceteris paribus, il matching permette di individuare
unità non-trattate molto diverse dalle unità trattate al fine di non usarle per
l‟abbinamento e quindi per la stima dell‟effetto. Una volta scelto un gruppo
di controllo, composto da soggetti confrontabili con i trattati, la stima
dell‟effetto si otterrà semplicemente calcolando la differenza tra la media
della variabile-risultato nel gruppo dei trattati e nel gruppo dei controlli
abbinati. Si tratta quindi di un approccio non-parametrico, che non richiede
di imporre una precisa forma alla relazione tra variabile-risultato e variabili
di controllo. Questa strategia si collega immediatamente all‟idea di
controfattuale: la media della variabile-risultato delle unità non-trattate
abbinate rappresenta la nostra migliore stima del controfattuale (ovvero
come si sarebbero comportate le unità trattate in assenza del trattamento).
Per poter ottenere una stima appropriata del trattamento è necessario
verificare, a livello empirico, che esista un sufficiente supporto comune,
ovvero una regione di sovrapposizione in cui ad ogni soggetto trattato si
possa associare, come controllo, almeno un individuo che non ha
partecipato al corso con caratteristiche pre-trattamento simili a quelle dei
trattati. Dalla Figura 3 possiamo notare che nella parte destra della
distribuzione la numerosità dei soggetti non-trattati si riduce ma risulta
sufficiente per poter trovare un adeguato matching alla maggior parte dei
trattati.8 Requisito per la validità è inoltre la capacità del matching di
risultare bilanciato, ovvero che la differenza tra le distribuzioni di tutte le
covariate dei trattati e dei controlli non sia statisticamente significativa.
Anche in questo caso è possibile verificare 9 che il matching garantisce un
sufficiente bilanciamento, senza che emergano differenze significative nei
regressori.
8
9
Solo in tre casi di soggetti trattati non è possibile trovare una adeguato controllo.
I risultati sono presentati in appendice.
21
Figure 3: Supporto comune
Nella Tabella 3 vengono quindi presentati i risultati relativi all‟effetto
del trattamento (ATT)10 tenendo conto di diverse tipologie di abbinamento,
ovvero Nearest neighbor matching, Radius matching e Kernel matching.11
L‟analisi viene condotta sia utilizzando le sole variabili di controllo
relative alle caratteristiche personali precedentemente descritte (prime due
colonne) sia includendo anche la variabile che descrive la graduatoria di
selezione sulla base di un punteggio che va da 0 a 100 (terza e quarta
colonna).12
I risultati confermano l‟esistenza di un lock-in effect, statisticamente
significativo e robusto rispetto sia all‟inclusione della variabile relativa al
graduatoria sia alla scelta della tipologia di matching. Nella Tabella 3 si
evidenzia, infatti, che, a 6 mesi dall‟inizio delle attività formative, la
partecipazione ad un corso di formazione riduce la probabilità di
occupazione di una percentuale compresa tra il 9 e il 12 percento, a seconda
del tipo di matching utilizzato e dell‟inclusione o meno nel matching del
punteggio ottenuto nella selezione. Questi risultati confermano che,
durante la frequenza di un corso di formazione, i destinatari di attività
formative riducono necessariamente l‟intensità delle attività di ricerca del
lavoro e, quindi, hanno una probabilità minore di trovare un (nuovo)
impiego. La probabilità dei controlli di essere occupati a 3 mesi dall‟inizio
del corso risulta essere superiore a quella dei trattati, anche se in misura
moderata e non statisticamente significativa, mentre la differenza a favore
10
Le tabelle relative a ciascuna stima in cui al fine di illustrare come viene stimata la
probabilità di partecipare agli interventi di formazione finalizzata all‟inserimento
occupazionale in relazione alle caratteristiche socio-anagrafiche considerate
11
L‟utilizzo di diverse tipologie di abbinamento permette di testare più
approfonditamente la robustezza dei risultati considerando metodologie di matching che
consentano accoppiamenti diversi tra soggetti trattati e non trattati.
12
Includere tale informazione all‟interno del processo di abbinamento ha lo scopo di
restringere il gruppo dei controlli, eliminando coloro i quali hanno ottenuto valutazioni
insufficienti o lontane da quelle dei trattati. Si può quindi ottenere in questo modo un più
efficace matching e una stima più robusta dell‟effetto del trattamento.
