Valutare gli effetti indesiderati dell`instituto della mobilità sul

Transcript

Dipartimento di Politiche Pubbliche e Scelte Collettive – POLIS
Department of Public Policy and Public Choice – POLIS
Working paper n. 87
February 2007
Valutare gli effetti indesiderati dell’instituto
della mobilità sul comportamento
delle imprese e dei lavoratori
Luca Mo Costabella and Alberto Martini
UNIVERSITA’ DEL PIEMONTE ORIENTALE “Amedeo Avogadro” ALESSANDRIA
Periodico mensile on-line "POLIS Working Papers" - Iscrizione n.591 del 12/05/2006 - Tribunale di Alessandria
Valutare gli effetti indesiderati dell’istituto della mobilità
sul comportamento delle imprese
e dei lavoratori 1
Luca Mo Costabella
Progetto Valutazione – Torino
[email protected]
Alberto Martini
Dipartimento POLIS
Università del Piemonte Orientale
[email protected]
Febbraio 2007
Abstract
La mobilità è un ammortizzatore sociale che ha il duplice scopo di sostenere il reddito dei lavoratori
licenziati e di favorirne la rioccupazione. Sul primo versante è prevista un’indennità di mobilità per
alcune tipologie di lavoratori, mentre sul secondo si garantiscono sgravi fiscali alle imprese che li
riassumono. I meccanismi della mobilità possono tuttavia incentivare entrambi i soggetti a
cambiare il loro comportamento in chiave opportunistica. In questo studio si stima l’effetto prodotto
dalle varie componenti della mobilità su tali comportamenti, utilizzando dati relativi provincia di
Torino nel periodo 1997-2003. Sul lato delle imprese, l’analisi rivela che una percentuale non
irrilevante di aziende, allo scopo di godere degli sgravi contributivi, licenzia e riassumere a breve
distanza i propri lavoratori, cambiando ragione sociale o partita IVA. Sul versante dei lavoratori,
sfruttando la presenza di lavoratori indennizzati e non indennizzati, l’analisi evidenzia un plausibile
effetto negativo del godimento dell’indennità sulla probabilità di rioccupazione. Tale effetto
disincentivante si intensifica al crescere dell’età, essendo trascurabile per i ventenni e fortissimo
per gli ultracinquantenni.
Questa interazione tra età ed effetto disincentivante in termini di
reimpiego è favorita dal disegno della politica, che prevede un progressivo prolungamento del
periodo di percezione dell’indennità per i lavoratori meno giovani, fino ad un sostanziale
traghettamento verso la pensione per gli over 50.
1
La fonte di ispirazione di questo studio è (Anastasia et al. (2004)). Gli autori ringraziano Enrico Rettore, Ugo Trivellato e
Adriano Paggiaro dell’Università di Padova per molte utili discussioni sul tema delle liste di mobilità e della valutazione
dei loro effetti. Questa analisi non sarebbe stata possibile senza il loro lavoro.
Premessa
Dai primi anni ’90 opera in Italia un tipo di ammortizzatore sociale destinato ad operare nel caso
di licenziamenti collettivi, definito comunemente “lista di mobilità”. Questo sistema consta di una
componente di politica attiva del lavoro e una di politica passiva. La componente passiva (prevista
per alcune categorie di iscritti alle liste) è costituita da un’indennità erogata dall’INPS a favore dei
lavoratori licenziati, per una durata variabile a seconda dell’età del lavoratore e della regione di
residenza. La componente attiva è costituita da due tipi di incentivi dati alle imprese che assumono
lavoratori in mobilità: una sensibile riduzione degli oneri sociali per il lavoratore assunto dalla lista
di mobilità e un bonus per l’azienda pari alla metà dell’indennità non ancora percepita dal
lavoratore.
L’obiettivo di questa politica pubblica è infatti duplice. L’obiettivo primario è sostenere il
reddito dei lavoratori licenziati, per un periodo massimo di tempo che aumenta con la (presunta)
difficoltà nel riottenere un’occupazione stabile. Il secondo obiettivo è aumentare la probabilità che
il lavoratore in mobilità venga riassunto da una nuova impresa, riducendo quindi la durata della
disoccupazione. Il “combinato disposto” di questi due obiettivi è quello di sostenere il reddito del
lavoratore per un periodo di tempo più breve possibile.
Come qualsiasi sistema di benefici e di incentivi, quello della mobilità deve fare i conti con
possibili comportamenti opportunistici da parte dei soggetti coinvolti, comportamenti che possono
ridurre o frustrare la possibilità di conseguire gli obiettivi che la politica stessa si pone. Nel caso
della mobilità, tali comportamenti indesiderati possono verificarsi su entrambi i fronti, quello delle
imprese e quello dei lavoratori.
Sul lato delle imprese, il sistema di incentivi per chi riassume lavoratori in mobilità può indurre
un’impresa a licenziare i propri lavoratori per poi riassumerli con un costo del lavoro
sostanzialmente ridotto per un notevole periodo di tempo. Avvertito di questo possibile uso distorto
dell’istituto della mobilità, il legislatore è subito intervenuto introducendo un limite minimo di sei
mesi di tempo per la riassunzione dei lavoratori licenziati da parte della stessa impresa, pena la non
fruizione dei benefici previsti. Questo vincolo tuttavia non elimina la possibilità da parte
dell’impresa di cambiare natura in modo fittizio, di modo che l’impresa licenziante e l’impresa che
assume appaiano come entità giuridicamente diverse, operando però nella sostanza una frode.
Sul lato dei lavoratori non si pone un problema di frode, quanto uno classico di disincentivo al
lavoro: nel gergo dell’economia del lavoro, la percezione dell’indennità aumenta il salario di riserva
del lavoratore e questo lo induce a rifiutare offerte di lavoro che diversamente avrebbe accettato.
Quale che sia la razionalizzazione teorica che se ne vuole dare, è evidente il rischio che la presenza
dell’indennità ostacoli o ritardi la ri-occupazione.
Considerazioni simili possono essere avanzate anche riguardo all’opportunità per un lavoratore,
soprattutto se percettore di indennità, di mantenere per un periodo più o meno lungo l’iscrizione
nelle liste di mobilità. Il prolungamento del limite massimo di permanenza in lista (che è stato
previsto per compensare gli svantaggi dei lavoratori più anziani nel cercare un nuovo lavoro), e
dunque il prolungamento del periodo di fruizione dei benefici connessi, potrebbe indurre nel
lavoratore una riduzione dell’intensità di ricerca del lavoro, con il conseguente calo della probabilità
di occupazione. Se questo avvenga, e soprattutto quanto siano quantitativamente importanti questi
effetti indesiderati, è ovviamente una questione empirica.
1. L’istituto della mobilità in estrema sintesi
La regolamentazione delle liste di mobilità passa principalmente per la legge 223/91 e la legge
236/93: la prima introduce la nuova politica di incentivi alla rioccupazione e di indennità, la
seconda ne chiarisce i limiti applicativi e ne estende alcuni vantaggi.
2
L’iscrizione di un lavoratore alle liste di mobilità comporta una serie di benefici, la possibilità di
percepire i quali è vincolata al verificarsi di alcune condizioni. Queste dipendono dalle
caratteristiche dell’individuo licenziato e dell’impresa licenziante.
Quasi tutti i lavoratori licenziati hanno diritto, con regimi differenti, a godere dei benefici
basilari concessi dall’iscrizione nelle liste. Questi sono i vantaggi più importanti sul versante “attivo
“della politica: un’impresa che decida di assumere a tempo determinato un lavoratore in mobilità
può godere, per un periodo non superiore a 12 mesi, di una forte riduzione degli oneri sociali,
parificati a quelli degli apprendisti. La durata dello sgravio contributivo è estesa a 18 mesi nel caso
di assunzione a tempo indeterminato, e può raggiungere i 24 mesi se si procede prima a
un’assunzione a termine e poi alla successiva conversione del contratto a tempo indeterminato.
Un primo fattore di differenziazione del trattamento è costituito dalla durata massima di
permanenza in lista. Tale durata dipende dall’età del lavoratore al momento dell’iscrizione, ed è
fissata in 12 mesi per i lavoratori con meno di 40 anni, in 24 mesi per i lavoratori tra i 40 e i 49
anni, e in 36 mesi per quelli con almeno 50 anni. Inoltre, la legge prevede per i lavoratori nelle
regioni dell’Italia meridionale un aumento di 12 mesi per tutte e tre le classi. I limiti massimi di
permanenza in lista sono intesi al netto di eventuali episodi di occupazione temporanea: il tempo
trascorso in lista viene congelato, per un periodo complessivo non superiore alla durata massima
prevista2, ogniqualvolta un lavoratore svolga un lavoro a termine di durata non superiore a 12 mesi.
La cancellazione di un lavoratore dalle liste avviene solitamente per esaurimento del tempo
massimo di iscrizione in lista o per avviamento a tempo indeterminato; esiste inoltre una serie di
altri potenziali motivi di carattere sanzionatorio (per esempio, si dovrebbe cancellare un lavoratore
che non accetti un’offerta di lavoro o di formazione considerata “non rifiutabile”) o comunque
legati a particolari comportamenti e scelte del lavoratore (un iscritto con diritto all’indennità può
chiedere di riceverla in un’unica soluzione ed uscire dalle liste, nel caso decida di iniziare
un’attività in proprio).
La forte differenziazione del trattamento per varie categorie di iscritti riguarda, oltre che la
durata di permanenza in lista, il diritto all’indennità di mobilità. Hanno diritto all’indennità solo i
lavoratori che hanno perso l’occupazione in seguito a un licenziamento collettivo da imprese
rientranti nel campo di applicazione della cassa integrazione guadagni straordinaria (CIGS), una
delle cui principali caratteristiche deve essere quella di contare più di 15 dipendenti. La percezione
dell’indennità è inoltre vincolata al rispetto di alcuni requisiti individuali, tra cui un’anzianità di
servizio presso l’impresa licenziante di almeno 12 mesi.
L’indennità è corrisposta per una durata pari a quella di permanenza in lista e ammonta per il
primo anno al 100% del trattamento di integrazione salariale a cui si avrebbe diritto in caso di
CIGS, e all’80% dello stesso negli anni successivi.
Il diritto all’indennità può inoltre innescare, per i lavoratori over 50, il meccanismo della
cosiddetta mobilità lunga. Nel caso in cui un iscritto beneficiario di indennità rispetti una serie di
condizioni, riguardanti prevalentemente l’età e l’anzianità contributiva, può infatti sfruttare il
periodo di permanenza in lista come traghetto verso il pensionamento. Di fatto, un tale lavoratore
può, nel momento dell’iscrizione nelle liste di mobilità, uscire definitivamente dalle forze di lavoro.
Per quanto l’erogazione di un’indennità di mobilità costituisca un provvedimento volto
prevalentemente a sostenere il reddito dei lavoratori licenziati, anch’essa prevede un risvolto di
politica attiva: come ulteriore incentivo all’assunzione, è stabilito che un’impresa che assuma a
tempo indeterminato un lavoratore dalle liste abbia diritto a percepire il 50% dell’indennità non
