Transizione demografica e formazione del risparmio delle famiglie italiane

Baldini, Massimo; Mazzaferro, Carlo Working Paper Transizione demografica e formazione del risparmio delle famiglie italiane Quaderni - Working Paper DSE, No. 366 Provided in Cooperation with: University of Bologna, Department of Economics Suggested Citation: Baldini, Massimo; Mazzaferro, Carlo (2000) : Transizione demografica e formazione del risparmio delle famiglie italiane, Quaderni - Working Paper DSE, No. 366, Alma Mater Studiorum - Università di Bologna, Dipartimento di Scienze Economiche (DSE), Bologna, https://doi.org/10.6092/unibo/amsacta/4943 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/159207 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. 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Codici JEL: J11, H55, E21. Abstract•: Demographic transition and household saving in Italy This paper studies the relationship between population ageing and saving formation by Italian households. We use five cross-sectional budget surveys to separately construct the age and cohort profiles of the saving rate. After detrending the data, we isolate the age and cohort effects on saving. Cohort effects show that, in the current Italian population, saving behaviour is markedly different across generations. The estimates obtained on survey data are then used to derive a forecast of the medium and long run tendency of the household saving rate (2000-2050). In the absence of any changes in the saving behaviour of young cohorts, the saving rate falls by 15% at the end of the period. The recent reforms of the pension system could induce the young to increase their saving, but the available empirical evidence leads to a scenario where the effects of the pension reform on the incentive to save and accumulate are low, and may be neutralised by the mechanism of intergenerational transfers. Even in a scenario where the young actually react to the pension reform, the reduction in total household wealth at the end of the life-cycle leads to a decrease in aggregate household saving. 1: Università di Bologna, Dipartimento di Scienze Economiche Tel.051/2092614 - [email protected]. 2: Università di Torino, Dipartimento di Scienze Economiche e Finanziarie “G. Prato” Tel. 011/6706087 - [email protected]. • Lavoro presentato al convegno Ricerche Quantitative per la Politica Economica, Sadiba, Perugia, Dicembre 1999. Desideriamo ringraziare Piermarco Ferraresi che ci ha gentilmente permesso di utilizzare le proiezioni della ricchezza pensionistica utilizzate nel paragrafo 3. 1 SOMMARIO*: Questo lavoro analizza la relazione tra invecchiamento della popolazione e formazione del risparmio delle famiglie italiane. Lo studio utilizza i dati sezionali di cinque indagini campionarie della Banca d’Italia per costruire i profili per età e di coorte del risparmio. Dopo avere depurato i dati dalla presenza di un forte effetto di trend, isoliamo gli effetti di età e di coorte. Questi ultimi mostrano che nella popolazione vivente nel 1995 le generazioni giovani mostrano una tendenza opposta a quelle anziane per quanto riguarda l’accumulazione di risparmio. Le stime ottenute sui dati campionari sono poi usate per fornire una previsione sulla dinamica di medio-lungo termine del tasso di risparmio privato (2000-2050). In assenza di cambiamenti nel comportamento delle generazioni giovani il tasso di risparmio si riduce del 15% circa alla fine del periodo della previsione. Le riforme del sistema pensionistico (1992 e 1995) potrebbero indurre i giovani ad accrescere il loro risparmio nei prossimi decenni, ma le evidenze empiriche disponibili inducono a ritenere più probabile uno scenario in cui gli effetti delle riforme pensionistiche sulla propensione al risparmio dei giovani sono ridotti, e possono essere annullati da meccanismi di trasferimento intergenerazionale della ricchezza privata. Anche in uno scenario in cui le coorti più giovani reagiscono alla riforma pensionistica incrementando il proprio risparmio, la riduzione di ricchezza finanziaria nella fase finale del ciclo di vita è tale da provocare una caduta, seppur più contenuta, del tasso di risparmio privato. __________________________ * Lavoro presentato al convegno Ricerche Quantitative per la Politica Economica, Sadiba, Perugia, Dicembre 1999. Desideriamo ringraziare Piermarco Ferraresi che ci ha gentilmente permesso di utilizzare le proiezioni della ricchezza pensionistica utilizzate nel paragrafo 3. 2 Indice 1Introduzione: transizione demografica e risparmio privato 2La dinamica del risparmio e della ricchezza delle famiglie nei dati dell’indagine campionaria della B.I. 2.1 I dati e l’aggregazione delle variabili 2.2 Il profilo del risparmio nel ciclo di vita 2.3 Il profilo della ricchezza nel ciclo di vita 3Gli effetti della transizione demografica sulla formazione del risparmio 3.1 Analisi shift-share ed effetti di coorte 3.2 Gli effetti delle politiche di trasferimento intergenerazionale 3.3 Stima degli effetti delle riforme pensionistiche sul risparmio 4Conclusioni 1. Introduzione: transizione demografica e risparmio privato. L’evoluzione della struttura per età della popolazione delle economie sviluppate è da tempo argomento di grande rilevanza nel dibattito di politica economica. L’invecchiamento della popolazione è studiato sia per le sue implicazioni sull’andamento e la sostenibilità dei conti pubblici, sia per le conseguenze sulla formazione del risparmio e sull’accumulazione. Il fenomeno demografico maggiormente studiato e discusso dagli economisti è l’aumento del tasso di dipendenza, definito come il rapporto tra il numero di individui di età superiore ai 65 anni e quello degli individui con età compresa tra i 15 e i 64 anni. Se il tasso di fertilità rimarrà ai livelli dell’ultimo decennio e la speranza media di vita continuerà ad allungarsi, questo rapporto è destinato a salire continuamente fino al 2040, con radicali conseguenze finanziarie per i principali istituti di protezione sociale. Tuttavia la transizione demografica metterà in moto anche altri cambiamenti nei rapporti tra le numerosità relative delle generazioni. Un aspetto significativo, ma forse meno esaminato per le sue implicazioni macroeconomiche, è l’analisi del passaggio delle generazioni del baby-boom lungo le fasi centrali e finali del ciclo di vita. Nei prossimi due decenni queste generazioni, numericamente più numerose delle altre attualmente viventi, si troveranno nel periodo della vita in cui il livello del reddito disponibile e del risparmio sono più elevati. Quali effetti potrebbe avere questo fenomeno sulle variabili macroeconomiche e sui loro prezzi relativi? In particolare quali potrebbero essere gli effetti sulla formazione del risparmio privato? In questo lavoro ci proponiamo di dare una prima, parziale, risposta a questi interrogativi. Al fine di dare una prima descrizione del fenomeno demografico la figura 1.1 riporta alcune elaborazioni delle previsioni della popolazione residente per sesso ed età dell’Istat nel periodo 1996-20501. Nella figura abbiamo suddiviso la popolazione in cinque gruppi, distinti in base all’età: (0-19), (20-39), (40-59), (60-79) e (>=80). Questa divisione consente di evidenziare in maggior dettaglio alcuni aspetti cruciali della transizione demografica: si nota che fino al 2015-2020 si riduce la quota di individui in età compresa tra i 20 i 39 anni e cresce quella compresa tra i 40 e i 59; dopo il 2020 e fino al 2040 aumenta la quota degli anziani e scende nettamente quella degli adulti. Le “gobbe” nella parte superiore della figura evidenziano il passaggio delle generazioni del “baby-boom” lungo le fasi centrali e finali del ciclo di vita. Accanto a questi fenomeni si possono notare la crescita continua della quota degli individui con più di 80 anni, che raddoppia lungo l’orizzonte temporale considerato, e la continua e costante riduzione degli individui con età inferiore ai 19 anni. 1 L’Istituto Centrale di Statistica fornisce tre scenari. Nella figura abbiamo scelto quello centrale caratterizzato da tasso di fertilità costante ed un flusso annuale di 50.000 immigrati. 