SETTEMBRE 1991 Pubblicazione trimestrale Anno L - N. 3 Spedizione in abbonamento postale - Gruppo TV - 70%
RIVISTA DI DIRITTO FINANZIARIO
E S C I E N Z A D E L L E F I N A N Z E
(e
RIVISTA ITALIANA DI DIRITTO FINANZIARIO)
ROBERTO ARTONI - FILIPPO CAVAZZUTI - AUGUSTO FANTOZZI G. FRANCO GAFFURI - DINO PIERO GIARDA - EZIO LANCELLOTTI SALVATORE LA ROSA - ITALO MAGNANI - GILBERTO MURARO LEONARDO PERRONE - ENRICO POTITO - PASQUALE RUSSO FRANCESCO TESAURO - GIULIO TREMONTI - ROLANDO VALIANI
Fondata da BENVENUTO GRIZIOTTI
D I R E Z I O N E
ENRICO ALLORIO - EMILIO GERELLI
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n. 00023 voi. I foglio 177 del 2.7.1982 Direttore responsabile: Emilio Gerelli
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INDICE-SOMMARIO
P A R T E P R I M A
Antonio Brenna - Giancarlo Pola - Jack Wiseman: in memoriam ... 481
Alberto Zanardi - L ’allocazione della spesa pubblica: un applicazione dei sistemi di domanda dinamici al caso italiano ... 486
Monica Selmi - La valutazione dell’efficienza economica dei servizi pubblici locali tramite modelli di frontiera: il caso dell’azienda municipalizzata di Modena ... 511
Pietro Boria - Il leasing nel diritto tributario ... 535
APPUNTI E RASSEGNE Francesco Zaccaria - Decisione di bilancio e limiti all’emissione del debito pubblico nella legge n. 362 del 1988 ... 567
LEGGI E DOCUMENTI Gobierno Españolo - Ministerio de Economiay Hacienda - Informe sobre la reforma de la imposición personal sobre la renta y el patrimonio (II) ... 581
RECENSIONI Frosini V. - Lezioni di teoria dell’interpretazione giuridica (M .C. Fregni) ... 620
Sordi B. - L ’amministrazione illuminata (M .C. Fregni) ... 621
NUOVI LIBRI ... 623
RASSEGNA D I PUBBLICAZIONI RECENTI ... 626
P A R T E S E C O N D A Maria Pierro - Frode fiscale: la Consulta risolve il conflitto interpretativo sulla condotta di « dissimulazione » e « simulazione » di cui all’art. -4, comma 1, n. 7) legge n. 51611982 ... ... 54
Diritto penale tributario - Frode fiscale ex art. 4, n. 7) L. n. 516/1982 - Giudizio di costituzionalità - Simulazione di componenti negativi o dis simulazione di componenti positivi di reddito - Condotte artificiose - Necessità (Corte Cost., 28 gennaio 1991, n. 35) (con nota di M. Pierro) 51 Sanzioni penali - Art. 8, comma 11, L. n. 249 del 1976 - Emissione di rice
vute fiscali ideologicamente false - Delitto - Sussistenza (Trib. di Ve nezia, Sez. G .i.p., 29 giugno 1990, n. 193).