ancora corrisposta. Tuttavia, il maggiore incentivo all’assunzione per le imprese resta, per la sua
entità, lo sgravio fiscale. Inoltre, è forte il dubbio (che motiva le ricerche sull’efficacia della
unemployment insurance in termini di rioccupazione) che l’aspetto prevalente dell’indennità sia
quello passivo, e che dunque esso costituisca soprattutto un disincentivo per il beneficiario ad
accettare un lavoro. È questo uno dei potenziali effetti indesiderati che sono analizzati nel seguito.
2
Per cui la durata lorda può arrivare ad essere il doppio della durata massima netta prevista dalla legge.
3
2.
Come valutare la presenza e l’entità degli effetti indesiderati?
2.1 Sul comportamento delle imprese
La strategia per verificare la presenza di effetti indesiderati sul comportamento delle imprese è
relativamente semplice: si può infatti plausibilmente presumere che, in assenza dell’istituto della
mobilità (in particolare in assenza della sua componente attiva), nessuna impresa avrebbe l’interesse
a licenziare i propri lavoratori per poi riassumerli alle stesse condizioni. Quindi l’osservazione di
comportamenti che in assenza della politica sarebbero da ritenersi assurdi, e che viceversa appaiono
razionali in sua presenza, costituisce un indizio plausibile di un effetto indesiderato di questa stessa
politica.
Come illustrato in dettaglio nella sezione 4, in provincia di Torino troviamo evidenza del
seguente comportamento da parte di un numero non trascurabile di imprese: il licenziamento di un
blocco di lavoratori e la loro riassunzione in blocco, a distanza di tempo molto ravvicinata dal
licenziamento, da parte di un’impresa non necessariamente riconducibile a quella licenziante. È
questo un comportamento che osserveremmo plausibilmente in assenza degli incentivi creati dal
regime della mobilità?
Una possibile lettura alternativa del fenomeno dei “licenziamenti opportunistici” è quella data
da Caruso e Pisauro (2005): i due autori parlano di “recall” dei lavoratori licenziati da parte della
stessa azienda, che farebbe solamente un uso improprio della mobilità, utilizzandola per sostenere
licenziamenti temporanei. Quindi non di frode si tratterebbe, bensì di un uso contrario allo spirito
della legge, che si rivolge a lavoratori licenziati in modo permanente da un’azienda e bisognosi di
un sostegno, attivo e passivo, per trovare un nuovo lavoro, e non solo in attesa di riottenere quello
vecchio. Tale interpretazione “benevola” trova una ragione anche nel diritto di precedenza che
spetterebbe, teoricamente, a quei lavoratori licenziati da imprese che procedessero ad assunzioni
entro un anno dal licenziamento collettivo. Questa farebbe tuttavia pensare ad un fenomeno con le
seguenti caratteristiche: licenziamento di un blocco di lavoratori, loro riassunzione dopo un periodo
non banale di tempo e da parte della stessa azienda. Come illustrato nella sezione 4, di questo tipo
di fenomeno vi è evidenza molto limitata in provincia di Torino, mentre ciò che si osserva che fa
pensare a comportamenti opportunistici e nella sostanza fraudolenti da parte di alcune imprese.
2.2 Sul comportamento dei lavoratori
Se valutare l’effetto della mobilità sulla presenza di licenziamenti opportunistici è relativamente
facile, seppure con le cautele appena discusse, molto più difficile è verificare la presenza di un
effetto indesiderato della mobilità sulla probabilità di occupazione. In questo caso non possiamo
presumere nulla di plausibile su quale sarebbe la probabilità in assenza di regime di mobilità.
Possiamo solamente tentare di ricostruire la situazione controfattuale utilizzando differenze di
trattamento interne alla politica stessa.
Diverse dal caso precedente sono anche le implicazioni di policy dell’eventuale presenza di un
effetto negativo sugli esiti occupazionali: mentre nel caso della presunta frode da parte delle
imprese l’effetto indesiderato è univocamente condannabile, nel caso di un effetto sulla durata della
disoccupazione non è a priori chiaro quali siano le implicazioni in termini di welfare: il lavoratore
può per esempio stare disoccupato più a lungo per cercare un lavoro migliore, più vicino a casa, più
adeguato alle sue aspirazioni. Né ovviamente la situazione di assenza di politica è da ritenersi
superiore a quella della sua presenza, solo perché non vi si verifica alcuna distorsione: in assenza di
sostegno al reddito i lavoratori potrebbero ad esempio restare disoccupati meno a lungo, ma con
conseguenze facilmente immaginabili in termini di benessere.
La formulazione di una domanda di valutazione che sia policy relevant deve quindi tenere conto
di questa complessità interpretativa: più che sull’effetto della mobilità in quanto tale sulla
probabilità di occupazione, ha senso verificare se specifiche caratteristiche della politica hanno un
effetto distorsivo. Le indicazioni di policy che ne possono emergere non saranno quindi del tipo “la
4
mobilità andrebbe abolita in quanto diminuisce la probabilità di essere occupato dopo N mesi”,
bensì del tipo “questa particolare caratteristica della politica non è giustificata in quanto riduce la
probabilità di essere occupato dopo N mesi”.
La caratteristica più rilevante da questo punto di vista è il prolungamento del periodo di
godimento dei benefici a seconda dell’età. Questo prolungamento è giustificato come
compensazione della maggiore difficoltà a trovare lavoro da parte dei licenziati più anziani. Il
prolungamento è notevole: si passa da un anno a durate doppie o triple per i lavoratori più anziani.
L’analisi svolta nella sezione 5 intende rispondere alla domanda seguente: “il prolungamento dei
benefici a seconda dell’età si limita a compensare per uno svantaggio evidente o crea delle
distorsioni in termini di minore probabilità di occupazione?”.
3. I dati utilizzati
Le analisi qui riportate poggiano unicamente sui dati Netlabor3 provenienti dagli archivi
amministrativi dei Centri per l’Impiego della provincia di Torino. Si tratta di archivi all’interno dei
quali è possibile reperire informazioni su:
gli iscritti alle liste di collocamento;
i lavoratori coinvolti in episodi lavorativi di cui sia stata fatta comunicazione a un Centro
per l’Impiego;
le imprese, operanti nell’area circoscrizionale di competenza di un Centro per l’Impiego,
che siano entrate in contatto con il Centro (per comunicare, ad esempio, avviamenti,
trasformazioni, cessazioni di rapporti di lavoro);
i rapporti di lavoro, con le relative caratteristiche, che coinvolgano le imprese del
territorio di competenza o un lavoratore iscritto al Centro.
Negli archivi dei Centri per l’Impiego vengono sistematicamente registrate, oltre a quelle citate,
anche informazioni relative ad altri aspetti, quali ad esempio i servizi offerti agli iscritti e i
principali dati dei lavoratori in mobilità e della loro iscrizione. Utilizzando congiuntamente tali dati
è possibile dunque estrarre la lista dei lavoratori entrati in mobilità in un certo periodo, il regime di
mobilità a cui questi sono soggetti, le principali caratteristiche demografiche e, entro certi limiti
temporali, la storia lavorativa.
Per questo studio sono stati utilizzati gli archivi amministrativi dei 13 Centri per l’Impiego della
Provincia di Torino. Da questi sono state estratte le citate informazioni relative agli iscritti nelle
liste di mobilità tra gennaio 1997 e dicembre 2000 afferenti a uno dei 13 Centri per l’Impiego
provinciali. Tenuto conto delle informazioni disponibili (dagli archivi è stato possibile estrarre
informazioni affidabili dal 1995 al 2003), la scelta dell’orizzonte temporale di osservazione è stata
tale da poter disporre, per ogni iscritto, di due anni di storia lavorativa precedente all’iscrizione e di
tre anni di storia lavorativa successiva. In definitiva, per ogni iscritto si dispone di un record di
informazioni contenente:
- sesso;
- cittadinanza;
- Centro per l’Impiego di iscrizione;
- anno di iscrizione nelle liste;
- nazionalità;
- titolo di studio;
- qualifica nell’ultimo lavoro precedente all’entrata in lista;
- settore di attività nell’ultimo lavoro precedente all’entrata in lista;
3
Si tratta di un software, sviluppato agli inizi degli anni ’90 dal gruppo informatico veneto del Ministero del Lavoro,
allo scopo di informatizzare le procedure amministrative degli uffici di collocamento, e successivamente adottato da
molte regioni italiane. Per una più approfondita descrizione, si veda Bassi, Gambuzza e Rasera (2001).
5
-
storia lavorativa precedente all’entrata in lista (serie storica a cadenza mensile delle
condizioni occupazionali nei due anni precedenti);
storia lavorativa successiva all’entrata in lista (serie storica a cadenza mensile delle
condizioni occupazionali nei tre anni successivi);
In seguito a una verifica della qualità dei dati si è deciso di escludere le informazioni riguardanti
i lavoratori in mobilità di competenza del Centro per l’Impiego del Comune di Torino4, tenuto conto
di una serie di difficoltà connesse alla ricostruzione della loro storia lavorativa precedente e
successiva all’iscrizione nelle liste. In definitiva, l’analisi ha come popolazione di riferimento quella
degli iscritti nelle liste di mobilità residenti nella parte extracomunale della provincia di Torino, in
cui operano i restanti 12 Centri per l’Impiego.
Gli entrati in mobilità nel periodo e nel territorio presi in considerazione sono 13.147, con una
distribuzione delle iscrizioni lievemente crescente nel tempo (si va da 2.589 nel 1997 a 3.490 nel
2000), prevalentemente legata alla crescita delle iscrizioni con indennità.
La Tabella 3.1, in cui sono presentate le caratteristiche di maggiore interesse degli iscritti,
evidenzia una stretta interdipendenza tra il sesso, l’età e la percezione dell’indennità. Le iscrizioni
sono equamente distribuite tra uomini e donne, ma la quota di uomini con indennità è decisamente
superiore a quella femminile. Parallelamente, l’età media degli iscritti maschi è decisamente
superiore rispetto a quella delle donne. In particolare, è decisamente maggiore la quota di lavoratori
over 50, che costituiscono il maggiore bacino di beneficiari dell’indennità.
Tabella 3.1. Iscritti nelle liste di mobilità nella provincia di Torino tra il 1997 e il 2000 per
sesso, classe d’età e diritto all’indennità
Uomini
39 anni o meno
40-49 anni
50 anni o più
Totale
Donne
con
indennità
1012
806
2367
senza
indennità
1392
554
411
con
indennità
1230
924
1167
senza
indennità
2398
639
247
Totale
4185
2357
3321
3284
13147
6032
2923
4192
Fonte: nostra elaborazione su dati Provincia di Torino
4. L’evidenza sugli effetti indesiderati sul comportamento delle imprese
Se da un lato è piuttosto facile definire una strategia per la misura degli effetti delle liste di
mobilità in termini di modifica dei comportamenti delle imprese, dall’altro non è altrettanto
