Confronto tra distribuzioni Test chi quadro

Questo paragrafo si pone l’obbiettivo di verificare se l’utilizzo dei dati RICA, ed in particolare quelli relativi al nuovo campione 2003 senza prendere in considerazione alcuna tecnica di inferenza all’universo, sia affidabile. Come già detto precedente- mente, l’ISTAT fornirà, infatti, i pesi per l’estensione all’universo di riferimento dei dati raccolti con il campione RICA 2003 casuale; grazie a questi, sarà possibile pro- durre delle stime RICA metodologicamente corrette dal punto di vista statistico, da utilizzarsi a livello nazionale per gli scopi generali dell’indagine RICA-REA. Tuttavia, come già accennato sopra, questo lavoro si propone di esplorare le modali- tà di relazione e confronto fra i dati relativi al nuovo campione RICA 2003 totale e quelli relativi ai campioni RICA rilevati negli anni precedenti. In altre parole, si vuole verificare la possibilità di prolungare la serie storica dell’archivio RICA anche con i dati raccolti a partire dal 2003 in avanti, proponendo, se del caso, metodologie di stima comune per i vari anni e per le diverse tipologie di campioni che si hanno a disposizione.

A tal fine, come primo passo si è proceduto alla verifica dell’omogeneità delle distri- buzioni di frequenza fra i campioni in oggetto (RICA 2002, RICA 2003 casuale, RICA 2003 totale) e l’universo di riferimento dell’indagine RICA, costituito dalle aziende con UDE superiore a 4 rilevate nel corso del V Censimento Generale dell’Agricoltura (2000).

Per verificare l’ipotesi che una distribuzione empirica sia stata estratta da una popo- lazione teorica di cui sia nota la distribuzione viene utilizzato il test di omogeneità chi-quadro. Questo test poggia sulle frequenze di due distribuzioni che si vogliono porre a confronto e risulta definito dalla seguente espressione:

2 ₌∑n

i=1 (Oi – Ei)2/Ei

dove: Oi = frequenza osservata; Ei = frequenza attesa (o teorica)

Il valore di tale rapporto viene quindi confrontato con il valore teorico della distribu- zione chi-quadro relativo al livello di significatività desiderato. Se il confronto risul- ta negativo, e quindi il test presenta un valore maggiore del valore teorico, le stime prodotte dal campione sono da ritenere statisticamente non significative.

L’analisi di omogeneità tramite l’uso del test chi quadro è stata condotta per verifica- re la concordanza tra le distribuzioni di frequenza dei campioni RICA 2002, RICA 2003 casuale e RICA 2003 totale e quelle dell’universo di riferimento dell’indagine RICA, in termini di numerosità aziendale, SAU e Reddito Lordo Standard (RLS) in base ai tradizionali criteri di classificazione adottati nella diffusione dei risultati RICA (Regione, polo OTE, classe di UDE).

Nelle tabelle seguenti sono illustrati i risultati delle elaborazioni; in grassetto sono evidenziati i risultati del test che sono significativi al 5% (ovvero questi sono i casi in cui l’ipotesi H0, il campione ha la medesima distribuzione di frequenza dell’univer-

so di riferimento, non può essere rigettata. Osservando congiuntamente le tre tabelle inerenti il confronto fra i campioni rilevati e il rispettivo campo di osservazione, si notano alcune linee comuni, di seguito descritte e commentate.