3 Le implicazioni di questi cambiamenti sui saldi dei bilanci pubblici sono da lungo tempo oggetto di indagine da parte degli economisti e delle istituzioni internazionali, soprattutto a causa delle tensioni che l’invecchiamento eserciterà sulla dinamica della spesa per pensioni e della spesa sanitaria. La crescita delle uscite del settore pubblico determinerebbe infatti, a parità di entrate, un peggioramento dei saldi correnti ed intertemporali di bilancio ed un probabile contributo negativo della componente pubblica alla formazione del risparmio aggregato. Le riforme nei settori pensionistico e sanitario realizzate nel periodo 1991-1997 in numerose economie sviluppate, in particolare in Europa, hanno avuto come obiettivo centrale quello di ricondurre il sentiero della spesa in questi settori verso dinamiche compatibili con l’evoluzione della popolazione e con i vincoli imposti alla finanza pubblica dal patto di stabilità e crescita. Sebbene su questo aspetto vi sia ancora un acceso dibattito, il rispetto del patto dovrebbe, per le nazioni che aderiscono all’Unione Monetaria, assicurare nel medio periodo un contributo neutrale del settore pubblico alla formazione del risparmio nazionale. Una minore attenzione è forse stata rivolta al contributo del settore privato, in particolare delle famiglie, alla formazione del risparmio aggregato in corrispondenza della transizione demografica. I lavori che hanno studiato la relazione tra invecchiamento della popolazione e caduta del tasso di risparmio delle economie sviluppate a partire dalla fine degli anni ’70 non hanno dato una risposta univoca alla domanda se l’invecchiamento della popolazione comporti anche una riduzione della formazione del risparmio. Da una parte le stime su dati sezionali di tipo macroeconomico hanno evidenziato come l’invecchiamento della popolazione sia una delle cause che contribuisce a spiegare il diverso tasso di risparmio nelle economie dove gli anziani sono una quota più alta della popolazione. Dall’altra i lavori che usano dati microeconomici provenienti da analisi campionarie non hanno trovato significativa evidenza a favore dell’ipotesi che il cambiamento nella struttura demografica sia stato, nel recente passato, uno dei responsabili principali della caduta dei tassi di risparmio verificatisi nel periodo che va dalla fine degli anni ’70 all’inizio degli anni ‘90 (Bosworth et al. 1991; Cannari 1994; Jappelli e Pagano 1998). Anche i lavori che hanno fornito proiezioni della dinamica del risparmio aggregato per i prossimi decenni (Börsch-Supan 1996; Ministero del Tesoro 1998) sottolineano come, in prospettiva, gli squilibri tra domanda ed offerta di fondi potranno derivare soprattutto dal contributo negativo del settore pubblico alla formazione di risparmio ed evidenziano invece che la componente privata del risparmio non dovrebbe conoscere cambiamenti di uguale portata. L’obiettivo principale di questo lavoro è fornire una stima dell’impatto della transizione demografica sulla formazione del risparmio delle famiglie italiane nel periodo 2000-2050. Tra le nazioni industrializzate l’Italia si distingue per l’intensità del processo di invecchiamento atteso nei prossimi decenni. Accanto a questa caratteristica il ruolo dominante della componente pubblica nel settore pensionistico e l’alto (anche se decrescente) tasso di risparmio delle famiglie ne fanno un caso particolarmente interessante. Se da una parte le riforme del sistema pensionistico, intervenute nel periodo 1992-1997, hanno drasticamente ridotto la dinamica (in particolare dopo il 2020-2030) della spesa in questo settore e l’adesione dell’Italia al patto di stabilità e crescita sembra poter prefigurare un contributo quanto meno neutrale del settore pubblico alla formazione del risparmio nazionale, dall’altra l’alto tasso di risparmio delle famiglie italiane non sembra più essere un tratto distintivo rispetto alle altre nazioni ad economia di mercato. In particolare, come verrà evidenziato nel lavoro, due aspetti sembrano da questo punto di vista preoccupanti: i) la riduzione nella propensione al risparmio delle coorti più giovani; ii) la possibilità, a nostro parere non infondata, che la riforma del sistema pensionistico non determini un aumento del risparmio delle coorti più giovani, ma metta in moto meccanismi di trasferimento intergenerazionali volti a neutralizzarne gli effetti con la conseguenza di ridurre l’accumulazione di ricchezza 4 privata per compensare la distruzione di ricchezza pensionistica operata dalle riforme del 1992 e del 1995. Il lavoro è così organizzato. Il paragrafo 2 utilizza la serie storica di dati sezionali per coorte delle indagini campionarie della Banca d’Italia nel periodo 1987-1995 per individuare il profilo per età del tasso di risparmio delle famiglie italiane. In particolare viene evidenziata la presenza di un forte effetto di trend nei dati disponibili e viene proposta una (semplice) tecnica per isolare tali effetti e per stimare separatamente effetti di età ed effetti di coorte nel comportamento di risparmio. Nella seconda parte del paragrafo viene studiata la dinamica di accumulo e decumulo della ricchezza reale e finanziaria. Nel paragrafo 3, viene utilizzato il profilo per età e coorte del risparmio stimato sui dati campionari per fornire una previsione dell’impatto dell’invecchiamento sul risparmio delle famiglie italiane nel periodo 2000-2050. Otre ad un’analisi shift-share, cerchiamo di tenere separati gli effetti di coorte dagli effetti di età, nella convinzione che i primi possano fornire una maggiore chiarezza sulla dinamica futura del tasso di risparmio. Nella seconda parte del paragrafo studiamo l’impatto sul risparmio delle riforme pensionistiche del 1992 e del 1995. 2. La dinamica del risparmio e della ricchezza delle famiglie nei dati dell’Indagine campionaria della B.I: i dati e la metodologia di analisi L’analisi microeconomica basata su indagini campionarie è uno strumento alternativo all’uso dei dati aggregati per lo studio dei comportamenti di risparmio. A differenza di questi ultimi, consente di isolare le decisioni dei soggetti economici (famiglie e/o individui) in relazione alla loro età, oltre che ad altre variabili socio-economiche. Tale possibilità garantisce a questo tipo di metodologia una maggiore flessibilità nello studio dei comportamenti individuali e nella ricerca dei fattori che influenzano un fenomeno eterogeneo e di complessa interpretazione quale è l’allocazione intertemporale delle risorse tra consumo e risparmio. A fronte di questi vantaggi l’analisi microeconomica presenta una serie di limiti legati alla variabilità dei dati nel periodo esaminato e alla maggiore probabilità, rispetto alle indagini macroeconomiche, di confondere fenomeni e decisioni di gruppi ristretti della popolazione con comportamenti validi per l’aggregato dell’economia. 2.1 I dati e l’aggregazione delle variabili L’obiettivo principale di questa sezione consiste nel determinare, sui microdati dell’indagine campionaria Banca d’Italia sui bilanci delle famiglie italiane, come i comportamenti di risparmio e di accumulazione di ricchezza variano nel ciclo di vita. Una volta ricavato il profilo per età del risparmio, esso sarà applicato allo studio degli effetti della transizione demografica sul tasso medio aggregato del risparmio delle famiglie italiane. Preliminare allo studio del risparmio è ovviamente la sua corretta definizione; in particolare, è necessario che il concetto di risparmio adottato sia coerente con le finalità dell’analisi. Recentemente numerosi autori2 hanno sostenuto che la definizione del risparmio tradizionalmente implicita nelle inchieste campionarie, ovvero la semplice differenza tra reddito disponibile e spesa per consumi, è inadeguata; la definizione tradizionale non tiene infatti conto della presenza, nelle economie moderne, dei sistemi previdenziali pubblici a ripartizione, che in un’ottica intertemporale possono essere interpretati come programmi di risparmio forzoso nella fase attiva della vita. I contributi previdenziali non sono dunque qualitativamente diversi, per il singolo individuo, da un accantonamento in vista delle spese future necessarie per il sostentamento della vecchiaia, mentre le pensioni non costituirebbero reddito disponibile, ma la riduzione dello stock di ricchezza previdenziale maturato grazie ai 2 Jappelli e Modigliani (1998), Deaton e Paxson (1998), Miles (1999). 5 versamenti contributivi, e quindi risparmio negativo. Al reddito disponibile ed al risparmio rilevati nelle indagini campionarie andrebbero quindi sommati i contributi previdenziali versati negli anni di lavoro, mentre il reddito dei pensionati sarebbe composto dai soli flussi reddituali provenienti dal patrimonio reale e finanziario, nonché da eventuali redditi diversi. Questa diversa interpretazione dei dati è senz’altro appropriata se l’obiettivo dell’analisi consiste nel sottoporre a verifica, a livello individuale, la teoria del ciclo vitale. Se d’altra parte, come nel nostro caso, si cerca di studiare i riflessi macroeconomici dei comportamenti individuali, occorre tenere conto di due ulteriori considerazioni. In primo luogo le pensioni potrebbero essere considerate completamente come decumulo di ricchezza nel caso in cui tutto il loro ammontare fosse consumato. In caso contrario, la parte del reddito pensionistico non consumata diventa nuovamente risparmio, anche se in forma differente dal “risparmio previdenziale”. In secondo luogo l’interpretazione dei contributi come montante e delle pensioni come restituzione di un capitale sarebbe coerente con la presenza di un effettivo sistema a capitalizzazione (oppure di un sistema strettamente contributivo) nel quale fosse assente qualsiasi componente redistributiva tra generazioni. Infine le implicazioni sul tasso di risparmio aggregato del risparmio previdenziale sono completamente diverse a seconda che il sistema pensionistico sia a capitalizzazione o a ripartizione: nel primo caso il flusso del risparmio previdenziale equivale in effetti a nuovo risparmio che può essere investito e trasformato in capitale, nel secondo caso è un mero trasferimento di reddito tra generazioni, e non può aumentare lo stock di capitale di una nazione, a meno che non sia a sua volta risparmiato dai percettori di pensione. Nell’ambito di un sistema pensionistico a ripartizione, non appare quindi coerente, con i fini