semplice individuare questi comportamenti. Un buon metodo dovrebbe consentire di individuare
tutte le situazioni, siano esse da considerare recall o comportamenti fraudolenti, in cui un datore di
lavoro abbia licenziato un dipendente per poi riassumerlo con i benefici previsti dall’istituto della
mobilità.
Un primo e semplice metodo consiste nel confronto, per ogni lavoratore iscritto nelle liste di
mobilità, della partita IVA dell’impresa che lo ha licenziato con quella dell’impresa che lo ha
successivamente assunto. Questo modo di procedere fornisce però risultati poco utili, dal momento
che la legislazione dovrebbe limitare le riassunzioni a breve termine (entro sei mesi) dei lavoratori
precedentemente licenziati e inseriti nelle liste, a meno di una improbabile rinuncia ai benefici
4
La competenza di un Centro per l’Impiego riguardo a un lavoratore è assimilabile alla residenza di quest’ultimo in un
comune della circoscrizione in cui il Centro opera.
6
derivanti dall’assunzione. Per questo motivo, è frequente che tali riassunzioni avvengano in seguito
a una formale chiusura dell’impresa e a una successiva riapertura con una ragione sociale e una
partita IVA differenti. Un controllo basato semplicemente sull’abbinamento delle partite IVA non
permetterebbe perciò di individuare questo genere di comportamenti, e condurrebbe a una
sottostima della dimensione del fenomeno.
Sfruttando le altre informazioni sulle imprese disponibili negli archivi dei Centri per l’impiego
sarebbe teoricamente possibile operare una ricerca più fine, andando ad abbinare quelle imprese
licenzianti e quelle imprese assumenti che presentano ragioni sociali molto simili oppure un simile
indirizzo. Sono infatti frequenti i casi in cui il cambio anagrafico dell’impresa comporti sì una
variazione della ragione sociale, ma che questa sia tanto simile alla precedente da poter concludere
ragionevolmente che le due imprese sono in realtà una sola. A maggior ragione, ci si aspetta una
coincidenza degli indirizzi, dal momento che il cambio anagrafico difficilmente avrà comportato
anche uno spostamento della sede produttiva. Un criterio basato sull’abbinamento di ragioni sociali
o indirizzi identici non sarebbe particolarmente utile, per via delle possibili (per quanto lievi)
modifiche apportate in seguito al formale cambio anagrafico e, non ultimo, a causa della semplice
variabilità con cui i centri per l’impiego hanno registrato in diverse occasioni tali informazioni. Per
esempio, lo stesso indirizzo può essere stato registrato una volta come “Via Mazzini 5” e in un altro
caso come “Viale Mazzini, n° 5”; un’impresa può comparire simultaneamente come “Industria
Rossi SPA” e come “Industria Rossi S.P.A.” (per una più approfondita trattazione di questi aspetti,
si rimanda a Anastasia et al. (2004)). Un controllo manuale di ogni singolo caso renderebbe
abbastanza agevole l’individuazione dei comportamenti opportunistici, ma non altrettanto agevole è
invece la predisposizione di un algoritmo di string comparison, necessario per questo studio, che
individui automaticamente i casi in questione.
Nella tabella 4.1 è riportato il numero di casi individuati ricorrendo al solo abbinamento esatto
della partita IVA. Su oltre 8000 assunzioni registrate entro 3 anni dall’entrata in lista, solo 226
rispondono a questo criterio. Di queste, quasi l’80% ha avuto luogo entro un anno dal
licenziamento del lavoratore (termine dopo il quale, in caso di disoccupazione continuativa, i
lavoratori più giovani iniziano a uscire dalle liste di mobilità).
Il numero dei presunti comportamenti opportunistici scende a 172 se si considerano le sole
assunzioni a tempo indeterminato. Di queste, poco più del 50% si è verificata entro un anno. Dei
riassunti con ritardo superiore a un anno, la maggior parte ha comunque lavorato in precedenza con
altri contratti (solo la metà, tuttavia, presso lo stesso datore di lavoro).
Volendo dare una lettura delle grandezze individuate in termini di recall, intesi come vere e
proprie riassunzioni non opportunistiche, è necessario imporre la condizione che tale riassunzioni
abbiano avuto luogo ad una certa distanza dall’entrata in lista: nel periodo immediatamente
successivo al licenziamento non è plausibile che avvenga un mutamento nelle condizione
dell’impresa tale da condurre ad una riassunzione del lavoratori appena licenziati. Volendo fissare
tale limite minimo a sei mesi, facendolo coincidere con il termine prima del quale non sarebbe
consentito riassumere se non perdendo i benefici della mobilità, il numero di casi di recall in
provincia di Torino è molto contenuto: meno di un centinaio se si considerano le assunzioni a tempo
indeterminato, una settantina nel caso di tutte le assunzioni5.
Un fenomeno d’interesse è rappresentato dalla frequenza con cui ogni singola impresa ricorre a
questo meccanismo di licenziamento e riassunzione vantaggiosa (va comunque considerato che
questa può dipendere tanto dalla reale intensità di utilizzo quanto, più semplicemente, dalla
dimensione dell’impresa, non osservabile con i dati a nostra disposizione). Dei 226 casi di
assunzione con un qualsiasi contratto, la metà è relativa a imprese che, nell’arco di tempo
considerato, hanno effettuato una sola riassunzione; il 30% degli avviamenti ha luogo in imprese
5
Il fatto che il numero sia minore quando si osservano tutti i contratti non è un errore. Considerando per ogni lavoratore
il primo lavoro ottenuto, è frequente che questi abbia svolto un lavoro a termine molto prima di essere occupato a tempo
indeterminato, e che dunque sia minore il numero di persone che hanno trovato il primo lavoro dopo un certo limite di
tempo (6 mesi nel nostro caso).
7
che hanno invece impiegato un numero tra i 2 e i 7 lavoratori precedentemente licenziati. I
lavoratori restanti fanno parte di due grandi riassunzioni in blocco6: una di 11 e una di 25 lavoratori.
Si tratta in entrambe le situazioni di iscritti con indennità (dato l’alto numero di dipendenti
dell’impresa licenziante), nel primo caso riassunti quasi tutti dopo meno di una settimana dal
licenziamento, nel secondo caso dopo pochi mesi.
Tabella 4.1. Lavoratori licenziati e riassunti dalla stessa impresa (stessa partita IVA)
tutte le assunzioni
assunti entro 1 mese
assunti entro 3 mesi
assunti entro 1 anno
assunti entro 2 anni
assunzioni a tempo indeterminato
numero di casi
% sul totale delle
assunzioni
numero di casi
% sul totale delle
assunzioni
70
119
152
178
197
205
226
2.8%
2.7%
2.7%
2.6%
2.7%
2.7%
2.7%
37
69
75
95
126
138
172
6.4%
6.3%
6.1%
4.7%
3.1%
2.9%
2.6%
L’incidenza delle riassunzioni individuate sul totale delle assunzioni dalle liste presenta
comportamenti diversi, a seconda che si considerino anche i contratti a termine oppure i soli
contratti a tempo indeterminato. Nel primo gruppo tale incidenza è costante, mentre nel secondo
decresce all’aumentare del tempo atteso prima di essere riassunti; tuttavia, la scarsa numerosità dei
gruppi in esame non permette di investigare nel dettaglio questo aspetto.7
Complessivamente, il numero di presunti recall e comportamenti opportunistici individuati con
questo metodo non supera il 3% delle assunzioni totali dalle liste di mobilità. Va però ribadito che
questo è senza dubbio una sottostima del numero reale, per via del criterio fortemente restrittivo che
è stato impiegato e, in un’ottica di quantificazione del fenomeno dei comportamenti opportunistici,
è utile al massimo a definirne un limite inferiore. Come già notato, sono frequenti i casi in cui per
aggirare i vincoli della legislazione (nel qual caso, evidentemente, non si è in presenza di un recall,
ma di un vero e proprio comportamento fraudolento), un’impresa provveda a una variazione
anagrafica prima di riassumere i lavoratori licenziati, rendendo estremamente difficile riconoscere
la coincidenza tra impresa licenziante e assumente.
Un metodo di abbinamento alternativo aggira il problema del confronto tra stringhe (siano
queste partite IVA, ragioni sociali o indirizzi) e le difficoltà ad esso connesse (Brunello e Miniaci
(1997)). L’idea è di ricercare quei “blocchi di assunzioni” effettuate da una medesima impresa (non
necessariamente nella stessa data), i cui lavoratori coinvolti provengano in una certa quota dai
licenziamenti effettuati da un’altra impresa. Operativamente, un blocco di lavoratori licenziati da
un’impresa A e riassunti da un’impresa B è considerato un potenziale caso di comportamento
fraudolento se costituisce almeno il 50% dei licenziamenti dell’impresa A e almeno il 50% delle
assunzioni dalle liste di mobilità effettuate dall’impresa B in un dato periodo. Un ulteriore vincolo è
che tale blocco sia costituito da almeno 2 assunzioni.8
6
La distribuzione delle sole assunzioni a tempo indeterminato è molto simile: di 172 avviamenti totali, 97 sono casi
singoli, 51 sono avvenuti in imprese che sono ricorse non più di 10 volte alla riassunzione dalle liste, e i restanti 24 (un
sottoinsieme dei 25 individuati in precedenza) fanno capo a un’unica azienda.
7
Si potrebbe supporre che tali differenze dipendano dai differenti vantaggi derivanti dai due tipi di assunzione: solo nel
caso di assunzione a tempo indeterminato si ha infatti diritto a percepire l’indennità non corrisposta al lavoratore, il cui
ammontare è tra l’altro correlato al tempo già trascorso in stato di disoccupazione.
8
In assenza di questo vincolo, ogni singolo episodio riguardante da un’impresa che abbia effettuato un solo
licenziamento a un’impresa che ha effettuato una sola assunzione sarebbe irragionevolmente classificato come
comportamento opportunistico.
8
Il “metodo dei blocchi” fornisce (Tabella 4.2) un numero di casi sospetti quadruplicato rispetto
al metodo di abbinamento delle partite IVA. Le assunzioni in blocco con qualsiasi contratto che si
verificano entro un mese dall’entrata in lista sono 580 (contro le 70 riassunzioni individuate in
precedenza), e il loro numero cresce velocemente (soprattutto nei primi mesi) fino all’orizzonte di
un anno dall’entrata in mobilità; dopo tale termine, il fenomeno si assesta (da questo momento i
lavoratori più giovani iniziano a uscire dalle liste), e a tre anni dall’entrata in mobilità gli assunti in
blocchi sospetti sono 947.
Tabella 4.2. Sospette assunzioni opportunistiche individuate con il “metodo dei blocchi”
tutte le assunzioni
assunti entro 1 mese
assunti entro 1 anno
assunzioni a tempo indeterminato
numero di casi
% sul totale delle
assunzioni
numero di casi
% sul totale delle
assunzioni
580
833
908
942
947
947
947
22.9%
19.0%
16.1%
13.8%
13.4%
13.1%
13.0%
145
171
191
275
576
595
606
25.0%
18.4%
15.4%
13.7%
14.4%
12.7%
11.3%
Per quanto riguarda le assunzioni a tempo indeterminato, se ne contano 145 entro un mese
dall’inizio della mobilità. Anche in questo caso è visibile una decisa crescita nel tempo, ma più