22
dei controlli si amplifica con il progredire del corso. Con la conclusione dei
corsi o con l‟approssimarsi della loro conclusione, l'iniziale impatto
negativo del trattamento si riduce, come evidenziato dall'effetto
statisticamente non significativamente significativo a 12 mesi.
Successivamente, a 18 mesi dall‟inizio dei corsi, ovvero dopo la loro
conclusione, si evidenzia un effetto positivo e generalmente statisticamente
significativo (nell‟ordine all‟incirca dell‟8% e del 9% rispettivamente con il
Radius e il Kernel matching). Includendo il punteggio ottenuto nella
selezione nel matching, tale effetto positivo risulta statisticamente
significativo soltanto utilizzando il Nearest neighbor matching,
pregiudicando la robustezza delle stime precedenti. Inoltre, a distanza di
ulteriori 6 mesi (ovvero a 24 mesi dall‟inizio delle azioni formative)
l‟effetto si riduce ulteriormente, mostrando come non esistano differenze
statisticamente significative tra trattati e non-trattati a due anni dall‟inizio
del corso. La mancanza di robusti effetti significativi dopo due anni
dall‟inizio delle azioni formative e quindi quando tutti i corsi si sono
conclusi sembra quindi suggerire l‟inefficacia dei corsi di formazione
oggetto di valutazione in quanto gli effetti negativi evidenziati a 6 mesi
dall‟inizio dei corsi non sembrano essere compensati da una maggiore
probabilità di occupazione in un‟ottica di più lungo periodo.
Tabella 3: Stima dell’effetto del trattamento sulla probabilità di occupazione a 3, 6,
12, 18 e 24 mesi - Analisi controfattuale con matching statistico
Senza grade
Con grade
Differenza
S.E.
Differenza
S.E.
Occupazione a 3 mesi dalla fine del corso di formazione
-0,0576
(0,0567)
-0,0893
(0,0657)
Nearest neighbors matching
-0,0709* (0,0382)
-0,0577
(0,0456)
Radius matching
Kernel matching
-0,0606
(0,0397)
-0,0484
(0,0531)
N° osservazioni
652
533
Occupazione a 6 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors matching
-0,0733
(0,0602) -0,1190* (0,0707)
Radius matching
-0,0995** (0,0405) -0,0896* (0,0488)
Kernel matching
-0,1006** (0,0422) -0,1067* (0,0567)
N° osservazioni
652
533
Occupazione a 12 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors matching
0,0209
(0,0636)
0,0357
(0,0740)
Radius matching
0,0446
(0,0433)
0,0722
(0,0513)
Kernel matching
0,0592
(0,0449)
0,0556
(0,0590)
N° osservazioni
652
533
Occupazione a 18 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors matching
0,0733
(0,0635) 0,1488** (0,0722)
Radius matching
0,0794*
(0,0433)
0,0810
(0,0513)
Kernel matching
0,0889** (0,0449)
0,0881
(0,0590)
N° osservazioni
652
533
Occupazione a 24 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors matching
0,0785
(0,0635)
0,0714
(0,0738)
Radius matching
0,0559
(0,0433)
-0,0017
(0,0514)
Kernel matching
0,0528
(0,0449)
-0,0047
(0,0592)
N° osservazioni
652
533
Nota: *** significativo all‟1%, ** significativo a 5%, * significativo al 10%
I risultati dell‟analisi evidenziano quanto già rilevato dalla letteratura
empirica in termini di lock-in effect: i trattati hanno minori probabilità di
essere occupati durante la partecipazione a programmi di politica attiva del
lavoro e, nello specifico, la frequenza di corsi di formazione (Calmfors,
1994; Sianesi, 2001; Biewen at al. 2007; Rettore at al. 2014). Inoltre, i
risultati del presente studio, indipendentemente dalla metodologia di analisi
adottata, sono piuttosto coerenti soprattutto con quelli evidenziati da:
23



Hujer at al (2004) che mostrano la presenza di un rilevante effetto di
lock-in durante la partecipazione a programmi di formazione
professionale ed effetti non statisticamente significativi sull‟uscita dallo
stato di disoccupazione dopo la loro conclusione;
Battistin e Rettore (2002) che, a 17 mesi dalla loro conclusione, non
trovano alcun effetto statisticamente significativo della partecipazione
ai corsi di formazione professionale di office automation
sull‟occupazione;
Caroleo e Pastore (2001) che non trovano effetti significativi su alcuna
forma di occupazione /regolare o irregolare) della formazione off-thejob che on-the-job training, anche tenendo conto della sua durata.