della nostra analisi, considerare come risparmio il complesso dei versamenti contributivi, perché ad esso non corrisponde alcun possibile investimento in nuovo capitale reale o finanziario. Ne segue l’adozione, in questo lavoro, della definizione tradizionale di risparmio, rappresentato dalla semplice differenza tra reddito disponibile, al netto di imposte e contributi, e consumo totale (quest’ultimo è comprensivo della spesa in beni durevoli: i risultati non cambierebbero considerando come consumo solo il flusso annuo dei servizi generato dallo stock dei beni durevoli). Per ottenere il profilo del risparmio nel ciclo di vita, abbiamo utilizzato le cinque indagini campionarie realizzate dalla Banca d’Italia dal 1987 al 1995. Una stima del tasso di risparmio su un polinomio nell’età del capofamiglia condotta sui dati di una sola indagine campionaria potrebbe infatti condurre a risultati fuorvianti, se nei dati sono presenti effetti di coorte. Tali effetti impediscono di considerare come appartenenti ad uno stesso ciclo di vita dati sezionali relativi ad individui di età diversa. Il comportamento di consumo e risparmio di individui di età differente incorpora infatti sia un effetto legato all’età che un effetto dipendente dalla specifica generazione di appartenenza: se le coorti si differenziano tra loro, non è corretto estrapolare da dati sezionali informazioni sul ciclo di vita di un ipotetico individuo rappresentativo. In questi casi, la metodologia comunemente adottata per isolare il “vero” effetto di età consiste, in assenza di un vero e proprio panel, nell’utilizzare congiuntamente una serie di indagini ripetute in anni successivi per costruire uno pseudo-panel, in cui il profilo per età della variabile di interesse possa essere scomposto in tre componenti: un effetto di età, un effetto di coorte ed un effetto temporale. Il primo effetto si riferisce al profilo del ciclo di vita di una variabile, che residua dopo avere depurato i dati dalla eventuale presenza delle altre due componenti: i) l’effetto di coorte, ovvero il fenomeno per cui famiglie intervistate in una medesima cross-section hanno età diverse e quindi sono caratterizzate da diversa produttività e, presumibilmente, diverse preferenze, che incidono sulle decisioni economiche e sulla dotazione di risorse di cui la famiglia di una specifica coorte dispone rispetto alle altre; ii) l’effetto di tempo (o di periodo), ovvero il fenomeno per cui tutti gli individui presenti in una data indagine possono subire le conseguenze di uno shock che modifica transitoriamente, in 6 un certo periodo, il profilo per età della variabile di interesse, ad esempio una caduta del tasso di crescita dell’economia. Uno pseudo-panel permette di seguire nel corso del tempo non le stesse famiglie, come in un vero panel, ma un campione rappresentativo della stessa coorte di famiglie, definita come l’insieme dei nuclei i cui capifamiglia sono nati nello steso anno o nello stesso intervallo di anni. I due casi non dovrebbero produrre variazioni significative nei risultati se la procedura di campionamento non produce distorsioni nella composizione sociale e demografica della popolazione delle indagini rispetto a quella della popolazione reale. L’analisi empirica viene condotta sulla serie storica delle indagini campionarie sui bilanci delle famiglie italiane effettuate dalla Banca d’Italia (BI) dal 1987 al 1995; più in dettaglio, sono disponibili in questo periodo 5 rilevazioni a cadenza biennale (1987, 1989, 1991, 1993, 1995), per un totale di 40713 osservazioni. Questa indagine rappresenta la fonte informativa più completa oggi disponibile nel nostro paese per lo studio empirico del comportamento economico delle famiglie. Condotta a partire dal 1965, la sua struttura è stata oggetto di numerosi cambiamenti nel corso degli anni, che limitano fortemente la possibilità di utilizzare in modo congiunto tutte le annate disponibili. L’età del capofamiglia, ad esempio, essenziale per le elaborazioni qui svolte, viene rilevata in modo puntuale solo a partire del 1984.Abbiamo suddiviso le famiglie delle indagini BI 1987-95 in 12 coorti, definite su intervalli quinquennali: la prima coorte comprende tutte le famiglie il cui capofamiglia, come risulta dalla stessa intervista, è nato tra il 1910 ed il 1914, mentre la dodicesima coorte raggruppa tutti i nuclei con capofamiglia nato tra il 1965 ed il 1969. Nelle regressioni che verranno tra breve illustrate le coorti sono individuate con un indice che va da 1 per la più vecchia a 12 per la più giovane. A tutte le famiglie appartenenti alla medesima coorte viene attribuita l’età mediana della coorte, così ad esempio la prima coorte è seguita dall’età di 75 anni nel 1987 all’età di 83 anni nel 1995, mentre della coorte più giovane conosciamo il comportamento effettivo dai 20 ai 28 anni. I valori delle variabili economiche sono stati riportati in lire 1995 utilizzando l’indice dei prezzi al consumo. Tutte le elaborazioni condotte sui dati microeconomici, infine, sono state effettuate utilizzando i pesi campionari forniti nelle indagini. Le cinque indagini BI contengono in complesso 40713 osservazioni; escludendo le famiglie il cui capofamiglia è nato prima del 1910 o dopo il 1969, il loro numero totale si riduce a 39456. Nel seguito, le figure aventi un obiettivo descrittivo dei dati sono state costruite con tutte le osservazioni campionarie, mentre le regressioni effettuate per stimare il profilo vitale del risparmio sono state condotte sull’ampio sottoinsieme delle famiglie con capofamiglia avente età compresa tra i 25 ed i 75 anni. Nella Tab. 2.1 si riportano l’ampiezza media di ogni coorte, i rispettivi anni di nascita e le età all’inizio ed alla fine del periodo di osservazione. Tab. 2.1 Definizione e numerosità delle coorti Numero della coorte Anno di nascita Età nel 1987 Età nel 1995 Numerosità media 1 1910-14 75 83 355 2 1915-19 70 78 390 3 1920-24 65 73 714 4 1925-29 60 68 799 5 1930-34 55 63 835 6 1935-39 50 58 918 7 1940-44 45 53 859 8 1945-49 40 48 936 9 1950-54 35 43 794 10 1955-59 30 38 696 11 1960-64 25 33 459 12 1965-69 20 28 165 7 Non tutte le informazioni raccolte nelle indagini, inoltre, presentano lo stesso livello di affidabilità, in particolare ai nostri fini sono rilevanti tre principali problemi: a) I valori degli stock di attività finanziarie rilevati nell’indagine risultano decisamente sottostimati rispetto ai dati disponibili di contabilità nazionale. Lo scostamento tra valori medi per famiglia ricavabili dalla contabilità nazionale e dall’indagine oscilla (Brandolini e Cannari, 1994) tra il 67% per i depositi bancari e l’89% per le azioni. La qualità delle informazioni sulle attività reali è di più incerta valutazione, dal momento che non esistono fonti di contabilità nazionale per un confronto. b) Anche i dati sul consumo appaiono di dubbia qualità: la sezione dedicata al consumo è estremamente succinta, tanto che alle famiglie, oltre ad alcune domande più specifiche su alcune voci di spesa, viene chiesto il livello complessivo della spesa in beni di consumo sostenuta nel corso dell’anno precedente, una domanda retrospettiva forse troppo generica per produrre risultati attendibili. c) I redditi dei lavoratori autonomi soffrono di un maggior grado di sottostima rispetto ai redditi di altra natura, in particolare i redditi da lavoro dipendente e da pensione. (Brandolini 1999). Alla luce di queste possibili carenze, a fianco dei dati originari presenti nell’indagine abbiamo anche ricavato due nuove serie di reddito e consumo che tentano di correggere, almeno in parte, queste tre imperfezioni. a) Per quanto riguarda le informazioni sulle attività finanziarie, si sono sostituiti i dati originari delle indagini con i valori (sia degli stock che dei corrispondenti flussi reddituali) stimati con la metodologia proposta da Cannari e D’Alessio (1993), i quali utilizzano l’indagine BNL sul risparmio delle famiglie per correggere le distorsioni causate, nelle inchieste BI, dalla propensione degli intervistati a celare il possesso di determinate attività (non-reporting), oppure a dichiarare ammontari inferiori al vero (under-reporting). Essendo l’indagine BNL svolta solo sulle famiglie legate da un rapporto di clientela e quindi di relativa fiducia e conoscenza con la stessa banca, è opinione acquisita che le informazioni ivi raccolte siano maggiormente realistiche rispetto ai dati di fonte BI, anche se a loro volta producono valori medi inferiori ai riscontri di contabilità nazionale, pur con tassi di sottovalutazione decisamente minori. La metodologia di correzione prevede la suddivisione delle attività finanziarie in tre categorie (depositi bancari e postali, titoli di stato, azioni ed altri titoli), la stima della probabilità di possedere ciascuna attività finanziaria, per la correzione delle mancate risposte, e l’imputazione di nuovi importi utilizzando i coefficienti di una stima del logaritmo di ciascuna delle tre variabili su un ampio spettro di caratteristiche socioeconomiche. I risultati evidenziano con chiarezza che la propensione a sottodichiarare il possesso di attività finanziarie non è uniformemente distribuita tra la popolazione, ma è particolarmente elevata per le famiglie dei lavoratori autonomi e dei pensionati. La Banca