lenta nei primi mesi, con un forte salto a cavallo fra i 12 e i 18 mesi dall’entrata in lista. Queste
evidenze sembrano riflettere la tendenza delle imprese a effettuare le riassunzioni con i modi e i
tempi più convenienti: si ottiene il massimo beneficio in termini di sgravi fiscali se si assume un
lavoratore a tempo determinato per un anno, e successivamente se ne converte il contratto a tempo
indeterminato. Dal momento che le riassunzioni dalle liste di mobilità avvengono presumibilmente
entro i primi mesi dal licenziamento9, ci si aspetta che buona parte delle assunzioni a tempo
indeterminato avvenga poco più di 12 mesi dall’entrata in lista10. Una conferma della frequenza con
cui le imprese ricorrono a questa prassi viene direttamente dai dati: dei 595 lavoratori assunti “nei
blocchi” a tempo indeterminato entro 2 anni dall’entrata in lista, ben 372 sono stati assunti dalla
stessa azienda che li ha successivamente confermati.
Il maggiore numero di casi sospetti individuati con il “metodo dei blocchi“ si riflette nella
maggiore incidenza dei casi sul totale delle assunzioni. Nel caso delle assunzioni a tempo
indeterminato, la percentuale è addirittura del 25% fra gli assunti nel primo mese dall’entrata in
lista, mentre è del 23% per tutti gli assunti. A differenza però del metodo utilizzato in precedenza,
tale percentuale scende nel tempo, stabilizzandosi intorno all’11-13% rispetto al totale degli assunti
entro 3 anni. Se tutti gli (o buona parte degli) avviamenti sospetti fossero veramente casi di
comportamento opportunistico, questo rifletterebbe la (ovvia) tendenza dei datori di lavoro a
riassumere i lavoratori licenziati nei primi mesi dopo il licenziamento.
9
Non appare esistere un motivo sensato, per il datore di lavoro che decida di utilizzare opportunisticamente il
meccanismo della mobilità, per aspettare un periodo prolungato prima di reinserire nell’organico i lavoratori licenziati.
10
Le strategie migliori per le assunzioni a tempo indeterminato (precedute o meno da un’assunzione a termine)
sarebbero leggermente diverse in caso di lavoratori che percepiscono l’indennità: rimangono immutati i criteri di
definizione della durata dello sgravio fiscale, ma l’ammontare della quota di indennità percepita dall’azienda è tanto più
alta quanto minore è il numero di mesi trascorsi in lista prima dell’assunzione definitiva. In tal caso, i datori di lavoro
sarebbero maggiormente incentivati a riassumere tempestivamente i lavoratori. Il peso dei lavoratori con indennità
coinvolti nelle assunzioni “in blocco” è tuttavia abbastanza contenuto (inferiore al 30%).
9
Le forti differenze nei due metodi adottati rendono difficilmente conciliabili i risultati ottenuti.
A conferma di ciò, è piuttosto contenuta anche l’intersezione dei due gruppi di assunzioni sospette
individuate. Riguardo alle assunzioni a tempo indeterminato, solo 41 dei 172 casi con medesima
partita IVA sono individuati come sospetti anche col criterio del blocchi, mentre nel caso di tutti tipi
di assunzione, questi sono 56 su 226. Tale difficoltà è tuttavia ovvia: i due approcci confrontati
cercano di cogliere il fenomeno da due punti di vista totalmente differenti, ed entrambi sono
soggetti ad inevitabili limiti di interpretabilità.
Per quanto riguarda il metodo basato sull’abbinamento esatto delle partite IVA, si sono già
evidenziate le debolezze: queste consistono principalmente nel rischio che le imprese cambino
formalmente identità per riassumere nel breve termine i propri lavoratori, e che la loro mancata
individuazione porti infine a una sottostima del fenomeno.
La validità dei risultati ottenuti con il metodo dei blocchi è sottoposta a rischi di più varia
natura: da un lato il metodo non è in grado di evidenziare i comportamenti opportunistici che sono
consistiti in un solo licenziamento seguito da riassunzione, per individuare i quali sarebbe
necessario ricorrere a un controllo sulla somiglianza delle caratteristiche anagrafiche dell’impresa
prima e dopo l’episodio. Dall’altro lato esiste un problema di “falsi positivi”: nel caso di blocchi di
grande numerosità si può concludere con una certa fiducia di essere in presenza di un
comportamento opportunistico, ma lo stesso non vale nel caso dei blocchi costituiti da poche
assunzioni, che pesano fortemente sul totale (quasi l’80% dei blocchi conta 2 o 3 assunzioni).
L’incidenza dei falsi positivi dipende dal criterio con cui si discriminano i blocchi sospetti dagli
altri. In questo caso specifico, si è posto che la dimensione di tali blocchi pesi per almeno il 50% sul
ricorso alle liste dell’impresa licenziante e di quella assumente. La scelta di adottare una soglia del
50% “rischia” di includere un alto numero di falsi positivi per non perdere alcuni positivi veri.
Quale che sia il metodo utilizzato, l’individuazione degli episodi di riassunzione resta
approssimativa, e la natura stessa del fenomeno rende poco agevole la definizione di metodi più
affidabili. Nel complesso, i due metodi adottati possono essere adottati per definire gli estremi di un
intervallo entro il quale, ragionevolmente, si colloca la reale incidenza del fenomeno.
5. L’evidenza sugli effetti indesiderati sul comportamento dei lavoratori
Si è notato in precedenza come sia poco sensato porsi domande riguardo agli effetti complessivi
dell’istituto della mobilità sulle chance di occupazione dei lavoratori licenziati. Per rispondere a tale
domanda sarebbe necessario confrontare gli esiti occupazionali degli iscritti alle liste con quelli che
si sarebbero sperimentati in assenza della mobilità. Essendo logicamente impossibile osservare
questo controfattuale, il confronto andrebbe invece condotto tra gli esiti dei lavoratori in mobilità e
una adeguata approssimazione di quello che sarebbe successo loro senza la politica. Le strade
teoricamente (ma non praticamente) percorribili sarebbero allora due:
ricorrere al confronto con un gruppo di lavoratori licenziati non iscritti alle liste di
mobilità. Dal momento che, in pratica, ogni lavoratore licenziato ha diritto all’iscrizione,
questa prima opzione è di fatto impraticabile;
confrontare gli esiti degli iscritti alle liste con un gruppo di lavoratori licenziati, ad essi
simili, in un periodo precedente all’introduzione delle liste di mobilità. Anche supponendo
di riuscire a effettuare un confronto che tenga conto di tutte le differenze tra i due gruppi
connesse ai differenti momenti in cui questi sono osservati (per esempio differente
congiuntura economica e differenti assetti istituzionali), è impossibile procedere su questa
strada per la mancanza di dati relativi a un periodo precedente alla mobilità.
D’altra parte, si può supporre (per quanto sia un’ipotesi non verificabile) che la semplice
esistenza dell’istituto della mobilità, inteso nella sua formulazione di base come sistema di benefici
per le imprese che riassumono un lavoratore licenziato, non modifichi il comportamento dei
lavoratori: in assenza di indennità o di altri particolari trattamenti che vadano a modificare
10
attivamente la condizione del lavoratore licenziato, l’essere semplicemente inserito in una lista
difficilmente lo disincentiverà a ricercare o ad accettare un lavoro.
Un reale disincentivo si può verosimilmente produrre nel caso in cui siano previsti particolari
regimi come quello dell’indennità di mobilità, in virtù del quale il lavoratore può preferire
rinunciare temporaneamente al lavoro perché comunque provvisto di un sostegno economico.
Sempre in presenza di indennità, tale disincentivo può assumere differenti intensità a seconda della
durata massima del periodo di percezione. Volendo evidenziare le distorsioni nei comportamenti dei
lavoratori, l’interesse non va dunque rivolto all’effetto dell’istituto della mobilità in sé, quanto
piuttosto a quello di particolari benefici aggiuntivi che un iscritto può ricevere o meno.
Questa sezione è articolata in due parti: nella prima si cerca di investigare quale sia
generalmente l’effetto dell’indennità di mobilità sugli esiti occupazionali degli iscritti alle liste.
Nella seconda si concentra l’attenzione sull’effetto prodotto dal disporre di un anno aggiuntivo di
permanenza massima in lista. In entrambi i casi, la variabile risultato rappresentante gli esiti
lavorativi è la probabilità di occupazione, misurata come tasso di occupazione mensile nei 36 mesi
successivi all’entrata in lista.
5.1.
L’effetto dell’indennità di mobilità sulla probabilità di occupazione
In questa sezione si analizza il rischio connesso al diritto all’indennità, rappresentato dal
disincentivo per il percettore ad accettare un lavoro (o a cercarlo con maggiore intensità), dal
momento che il sostegno economico da questa rappresentato permette di ritardare, o in taluni casi di
annullare, la stringente necessità di trovare un’occupazione. Questo rischio costituisce un tema
classico della ricerca economica (si vedano, ad esempio, le rassegne in Lalive, Van Ours e
Zweimüller (2004): Anastasia et al. (2004) passano in rassegna gli studi italiani sulla mobilità).
Nel caso degli iscritti a Torino fra il 1997 e il 2000, un primo confronto grezzo tra il gruppo dei
percettori e quello dei non percettori, mostrato nella figura 5.1, evidenzia un netto divario tra le
probabilità di occupazione. Entrambe le curve mostrano un veloce incremento dell’occupazione nei
primi mesi successivi all’entrata in lista. La crescita si interrompe quasi completamente al termine
del primo anno, successivamente al quale le curve proseguono parallelamente sui medesimi livelli,
mantenendo una differenza di oltre 30 punti percentuali.
0.8
Figura 5.1. Tasso di occupazione mensile degli iscritti nelle liste di mobilità della
provincia di Torino tra il 1997 e il 2000
0.0
0.2
0.4
0.6
con indennità
senza indennità
0
12
24
36
mesi dall'iscrizione nelle liste
11
L’obiettivo che ci si pone è di verificare in che misura la differenza osservata tra le due curve
possa essere addebitata al differente regime di mobilità. Per quanto, almeno apparentemente, la
figura 5.1 possa suggerire l’esistenza di un forte effetto disincentivante, la relazione causale tra
l’indennità e la probabilità di occupazione potrebbe essere oscurata dalla variabilità connessa ad
altre differenze tra gli iscritti tra i due gruppi. Il vero effetto potrebbe dunque essere tanto maggiore
del divario osservato nella figura 5.1, quanto inferiore o addirittura nullo o di segno opposto, e la
sua identificazione passa necessariamente per la “pulizia” della differenza osservata dall’influenza
di tutte le caratteristiche estranee all’indennità che distinguono i due gruppi.
La domanda valutativa si pone nei consueti termini: ci si deve chiedere quale sia la differenza
tra gli esiti lavorativi degli iscritti alle liste di mobilità che percepiscono l’indennità e il
controfattuale, cioè gli esiti che avremmo osservato per i medesimi lavoratori nel caso in cui questi