Sanzioni penali - Art. 8, comma 11, L. n. 249 del 1976 - Emissione di rice vute fiscali ideologicamente false - Delitto - Insussistenza (Trib. di Venezia, Sez. I pen., 18 febbraio 1991, n. 52) (con nota di B. Rossi) ... 73
JACK WISEMAN: IN MEMORIAM
Jack Wiseman era nato a Burnley, Lancashire, nel 1919. Nel * periodo 1949-1963 aveva percorso un buon tratto del cursus hono rumdella London School o f Economics, altresì trascorrendo periodi di visiting professor all’Institut de Science Economique Appliquée di Parigi e presso l’Università di California, a Berkeley. Successi vamente, trasferitosi all’Università di York (G.B.), vi esercitò il ruolo di full professor e di direttore dell’Institute o f Social and Eco nomie Research, carica che ricoprì per ben 18 anni, dal 1964 al 1982. Wiseman era stato anche membro della Canadian Royal Commission o f Taxation e, dal 1966, consigliere speciale del Com- mittee for Fiscal Affairs deH’OcDE. I suoi principali campi di inte resse hanno coinciso con la scienza delle finanze in senso lato ma, in particolare, con la finanza pubblica della sanità, dell’assistenza, dell’istruzione. E autore di numerosi libri, tra cui i celebri The Growth of Public Expenditure in thè United Kingdom (con A. Pea- cock) e A Course in Applied Economics (con G.H. Phelps Brown) (cfr. Appendice per bibliografia completa).
Sia consentito agli scriventi, beneficiari entrambi, in momenti diversi, della consuetudine con Wiseman, di ricordarne gli aspetti umani, prima di volgerci a quelli professionali. Avendolo avuto co me supervisor, siamo stati tanto fortunati da avere con lui contatti sistematici e duraturi, e quindi tali da consentirci di apprezzare i lati, anche quelli nascosti, meno appariscenti, della sua personalità. Wiseman, infatti, aveva un’apparenza severa e quasi burbera, ac compagnata da atteggiamenti schivi, quasi scostanti. Ma in realtà era ricco di doti umane ed estremamente generoso. Facile agli en tusiasmi, era soprattutto curioso: delle idee, delle cose, delle perso ne. Leale nei confronti di tutti, qualche volta pungente nelle criti che, ma mai meschino nei giudizi.
Ci piace ricordarlo nei momenti in cui — giunto il sacro mo mento del coffee-break — si annunciava con il suo passo deciso e rumoroso per invitare tutti, in modo perentorio, a sederci con lui
per « fare conversazione », che egli — regolarmente — conduceva dall’inizio alla fine. Oggetto delle discussioni erano prevalentemen te gli argomenti di attualità riportati dalla stampa quotidiana, o al cuni chiodi fissi riguardanti l’Italia: quali lo stupore per il boom in dustriale italiano, la preoccupazione per la nazionalizzazione dell’e nergia elettrica, e simili. Quando accadeva che tali argomenti fos sero oggetto, da parte di uno di noi, di articoli su giornali specializ zati italiani, egli insisteva perché gliene fosse spiegato il contenuto (shortly please) in inglese. Capace, poi, di abbandonare improvvi samente la mensa, con mossa brusca, spesso senza neanche saluta re, preso da altre curiosità che la sua stanza celava nei volumi, ri viste e rapporti di cui il suo tavolo di lavoro era stracolmo.
Ci piace altresì ricordarlo, con tenerezza mista a nostalgia, nel suo ruolo di anfitrione nella sua abitazione. In tali circostanze il vi so sorridente del professore dava il benvenuto ai propri allievi e ai loro compagni e compagne. In quelle serate, abbandonato comple tamente l’austero aspetto professionale, la sua attenzione era esclu sivamente rivolta a mettere gli ospiti — tutti gli ospiti, ma in parti colare gli overseas studenti — a loro perfetto agio. Erano quelle le occasioni in cui emergeva la figura del « formatore », segnata da un atteggiamento forse un po’ troppo marcatamente paternalistico. Restano vivi nel ricordo di quelle serate gli scoppi improvvisi di fragorose risate del professore e le sue energiche pacche sulle spalle.
Del suo continuo oscillare tra ruolo professionale del « forma tore » di giovani e ruolo paterno testimoniano innumerevoli episodi che hanno segnato il nostro rapporto con Jack Wiseman. Ne citere mo solo uno per ciascuno di noi. Il primo riguarda l’atteggiamento che egli assunse nei confronti di uno di noi (Pola) diventato, proprio a York, padre per la prima volta. Evidentemente rispettoso della « pausa di riflessione » che l’incombenza di tale evento aveva im posto all’allievo, Wiseman « allentò » le sue cure tutoriali per tutto il tempo ritenuto necessario; salvo poi — a nascita avvenuta — rammentare con forza allo scrivente che la paternità doveva essere uno sprone a riprendere con lena ancora maggiore gli studi e la ri cerca, e non una giustificazione all’inazione!