d’Italia ha fornito le correzioni degli stock per gli anni 1987-95; i corrispondenti flussi di reddito sono stati ottenuti moltiplicando le consistenze per tassi di rendimento medi distinti per anno e categoria, e sono stati sostituiti agli originari valori del reddito da attività finanziarie nella determinazione del reddito disponibile totale delle famiglie. b) Il problema della scarsa affidabilità delle informazioni sul consumo è stato affrontato imputando a ciascuna famiglia delle indagini BI 1987-95 un nuovo valore della spesa totale in beni di consumo, ottenuto a partire dalle indagini Istat sui consumi delle famiglie condotte negli anni corrispondenti. L’indagine che l’Istat annualmente svolge sui consumi delle famiglie italiane presenta un notevole grado di dettaglio, rilevando direttamente il consumo di quasi 200 categorie di beni, e non è basata su interviste retrospettive (se non per l’acquisto di beni durevoli, il che non dovrebbe costituire un limite), ma sulla compilazione di un libretto quindicinale, una tecnica di rilevazione che dovrebbe garantire una migliore qualità dei 14 basata sulla detrendizzazione in effetti equivale a scomporre il profilo costruito senza tener conto degli effetti di coorte nelle due componenti di età e, appunto, di coorte. I dati sembrano quindi indicare che le più giovani generazioni abbiano ridotto la propria propensione a risparmiare in misura maggiore rispetto ad un semplice trend temporale comune a tutte le coorti. Una semplice ed immediata conferma proviene dalla Fig. 2.9, che mostra le variazioni del tasso di risparmio per coorte, su dati medi definiti nel primo e nell’ultimo triennio di osservazione per smussare i valori estremi. La curva superiore si riferisce al triennio 1987-89, quella inferiore ai dati medi calcolati sul periodo 1993-95. Le classi nate dalla seconda metà degli anni ’30 alla fine degli anni ’40 sembrano aver modificato il livello di risparmio meno delle altre. Più pronunciato è invece il calo del tasso di risparmio delle generazioni più giovani. Questa riduzione contrasta con il comportamento che ci si potrebbe attendere in presenza di una riforma pensionistica che ha notevolmente compresso i valori della ricchezza previdenziale delle coorti attualmente giovani, ma il nostro periodo di analisi termina nel 1995, l’anno della riforma Dini, ed è presumibile che modifiche del comportamento di risparmio non siano immediate. Inoltre, lo stesso elevato livello della propensione al risparmio delle coorti centrali non avvalora l’ipotesi che le coorti maggiormente beneficiate dalla generosità del sistema pensionistico pubblico abbiano aumentato il consumo, ma anzi sembra che esse abbiano proseguito ad accumulare risparmio, malgrado l’aspettativa di pensioni elevate in rapporto al reddito da lavoro. La particolare conformazione degli effetti di coorte potrebbe dipendere da un molteplicità di fattori, tra i quali non è facile discriminare. La bassa crescita del periodo 1987-95 potrebbe aver inciso in misura leggermente superiore le generazioni più giovani o, alternativamente o in contemporanea, dietro alla forte riduzione del loro tasso di risparmio può esservi una modificazione delle preferenze, o un più facile accesso al credito. Il profilo dell’effetto di coorte del risparmio è, per definizione, la differenza tra gli effetti di coorte di reddito e consumo (anch’essi detrendizzati): si è verificato che entrambi hanno una medesima forma a campana, più accentuata però per il reddito. La non decrescenza del tasso di risparmio nella fase finale della vita potrebbe essere dovuta ad una molteplicità di fattori, probabilmente tutti in qualche misura presenti: il movente ereditario, quello precauzionale, un eccessivo trasferimento intergenerazionale a favore delle coorti attualmente in pensione, che si sono trovate ad essere beneficiarie di trasferimenti superiori, se sommati agli altri redditi, alle necessità di consumo di nuclei familiari in progressivo invecchiamento. Grazie all’uso dei dati detrendizzati, si è quindi in grado di distinguere il diverso comportamento delle varie coorti; di ciò si potrà poi tenere conto in sede di applicazione di questi risultati a fini previsivi, imponendo profili del tasso di risparmio (rappresentati dagli effetti di età) che, pur avendo la medesima forma, risulteranno tuttavia scalati per ciascuna delle varie coorti in vita in ciascun anno, e non un singolo profilo come risulterebbe dalla applicazione dei dati in Fig. 2.4. La Fig. 2.8 descrive i due profili alternativi del risparmio nel ciclo di vita che possono essere presi come riferimento per effettuare previsioni sull’invecchiamento della popolazione; i profili ottenuti a partire dai dati detrendizzati permettono di considerare anche gli effetti di coorte, come già spiegato. E’ presumibile che, dati questi andamenti, la transizione demografica potrebbe provocare un aumento del tasso di risparmio aggregato. Infine, il confronto tra i risultati ottenibili con i dati originari delle indagini BI e con quelli corretti ha mostrato che gli stessi fenomeni che caratterizzano questi ultimi sono anche presenti nei dati originari. 15 2.3 Il profilo della ricchezza nel ciclo di vita In questa sezione viene stimato il profilo per età della ricchezza finanziaria e reale delle famiglie. Il tasso di risparmio può essere definito anche come la differenza tra lo stock di ricchezza finanziaria alla fine e all’inizio di un periodo. Le due definizioni dovrebbero generare misure simili, a meno della presenza di guadagni in conto capitale e/o di trasferimenti intergenerazionali. Inoltre le stime della ricchezza privata per coorte verranno utilizzate nel paragrafo 3 per verificare l’impatto sul risparmio privato della riforma pensionistica e della riduzione nella ricchezza previdenziale. I valori degli stock di ricchezza finanziaria rilevati nelle inchieste BI sono di qualità assai scadente, come già evidenziato nel precedente par. 2.2, e sono stati quindi rimpiazzati con i dati corretti secondo la procedura suggerita da Cannari e D’Alessio (1993). Gli effetti della correzione sono, come mostrato in Fig. 2.10, estremamente significativi: per ciascuna coorte, al profilo sostanzialmente piatto nel tempo dei dati originari se ne sostituisce uno nettamente crescente, anche alle età più avanzate; inoltre l’aggiustamento è evidentemente non uniforme tra le varie classi di età, producendo un aumento rilevante delle consistenze soprattutto nella seconda parte del ciclo di vita, a conferma della maggiore reticenza delle famiglie anziane a dichiarare l’esatto ammontare della propria ricchezza. Non si mostra isolatamente la ricchezza reale, dal momento che su essa nessuna manipolazione è stata effettuata, mentre la Fig. 2.11 descrive l’andamento della ricchezza privata complessiva delle famiglie, data dalla somma della componente reale e di quella finanziaria, prima e dopo l’aggiustamento su quest’ultima10. Mentre sui dati originari il profilo della ricchezza privata complessiva è decrescente per alcune delle coorti più anziane, con i valori aggiustati il tasso di crescita dello stock, pur costantemente decrescente, si mantiene positivo su tutto l’arco vitale. In media, passando ai dati corretti la ricchezza privata aumenta del 12% se il capofamiglia ha fino a 39 anni, del 15% per la classe di età 40-59, e del 23% oltre i 59 anni. Al pari del tasso di risparmio, anche nel caso della ricchezza si pone il problema di individuare il “vero” profilo vitale, depurando i dati grezzi dalla presenza di eventuali effetti di coorte. Si ripropone quindi il solito problema di individuare una opportuna restrizione sugli effetti congiunti di età, coorte e periodo. Un semplice confronto visivo tra la Fig. 2.4 e la Fig. 2.11 mostra che la presenza di un trend nel periodo disponibile è, sui dati della ricchezza, molto meno rilevante; ciò non dovrebbe stupire, essendo la ricchezza uno stock, ed è confermato dal fatto che i profili relativi alle varie coorti sono chiaramente distanziati. Vista l’irrilevanza del problema del trend, abbiamo applicato due restrizioni alternative. La prima consiste nella classica restrizione alla Deaton-Paxson (1994) sugli effetti di anno, di cui si è imposta la somma a zero e l’ortogonalità con un trend temporale, mentre la seconda prevede l’utilizzo di una fonte informativa esterna come proxy degli effetti di coorte: seguendo Alessie et al. (1999), si è ipotizzato che le differenze nei livelli medi di coorte della ricchezza siano dovute al diverso livello di produttività (e quindi di reddito) delle varie coorti, che spinge verso l’alto la capacità di ciascuna generazione di accumulare, ad ogni data età, risorse patrimoniali. Tali differenze di produttività sono state sintetizzate dal valore medio pro-capite del pil quando la coorte aveva 25 anni, cioè al momento dell’entrata nel mercato del lavoro11. In appendice si forniscono i risultati della regressione del logaritmo della ricchezza privata (corretta) sul polinomio di quarto grado nell’età, sulle dummies di anno non ristrette, sul logaritmo del pil pro-capite, specifico per ogni coorte, e su un vettore di caratteristiche demografiche di controllo. Il coefficiente associato all’indicatore di produttività è positivo e 10 La ricchezza reale è costituita dalla somma del valore delle abitazioni, altri fabbricati e terreni, al netto dell’importo di eventuali debiti residui, e del valore delle partecipazioni a società non di capitale. 