non avessero beneficiato della componente passiva della politica.
Al solito, si tratta di una domanda alla quale non esiste risposta certa, poiché la situazione
controfattuale è per sua natura ipotetica e in nessun caso osservabile. Si tratta del “problema
fondamentale della valutazione”, così definito da Heckman, Lalonde e Smith (1999), o, più in
generale, del “problema fondamentale dell’inferenza causale” (Holland, 1986).
Le possibilità di acquisire conoscenza sull’effetto dell’indennità si limitano pertanto alla
produzione di una sua ragionevole stima, ricavata come differenza tra gli esiti realmente osservati
per i beneficiari e una approssimazione del controfattuale. Quest’ultima può essere ricavata a partire
dagli esiti degli iscritti nelle liste di mobilità che non hanno ricevuto l’indennità. La semplice media
degli esiti dei non percettori non può però essere considerata una buona approssimazione del
controfattuale: è ragionevole supporre che tra percettori e non percettori esistano delle differenze di
carattere sistematico, tali per cui i loro esiti sarebbero stati differenti anche nel caso in cui nessuno
avesse percepito l’indennità. Maggiore è l’entità di tali differenze, maggiore è il rischio che un
confronto tra gli esiti medi dei due gruppi venga viziato dalle differenze di partenza.
La logica delle stime presentate nel seguito, ottenute con metodi di matching, si fonda sull’idea
che tale rischio diminuisca al crescere della somiglianza tra i due gruppi posti a confronto. La
somiglianza deve riguardare, condizionatamente alla disponibilità di informazioni, tutte le
caratteristiche individuali correlate con lo status di beneficiari (in assenza di correlazione è
ragionevole aspettarsi che queste non siano differenti nei due gruppi, variabilità campionaria a
parte) e, contemporaneamente, con gli esiti occupazionali dei lavoratori.
La regolamentazione delle liste di mobilità individua nella dimensione dell’azienda di
provenienza, e in seconda battuta nella durata dell’ultimo lavoro svolto, le principali determinanti
della percezione dell’indennità. Tuttavia la dimensione aziendale non è tra le informazioni
disponibili su Netlabor (e anche se lo fosse, un confronto tra lavoratori provenienti da aziende con
poco meno e poco più di 15 dipendenti evidenzierebbe differenze dovute non solo all’indennità, ma
anche a una serie di altre discontinuità nella legislazione del lavoro che agiscono a cavallo della
medesima soglia). Si cerca di ovviare a questo limite ricorrendo a un abbinamento basato su una
serie di altre caratteristiche individuali osservabili, ipotizzando che queste siano comunque
sufficienti a cogliere le differenze di partenza tra i due gruppi11. Sotto questa ipotesi, le stime degli
effetti ottenute confrontando individui simili rispetto a tali caratteristiche sono corrette.
Come spiegato nella sezione 3, con i dati Netlabor siamo in grado di osservare per ogni
lavoratore un discreto numero di variabili demografiche, oltre alle caratteristiche della mobilità (che
rappresentano l’esposizione al trattamento) e ai vari episodi lavorativi da questo sperimentati.
Il metodo di abbinamento utilizzato per stimare l’effetto dell’indennità è il caliper matching
(con raggio 0.01) basato su propensity score (Rosenbaum e Rubin (1983)): la somiglianza tra gli
11
Non c’è rimedio alle eventuali differenze sistematiche in caratteristiche non osservabili. Bisogna dunque
necessariamente supporre che le informazioni di cui si dispone permettano di cogliere tutte le differenze e che, al netto
di queste, tutto ciò che non è osservabile giochi un ruolo trascurabile nella differenziazione dei due gruppi. All’atto
pratico, tale ipotesi può essere tradotta nella fiducia che una discreta quantità di informazioni osservabili permetta di
cogliere, se non tutte le differenze, la maggior parte di queste.
12
individui non è valutata separatamente per ognuna delle caratteristiche osservabili, ma sulla base di
un indice sintetico (il propensity score) rappresentante la probabilità di ricevere l’indennità, stimata
sulla base delle stesse caratteristiche. Una volta stimato il propensity score, ad ogni lavoratore con
indennità è abbinato per confronto il lavoratore senza indennità con lo score più simile, a patto che
la distanza tra i due non sia superiore a 0.01. Nel caso in cui non si trovi alcun abbinamento con
propensity score abbastanza vicino, il lavoratore con indennità viene escluso dall’analisi.
Le analisi sono condotte separatamente per classi d’età, dal momento che l’età dei lavoratori è
fortemente correlata (figura 5.2) con il tasso di occupazione e, soprattutto, con le differenze tra
beneficiari e non beneficiari. Ciò suggerisce l’eventualità che lo stesso succeda per l’effetto
dell’indennità, nel qual caso una semplice stima dell’effetto medio su tutta la popolazione degli
iscritti sarebbe poco informativa.
Figura 5.2 Tasso di occupazione degli iscritti nelle liste di mobilità della provincia di Torino
tra il 1997 e il 2000, per classe d’età
con indennità
senza indennità
1.0
1.0
29 anni o meno
30-39 anni
40-49 anni
50 anni o più
0.8
29 anni o meno
30-39 anni
40-49 anni
50 anni o più
0.8
0.6
0.6
0.4
0.4
0.2
0.2
0.0
0.0
0
12
24
36
0
12
24
36
I due grafici mostrano una relazione generalmente negativa tra l’età al momento dell’iscrizione
in lista e la probabilità di occupazione successiva. Tale relazione è molto meno evidente per gli
iscritti senza indennità: i ventenni hanno tassi di occupazione prossimi al 70%, con un vantaggio
inferiore ai 10 punti percentuali sulle classi dei trentenni e dei quarantenni. Queste ultime non
sembrano avere nel lungo periodo esiti differenti, pur sembrando che i più giovani abbiano (o
colgano) opportunità leggermente maggiori nei primi 12-18 mesi. L’unico gruppo che si scosta in
modo evidente è quello degli over 50, tra i quali meno del 50% si ritrova occupato dopo 3 anni
dall’entrata in lista12.
I confronti tra gli iscritti con indennità evidenziano invece differenze molto più marcate tra le
varie classi. Tra i ventenni percettori il tasso di occupazione rimane quasi identico (di pochi punti
inferiore) a quello dei non percettori. Per quanto riguarda le altre classi, si nota un aumento
progressivo degli scostamenti, praticamente mai inferiori ai 10 punti percentuali, al punto che i
quarantenni con indennità sperimentano probabilità di occupazione prossime a quelle degli over 50
che invece non la percepiscono. L’evidenza più forte riguarda gli over 50 con indennità, per i quali
si osserva una probabilità di occupazione praticamente nulla. Nonostante le probabili differenze di
12
Va tenuto conto che le differenze tra classi più e meno giovani, per quanto prevedibili, potrebbero celare tanto un
effetto dell’età quanto l’influenza della diversa durata di permanenza in lista. Questo aspetto verrà meglio affrontato
nella sezione 5.2.
13
partenza impediscano di trarre da un confronto grezzo indicazioni sugli effetti della politica, questo
crollo drastico dell’occupazione genera il forte sospetto che la grande maggioranza di quei
lavoratori ricorra al meccanismo della mobilità lunga, sfruttando l’indennità per “tirare avanti”
senza lavorare fino al definitivo pensionamento.
Gli interrogativi suggeriti dalle figure 5.1 e 5.2, da verificare con le stime matching, possono in
definitiva essere così riassunti:
percepire l’indennità di mobilità provoca una riduzione della probabilità di tornare al
lavoro?
l’effetto negativo dell’indennità è tanto maggiore quanto più anziano è il lavoratore che ne
beneficia?
Una variabile abitualmente utilizzata per stratificare i risultati nelle ricerche sul mercato del
lavoro è il sesso. I risultati di questa sezione vengono tuttavia differenziati solo per classe d’età,
poiché le stime degli effetti ottenute stratificando per sesso non hanno evidenziato differenze tali da
giustificare due distinte trattazioni dei risultati.
La procedura di caliper matching permette di abbinare un numero di lavoratori con indennità
variabile, da una classe d’età all’altra, tra il 92% e il 94% del totale dei beneficiari osservati. In altre
parole, per una quota di poco superiore al 5% di questi non è possibile trovare alcun iscritto non
beneficiario abbastanza simile (cioè con un propensity score distante al massimo 0.01). I risultati
delle stime, e i relativi intervalli di confidenza, sono presentati nella figura 5.3.
Figura 5.3 Stime dell’effetto dell’indennità sulla probabilità di occupazione, per classe d’età
29 anni o meno
30-39 anni
0.3
0.3
stime signif icativ e
stime non signif icativ e
0.2
0.1
0.1
0.0
0.0
-0.1
-0.1
-0.2
-0.2
-0.3
-0.3
-0.4
-0.4
-0.5
-0.5
-0.6
-0.6
-24
-12
0
0.2
12
24
36
-24
-12
0
12
24
36
24
36
40-49 anni
50 anni o più
0.3
0.3
0.2
0.1
0.1
0.0
0.0
-0.1
-0.1
-0.2
-0.2
-0.3
-0.3
-0.4
-0.4
-0.5
-0.5
-0.6
-0.6
-24
-12
0
0.2
12
24
36
-24
-12
0
12
14
Nei grafici della figura 5.3 sono rappresentate anche le differenze nella probabilità di
occupazione nei due anni precedenti all’entrata nelle liste di mobilità. Ciò non è di alcuna utilità ai
fini della stima d’impatto, ma evidenzia come l’abbinamento abbia condotto a un confronto tra
soggetti simili rispetto a una serie di caratteristiche, tra cui la storia lavorativa precedente all’entrata
in mobilità.
In generale, le differenze “grezze” osservate nella figura 5.2 sono confermate dalle stime.
L’effetto stimato è complessivamente non significativo per la classe dei ventenni, mentre è
negativo, con entità visibilmente crescente, per le altre classi d’età: 10-15 punti percentuali per i
trentenni, circa 20 per i quarantenni, oltre 40 punti per gli over 50.
Le curve delle stime degli effetti mostrano in tutti e quattro i casi un andamento a forma di “U”:
in un primo momento l’effetto negativo sembra crescere nel tempo (anche nel caso dei ventenni, per
quanto questo sia quasi costantemente non significativo); dopo un certo periodo, l’effetto tende a
riavvicinarsi gradualmente a zero, pur restando chiaramente negativo per le tre classi d’età meno
giovani. Il momento in cui le curve evidenziano questo cambio di pendenza si colloca nei mesi in
cui mediamente gli iscritti escono dalle liste, perdendo di conseguenza il beneficio dell’indennità.
Questa evidenza suggerisce che una parte dei lavoratori beneficiari di indennità resti
effettivamente inattiva per il periodo di percezione, vedendosi poi costretta a cercare
un’occupazione nel momento in cui il sostegno economico della politica viene meno. Il punto in cui
l’effetto inizia a ridursi di entità è di circa 12 mesi per i più giovani e per i trentenni, circa 24 mesi
per i quarantenni, che hanno diritto a un anno aggiuntivo di permanenza in lista. L’unica eccezione
a questa lettura dei grafici è costituita dalla classe dei cinquantenni per i quali, pur essendo la
permanenza massima in lista di 36 mesi, il riavvicinamento verso zero dell’effetto stimato inizia a
