Distribuzioni considerate : distribuzione dello stato dei lavoratori nella lista congiuntamente per sesso, classe di età e diritto all’indennità; distribuzione delle durate

complete di permanenza in lista (degli avviati e dei cancellati) per classe di età.

2.4. Evidenze salienti

Le donne presentano un tasso di avviamento inferiore ed un tasso di cancellazione superiore a quello degli uomini. La frequenza relativa delle assunzioni si riduce notevolmente per i soggetti da 50 anni in su. La maggior parte degli episodi che si concludono con la cancellazione sono in corrispondenza delle permanenze massime concesse in lista, il che significa che non sono interrotti da lavori temporanei. Gli altri, invece, rappresentati dal picco rispettivamente al secondo e al terzo anno per le prime due classi di età, indicano contratti a tempo determinato di un anno. Le distribuzioni relative ai lavoratori assunti hanno frequenze apprezzabilmente più alte all’inizio e dopo il picco del primo anno. Questo suggerisce che la maggior parte degli assunti trova lavoro poco dopo l’iscrizione in lista sia con un contratto subito a tempo indeterminato che con un contratto inizialmente a tempo determinato di un anno.

3. Analisi econometrica

3.1. Stima non parametrica della funzione di sopravvivenza

Si confrontano le stime di Kaplan-Meier delle funzioni di sopravvivenza per vari sotto- campioni di lavoratori, selezionati in base al sesso, al diritto all’indennità e alla classe di età di appartenenza. Si nota l’andamento a gradini, in corrispondenza agli anni, delle funzioni di sopravvivenza, le quali differiscono per le tre classi di età, indicando una probabilità di rioccupazione significativamente maggiore all’abbassarsi dell’età. Questo è particolarmente evidente per le donne e per coloro che percepiscono il sussidio; invece, per i lavoratori maschi senza indennità le funzioni di sopravvivenza dei primi due gruppi di età sono abbastanza simili.

3.2. Modello/i per la valutazione

Si stima un modello a rischi proporzionali nella forma semi-parametrica controllando l’eterogeneità non osservata con la specificazione non parametrica dei punti di massa di Heckman e Singer. Gli autori vogliono stimare il profilo del differential treatment effect (dell’effetto dell’anno aggiuntivo di permanenza in lista per i lavoratori da 40 anni in su) nel tempo. Esso è catturato dall’interazione tra una variabile indicatrice della classe di età e il rischio di base: per ciascun intervallo di tempo in cui il rischio è costante, si stima la differenza fra il rischio dei lavoratori con età compresa tra i 40 e i 49 anni e quello dei lavoratori con età inferiore ai 40 anni, presi come gruppo di riferimento. Per controllare il

true age effect e distinguerlo da quello dovuto al trattamento si include tra le variabili

esplicative38 un polinomio nell’età di grado opportuno. Come già detto, l’analisi deve essere condotta separatamente per i due gruppi di lavoratori con e senza l’indennità. Risulta, però, conveniente stratificare anche per il sesso, quindi, gli autori procedono alla ricerca di specificazione del modello su quattro sotto-popolazioni. Il modello più generale da cui partono è quello che permette strutture parametriche completamente diverse per le

38 _{Come variabili esplicative per il controllo dell’eterogeneità osservata vi sono la qualifica (operaio/impiegato)}

nell’ultimo impiego, il settore di provenienza, l’anno di iscrizione in lista (proxy del ciclo) e la provincia di residenza (proxy delle condizioni della domanda di lavoro locale).

due classi di età considerate. Il modello finale a cui arrivano assume l’uguaglianza su tutti i parametri di eterogeneità nei due gruppi e descrive l’effetto differenziale del trattamento solo su quattro intervalli di tempo: il primo e il secondo anno39 e l’ultima settimana di entrambi. Esso può essere visto come una generalizzazione delle specificazioni adottate negli studi precedenti che assumono un unico effetto differenziale medio nell’intero spell considerato.

3.3. Risultati

Dalla rappresentazione grafica del rischio di base, si vede una dipendenza negativa dalla durata sia nel primo che nel secondo anno con dei picchi in corrispondenza degli ultimi giorni di ciascuno di essi. La distinzione impiegato/operaio è significativa solo per i lavoratori maschi, per i quali essere impiegato riduce sistematicamente la probabilità di rioccupazione. I parametri associati alle altre variabili esplicative sono tutti significativi, quindi vi è una dipendenza dal settore, dalla domanda locale e dai fattori ciclici. Per quanto riguarda l’argomento d’interesse, ovvero l’effetto differenziale del trattamento nel tempo, vi è un problema di identificazione nel secondo anno, a causa dei provvedimenti stessi del programma e del piano di osservazione40, quindi si possono interpretare solo i parametri attinenti al primo anno. Relativamente al gruppo di coloro che hanno diritto all’indennità, i lavoratori più anziani, che possono godere più a lungo di sostanziali benefici, presentano una probabilità di rioccupazione significativamente minore rispetto ai loro colleghi più giovani. L’effetto differenziale del trattamento varia sensibilmente col tempo trascorso in lista: esso è uniformemente negativo, ma più elevato alla fine del primo anno, quando i lavoratori più giovani si apprestano alla cessazione dei benefici. Inoltre, il profilo dell’effetto differenziale varia col sesso: esso è negativo fin dall’inizio per le donne, mentre è ritardato alla fine del primo anno, ma allo stesso tempo è più consistente per gli uomini. Per quanto riguarda, invece, i soggetti licenziati da piccole imprese, per i quali il miglior trattamento del programma consiste semplicemente di un periodo più lungo permesso in lista, senza alcun trasferimento di benefici, non vi sono effetti differenziali significativi nel corso del primo anno.

4. Conclusioni

I risultati ottenuti suggeriscono che se il programma mira ad accrescere la probabilità di reimpiego dei lavoratori più anziani, esso deve essere ridimensionato, riducendo l’entità del sussidio o accorciando la durata addizionale di permanenza in lista. Vengono fornite indirette ma inequivocabili indicazioni circa l’uso delle aziende di cumulare i tagli nei contributi sociali assumendo i lavoratori inizialmente con un contratto a tempo determinato di un anno. Questo ci dice che il trasferimento di benefici alle imprese da parte dei lavoratori sembrerebbe non giocare un ruolo dominante (anche a causa del prevalere dell’elemento passivo della politica) quando confrontato con l’effetto della riduzione nei contributi sociali. E’ questa la parte più consistente dei vantaggi offerti ai potenziali datori, ed è anche invariante alla dimensione dell’impresa di provenienza del lavoratore e alla sua età.

39

In base ai provvedimenti del programma, non è possibile osservare lavoratori giovani con permanenza in lista superiore ai due anni, per cui si è deciso di restringere l’analisi ai primi due anni, censurando i periodi più lunghi.

40 _{L’insieme dei lavoratori giovani con durate superiori all’anno consiste interamente di soggetti che hanno ottenuto}

Paggiaro A. e U. Trivellato (2001), “Il monitoraggio e la valutazione delle ‘Liste di mobilità’: prime evidenze dalla integrazione con gli archivi Netlabor”, in Trivellato U. (2001) (a cura di),

Servizi per l’impiego e ricerche sul lavoro. L’esperienza del Veneto, Quaderni di economia del

lavoro, 72, Franco Angeli, Milano.

1. Ambito e scopo della valutazione

1.1. Area geografica: province di Belluno, Treviso e Vicenza41.