11 I valori del pil e della popolazione sono tratti da Rossi et al. (1992). Del pil pro-capite si è presa la media mobile quinquennale per rendere la serie meno soggetta agli shocks di breve periodo. 16 significativo; con una stima di questo tipo è anche possibile confrontare, con un test di Wald, le due restrizioni alternative considerate, imponendo il vincolo di somma a zero dei coefficienti temporali e di ortogonalità al trend: il valore del testi di Wald è 105.6, che con un grado di libertà porta decisamente a rifiutare la restrizione alla Deaton-Paxson a vantaggio dell’utilizzo del Pil pro-capite. E’ possibile inoltre verificare se il Pil pro-capite è un indicatore sufficiente delle differenze di coorte: considerando congiuntamente tra i regressori sia il logaritmo del Pil pro capite che le dummies di coorte, un test F sulla significatività congiunta di queste ultime porta a rifiutare decisamente un loro ruolo residuale nel determinare il profilo della ricchezza. La Fig. 2.12 descrive l’andamento per età del logaritmo della ricchezza privata depurato dagli effetti di coorte, e lo confronta con i dati cross-section raggruppati in medie di coorte; la correzione appare molto significativa, e produce una curva che non sembra mai declinare, a differenza di quanto si potrebbe concludere osservando un profilo per età desumibile da una qualunque delle indagini campionarie BI12. La stessa regressione effettuata senza l’indicatore della diversa produttività delle coorti produce un profilo per età della ricchezza totale che ne implica una riduzione del 50% dai 60 agli 80 anni. Il tasso di accumulo della ricchezza risulta inizialmente decisamente positivo, per poi declinare costantemente a partire dai 40 anni circa, ed infine si annulla dopo i 60 anni. La mancata riduzione dello stock di ricchezza, va osservato, non ha alcuna implicazione sulla validità o meno della teoria del ciclo vitale, dal momento che non si è qui considerata un’altra componente fondamentale della ricchezza complessiva, ovvero la ricchezza previdenziale, che per sua stessa definizione presenta sicuramente un profilo discendente durante la vecchiaia13. Ciò che qui interessa, invece, è la forma del profilo della ricchezza privata, in particolare quale sarà il suo livello per ciascuna delle coorti adesso giovani, quando esse raggiungeranno l’età del pensionamento. Per ottenere queste proiezioni, si è utilizzato il puro profilo per età così ottenuto e lo si è associato a ciascuna delle coorti adesso in vita, in modo da ottenere un sentiero di accumulazione specifico per ogni coorte che interpoli i dati effettivamente a disposizione nel periodo 1987-95. Nella Fig. 2.13 sono ad esempio riportati i sentieri di accumulazione della ricchezza privata per alcune coorti, oltre ai dati originariamente disponibili sulla base delle indagini BI; i profili imputati di ciascuna generazione intersecano i dati “veri”, ma non risentono della distorsione implicita nell’uso dei dati sezionali14. 12 L’applicazione dello stesso metodo alla ricchezza totale costruita sulla base dei valori non corretti delle attività finanziarie determinerebbe invece una lieve riduzione del profilo life-cycle nelle età più avanzate. In questo senso la correzione apportata risulta ancora più significativa. 13 Cfr. Jappelli-Modigliani (1999). 14 Venti e Wise (1993) ottengono il profilo life-cycle specifico per ogni coorte regredendo la ricchezza complessiva su un polinomio nell’età e su una serie di dummies per coorte, ottenendo andamenti sempre crescenti per tutte le età; anche sui nostri dati si otterrebbe, con la medesima regressione, un risultato analogo. Profili sempre crescenti sarebbero generati anche dalla restrizione di somma a zero e ortogonalità al trend sugli effetti di anno, ma questo vincolo è stato, come detto, rifiutato dai dati. Questo stesso vincolo, se applicato ai dati BI non corretti alla Cannari-D’Alessio, produrrebbe invece un profilo leggermente decrescente nelle fasi finali del ciclo vitale (come in Jappelli 1999). 17 3. Gli effetti della transizione demografica sulla formazione del risparmio In questo paragrafo utilizziamo le stime del profilo per età del tasso di risparmio ottenute dai dati campionari per misurare l’impatto della transizione demografica sul risparmio delle famiglie italiane nel periodo 2000-2050. La previsione è realizzata prima con un’analisi shift-share, che misura l’impatto del cambiamento della struttura per età della popolazione italiana nel caso in cui i parametri che definiscono la propensione al risparmio in relazione all’età e la distribuzione intergenerazionale del reddito siano mantenuti costanti rispetto alla situazione dell’anno base. In seguito riscaliamo il profilo per età del risparmio per ogni generazione sulla base degli effetti di coorte. Da ultimo, nella seconda parte del paragrafo, stimiamo gli effetti sul risparmio delle famiglie in relazione alla variazione nella ricchezza pensionistica, intervenuta a seguito delle riforme previdenziali del 1992 e del 1995. Anche in questo caso distinguiamo uno scenario in cui il profilo per età del risparmio resta invariato rispetto a quello dell’anno base da un altro nel quale consideriamo anche gli effetti di coorte. La lunghezza dell’orizzonte temporale della previsione, la sensibilità delle variabili demografiche alle ipotesi sui tassi di fertilità, di mortalità e di immigrazione15 e la complessità delle interazioni tra agenti economici che potrebbero realizzarsi nel periodo considerato e che nella nostra simulazione non vengono considerate, ci inducono a sottolineare che le previsioni sulla dinamica del tasso di risparmio vanno considerate solamente come indicative delle possibili tendenze che si potranno dispiegare nei prossimi decenni. In particolare l’assenza di un modello comportamentale impedisce di considerare le implicazioni che potrebbero derivare da modifiche strutturali nell’economia e dai conseguenti cambiamenti nei prezzi relativi che si realizzeranno16. 3.1 Analisi shift-share ed effetti di coorte La dinamica del tasso di risparmio delle famiglie italiane può essere stimata applicando la scomposizione proposta da Bosworth, Burtless e Sabelhaus (1991). Il tasso di risparmio privato al tempo (t) è definito come la media ponderata dei tassi di risparmio delle coorti che compongono la popolazione totale. I termini della ponderazione sono la numerosità e il reddito relativo delle singole coorti rispetto ai rispettivi valori medi della popolazione totale. In termini formali: St = Σ i=1,..G wit yit sit dove St è il tasso di risparmio aggregato delle famiglie al tempo (t); wit è la quota al tempo (t) delle famiglie dell’i-esima coorte rispetto alla popolazione totale; yit è il rapporto tra reddito 15 Alla fine del periodo di stima i rapporti demografici risulteranno sensibilmente modificati rispetto alla situazione iniziale: in particolare sarà molto più elevata la quota delle famiglie con capofamiglia di età superiore ai 65 anni e molto più bassa quella delle famiglie con capofamiglia di età compresa tra i 20 e i 65 anni. I risultati delle previsioni demografiche sono inoltre fortemente influenzati dalle ipotesi sull’andamento del tasso di fertilità, sia per quanto riguarda i rapporti numerici tra generazioni che per le stime sulla numerosità della popolazione totale La popolazione italiana tenderebbe nel 2050, a 35 milioni, 45 milioni oppure a 54 milioni di individui, , a seconda delle ipotesi delle stime Istat sul tasso di fertilità e di immigrazione nel periodo osservato. 16 Ad esempio la riduzione della numerosità delle coorti in età attiva potrebbe avere effetti sul prezzo relativo tra lavoro e capitale. In particolare è lecito, in assenza di disoccupazione, attendersi un aumento dei salari e una riduzione dei tassi di interesse. La riforma delle pensioni invece potrebbe indurre una maggiore offerta di risparmio, in particolare da parte delle giovani coorti e determinare, per questa via, una riduzione nei tassi di interesse. 