24 mesi dall’iscrizione. In quel caso tuttavia, come si può vedere dalla figura 5.2, la progressiva
riduzione dell’effetto non è tanto da addebitare a una parziale rioccupazione degli iscritti con
indennità, quanto piuttosto al calo del tasso di occupazione tra gli iscritti senza indennità (che può
essere spiegato con l’uscita dal mercato del lavoro di alcuni iscritti che, in assenza della mobilità
lunga, hanno lavorato per il breve periodo che il separava dal definitivo pensionamento).
In sintesi, le stime degli effetti non sono molto diverse dalle semplici differenze tra beneficiari e
non beneficiari. Un’osservazione più dettagliata rivela che per le classi dei ventenni e dei
quarantenni l’effetto stimato è praticamente identico alla differenza grezza tra i gruppi. Nel caso dei
trentenni e dei cinquantenni, le stime sono addirittura di entità maggiore rispetto alle differenze
grezze, a significare che il controfattuale stimato è addirittura maggiore della probabilità osservata
per i non beneficiari.
Resta da definire il grado di credibilità delle stime ottenute. Perché i risultati si possano
considerare corretti bisogna accettare l’ipotesi che la distorsione da selezione sia stata
completamente eliminata o, nella pratica, eliminata per la maggior parte. Il vincolo all’effettiva
realizzazione di questa ipotesi sta nella disponibilità di informazioni rispetto alle quali pareggiare i
gruppi di trattati e non trattati: maggiore è il numero di caratteristiche osservabili, maggiore è la
somiglianza tra gli individui abbinati.
La disponibilità nei database Netlabor delle principali e più importanti variabili demografiche,
oltre alle caratteristiche professionali e ai dati sulla storia lavorativa precedente, danno una certa
fiducia rispetto a questo interrogativo. Sono inoltre stati condotti alcuni test di specificazione del
modello, volti a comprendere se la probabilità di occupazione pre-iscrizione nei due gruppi fosse
uguale al netto delle variabili osservabili, ottenendo esito positivo.
Come ultima e non trascurabile nota, va considerato che le stime d’impatto sono di tale entità da
generare dubbi circa la possibilità che l’utilizzo di secondarie informazioni non osservabili possa
correggerle al punto da annullarle completamente, a maggior ragione se si ricorda che le stime
prodotte a questo stadio suggeriscono effetti addirittura maggiori delle differenze grezze osservate
in precedenza.
15
5.2.
L’effetto di un anno aggiuntivo di permanenza in lista di mobilità sulla probabilità
di occupazione
La regolamentazione della durata massima di permanenza in lista poggia sull’ipotesi che gli
iscritti più anziani sperimentino una maggiore difficoltà a trovare lavoro: proprio per contrastare le
difficoltà di reimpiego che teoricamente dovrebbero sorgere al crescere dell’età, la legge prevede
per gli over 40 la possibilità di restare in lista per un tempo più prolungato (un anno in più per i
lavoratori con almeno 40 anni, due anni in più per quelli con almeno 50 anni), in modo da
accrescere il periodo di “appetibilità” del lavoratore e di conseguenza il numero di occasioni di
assunzione.
Il primo interrogativo che ci si pone riguarda l’opportunità di una tale regolamentazione: è vero
che la probabilità di trovare un lavoro a seguito di in licenziamento dipende negativamente dall’età
del lavoratore? Una volta fornite evidenze su questo aspetto, ci si concentrerà l’attenzione
sull’effetto di un anno aggiuntivo di mobilità sulla probabilità di occupazione.
Un lavoratore in mobilità non diventa immediatamente preferibile agli occhi delle imprese se
acquisisce un anno aggiuntivo di permanenza massima in lista: qualunque sia il contratto di
assunzione, queste beneficiano infatti degli sgravi fiscali per un periodo massimo predeterminato e
indipendente dalla durata di permanenza in lista. Presi due lavoratori identici, i quali possono
restare in mobilità rispettivamente uno e due anni, il vantaggio del secondo sul primo si concretizza
alla fine del primo anno quando, nel caso questi non siano occupati, il primo esce comunque dalle
liste, mentre il secondo ha ancora un anno di tempo perché un’impresa lo assuma godendo degli
sgravi fiscali previsti dalla mobilità. A questo potenziale effetto positivo si affianca un possibile
effetto disincentivante sul lavoratore il quale, sapendo di poter godere per più tempo dei vantaggi
della mobilità, potrebbe cercare lavoro con minore intensità.
Gli effetti ipotizzati vengono virtualmente amplificati nel caso dei percettori di indennità. Dal
lato delle imprese, la permanenza in lista per un anno aggiuntivo (e dunque la percezione
dell’indennità per un anno aggiuntivo) si traduce nella possibilità di un maggiore bonus per
l’indennità non percepita (Paggiaro, Rettore e Trivellato (2006)). Dal lato del lavoratore, la
possibilità di beneficiare dell’indennità per un altro anno può aumentare il disincentivo alla ricerca
di una nuova occupazione. Vista la possibilità che gli effetti siano fortemente connessi alla
percezione dell’indennità, l’analisi è stata condotta separatamente per beneficiari e non beneficiari,
e per uomini e donne.
Nella figura 5.4 è sintetizzato il rapporto tra età degli iscritti e probabilità di occupazione,
rispettivamente dopo 12 e 36 mesi dall’iscrizione nelle liste. La scelta dei due istanti di
osservazione (necessaria per ridurre a due dimensioni la rappresentazione grafica) è soggettiva, ma
non pregiudica la generalizzabilità dei principali risultati. Le figure 5.1 e 5.2 mostrano infatti che la
dinamica dei tassi di occupazione si esaurisce quasi completamente al dodicesimo mese dall’entrata
in lista, dopo il quale le curve si appiattiscono e le differenze tra gruppi restano costanti. Un
confronto come quello mostrato nella figura 5.4 darebbe risultati molto simili se condotto rispetto a
un qualunque mese successivo al dodicesimo dall’entrata in lista; nella figura 5.4, per esempio, si
può notare come i grafici corrispondenti al dodicesimo e al trentaseiesimo mese siano molto simili.
I grafici della figura 5.4 relativi ai lavoratori maschi non evidenziano, almeno relativamente agli
under 50, una particolare dipendenza della probabilità di occupazione dall’età. Tra i lavoratori senza
indennità, le linee interpolanti per il gruppo dei 20-30enni e per il gruppo dei 50enni sono
sostanzialmente piatte, e la probabilità media di un venticinquenne è quasi uguale a quella di un
trentanovenne o di un quarantacinquenne. Questa evidenza suggerirebbe, almeno in riferimento al
sottogruppo in esame, che la relazione negativa tra probabilità di occupazione ed età, sulla quale si
basa la differenziazione della durata di permanenza in lista, non sia molto forte. I grafici relativi alla
popolazione femminile mostrano invece, sempre in riferimento agli under 50, una più marcata
influenza negativa dell’età sulla probabilità di occupazione. Per i lavoratori di entrambi i generi,
l’influenza dell’età aumenta visibilmente tra gli iscritti alle liste con indennità (come già suggerito
dalla figura 5.2).
16
Figura 5.4: Probabilità di occupazione a 12 e 36 mesi dall’entrata in lista (in funzione
dell’età), per sesso e percezione d’indennità
uomini dopo 12 mesi
donne dopo 12 mesi
1.0
1.0
0.8
0.8
0.6
0.6
0.4
0.4
0.2
0.2
con indennità
senza indennità
con indennità
senza indennità
0.0
0.0
20
25
30
35
40
45
50
55
60
20
25
30
35
età
40
45
50
55
60
55
60
età
uomini dopo 36 mesi
donne dopo 36 mesi
1.0
1.0
0.8
0.8
0.6
0.6
0.4
0.4
0.2
0.2
con indennità
senza indennità
con indennità
senza indennità
0.0
0.0
20
25
30
35
40
45
50
55
60
età
20
25
30
35
40
45
50
età
Gli iscritti con almeno 50 anni meritano di essere osservati a parte. Nel loro caso, l’età sembra
giocare un ruolo cruciale, anche nel caso di non percezione dell’indennità (e, al pari degli under 50,
l’influenza dell’età è più forte nel gruppo delle lavoratrici). A titolo esemplificativo, si può notare
come un cinquantenne abbia una probabilità di occupazione sistematicamente maggiore di un
sessantenne. Più in generale, le curve interpolanti hanno una evidente tendenza verso il basso. Tra i
percettori di indennità, la dipendenza dall’età per gli over 50 è (apparentemente) mitigata solo dal
fatto che la probabilità di occupazione è uniformemente prossima a zero, a causa del ricorso alla
mobilità lunga per transitare direttamente al pensionamento.
La stima dell’impatto di un anno aggiuntivo di permanenza massima in lista sulla probabilità di
occupazione è ottenuta, come in precedenza, ponendo a confronto due gruppi di lavoratori che
abbiano il diritto a restare in lista rispettivamente per z e z+1 anni (dove z è uguale a 1 o a 2). Anche
in questo caso, la semplice osservazione delle differenze medie tra i due gruppi non è sufficiente a
identificare l’effetto del differente regime di mobilità: i due gruppi avrebbero presentato
sistematiche differenze nelle chance occupazionali, dovute alle differenze di età, anche se sottoposti
allo stesso regime di mobilità.
17
A differenza del caso precedente, in cui la discriminante tra lavoratori con e senza indennità era
costituito principalmente dalla dimensione aziendale, non osservabile con i dati a nostra
disposizione, l’età è osservabile per tutti i lavoratori. Un primo tentativo di stima dell’effetto può
dunque essere effettuato ponendo a confronto lavoratori con età molto simile, in modo da ridurre al
minimo la distorsione dovuta all’effetto dell’età sugli esiti occupazionali. Nello specifico, l’effetto
dell’avere due anni di mobilità anziché uno può essere indagato confrontando le probabilità di
occupazione di lavoratori con 40 anni o poco più (che restano per due anni nelle liste) con quelle di
lavoratori che abbiano 39 anni o poco meno (con un anno di permanenza in lista); analogamente, un
confronto tra lavoratori con poco più di 49 anni e lavoratori con poco meno di 50 dovrebbe
evidenziare le differenze, parzialmente ripulite dall’effetto dell’età, addebitabili alla permanenza in
lista per tre anni anziché due. Facendo riferimento alla figura 5.4, tali confronti coinvolgono le
probabilità di occupazione immediatamente a destra e a sinistra delle linee-soglia tratteggiate nei
grafici.
Per quanto riguarda il confronto intorno alla soglia dei 40 anni, per i lavoratori senza indennità
non si evidenziano particolari differenze tra il gruppo con un anno e quello con due anni di
mobilità: le linee interpolanti le probabilità di occupazione “toccano” la linea di soglia al medesimo
livello, intorno al 70-75% per gli uomini e al 60% per le donne, suggerendo l’assenza di un effetto
rilevante dell’anno aggiuntivo. La differenza è maggiormente evidente per i lavoratori con
indennità, per i quali sembra esserci, in presenza di un anno aggiuntivo in lista (e, perciò, un anno
aggiuntivo di indennità), un calo di circa dieci punti percentuali nella probabilità di occupazione.