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ma già allora professore noto per i suoi contributi alle teorie della public choice, si trovava come visiting professor alla London School of Economics. Letto con estremo interesse lo scritto del Buchanan, lo criticai per alcuni aspetti con Wiseman. Questi mi sottopose ad un « terzo grado », confutando puntualmente le mie critiche e mo strando puntigliosamente la loro supposta infondatezza. Fu un po meriggio poco allegro per il sottoscritto, portato allora a ritenere il proprio supervisornon privo di una punta di sottile sadismo.
Ci lasciammo dopo circa due ore di discussione concitata. Ero distrutto, convinto di aver sbagliato tutto. Il mio stupore fu quindi grande, il giorno dopo, quando Wiseman — dopo il coffee-break —
mi invitò a raggiungerlo nel suo studio, ove mi annunciò in maniera asciutta d’aver fissato per me un appuntamento con il prof. Bucha nan alla London School. Ebbi questo incontro, breve e poco gratifi cante in verità, che si concluse con l’invito del professore america no a fargli avere per iscritto le mie osservazioni. Da tutto ciò nac que un mio scritto, il cui estratto veniva mostrato da Wiseman con compiacimento ai colleghi: l’orgoglio dei successi, anche minimi, dei propri allievi — che non si faceva scrupolo di demolire negli in contri a quattrocchi con le feroci critiche dettate dalla sua acuta in telligenza — era un altro dei lati della sua personalità di docente.
Ma è tempo di passare al ricordo di Wiseman professore e stu dioso. I suoi interessi si sono spostati via via dall’economia indu striale alla scienza delle finanze e indi alla public economics e alla public choice, con un permanente sottofondo di interesse per la po litica sociale e l’economia delle risorse umane. Una sua preoccupa zione mai dismessa è stata quella dell’inadeguatezza della teoria economica laddove essa formula ipotesi circa il comportamento umano e la « conoscibilità » degli eventi, e dunque là dove formula proposizioni circa l’incertezza.
conte-nuta nel libro, scritto con A. Peacock, The Growth of Public Expenditure,citato).
Negli ultimi tempi l’interesse di Wiseman si era rivolto allo sviluppo e alla propagazione delle idee soggettivistiche, nonché alle possibilità e ai limiti di una congiunzione di queste con il positivi smo ‘classico’ , oltreché con la filosofia della public choice.
Ma, più che ai meriti delle filosofie economiche in sé, l’ultimo Wiseman guardava soprattutto alla ‘traducibilità’ di tali idee in pre cetti di politica economica. A questo riguardo va detto che Wise man è sempre stato, .sì, un campione dei valori e del ruolo dei liberi mercati, ma un campione freddo e disincantato. Valga, al riguardo, questa citazione dal suo « Economie efficiency and efficient public policy » (cfr. bibliografia), e che poniamo qui come degno epitaffio: « È lungi da me l’idea di contestare l’importanza di quella inven zione sociale che è il mercato. Io sono di una generazione accade mica che è maturata in un ambiente, almeno nel Regno Unito, in cui il valore del mercato come istituzione è stato ampiamente sot tostimato o misconosciuto. Se gli eretici di allora sono diventati pre ti, immagino che io potrei essere considerato un prete dissidente: non ho perduto nulla del rispetto per il mercato, ma non penso per ciò completamente necessario identificare l’efficienza del mercato con l’efficienza delle istituzioni sociali globalmente considerate ».