18 medio della i-esima coorte e reddito medio della popolazione; sit è il tasso di risparmio dell’iesima coorte e G è il numero delle coorti. Questo metodo è stato in generale utilizzato per studiare le cause della caduta del tasso aggregato di risparmio che ha caratterizzato le economie avanzate a partire dall’inizio degli anni ’80. Gli effetti del fattore demografico sulla variazione intervenuta nel tasso aggregato di risparmio dal tempo (t-n) al tempo (t) possono essere studiati confrontando il valore reale del tasso di risparmio al tempo (t) con quello che si sarebbe verificato se la distribuzione per età della popolazione fosse stata quella del periodo (t-n). La differenza tra i due valori indica, a parità di parametri comportamentali e di distribuzione del reddito, l’impatto di modifiche nella struttura per età sul risparmio aggregato. I lavori che hanno applicato questa scomposizione ai dati economici e demografici italiani (Cannari 1994; Jappelli e Pagano 1998) non hanno trovato chiara conferma all’ipotesi che la variazione nella composizione per età intervenuta negli ultimi due decenni nel nostro paese sia stata un fattore decisivo nella spiegazione della riduzione del risparmio privato intervenuta nel medesimo periodo. Analogamente Bosworth, Burtless e Sabelhaus (1991) non trovano evidenze dell’importanza del fattore demografico nella spiegazione della caduta del tasso di risparmio negli Stati Uniti nel periodo 1970-1990. La diminuzione del risparmio appare un fenomeno che interessa, sebbene in misura differenziata, tutte le coorti viventi. Questo fatto è evidente anche nella nostra analisi: la caduta del tasso di risparmio è comune a tutte le coorti e a differenti specificazioni dei dati ed è proprio l’osservazione di questo trend negativo ad indurci alla scelta della procedura di stima descritta nel secondo paragrafo per separare l’effetto temporale comune da quello specifico di coorte17. La variazione nella struttura per età della popolazione attesa nei prossimi decenni è tuttavia di intensità molto maggiore rispetto a quella che si è realizzata fino ad oggi e si dispiega lungo un orizzonte temporale più lungo. Inoltre le riforme approvate ed in corso di approvazione nel settore della protezione sociale preludono ad un minor grado di intervento e sostegno del settore pubblico rispetto al passato, in particolare per quanto riguarda il finanziamento del consumo degli anziani tramite il sistema pensionistico: questo aspetto potrebbe risultare cruciale nelle scelte di consumo e risparmio delle coorti viventi e future. Nel seguito del paragrafo cerchiamo di verificare se il fattore demografico potrà risultare maggiormente importante sulla formazione del risparmio rispetto a quanto è successo fino ad ora. Nel sottoparagrafo successivo invece cerchiamo di dare una prima misurazione dell’effetto delle riforme pensionistiche del 1992 e del 1995. Al fine di ottenere previsioni più realistiche di quelle che deriverebbero da una applicazione della variazione nella struttura demografica ad un profilo per età del tasso di risparmio costante nel tempo, abbiamo considerato separatamente effetti di età ed effetti di coorte. La distinzione ci pare cruciale: dall’analisi sui dati campionari condotta nel paragrafo precedente infatti risulta che si possono riscontrare, tra le coorti viventi nel 1995, due tendenze opposte: fino alla coorte nata nell’intervallo 1935-1939 si registra una maggiore propensione al risparmio rispetto alla coorte più anziana; la tendenza invece si inverte per le coorti nate dopo il 1940. Il comportamento di consumo e risparmio di coorti nate in periodi diversi può essere spiegato dalle differenti condizioni economiche e/o livelli di produttività in cui individui di medesima età, ma nati in anni differenti si sono trovati ad agire (Attanasio 1998, Alessie, Lusardi, Kapteyn 1998), da cambiamenti nella struttura delle preferenze (Jappelli e Pagano 1998), oppure da politiche di trasferimento intergenerazionale realizzate a favore di specifiche coorti (Rossi e Visco 1995; Kotlikoff, Gokhale e Sabelhaus 1996). 17 Una conclusione di questo tipo non implica necessariamente che i moventi della teoria del ciclo vitale non siano validi: probabilmente altri fenomeni quali ad esempio la caduta del tasso di crescita del reddito nel periodo esaminato oppure cambiamenti nella struttura delle preferenze potrebbero essersi sovrapposte a tali moventi ed aver indotto una riduzione generalizzata nella formazione di risparmio privato. 19 In questo lavoro non cerchiamo di dare contenuto interpretativo ai differenti coefficienti della propensione al risparmio delle coorti viventi nel 1995, ma ci limitiamo ad ipotizzare che queste manterranno immutato il loro comportamento anche in futuro. Conseguentemente abbiamo considerato separatamente l’effetto di età e quello di coorte per ogni classe di età vivente nel 1995. Mentre il profilo per età è costante, ogni classe di età ha uno specifico effetto di coorte lungo tutto il ciclo di vita. Per le generazioni future, non potendo disporre di valori stimati, abbiamo ipotizzato che valesse il comportamento della più giovane generazione vivente nel 1995. In tutti gli anni successivi all’anno base della stima, il tasso di risparmio di ogni generazione è stato quindi espresso come la somma di un effetto di età, uguale per tutta la popolazione, e di un effetto specifico di coorte dipendente dall’anno di nascita del capofamiglia. I risultati dell’interazione dei due effetti sulla dinamica del tasso di risparmio sono presentati nella tabella seguente, dove vengono confrontati con la stima del tasso di risparmio che si ottiene da una semplice proiezione del profilo per età del tasso di risparmio ottenuto senza distinguere effetti di età e di coorte18. La simulazione è svolta per il periodo 2000-2050 ed il tasso di risparmio è registrato con cadenza quinquennale. La distribuzione per età delle famiglie italiane è ottenuta da elaborazioni sulle previsioni ufficiali della popolazione residente per età, sesso e regione fino al 2050 dell’Istat (1997). I risultati sono presentati per l’ipotesi centrale dell’evoluzione demografica, ma la sostituzione della stessa con le ipotesi “alta” e “bassa”, pur modificando i volumi complessivi del risparmio, lascia praticamente invariati i rapporti tra questa grandezza e il Pil. Le previsioni demografiche sono fornite a livello individuale: per renderle coerenti con la misurazione del risparmio, che è stata stimata sulle famiglie, abbiamo calcolato il numero medio di capifamiglia per ogni classe di età nell’indagine campionaria della Banca d’Italia. Questo parametro, supposto costante per tutto il periodo della stima, è stato moltiplicato in ogni anno del periodo di previsione per la numerosità degli individui delle singole classi d’età. La distribuzione del reddito per le coorti infine è stata stimata dai dati campionari della Banca d’Italia. A partire dalla distribuzione iniziale abbiamo proiettato i valori futuri del reddito pro-capite per età, ipotizzando un tasso di crescita costante per tutte le coorti e pari all’1,5% annuo. Tabella 3.1: Stima del tasso di risparmio delle famiglie Italiane, con e senza effetto di coorte, 2000-2050. Anno Tasso di risparmio senza effetti di coorte Tasso di risparmio con effetti di coorte 1995 16,3% 16,3% 2000 16,3% 16,0% 2005 16,4% 15,5% 2010 16,7% 15,3% 2015 17,3% 15,1% 2020 18,0% 15,1% 2025 18,6% 15,1% 2030 19,0% 14,9% 2035 19,0% 14,6% 2040 18,9% 14,2% 2045 18,8% 13,8% 2050 18,8% 13,7% 18 I risultati che si ottengono utilizzando i dati non aggiustati dell’indagine campionaria della Banca d’Italia non sono significativamente diversi da quelli presentati nella tabella 3.1. 20 L’osservazione della tabella suggerisce alcune conclusioni: i) la considerazione degli effetti di coorte è molto importante se si vuole valutare l’impatto della transizione demografica sulla formazione del risparmio. In assenza di tali effetti la stima suggerisce che il tasso di risparmio nei prossimi decenni crescerà circa del 15%. L’invecchiamento della popolazione, contrariamente a quanto atteso sulla base delle teorie macroeconomiche, avrebbe l’effetto di aumentare il rapporto tra risparmio e prodotto interno lordo a causa della elevata propensione al risparmio delle generazioni che si trovano nella fase finale del ciclo di vita. Tuttavia, una volta che ad ogni generazione venga imputato un indice che ne caratterizzi il comportamento di risparmio lungo il ciclo di vita rispetto alle altre, i risultati cambiano in misura significativa. In particolare nella nostra simulazione escono progressivamente di scena generazioni che si sono distinte per una propensione al risparmio crescente rispetto a quella delle generazioni precedenti e vengono sostituite da generazioni che ad ogni età risparmiano meno rispetto alle generazioni immediatamente più vecchie. Il tasso aggregato di risparmio nel caso in cui si tengano separati effetti di età ed effetti di coorte scende dal 16,3% al 13,7% e si riduce quindi di circa il 16%; ii) anche quando si consente alle differenti coorti di avere propensioni al risparmio specifiche, l’impatto dell’invecchiamento non è di portata eccessiva. La quota di reddito risparmiato infatti scende, ma in modo limitato se si considera il contemporaneo cambiamento nelle proporzioni tra generazioni che intercorre tra l’inizio e la fine del periodo di stima. In particolare ci sono due fasi durante le quali il risparmio scende: dal 2000 al 2015 e dopo il 2035. I risultati non cambiano in maniera significativa se si adottano ipotesi alternative riguardo agli scenari demografici, ne quando si ipotizza che la distribuzione intergenerazionale del reddito si modifichi. Nuovamente la causa della relativa scarsa reattività del tasso di risparmio aggregato rispetto all’invecchiamento della popolazione va ricercata nel mantenimento fino al periodo finale della previsione di tassi di risparmio sostanzialmente elevati per le coorti che si trovano nella fase finale del ciclo di vita, anche se inferiori rispetto alla previsione shift-share. 