Il confronto operato intorno alla soglia dei 50 anni evidenzia un più netto divario, sempre
negativo, tra i chi permane due anni e tre anni in lista. Tra i non percettori di indennità è visibile, a
cavallo della soglia di 50 anni, un’intensificazione della relazione negativa tra la probabilità di
occupazione e l’età. Il risultato più forte riguarda ancora i percettori di indennità: gli over 50
sfruttano il meccanismo della mobilità lunga, e la loro probabilità di occupazione dopo l’entrata
nelle liste è costantemente prossima a zero.
La caratteristica comune dei “confronti intorno al punto di discontinuità” (Rubin (1977),
Trochim (1984)) è che essi sono effettuati sfruttando le informazioni sui soli lavoratori con un’età
prossima a una delle due soglie. Quale che sia il risultato ottenuto, questo non può essere
generalizzato ai lavoratori con età molto diverse da quelle utilizzate nelle stime, dal momento che
questi potrebbero essere influenzati in modo diverso dall’anno aggiuntivo di mobilità. Per ottenere
la stima di un effetto medio su tutti i lavoratori coinvolti si può tentare la strada del matching, già
percorsa per stimare l’effetto dell’indennità nella sezione 5.1. In questo caso sorge un’ovvia
complicazione, legata al fatto che l’abbinamento di individui abbastanza simili (riguardo alle
caratteristiche che differenziano sistematicamente trattati e non trattati, cioè l’età) è possibile solo
intorno alla soglia, coinvolgendo cioè i soli lavoratori utilizzati per i confronti intorno al punto di
discontinuità. La “soluzione” adottata, piuttosto inconsueta in queste situazioni, è un propensity
score matching basato su tutte le caratteristiche osservabili dei lavoratori, tranne l’età. Questa
soluzione è giustificata nel caso in cui, condizionatamente a tutte le caratteristiche coinvolte nel
matching, ci sia indipendenza tra probabilità di occupazione ed età. I test di specificazione condotti
(per i dettagli, si veda Anastasia et al. (2004)) mostrano una buona affidabilità del metodo.
Nelle figure 5.5 e 5.6 sono rappresentate le stime matching dell’effetto dell’anno aggiuntivo
sulla probabilità di occupazione. La figura 5.5 riguarda l’effetto del disporre di due anni di mobilità
invece di un anno, per stimare il quale si sono abbinati i lavoratori in età 30-39 con quelli in età 4049. La figura 5.6 è relativa all’effetto del disporre di tre anni di mobilità invece di due anni, che è
stato stimato abbinando i lavoratori in età 40-49 con quelli in età 50-59.
Le conclusioni che si possono trarre dalla figura 5.5 sono simili a quelle ottenute con il
confronto intorno al punto di discontinuità: per un lavoratore che abbia diritto a restare in mobilità
per un anno, la disponibilità di un anno aggiuntivo di permanenza in lista non sembra influenzare la
probabilità di occupazione, se questi non percepisce l’indennità. Per gli iscritti con indennità si
stima un forte effetto negativo, di 15-20 punti percentuali. L’entità delle stime non differisce molto
tra uomini e donne ma, mentre per le seconde l’effetto stimato perdura nel tempo, per i primi
18
l’effetto sembra riassorbirsi col passare dei mesi, e perde di significatività verso la fine del secondo
anno dall’entrata in lista, quando viene meno il sostentamento dell’indennità e i lavoratori sono
“costretti” a trovare un’occupazione.
Figura 5.5. Stime matching dell’effetto di un anno aggiuntivo di mobilità sulla probabilità di
occupazione, per sesso e indennità. Confronto tra 30-39enni e 40-49enni
uomini con indennità
donne con indennità
0.3
0.3
0.2
0.2
0.1
0.1
0.0
0.0
-0.1
-0.1
-0.2
-0.2
-0.3
-0.3
-0.4
-0.4
-0.5
-0.5
-0.6
-0.6
-24
-12
0
12
24
36
-24
-12
0
12
24
36
uomini senza indennità
donne senza indennità
0.3
0.3
0.2
0.2
0.1
0.1
0.0
0.0
-0.1
-0.1
-0.2
-0.2
-0.3
-0.3
-0.4
-0.4
-0.5
-0.5
-0.6
-0.6
-24
-12
0
12
24
36
-24
-12
0
12
24
36
Anche le stime degli effetti del terzo anno di mobilità (mescolato al meccanismo della mobilità
lunga), presentate nella figura 5.6, sono complessivamente negative, ma di maggiore entità rispetto
a quelle ottenute per il caso precedente: tra gli iscritti con indennità, il calo stimato nella probabilità
di occupazione è di oltre 40 punti percentuali. Le differenze di genere non riflettono una
eterogeneità dell’effetto: l’effetto può essere più sensatamente riassunto nell’azzeramento della
probabilità di occupazione, per cui ciò che si stima è per entrambi i sessi pari alla differenza tra zero
e la probabilità che si sarebbe avuta in assenza di trattamento (che è superiore per i maschi, come
suggerisce ad esempio la figura 5.4). Un ulteriore tratto distintivo delle stime presentate nella figura
5.6 è che l’effetto negativo non tende a riassorbirsi nel tempo. Quest’ultima differenza è abbastanza
ovvia, ed è ragionevole supporre che l’effetto stimato non si riassorbirebbe nemmeno se si
19
allungasse l’orizzonte temporale di osservazione dal momento che, tra i lavoratori con indennità,
l’iscrizione alle liste per tre anni si tramuta in pratica nell’abbandono definitivo del lavoro.
Le stime dell’effetto riguardanti i non percettori di indennità sono in questo caso negative, con
un’entità crescente nel tempo; a differenza degli effetti stimati per il secondo anno di mobilità non è
visibile un riassorbimento dell’effetto nel tempo. Il potenziale riassorbimento andrebbe tuttavia
osservato al momento dell’uscita dalle liste, a partire cioè da 36 mesi dopo l’iscrizione, per il quale
periodo non si hanno osservazioni disponibili. È altresì possibile che tale riassorbimento non abbia
luogo, e che l’effetto negativo crescente nel tempo rifletta il progressivo pensionamento dei
lavoratori alla maturazione dell’età anagrafica necessaria. Quest’ultima ipotesi si fonderebbe
tuttavia sulla presenza di un effetto dell’età non completamente eliminato dal matching, mentre i
test di specificazione condotti sulla popolazione degli over 50 suggeriscono una buona capacità del
metodo adottato di eliminare tale distorsione.
Figura 5.6: Stime dell’effetto di un anno aggiuntivo di mobilità sulla probabilità di
occupazione, per sesso e indennità. Confronto tra 40-49enni e 50-59enni
uomini con indennità
donne con indennità
0.3
0.3
0.2
0.1
0.1
0.0
0.0
-0.1
-0.1
-0.2
-0.2
-0.3
-0.3
-0.4
-0.4
-0.5
-0.5
-0.6
-0.6
-24
-12
0
0.2
12
24
36
-24
-12
0
12
24
36
uomini senza indennità
donne senza indennità
0.3
0.3
0.2
0.1
0.1
0.0
0.0
-0.1
-0.1
-0.2
-0.2
-0.3
-0.3
-0.4
-0.4
-0.5
-0.5
-0.6
-0.6
-24
-12
0
0.2
12
24
36
-24
-12
0
12
24
36
20
Riferimenti bibliografici
Anastasia B. et al. (2004), Interazione fra sussidi passivi e incentivi al reimpiego: provenienze
ed esiti di lavoratori iscritti nelle Liste di Mobilità. Rapporto finale. Venezia, Agenzia Veneto
Lavoro.
Bassi F., Gambuzza M. e Rasera M. (2001), Il sistema informatizzato Netlabor: struttura,
caratteristiche e qualità, in U. Trivellato (2001), Servizi per l’impiego e ricerche sul lavoro.
L’esperienza del Veneto, Quaderni di Economia del Lavoro, 72, Milano, Franco Angeli.
Brunello G. e Miniaci R. (1997), Benefit transfers in Italy: an empirical study of mobility lists in
the Milan area, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 59.
Caruso E. e Pisauro G. (2005), Licenziamenti definitivi o temporanei? Durata della
disoccupazione nelle Liste di mobilità tra nuovi e vecchi datori di lavoro, Politica Economica, 3.
Heckman J., Lalonde R. e Smith J. (1999), The economics and econometrics of active labor
market programs, in O. Ashenfelter e D. Card (eds.), Handbook of Labor Economics, vol. 3A,
Amsterdam, North-Holland.
Holland P. (1986), Statistics and causal inference, Journal of the American Statistical
Association, 81.
Lalive R., Van Ours J. e Zweimüller J. (2004), How changes in financial incentives affect the
duration of unemployment, Center Discussion Paper, 04-86, Tillburg University.
Paggiaro A., Rettore E. e Trivellato U. (2006), The impact of the Italian “mobility lists” on reemployment chances: new evidence from linked administrative archives, mimeo.
Rettore E., Trivellato U. e Martini A. (2003), La valutazione delle politiche del lavoro in
presenza di selezione: migliorare la teoria, i metodi o i dati?, Politica Economica, 3.
Rosenbaum P. e Rubin D. (1983), The central role of the propensity score in observational
studies for causal effects, Biometrika, 70.
Rubin D. (1977), Assignment to treatment group on the basis of a covariate, Journal of
Educational Statistics, 2.
Trochim W. (1984), Research design for program evaluation: the regression-discontinuity
approach, Beverly Hill, Sage Publications.
21
Working Papers
The full text of the working papers is downloadable at http://polis.unipmn.it/
*Economics Series
**Political Theory Series
ε
Al.Ex Series
2007 n.87*
Luca Mo Costabella and Alberto Martini: Valutare gli effetti indesiderati
dell’istituto della mobilità sul comportamento delle imprese e dei lavoratori.
2007 n.86ε
Stefania Ottone: Are people samaritans or avengers?
2007 n.85*
Roberto Zanola: The dynamics of art prices: the selection corrected repeat-sales
index
2006 n.84*
Antonio Nicita and Giovanni B. Ramello: Property, liability and market power:
the antitrust side of copyright
2006 n.83*
Gianna Lotito: Dynamic inconsistency and different models of dynamic choice –
a review
2006 n.82**
Gabriella Silvestrini: Le républicanisme genevois au XVIIIe siècle
2006 n.81*
Giorgio Brosio and Roberto Zanola: Can violence be rational? An empirical
analysis of Colombia
2006 n.80*
Franco Cugno and Elisabetta Ottoz: Static inefficiency of compulsory licensing:
Quantity vs. price competition
2006 n.79*
Carla Marchese: Rewarding the consumer for curbing the evasion of commodity
taxes?
2006 n.78**
Joerg Luther: Percezioni europee della storia costituzionale cinese
2006 n.77ε
Guido Ortona, Stefania Ottone, Ferruccio Ponzano and Francesco Scacciati:
Labour supply in presence of taxation financing public services. An
experimental approach.
2006 n.76*
Giovanni B. Ramello and Francesco Silva: Appropriating signs and meaning:
the elusive economics of trademark
2006 n.75*
Nadia Fiorino and Roberto Ricciuti: Legislature size and government spending
in Italian regions: forecasting the effects of a reform
2006 n.74**
Joerg Luther and Corrado Malandrino: Letture provinciali della costituzione
europea
2006 n.73*
Giovanni B. Ramello: What's in a sign? Trademark law and economic theory
2006 n.72*
Nadia Fiorino and Roberto Ricciuti: Determinants of direct democracy across
Europe
2006 n.71*
Angela Fraschini and Franco Oscultati: La teoria economica
dell'associazionismo tra enti locali
2006 n.70*
Mandana Hajj and Ugo Panizza: Religion and gender gap, are Muslims
different?
2006 n.69*
Ana Maria Loboguerrero and Ugo Panizza: Inflation and labor market
flexibility: the squeaky wheel gets the grease
2006 n.68*
Alejandro Micco, Ugo Panizza and Monica Yañez: Bank ownership and
performance: does politics matter?