An to n io Br e n n a Gia n c a r l o Pola
Università di Padova Università di Ferrara
PUBBLICAZIONI
Libri
1. The Economics of Fisheries, co-ed., (con R. Turvey), Internat. Econ. As soc., Roma, Fao, 1957.
2. The Growth o f Public Expenditure in the United Kingdom, (con A .T . Pea
cock), Princeton, Princeton Univ. Press, Oup, 1961, 1967.
S. A Course in Applied Economics, (con G.H. Phelps Brown), Londra, Pitman, 1964; trad, spagnolo, Compania Bibliografica Española, 1966.
4. Education for Democrats, (con A.T. Peacock), Londra, Ie a, 1963.
5. Comparative Aspects of the Taxation of Business in the United Kingdom and Germany, Londra, Anglo-German Foundation, 1979.
— 485
7. Public Production, (con D. Boes e T.A. Musgrave), Berlino, Springer-Ver lag, 1982.
8. Public Sector and Political Economy Today, (con H. Hanusch e K. Ro-
skamp), Berlino, Fischer-Verlag, 1985.
9
. A Comprehensive Classified Annotated Bibliography of Health Economics, (eon C.A. Blades, A.J. Culyer e A. Walker), Hemel Hempstead, Wheat- sheaf, 1986.Articoli
1. « The raw cotton commission, 1948-1952 » (con B.S. Yam ey), Oe p, Feb. 1956, ristamp. in Markets, Market Control and Marketing Reform, a cura di P.T. Bauer e B.S. Yamey (Weidenfeld & Nicolson, 1968).
2. « The theory of public utility price - an empty box », Oep, febbraio 1957, ri stamp. in Lse, Essays on Cost, a cura di J.M. Buchanan e G.F. Thirlby (Weidenfeld & Nicolson, 1973) e in Readings in Industrial Economics: Vol. 2, Private Enterprise and State Intervention, ed. C.K. Rowley (Macmillan, 1972).
3. « The economics of education » e « The economics of education: a rejoin der », Sjpe, 6 febbraio 1969, ristamp. in Economics of Education, 2, ed. M. Blaug (Penguin, 1969).
4. « The logic of national debt policy », Westminster Bank Review, Agosto, 1961, ristamp. in Public Debt and Future Generations, ed. J.M. Ferguson (Richard D. Irwin, 1964) e Monetary Theory and Policy, ed. R.A. Ward (Willey, 1966).
5. « Cost-benefit analysis in education », Sej, luglio 1965, ristamp. in Educatio nal Investment in An Urban Society: Cost, Benefits and Public Policy, a cu ra di M.R. Levin e A. Shank (Theachers College Press, 1969) e in Human Capital Formation and Manpower Development, ed. R.A. Wykstra (Collier Macmillan, 1971).
6. « The economics of disability policy » (con J.G. Cullis), in Economic Poli cies and Social Goals: Aspects of Public Choice, ed. A.J. Culyer (Martin Ro bertson, 1974).
7. « The political economy of nationalised industry », in The Economics of Po litics (Ie a, 1978).
8. « Costs and decisions », in Contemporary Economic Analysis, a cura di D .A. Currie e W. Peters (Croom Helm, 1979).
9. « Revenue Sharing between Central and Local Governments in a Develo ping Country with a Unitary System of Government », in Vergi Reformlari (Tax Reforms), a cura di Nadaroglu, 1981.
10. « Uncertainty, costs and collective economic planning », Ec., maggio 1983, ristamp. in Lse, Essays on Cost, a cura di J.M. Buchanan e G.F. Thirlby (Weidenfeld & Nicolson, 1983).
L ’ALLOCAZIONE DELLA SPESA PUBBLICA:
UN’APPLICAZIONE DEI SISTEMI D I DOMANDA DINAMICI AL CASO ITALIANO (*)
Sommario: 1. Introduzione. — 2. Sistemi di domanda AI statici e dinamici e meto di di stima. — 3. Analisi dei risultati e m p i r i c i 4. Conclusioni. — Biblio grafia.