Quale tipologia di corso di formazione ha una maggiore effetto?
Alla luce di quanto evidenziato nella sezione precedente, risulta di
interesse studiare se la mancanza di robusti effetti positivi, in termini di
effetti sull‟occupazione, della partecipazione ai corsi di formazione
nasconda significative differenze tra le diverse tipologie di corsi. Lo scopo
di questa sezione è quindi quello di indagare se effettivamente esistano
differenze in tal senso. A tale scopo si considerano separatamente i corsi
finalizzati al reinserimento e quelli di formazione post obbligo
formativo/post diploma.
Stime non parametriche condotte con il modello di Kaplan-Meier
suggeriscono che la partecipazione a corsi di formazione post obbligo
formativo/post diploma (Figura 4a) non sembra portare a differenze
statisticamente significative tra trattati e non-trattati nella durata di attesa
del primo avviamento dopo l‟inizio del corso. Al contrario, la
partecipazione a corsi di formazione finalizzati al reinserimento lavorativo
(Figura 4b) sembra ridurre, fino ad un anno dall‟inizio delle azioni
formativi e, quindi, durante la frequenza dei corsi, la probabilità di accedere
al mercato del lavoro nel confronto con quanti invece non vi partecipano.
Successivamente, tra i 12 e i 18 mesi, i frequentanti dei corsi finalizzati al
reinserimento lavorativo sembrano tuttavia avere una maggiore probabilità
di lasciare la condizione di non occupato, a seguito di un avviamento,
rispetto a coloro i quali non hanno partecipato al corso.
Figura 4: Stime non parametriche – Modello di Kaplan-Meier
a) Formazione post obbligo formativo/post diploma
24
b) Formazione finalizzata al reinserimento
Nella Tabella 4 vengono presentate le stime, ottenute mediante
matching statistico, degli effetti occupazionali della partecipazione alle
iniziative formative cofinanziate dal FSE, disaggregate per tipologia di
corsi. Concentrandosi sui corsi di formazione finalizzati al reinserimento
lavorativo è possibile rilevare che esiste un lock-in effect per i partecipanti
ai corsi e che tale effetto negativo non viene compensato da un aumento
delle probabilità di occupazione dopo la conclusione dei corsi. La minore
probabilità di coloro i quali abbiano frequentato corsi di formazione a 6
mesi è quantificata nel 10 percento. Si può quindi ipotizzare che, tra quanti
hanno perso il proprio lavoro, frequentare questi corsi di formazione, non
solo riduce l‟intensità della ricerca di lavoro con effetti negativi sulla
probabilità di trovare una (nuova) occupazione (lock.in effect), ma non
consente nemmeno di acquisire un vantaggio competitivo rispetto ai non
partecipanti che gli consenta di aumentare le probabilità di uscire dalla
status di disoccupazione anche dopo un congruo periodo dopo la
conclusione del percorso formativo.
Al contrario la partecipazione a corsi di formazione post-obbligo
formativo/post diploma non sembra avere alcun effetto negativo
statisticamente significativo durante la frequenza del corso, mentre si
evidenzia un effetto positivo e statisticamente significato a 18 mesi (che
tuttavia a 24 mesi non rimane significativo). I risultati sembrano suggerire
che la partecipazione a questa tipologia di corsi di formazione abbia quindi
dei riflessi positivi aumentando le possibilità di occupazione al termine dei
corsi stessi, in un arco temporale di 18 mesi. È possibile ipotizzare che tali
corsi forniscano quindi particolari competenze che i frequentanti possano
impiegare in tempi relativamente brevi – dopo la conclusione dei corsi -nel mercato del lavoro.