2006 n.67*
Alejandro Micco and Ugo Panizza: Bank ownership and lending behavior
2006 n.66*
Angela Fraschini: Fiscal federalism in big developing countries: China and
India
2006 n.65*
Corrado Malandrino: La discussione tra Einaudi e Michels sull'economia pura e
sul metodo della storia delle dottrine economiche
2006 n.64ε
Stefania Ottone: Fairness: a survey
2006 n.63*
Andrea Sisto: Propensity Score matching: un'applicazione per la creazione di un
database integrato ISTAT-Banca d'Italia
2005 n.62*
P. Pellegrino: La politica sanitaria in Italia: dalla riforma legislativa alla
riforma costituzionale
2005 n.61*
Viola Compagnoni: Analisi dei criteri per la definizione di standard sanitari
nazionali
2005 n.60ε
Guido Ortona, Stefania Ottone and Ferruccio Ponzano: A simulative assessment
of the Italian electoral system
2005 n.59ε
Guido Ortona and Francesco Scacciati: Offerta di lavoro in presenza di
tassazione: l'approccio sperimentale
2005 n.58*
Stefania Ottone and Ferruccio Ponzano, An extension of the model of Inequity
Aversion by Fehr and Schmidt
2005 n.57ε
Stefania Ottone, Transfers and altruistic punishment in Solomon's Game
experiments
2005 n. 56ε
Carla Marchese and Marcello Montefiori, Mean voting rule and strategical
behavior: an experiment
2005 n.55**
Francesco Ingravalle, La sussidiarietà nei trattati e nelle istituzioni politiche
dell'UE.
2005 n. 54*
Rosella Levaggi and Marcello Montefiori, It takes three to tango: soft budget
constraint and cream skimming in the hospital care market
2005 n.53*
Ferruccio Ponzano, Competition among different levels of government: the reelection problem.
2005 n.52*
Andrea Sisto and Roberto Zanola, Rationally addicted to cinema and TV? An
empirical investigation of Italian consumers
.
Luigi Bernardi and Angela Fraschini, Tax system and tax reforms in India
2005 n.51*
2005 n.50*
Ferruccio Ponzano, Optimal provision of public goods under imperfect
intergovernmental competition.
2005 n.49*
Franco Amisano e Alberto Cassone, Proprieta’ intellettuale e mercati: il ruolo
della tecnologia e conseguenze microeconomiche
2005 n.48*
Tapan Mitra e Fabio Privileggi, Cantor Type Attractors in Stochastic Growth
Models
2005 n.47ε
Guido Ortona, Voting on the Electoral System: an Experiment
2004 n.46ε
Stefania Ottone, Transfers and altruistic Punishments in Third Party
Punishment Game Experiments.
2004 n.45*
Daniele Bondonio, Do business incentives increase employment in declining
areas? Mean impacts versus impacts by degrees of economic distress.
2004 n.44**
Joerg Luther, La valorizzazione del Museo provinciale della battaglia di
Marengo: un parere di diritto pubblico
2004 n.43*
Ferruccio Ponzano, The allocation of the income tax among different levels of
government: a theoretical solution
2004 n.42*
Albert Breton e Angela Fraschini, Intergovernmental equalization grants: some
fundamental principles
2004 n.41*
Andrea Sisto, Roberto Zanola, Rational Addiction to Cinema? A Dynamic Panel
Analisis of European Countries
2004 n.40**
Francesco Ingravalle, Stato, groβe Politik ed Europa nel pensiero politico di F.
W. Nietzsche
2003 n.39ε
Marie Edith Bissey, Claudia Canegallo, Guido Ortona and Francesco Scacciati,
Competition vs. cooperation. An experimental inquiry
2003 n.38ε
Marie-Edith Bissey, Mauro Carini, Guido Ortona, ALEX3: a simulation program
to compare electoral systems
2003 n.37*
Cinzia Di Novi, Regolazione dei prezzi o razionamento: l’efficacia dei due
sistemi di allocazione nella fornitura di risorse scarse a coloro che ne hanno
maggiore necessita’
2003 n. 36*
Marilena Localtelli, Roberto Zanola, The Market for Picasso Prints: An Hybrid
Model Approach
2003 n. 35*
Marcello Montefiori, Hotelling competition on quality in the health care market.
2003 n. 34*
Michela Gobbi, A Viable Alternative: the Scandinavian Model of
Democracy”
2002 n. 33*
Mario Ferrero, Radicalization as a reaction to failure: an economic model of
islamic extremism
2002 n. 32ε
Guido Ortona, Choosing the electoral system – why not simply the best one?
2002 n. 31**
Silvano Belligni, Francesco Ingravalle, Guido Ortona, Pasquale Pasquino,
Michel Senellart, Trasformazioni della politica. Contributi al seminario di
Teoria politica
2002 n. 30*
Franco Amisano, La corruzione amministrativa in una burocrazia di tipo
concorrenziale: modelli di analisi economica.
2002 n. 29*
Marcello Montefiori, Libertà di scelta e contratti prospettici: l’asimmetria
informativa nel mercato delle cure sanitarie ospedaliere
2002 n. 28*
Daniele Bondonio, Evaluating the Employment Impact of Business Incentive
“Social
Programs in EU Disadvantaged Areas. A case from Northern Italy
2002 n. 27**
Corrado Malandrino, Oltre il compromesso del Lussemburgo verso l’Europa
federale. Walter Hallstein e la crisi della “sedia vuota”(1965-66)
2002 n. 26**
Guido Franzinetti, Le Elezioni Galiziane al Reichsrat di Vienna, 1907-1911
2002 n. 25ε
Marie-Edith Bissey and Guido Ortona, A simulative frame to study the
integration of defectors in a cooperative setting
2001 n. 24*
Ferruccio Ponzano, Efficiency wages and endogenous supervision technology
2001 n. 23*
Alberto Cassone and Carla Marchese, Should the death tax die? And should it
leave an inheritance?
2001 n. 22*
Carla Marchese and Fabio Privileggi, Who participates in tax amnesties?
Self-selection of risk-averse taxpayers
2001 n. 21*
Claudia Canegallo, Una valutazione delle carriere dei giovani lavoratori atipici:
la fedeltà aziendale premia?
2001 n. 20*
Stefania Ottone, L'altruismo: atteggiamento irrazionale, strategia vincente o
amore per il prossimo?
2001 n. 19*
Stefania Ravazzi, La lettura contemporanea del cosiddetto dibattito fra Hobbes
e Hume
2001 n. 18*
Alberto Cassone e Carla Marchese, Einaudi e i servizi pubblici, ovvero come
contrastare i monopolisti predoni e la burocrazia corrotta
2001 n. 17*
Daniele Bondonio, Evaluating Decentralized Policies: How to Compare the
Performance of Economic Development Programs across Different Regions or
States.
2000 n. 16*
Guido Ortona, On the Xenophobia of non-discriminated Ethnic Minorities
2000 n. 15*
Marilena Locatelli-Biey and Roberto Zanola, The Market for Sculptures: An
Adjacent Year Regression Index
2000 n. 14*
Daniele Bondonio, Metodi per la valutazione degli aiuti alle imprse con
specifico target territoriale
2000
n. 13* Roberto Zanola, Public goods versus publicly provided private goods in a
two-class economy
2000 n. 12**
Gabriella Silvestrini, Il concetto di «governo della legge» nella tradizione
repubblicana.
2000 n. 11**
Silvano Belligni, Magistrati e politici nella crisi italiana. Democrazia dei
guardiani e neopopulismo
2000 n. 10*
Rosella Levaggi and Roberto Zanola, The Flypaper Effect: Evidence from the
Italian National Health System
1999 n. 9*
Mario Ferrero, A model of the political enterprise
1999 n. 8*
Claudia Canegallo, Funzionamento del mercato del lavoro in presenza di
informazione asimmetrica
1999 n. 7**
Silvano Belligni, Corruzione, malcostume amministrativo e strategie etiche. Il
ruolo dei codici.
1999 n. 6*
Carla Marchese and Fabio Privileggi, Taxpayers Attitudes Towaer Risk and
Amnesty Partecipation: Economic Analysis and Evidence for the Italian Case.
1999 n. 5*
Luigi Montrucchio and Fabio Privileggi, On Fragility of Bubbles in Equilibrium
Asset Pricing Models of Lucas-Type
1999 n. 4**
Guido Ortona, A weighted-voting electoral system that performs quite well.
1999 n. 3*
Mario Poma, Benefici economici e ambientali dei diritti di inquinamento: il caso
della riduzione dell’acido cromico dai reflui industriali.
1999 n. 2*
Guido Ortona, Una politica di emergenza contro la disoccupazione semplice,
efficace equasi efficiente.
1998 n. 1*
Fabio Privileggi, Carla Marchese and Alberto Cassone, Risk Attitudes and the
Shift of Liability from the Principal to the Agent
Department of Public Policy and Public Choice “Polis”
The Department develops and encourages research in fields such as:
• theory of individual and collective choice;
• economic approaches to political systems;
• theory of public policy;
• public policy analysis (with reference to environment, health care, work, family, culture,
etc.);
• experiments in economics and the social sciences;
• quantitative methods applied to economics and the social sciences;
• game theory;
• studies on social attitudes and preferences;
• political philosophy and political theory;
• history of political thought.
The Department has regular members and off-site collaborators from other private or public
organizations.
Instructions to Authors
Please ensure that the final version of your manuscript conforms to the requirements listed below:
The manuscript should be typewritten single-faced and double-spaced with wide margins.
Include an abstract of no more than 100 words.
Classify your article according to the Journal of Economic Literature classification system.
Keep footnotes to a minimum and number them consecutively throughout the manuscript with
superscript Arabic numerals. Acknowledgements and information on grants received can be given
in a first footnote (indicated by an asterisk, not included in the consecutive numbering).
Ensure that references to publications appearing in the text are given as follows:
COASE (1992a; 1992b, ch. 4) has also criticized this bias....
and
“...the market has an even more shadowy role than the firm” (COASE 1988, 7).
List the complete references alphabetically as follows:
Periodicals:
KLEIN, B. (1980), “Transaction Cost Determinants of ‘Unfair’ Contractual Arrangements,”
American Economic Review, 70(2), 356-362.
KLEIN, B., R. G. CRAWFORD and A. A. ALCHIAN (1978), “Vertical Integration, Appropriable
Rents, and the Competitive Contracting Process,” Journal of Law and Economics, 21(2), 297-326.
Monographs:
NELSON, R. R. and S. G. WINTER (1982), An Evolutionary Theory of Economic Change, 2nd ed.,
Harvard University Press: Cambridge, MA.
Contributions to collective works:
STIGLITZ, J. E. (1989), “Imperfect Information in the Product Market,” pp. 769-847, in R.
SCHMALENSEE and R. D. WILLIG (eds.), Handbook of Industrial Organization, Vol. I, North
Holland: Amsterdam-London-New York-Tokyo.
Working papers:
WILLIAMSON, O. E. (1993), “Redistribution and Efficiency: The Remediableness Standard,”
Working paper, Center for the Study of Law and Society, University of California, Berkeley.

Valutare gli effetti indesiderati dell`instituto della mobilità sul

Transcript

Documenti analoghi

Schema di lettera del proprietario di designazione di proprio tecnico

Guardando Oltre _. 20101230

SINDACATO ITALIANO UNITARIO LAVORATORI DI POLIZIA

Retribuzione del Comandante del Corpo di Polizia Municipale

GOVERNANTE D`ALBERGO

Legge 23.12.2005 n. 266 - Disposizioni per la formazione del

indennita` di frequenza - Lega Italiana Fibrosi Cistica

Scarica il confronto delle busta paga di Bastiani della Cisl luglio

mobilità - scheda

TRATTAMENTO ECONOMICO ANNUO LORDO