3.2 Gli effetti delle politiche di trasferimento intergenerazionale La scarsa reattività del tasso di risparmio all’invecchiamento della popolazione sembra suggerire una forte incongruenza tra le predizioni della teoria del ciclo vitale-reddito permanente e l’osservazione empirica. Nell’ambito di questa teoria l’invecchiamento della popolazione determina una caduta del tasso di risparmio perché gli individui che si trovano nella parte finale del ciclo di vita decumulano attività finanziarie in misura maggiore di quanto gli individui che nel medesimo periodo si trovano nella fase attiva non siano in grado di accumularne. L’osservazione dei dati campionari non presenta tuttavia alcuna evidenza del fatto che gli anziani tendano a ridurre in misura significativa il loro stock di ricchezza finanziaria. Questo fenomeno, ben evidenziato nel paragrafo 2.2, ha come conseguenza la stima di valori positivi e non significativamente diversi da quelli del resto della popolazione, per i tassi di risparmio delle famiglie con capofamiglia anziano. È evidente che in corrispondenza a profili del risparmio per gli anziani positivi e non significativamente diversi da quelli del resto delle famiglie la ricomposizione della struttura per età della popolazione causata dalla transizione demografica non provochi nelle nostre stime effetti particolarmente severi sul risparmio aggregato. Questo naturalmente non significa che l’invecchiamento non abbia alcun effetto. Come mostra la tabella 3.1 la riduzione del tasso di risparmio aggregato è dell’ordine del 16% e il contributo delle diverse classi di età alla formazione del risparmio è alla fine del periodo esaminato significativamente diverso rispetto a quello dell’inizio. 21 Il comportamento di risparmio delle coorti anziane è da lungo tempo oggetto di indagine da parte degli economisti e molte sono state le interpretazioni che hanno cercato di riconciliare l’evidenza empirica con le previsioni della teoria economica. L’assenza di riduzioni significative della ricchezza finanziaria nella fase finale della vita potrebbe ad esempio dipendere dalla presenza di motivazioni ereditarie da parte degli adulti, dalla presenza di forme di risparmio precauzionale e da incertezza sulla durata della vita, oppure dalla presenza di sistemi pensionistici a ripartizione. In particolare, riferendosi all’Italia, Jappelli e Modigliani (1998) mostrano che quando i contributi pensionistici sono considerati dagli individui come una forma di risparmio obbligatorio e le pensioni come una rendita il profilo per età della ricchezza ritorna ad essere più vicino alla forma predetta dalla teoria del ciclo vitale. Nel seguito del paragrafo utilizzeremo questa intuizione per dare una interpretazione alla forma del profilo per età del risparmio (finanziario) delle famiglie italiane stimato con i dati campionari. Se dal punto di vista individuale il risparmio complessivo è la somma del risparmio privato e di quello previdenziale, ovvero se i contributi pensionistici sono considerati dal soggetto che li versa come accantonamenti e/o accumulo di diritti per consumo futuro, allora la sostanziale costanza del profilo del risparmio (finanziario) nella parte finale del ciclo di vita potrebbe dipendere dalla politica previdenziale e di trasferimento intergenerazionale operata dal governo in passato. Più specificamente la crescita, a partire dall’inizio degli anni ’70, di un sistema pensionistico a ripartizione che è stato in grado di finanziare una quota molto alta del consumo delle famiglie anziane e la continua introduzione di norme particolarmente generose per l’erogazione dei trattamenti pensionistici potrebbe aver realizzato un consistente trasferimento intergenerazionale di risorse a favore delle generazioni che sono andate progressivamente in pensione durante il periodo che va dalla fine degli anni ‘60 alla fine degli anni ‘8019 (Castellino 1995). Se, come ci pare ragionevole supporre, le coorti favorite dalla politica previdenziale non hanno perfettamente anticipato gli effetti di queste politiche sul livello del loro reddito vitale, il loro comportamento di risparmio (finanziario) potrebbe non esserne stato significativamente influenzato. In questo caso i beneficiari della generosità delle politiche previdenziali potrebbero aver accumulato un ammontare eccessivo di ricchezza finanziaria rispetto alle loro esigenze di finanziamento del consumo durante la vecchiaia. Le modalità di impiego di tale ricchezza nel futuro diventano di cruciale importanza per spiegare la dinamica del risparmio privato e pubblico. La figura 3.1, a titolo di esempio, descrive i differenti profili di accumulazione e riduzione della ricchezza finanziaria con e senza un sistema pensionistico a ripartizione, nel caso in cui questo venga introdotto durante la fase attiva di un individuo rappresentativo. I differenti profili sono ottenuti da un modello in cui vengono descritte le scelte di consumo, risparmio e accumulazione di un individuo che vive 50 anni e lavora per i primi 35 anni della sua vita. Abbiamo ipotizzato che l’individuo riprogrammi il sentiero del consumo in base alle informazioni di cui dispone all’inizio di ogni periodo e che le preferenze siano tali da indurlo a scegliere una dinamica del consumo costante nel tempo. In assenza di un sistema pensionistico a ripartizione il profilo della ricchezza presenta la tradizionale forma prevista dalla teoria del ciclo vitale-reddito permanente, crescente fino all’età del pensionamento e poi continuamente decrescente fino alla morte, quando si annulla. Nel grafico abbiamo riportato la traiettoria della ricchezza nel caso in cui, al ventunesimo anno di vita del soggetto, si introduce un sistema di ripartizione puro con aliquota del 15%. La dinamica dell’accumulazione della ricchezza si modifica: vi sarà una riduzione del risparmio privato immediatamente dopo l’introduzione del sistema pensionistico e una riduzione della ricchezza finanziaria meno veloce nel periodo del pensionamento. Il soggetto infatti anticipa il maggior reddito vitale che gli deriva dalla partecipazione al sistema pensionistico la cui convenienza 19 Particolarmente importanti sarebbero stati l’introduzione delle normativa sul pensionamento di anzianità e l’evoluzione dei meccanismi di indicizzazione delle pensioni. 22 deriva dal minor numero di anni in cui il soggetto è chiamato a versare i contributi rispetto ad una situazione in cui il sistema è a regime20. Nella figura abbiamo distinto due situazioni: i) quella in cui il soggetto aumenta il consumo dopo l’introduzione del sistema pensionistico: la ricchezza si annulla alla fine della vita; ii) quella in cui il soggetto decide di modificare solo in parte il profilo del suo consumo (cioè non utilizza tutto il maggior reddito vitale): la ricchezza resta positiva anche alla fine della vita del soggetto. Le coorti attualmente in pensione potrebbero trovarsi in una situazione simile a quella descritta nella figura: per molti degli attuali pensionati infatti i contributi previdenziali versati nella fase attiva della vita sono stati un investimento molto remunerativo (Gronchi 1994), sia in termini assoluti che rispetto ai rendimenti realizzabili sul mercato finanziario, grazie alla generosità delle regole di computo di contributi e pensioni ed in seguito al fatto che molti di loro hanno iniziato a contribuire al finanziamento del sistema pensionistico in una fase avanzata del loro periodo lavorativo. Nel caso in cui tali soggetti non abbiano modificato in modo sostanziale i loro profili di consumo si troverebbero oggi (e presumibilmente nel prossimo futuro) ad avere tassi di risparmio (finanziario) positivi anche in età avanzate. In quest’ottica la dinamica temporale della ricchezza finanziaria nel ciclo di vita dipende anche dalla dimensione della ricchezza previdenziale di cui gli individui dispongono. In sintesi dunque il profilo positivo e piatto del tasso di risparmio nella fase finale del ciclo di vita delle coorti attualmente in pensione potrebbe essere stato determinato da due fattori: le generosità della politica previdenziale degli anni ’70 e ’80 e il fatto che il maggior reddito vitale devoluto con tali politiche a favore delle coorti anziane non si sia trasformato in una variazione positiva del consumo di pari ammontare da parte delle medesime coorti. In questo caso è lecito attendersi che una quota della parte eccedente del reddito vitale possa essere trasferita alle generazioni giovani. Quale potrebbe essere l’effetto delle riforme pensionistiche del 1992 e del 1995 sul risparmio delle coorti attualmente in pensione e di quelle attive? In altri termini la riduzione di ricchezza pensionistica operata dalle modifiche alla normativa previdenziale negli ultimi anni avrà effetti sul tasso di accumulazione e riduzione della ricchezza finanziaria? La riduzione delle promesse pensionistiche future a parità di contributi dovrebbe, nell’ipotesi del ciclo vitale, determinare un aumento del risparmio privato, soprattutto da parte delle coorti più giovani, maggiormente colpite dalle riforme pensionistiche21. Se questa reazione si verificasse ci dovremmo attendere una crescita del tasso di risparmio da parte di queste coorti nei prossimi decenni ed una riduzione del risparmio accumulato dopo il 2030 quando le coorti interessate raggiungeranno l’età pensionabile. Meno rilevante dovrebbe invece essere la reazione delle coorti già in pensione e di quelle che vi accederanno nel futuro prossimo: per le prime la riforma si traduce nella modifica dell’indicizzazione e per le seconde in riduzioni dell’importo della rata pensionistica meno sensibili rispetto a quelle attese da chi vedrà i propri trattamenti calcolati interamente con la formula contributiva. Vi sono tuttavia alcuni elementi che, a nostro parere, rendono incerta la realizzabilità di questo scenario. In primo luogo non pare che la sostituibilità tra ricchezza privata e ricchezza pensionistica sia molto elevata: i lavori che hanno cercato di misurarla hanno stimato che il grado di sostituibilità vari intorno al 20%-30% (Jappelli 1995, Rossi e Visco 1995). Altri lavori (Attanasio e Brugiavini 1995; Grant et al. 1998) riscontrano una maggiore reattività del risparmio e/o del consumo alla riforma Amato. Tuttavia la particolarità di quell’anno 20 Situazioni quali quella descritta nella figura si presentano in corrispondenza all’introduzione dei sistemi pensionistici a ripartizione per le generazioni che beneficiano dei trasferimenti senza avere versato contributi in passato e ogni volta che l’importo delle pensioni viene aumentato con incrementi contributivi a carico delle generazioni attive. 