Alla luce dei risultati illustrati nella Tabella 4 emerge che la mancanza di
robusti effetti significativi sull‟occupazione delle azioni formative cofinanziate
dal FSE è da attribuirsi principalmente alla formazione per il reinserimento
lavorativo degli adulti. I corsi di formazione post obbligo e post diploma non
sembrano mostrare la presenza di un effetto di lock-in durante la partecipazione
ai corsi e, a 18 mesi dall‟inizio dei corsi, ovvero ad un certo lasso di tempo
dopo la conclusione dei corsi, sembrano fornire un vantaggio competitivo,
perlomeno nel breve periodo, ai soggetti trattati, i quali risultano avere
probabilità di occupazione più elevate dei non-trattati.
In altri termini, la formazione per l‟inserimento occupazionale rappresenta
un valore aggiunto nel caso di individui senza precedenti esperienze lavorative
e le cui conoscenze/competenze sono più aggiornate: questi corsi consentono
25
di accrescere ulteriormente le conoscenze e di acquisire competenze
professionali immediatamente spendibili dai (giovani) disoccupati al fine di
entrare in tempi rapidi nel mercato del lavoro.
Tabella 4: Stima disaggregata per corso di formazione dell’effetto del trattamento
sulla probabilità di occupazione a 3, 6, 12, 18 e 24 mesi - Analisi controfattuale con
matching statistico
Formazione post obbligo
Formazione finalizzata al
formativo/post diploma
reinserimento
Differenza
S.E.
Differenza
S.E.
Occupazione a 3 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors
-0,0390
0,0898
0,0755
0,0656
matching
Radius matching
-0,0827
0,0602
-0,0338
0,0526
Kernel matching
-0,0831
0,0663
-0,0128
0,0552
N° osservazioni
318
330
Occupazione a 6 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors
0,0390
0,0931
-0,0755
0,0791
matching
Radius matching
-0,0321
0,0644
-0,1057
*
0,0560
Kernel matching
-0,0159
0,0703
-0,1030
*
0,0589
N° osservazioni
318
330
Occupazione a 12 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors
0,1429
0,0946
0,1038
0,0822
matching
Radius matching
0,0731
0,0667
0,0434
0,0603
Kernel matching
0,0742
0,0725
0,0558
0,0630
N° osservazioni
318
330
Occupazione a 18 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors
0,1688
*
0,0957
0,0094
0,0832
matching
Radius matching
0,1138
*
0,0667
0,0752
0,0602
Kernel matching
0,1156
0,0725
0,0570
0,0629
N° osservazioni
318
330
Occupazione a 24 mesi dalla fine del corso di formazione
Nearest neighbors
0,1558
0,0939
0,1226
0,0829
matching
Radius matching
0,0507
0,0668
0,0679
0,0601
Kernel matching
0,0816
0,0727
0,0590
0,0628
N° osservazioni
318
330
Nota: *** significativo all‟1%, ** significativo a 5%, * significativo al 10%
I corsi di formazione per il reinserimento lavorativo non sembrerebbero,
invece, rappresentare un valore aggiunto, seppure nel breve periodo, per coloro
i quali li frequentano in quanto le conoscenze e le competenze acquisite si
innestano in un contesto formativo spesso obsoleto. I soggetti interessati da
questi corsi, siano essi partecipanti o meno, pur generalmente caratterizzandosi
per esperienze professionali pregresse più o meno sviluppate, sovente sono in
possesso di basse qualifiche professionali con livelli di competenze e
conoscenze non particolarmente aggiornati. Infatti, molto spesso la formazione
per il reinserimento lavorativo si rivolgono soprattutto a destinatari adulti
(quindi non particolarmente giovani) e con bassi livelli di istruzione che ai fini
del reinserimento lavorativo forse necessiterebbero di interventi formativi di
lunga durata o più intensivi o di politiche attive del lavoro più strutturate ed
articolate (orientamento, formazione, accompagnamento nella ricerca attiva del
lavoro, ecc.) per accrescere la propria spendibilità sul mercato del lavoro e
trovare una collocazione adeguata, oltre che per garantire una loro maggiore
occupabilità rispetto a coloro che non partecipano ad alcun programma.