Innanzitutto appare evidente che la classificazione per classe di UDE sia critica indi- pendentemente dalla variabile considerata e dal campione. Un tale comportamento può essere probabilmente ascritto a due ordini di ragioni: la modalità di calcolo dell’UDE di un’azienda e la difficoltà di utilizzare la metodologia RICA nelle azien- de caratterizzate da un valore di UDE elevato. Per quanto riguarda il primo aspetto si ricorda che l’UDE di un’azienda non è un valore statico nel tempo ma è determinato dalla dimensione fisica (numero di ettari e capi di bestiame) e dalla “qualità” (es. grano duro piuttosto che tenero) dei processi produttivi in atto per l’anno di riferimen- to nella singola azienda. Questo comporta che, ad esempio la consuetudine agrono- mica della rotazione delle colture su base annua comporti modificazioni dell’UDE che possono anche determinare il passaggio dell’azienda da una classe di UDE ad un’altra. Ed infatti nella metodologia di raccolta dati RICA il calcolo dell’UDE avvie- ne ad inizio e a chiusura dell’anno contabile: non infrequentemente un’azienda entra nel campione ad inizio anno con valore di UDE diverso da quello calcolato in chiu- sura al 31 dicembre. In riferimento al secondo aspetto citato, vale la pena ricordare che un valore di UDE elevato può contraddistinguere sia aziende economicamente di rilievo, gestite con criteri imprenditoriali tipici degli altri settori produttivi sia grandi estensioni di terreno non necessariamente condotti secondo criteri gestionali econo- micamente efficienti, come nel caso dei terreni di proprietà di molti comuni. Nel primo caso, l’assetto organizzativo, la forma giuridica e i criteri gestionali determina- no l’obbligo di tenuta contabile secondo i principi stabiliti dalla legge e la necessità di metodi di rilevazione che non concordano pienamente con quelli RICA, come nel caso di aziende con assetto di società per azioni. Tali realtà produttive, per la loro natura economica, sono anche scarsamente interessate ai vantaggi che la partecipa- zione alla rete contabile RICA offre agli imprenditori agricoli e quindi fatalmente più inclini al rifiuto. Il secondo caso invece è riconducibile alle caratteristiche metodolo- giche alla base del calcolo dell’UDE: sono le dimensioni fisiche (numero ettari e capi di bestiame) e la “qualità” (specie vegetale o animale) dei processi produttivi della singola azienda a determinare la sua UDE. L’UDE infatti è un parametro di standar- dizzazione e non tiene quindi conto della gestione economica della singola unità pro- duttiva. Tale struttura metodologica comporta ad esempio che aziende caratterizzate da ampie estensioni di terra investite a pascolo, come nel caso di molte terre comu- nali, risultino comunque avere un’UDE elevata anche se non condotte secondo prin- cipi gestionali economicamente efficienti. Tali aziende mal si prestano alla rilevazio- ne RICA sia per la mancanza di una gestione economica tradizionalmente intesa, sia per la difficoltà di individuare un referente in grado di fornire le informazioni neces- sarie per l’indagine. Logica conseguenza di tale aspetto è che la caduta in fase di rile- vazione delle aziende appartenenti alla classe superiore di UDE (alla quale apparte- nevano peraltro le aziende con UDE superiore a 660 ad inclusione certa nel campio-

ne) sia stata maggiore che nelle altre classi di UDE determinando quindi uno sbilan- ciamento nella distribuzione di frequenza delle aziende dei campioni rilevati rispetto all’universo di riferimento.

Viceversa, si nota come la classificazione per Polo OTE sia la più efficiente risultan- do sempre significativa tranne che nel caso del campione RICA 2003 casuale in ter- mini di numero di aziende. Pur essendo strettamente connesso al calcolo dell’UDE, la determinazione dell’OTE per una singola azienda, specialmente ad un livello così generale come nel caso del Polo, risulta più stabile nel tempo: la sostituzione sulla stessa superficie da un anno all’altro, ad esempio, di frumento duro con un erbaio o con un altro cerale pur modificando il valore dell’UDE non determina nessuna modi- fica del polo OTE. Di conseguenza l’aderenza del campione al campo di osservazio- ne è facilitata. La pur elevata omogeneità fra campioni e popolazione in termini di cri- terio di classificazione OTE non compensa la criticità della classe di UDE e quindi il test risulta quasi sempre non significativo nel caso di incrocio fra le due chiavi tasso- nomiche della tipologia comunitaria.

Tra le tre variabili in oggetto, il RLS risulta quella maggiormente significativa indi- pendentemente dal criterio di estrazione e dell’andamento della rilevazione; tale feno- meno avvalora il ruolo di informazione economica e reddituale che l’indagine RICA riveste nel panorama statistico sull’agricoltura.

Dalla lettura delle tre tabelle si evidenzia una maggiore omogeneità del “vecchio” campione RICA (RICA 2002) al campo di osservazione, rispetto ai due campioni 2003: tale fatto non stupisce ricordando ancora una volta il diverso approccio di stra- tificazione utilizzato tradizionalmente in ambito RICA rispetto al nuovo criterio di campionamento casuale.

Infine, si evidenzia come in fase di rilevazione 2003 la sostituzione di aziende casua- li cadute con aziende provenienti dai campioni satelliti regionali, selezionate secon- do il tradizionale approccio RICA (sostituzione con aziende disponibili alla rilevazio- ni purchè appartenenti allo stesso strato OTE*UDE) migliori l’omogeneità del cam- pione complessivo con l’universo. Tale fatto trova probabile spiegazione nel fenome- no della caduta di unità di osservazione casuali che si è manifestato maggiormente in alcuni strati (come già ricordato in precedenza) provocando quindi una asimmetrica distorsione del campione 2003 casuale. La sostituzione con aziende provenienti dal tradizionale bacino di rilevazione RICA, pur se non estratte con criterio strettamente probabilistico, ha in parte compensato tale disomogeneità, avvicinando il campione al campo di osservazione.

Tabella 2.3a – Test di omogeneità Chi-quadro tra il campione RICA 2002 e il V Censimento Generale dell’Agricoltura: valori del test per variabile considerata e tipo di

classificazione adottata

Tipo di classificazione adottata Variabile