21 Gli effetti della riforma pensionistica sono, come noto, molto differenziati a seconda dell’anno di nascita delle coorti. In particolare risulta decisiva la presenza di uno scalino rappresentato dall’aver maturato più o meno di 15 anni di contribuzione al momento dell’introduzione della riforma Amato. 23 suggerisce di accogliere le evidenze sulla reazione del risparmio alla riforma pensionistica con molta cautela22. In secondo luogo, la stima della ricchezza attualmente detenuta dalle coorti anziane lascia pensare che, con gli attuali livelli di consumo e di pensione, le coorti che hanno superato i 55-60 anni termineranno il loro ciclo vitale con valori della ricchezza positivi e significativi. Questa situazione potrebbe valere anche per le coorti con più di 40 anni, interessate dalla riforma previdenziale solo in misura marginale. Gli stessi effetti di coorte studiati nel paragrafo 2.1 possono essere interpretati come una indicazione che gli elevati flussi di trasferimenti pensionistici a favore dei 50-60enni di oggi non si sono tradotti in maggiori consumi, ma sono stati accumulati, e si rendono quindi disponibili per trasferimenti a favore delle generazioni più giovani: in un modo assai poco trasparente e iniquo dal punto di vista distributivo i contributi previdenziali pagati dalle coorti di lavoratori giovani di oggi torneranno, almeno in parte, ad essere poi restituiti alle medesime coorte, sotto forma di trasferimenti tra vivi o per causa di morte. L’esistenza di una diffusa rete di relazioni di solidarietà intergenerazionale rappresenta infatti l’unico modo per rendere compatibili le evidenze mostrate nel paragrafo 2, cioè, per gli anziani, tassi di risparmio positivi ed un profilo della ricchezza privata di fatto costante. Questi due fenomeni possono essere compresenti solo se si verificano trasferimenti tra vivi: assumendo un tasso medio di risparmio del 30% ed un reddito di 25 milioni, a 60 anni una famiglia potrebbe trasferire ai discendenti circa un centinaio di milioni nel corso del periodo residuo di vita senza intaccare il proprio stock di ricchezza, una cifra che appare ragionevole, corrispondendo a non più di metà del valore di un normale appartamento. Inoltre, un profilo non decrescente della ricchezza privata degli anziani è compatibile solo con la presenza di significativi lasciti ereditari. La parsimonia dei vecchi può quindi, almeno in parte, sostituire quella dei giovani. L’effetto dei trasferimenti potrebbe essere particolarmente forte sui giovani di oggi a causa della transizione demografica in corso, che determina una riduzione del numero dei potenziali beneficiari dei trasferimenti futuri per ogni anziano. In sintonia con l’interpretazione di Weil (1994), l’invecchiamento della popolazione potrebbe cioè provocare un incremento dell’importo medio dei lasciti, che avrebbe a sua volta l’effetto di ridurre il risparmio delle coorti attualmente giovani. Le informazioni dirette sui trasferimenti intergenerazionali desumibili dalla indagine campionaria Banca d’Italia sono scarse, e si limitano ad una sezione dell’indagine 1991, che porta a conclusioni sulla loro importanza opposte a quanto si può desumere sulla base dei comportamenti di risparmio e di accumulazione della ricchezza. Riteniamo tuttavia che le informazioni su reddito, consumo e ricchezza siano, soprattutto dopo le correzioni, superiori per quantità e qualità. Una possibile indicazione indiretta dell’importanza dei trasferimenti intergenerazionali può essere dedotta da una stima nella quale una delle variabili esplicative del consumo famigliare è la presenza in vita di almeno un genitore del capofamiglia. Una sua influenza positiva sul consumo potrebbe essere interpretata come un segnale indiretto della presenza di aspettative di lasciti futuri che danno origine a maggiori consumi correnti, o alternativamente come un’indicazione dell’attuale manifestarsi di trasferimenti inter vivos, che concorrono a sostenere il consumo della famiglia che li riceve. Il coefficiente di questo regressore è risultato, sui dati dell’indagine relativa al 1995, positivo e statisticamente significativo, anche dopo aver controllato per gli effetti del livello di istruzione del padre del capofamiglia (che influenza sia l’ammontare del possibile lascito, che il livello di istruzione del figlio, e quindi il suo reddito permanente) e per un’ampia serie di variabili economiche e demografiche. I nuclei in cui il capofamiglia ha almeno uno dei 22 Nel 1993 vi fu una forte recessione e una manovra finanziaria di dimensioni consistenti: la caduta del consumo in quell’anno potrebbe essere spiegata maggiormente da questi fattori piuttosto che dalla riforma pensionistica introdotta dal Governo Amato. 30 Bibliografia Alessie R., Kapteyn A., Lusardi A. (1999), “Explaining the Wealth Holdings of Different Cohorts: Productivity Growth and Social Security”, TMR Progress Report on Savings and Pensions, CentEr, Tilburg, Aug. Attanasio O. P. (1998), “Cohort Analysis of Saving Behavior by U.S. Households”, Journal of Human Resources, 3, 575-609. Attanasio O., Banks J. (1998), “Trends in Household Saving don’t Justify Tax Incentives to Boost Saving”, Economic Policy, 549-583. Attanasio O., Brugiavini A. (1997), “L'effetto della riforma Amato sul risparmio delle famiglie italiane”, in Banca d’Italia, Ricerche Quantitative per la Politica Economica, 1995. Bloom D. E. 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(1994), “The Saving of the Elderly in Micro and Macro Data”, Quarterly Journal of Economics, 55-81. 32 Figura 1.1: Transizione demografica e quote della popolazione Fig. 2.1: Tasso di risparmio originario e corretto eta' tasso di risp. corretto tasso di risp. originario 20 40 60 80 0 .1 .2 .3 .4 0% 5% 10% 15% 20% 25% 30% 35% 1995 2005 2015 2025 2035 2045 0-19 20-39 40-59 60-79 >80 33 Fig.2.2: Reddito, Consumo e Risparmio medi per coorte eta' y corr.per r.da a.f.e r.indip cistat imputato con regr. savh 20 40 60 80 0 20000 40000 60000 11 111 22 222 33 3 33 4 4 444 55 5 55 66 666 7 777 78 8 888 99 999 10 10 10 10 10 11 11 11 11 11 12 12 12 12 12 11111 22222 33333 44444 55555 666 66 7 77 77 888 88 9999 9 10 10 10 10 10 11 11 11 11 11 12 12 12 12 12 Fig.2.3: Effetti di età e coorte con coeff. di anno ristretti (mean) eta effetti di età effetti di coorte 20 40 60 80 -4 -2 0 2 4 34 Fig.2.5: Tasso di risparmio senza dummies di coorte eta' 20 40 60 80 0 .1 .2 .3 s Fig.2.4: Tasso di risparmio per coorte ed età eta' 20 40 60 80 -.2 0 .2 .4 .6 11 1 1 1 2 2 2 2 2 33 3 3 3 4 44 44 5 5 5 55 6 6 6 66 7 7 77 7 88 8 88 9 9 99 9 10 10 10 10 10 11 11 11 11 11 12 12 12 12 12 35 Fig.2.7: Effetti di coorte indice di coorte dati originari dati corretti 1 12 -.05 0 .05 .1 1 2 3 456 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 67 8 9 10 11 12 Fig.2.6: Effetti di età eta' senza effetti di coorte metodo con residui 20 40 60 80 0 .1 .2 .3 36 Fig. 2.9: Variazioni del tasso di risparmio per coorte anno di nascita s8789 s9395 1910 1930 1950 1970 0 .1 .2 .3 .4 .5 12 3 4 5 6 7 89 10 11 12 12 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Fig.2.8: Profilo del risparmio nel ciclo di vita (mean) eta senza effetti di coorte con residui 20 40 60 80 0 .1 .2 .3 37 Fig. 2.11: Ricchezza totale (mean) eta ricch. totale non corretta ricch. totale corretta 20 40 60 80 0 100000 200000 300000 400000 Fig. 2.10: Effetti della correzione della ricchezza finanziaria (mean) eta ricch. fin non corr. ricch. fin. corretta 20 40 60 80 0 50000 100000 38 Fig. 2.13:Accumulazione della ricchezza privata per alcune coorti eta ricch. privata coorte 4 coorte 8 coorte 10 20 40 60 80 0 200000 400000 600000 800000 11111 22 222 3 3333 44444 5 55 55 666 66 7 7 7 77 8 88 88 9 99 99 10 10 10 10 10 11 11 11 11 11 12 12 12 12 12 Fig. 2.12: Profilo life-cycle della ricchezza privata (mean) eta profilo vitale con log pil log ricchezza privata totale 25 50 80 10 11 12 13 39 Fig. 3.1 Profili alternativi della ricchezza privata (finanziaria e reale) 0 200 400 600 800 1000 1200 0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 Anni Fig. A1: Reddito BI e consumo Istat corretti con la CN età reddito BI consumo Istat 25 83 20000 40000 60000 80000 100000