26
Conclusioni ed implicazioni di policy
La letteratura sull‟analisi dell‟efficacia delle politiche attive del lavoro
in Italia pur essendo in crescita non è ancora particolarmente consistente,
poiché la riflessione teorica sulla valutazione delle politiche per il lavoro ha
iniziato a prendere corpo in tempi relativamente recenti. Tuttavia, nell‟area
della formazione professionale, gli esercizi di valutazione degli interventi
formativi sono stati relativamente numerosi, anche perché stimolati dalle
attività di documentazione e monitoraggio richieste per il cofinanziamento
dal Fondo Sociale Europeo (FSE). Il presente studio si colloca in questo
filone delle letteratura proponendo un‟analisi degli effetti di
complessivamente 16 interventi di formazione per l‟inserimento
occupazionale realizzati, col cofinanziamento del FSE, in una regione
italiana e conclusisi nel 2011, di cui 9 per il reinserimento lavorativo e 7
post obbligo/post diploma.
Per valutare gli effetti della formazione per l‟inserimento occupazionale
è stata adottata a seguente strategia di analisi: è stata analizzata la
condizione occupazionale a 3, 6, 12, 18 e 24 mesi dall‟inizio del corso di
formazione al fine di stabilire se la partecipazione abbia avuto un effetto
positivo sulla probabilità di occupazione a determinati intervalli temporali
dall‟avvio degli interventi formativi.
L‟effetto del trattamento sulla probabilità di occupazione a 3, 6, 12, 18 e
24 mesi è stato indagato attraverso un approccio controfattuale, utilizzando
un adeguato matching statistico. Emerge che a 6 mesi dall‟inizio degli
interventi formativi -- ovvero in un arco temporale durante il quale i
partecipanti ai corsi di formazione ancora frequentano le attività formative -- la partecipazione ai corsi di formazione riduce significativamente (in una
percentuale compresa tra il 9 e il 12) la probabilità dei partecipanti di essere
occupati. Si tratta del noto effetto di lock-in: i partecipanti ai corsi di
formazione riducono l‟intensità della ricerca di un lavoro e dunque hanno
una minore probabilità di trovare un (nuovo) impiego durante la frequenza
delle lezioni. Con la conclusione (o l‟approssimarsi della conclusione) dei
corsi, l'iniziale impatto negativo del trattamento si riduce, come evidenziato
dall'effetto statisticamente non significativamente significativo a 12 mesi.
Tuttavia, successivamente -- a 18 e 24 mesi dall‟inizio degli interventi
formativi, ovvero dopo la loro conclusione -- non sembrano differenze
statisticamente significative tra trattati e non-trattati (in particolare a due
anni dall‟inizio del corso).
Disaggregando l‟analisi per tipologia di corsi (reinserimento lavorativo
e post obbligo/post diploma), nel caso dei partecipanti alle azioni formative
per il reinserimento lavorativo, si rileva la presenza di un effetto di lock-in
a 6 mesi dall‟inizio degli interventi (durante la partecipazione alle attività
formative) ed emerge che tale effetto negativo non viene compensato da un
aumento delle probabilità di occupazione dopo la conclusione dei corsi. La
partecipazione a corsi di formazione post-obbligo formativo/post diploma
non sembra invece avere alcun effetto negativo statisticamente significativo
sulla probabilità di trovare un impiego durante la frequenza del corso e,
successivamente, si evidenzia un effetto positivo e statisticamente
significato a 18 mesi (che tuttavia a 24 mesi non rimane significativo).
Il presente studio contribuisce quindi a sviluppare ulteriormente il
dibattito sulla valutazione degli effetti dei corsi di formazione nel contesto
del mercato del lavoro italiano. L‟attenzione viene posta in particolare sugli
effetti della formazione per l‟inserimento occupazionale cofinanziata dal
27
FSE, distinguendo tra formazione finalizzata al reinserimento lavorativo e
formazione post obbligo formativo/post diploma. I risultati emersi sono
interessanti perché evidenziano la mancanza di robusti effetti significativi
dopo due anni dall‟inizio delle azioni formative, quando tutti i corsi -oggetto di valutazione nel presente studio -- si sono conclusi. Queste
evidenze sembrano suggerire una scarsa efficacia occupazionale di questi
corsi di formazione in quanto gli effetti negativi evidenziati a 6 mesi
dall‟inizio dei corsi (lock-in effect) non sembrano essere compensati da una
maggiore probabilità di occupazione in un‟ottica di più lungo periodo.
Naturalmente, neppure queste analisi sono in grado di dare una risposta
completa alla domanda sul rapporto tra i costi e i benefici delle iniziative
formative cofinanziate dal FSE. Tuttavia, data l‟importanza di questi corsi,
che rispondono all‟obiettivo di coniugare occupabilità ed equità sociale
grazie all‟intervento pubblico, è opportuno sottolineare che le valutazioni
d‟impatto possono fornire indicazioni rilevanti sulla loro efficacia e sui
modi per migliorarla. Quindi, è comunque importante effettuare una
valutazione di impatto degli esiti occupazionali degli interventi formativi
cofinanziati dal FSE, anche quando -- come nel caso di questo studio -l‟analisi controfattuale mostra che questi interventi non sembrano
migliorare le probabilità di occupazione delle popolazione in cerca di
lavoro, in particolare dei soggetti meno competitivi sul mercato del lavoro
(ovvero coloro i quali hanno perso il lavoro e hanno visto diventare
obsolete le loro conoscenze/competenze).
Come già sottolineato, emergono però delle differenze tra la formazione
finalizzata al reinserimento e quella post obbligo formativo/post diploma.
Infatti, sulla base delle stime effettuate, se, da un lato, emerge che
partecipare ad attività formative per il reinserimento lavorativo, non solo
riduce l‟intensità della ricerca di lavoro con effetti negativi sulla probabilità
di trovare una (nuova) occupazione (lock.in effect), ma non consente
nemmeno di aumentare le probabilità di uscire dalla status di
disoccupazione, anche dopo un congruo periodo dopo la conclusione del
percorso formativo, dall‟altro lato, la partecipazione a corsi di formazione
post obbligo formativo/post diploma non è accompagnata da effetti di lockin ed aumenta le probabilità di occupazione dopo la loro conclusione,
perlomeno nel breve periodo (a 18 mesi dal loro inizio).
Emerge dunque una maggiore efficacia dei corsi di formazione post
obbligo/post diploma, che nella maggior parte dei casi sostengono
destinatari più giovani ed in possesso di competenze e conoscenza più
aggiornate consentendogli di non perdere opportunità lavorative durante la
partecipazione ai corsi e di trovare un‟occupazione – seppur non stabile -nel breve periodo (a pochi mesi dalla conclusione degli interventi
formativi). D‟altra parte, il confronto tra trattati con la formazione per il
reinserimento lavorativo e non trattati mostra che, durante la partecipazione
a queste attività formative, i trattati hanno minori probabilità di trovare un
(nuovo) lavoro e che, successivamente, i due gruppi non differiscono in
maniera rilevante in termini di esiti occupazionali.
La formazione occupazionale post obbligo formativo/post qualifica
rappresenta dunque un valore aggiunto nel caso di individui giovani che,
pur non in possesso di precedenti esperienze lavorative, dispongono di
conoscenze/competenze più aggiornate, mentre nel caso dei meno giovani e
meno istruiti, che costituiscono la gran parte dei destinatari dei corsi di
formazione per il reinserimento lavorativo e che, pur avendo precedenti
esperienze lavorative, possiedono conoscenze/competenze più obsolete,
questi percorsi formativi (di breve e media durata) non sembrano in grado
28
di garantire un vantaggio competitivo. Forse questi destinatari (meno
giovani e meno istruiti) -- per accrescere le loro opportunità di trovare un
(nuovo) lavoro -- necessiterebbero di interventi formativi di più lunga durata o
più intensivi oppure di percorsi e/o di servizi di politica attiva del lavoro più
strutturati ed articolati, la partecipazione ai quali potrebbe introdurre un
vantaggio in termini di competenze acquisite e di maggiore occupabilità
rispetto a coloro che non vi partecipano.
29
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31
Appendice
Tabella A1: Distribuzione dei soggetti – Test di bilanciamento
Trattati
Controllo
%bias
Genere
0,2560
0,2290
6,2
Età
34,9
35,0
-1,0
Età al quadrato
1308,0
1310,5
-0,3
Europea
0,0400
0,0382
0,9
Extra-Europea
0,0320
0,0314
0,3
Diploma di scuola superiore
0,6880
0,6984
-2,2
Laurea
0,1920
0,2029
-2,6
N° esperienze lavorative
1,9920
1,9888
0,1
Tenure
449,61
457,9800
-1,0
32
t-test
0,50
-0,08
-0,03
0,07
0,03
-0,18
-0,22
0,01
-0,07
t p>t
0,620
0,938
0,978
0,941
0,980
0,859
0,829
0,992
0,942