1. I diversi approcci interpretativi ed i contributi empirici proposti dalla letteratura economica in tema di comportamento del governo nelle decisioni di spesa pubblica (1) offrono un quadro complessivo fortemente frammentato. Appare arduo di conseguen za combinare tali apporti, ed in particolare gli approcci che hanno di recente ricevuto maggiore attenzione quali i modelli dell’elettore mediano e quelli del ciclo politico-economico, in modo tale da per mettere un trattamento sistematico delle decisioni di spesa pubblica aH’interno di uno schema teoricamente fondato di comportamento ottimizzante del governo, che possa costituire una base soddisfa cente per l’indagine empirica.
Ad un tale schema di riferimento si potrebbe richiedere una spiegazione della misura dell’attivazione dei vari programmi pub blici, cioè della domanda di beni e servizi pubblici espressa dal go verno nell’ambito del proprio processo decisionale, che sia coeren te con i requisiti minimi della teoria economica standard neoclassi ca. Non si tratta soltanto di un problema di coerenza rispetto al comportamento ottimizzante dell’elettore mediano o ad un qualsiasi altro meccanismo di scelta collettiva sottostante il sistema di prefe renze del governo, ma anche di un problema di coerenza interna del sistema stimato di equazioni di domanda espresse dal governo
(*) Ringrazio il prof. L. Bernardi, con cui ho avuto modo di discutere una prima stesura di questo lavoro, per gli utili consigli e suggerimenti. Ringrazio inol tre il prof. A. Petretto e il prof. N. Rossi per i preziosi commenti.
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rispetto ai beni e servizi pubblici. Qualsiasi meccanismo di scelta collettiva fondato sul comportamento ottimizzante degli agenti in senso neoclassico dovrebbe infatti confermare, ad esempio, due ri sultati fondamentali della teoria standard del consumatore quali la negatività delle risposte di consumo a variazioni compensate dei prezzi e l’omogeneità di ordine zero delle equazioni di domanda nei prezzi e nel reddito considerati congiuntamente (assenza di illusio ne monetaria).
Lo scopo di queste note è duplice. Da un lato, quello di contri buire ai tentativi di modellare su basi teoricamente fondate il pro cesso di allocazione della spesa pubblica tra differenti categorie di spesa mediante l’esplicita considerazione degli elementi intertem porali implicati da rigidità istituzionali ed inerzie organizzative che caratterizzano tipicamente i processi decisionali in ambito pubblico. Dall’altro, quello di verificare empiricamente, sulla base dell’e stensione dinamica così considerata ed utilizzando i dati di spesa pubblica rilevati in Italia negli anni sessanta e settanta, la sosteni bilità dell’assunzione di comportamento ottimizzante del governo nella fase di allocazione di risorse pubbliche scarse tra bisogni so ciali concorrenti, o differenti programmi di spesa. In altri termini si vuole testare se le proprietà normalmente attribuite ai sistemi di equazioni di domanda espresse dagli agenti privati siano soddisfat te anche nel caso delle equazioni di domanda per le varie categorie di spesa pubblica esplicitate dal governo nel processo di allocazione del bilancio pubblico quale risultato di un qualsiasi meccanismo di scelta collettiva (come ad esempio la soluzione dell’elettore media no) sottostante le preferenze del governo rispetto ai beni e servizi pubblici.
l’i-potesi che si vuole verificare empiricamente, come un agente deci sionale unico (o rappresentativo) che alloca il suo bilancio comples sivo tra i vari programmi di spesa pubblica in base ad una funzione obiettivo definita in termini di output delle politiche pubbliche, la quale viene massimizzata soggetta alla funzione di produzione degli output pubblici e ad un dato vincolo di bilancio, rispondendo in tal modo a segnali di reddito e di prezzi. L ’andamento osservato della spesa pubblica nei diversi programmi sarebbe quindi il risultato di questo comportamento ottimizzante; di conseguenza, qualsiasi cam biamento nel livello dei programmi di spesa domandati dal governo consegue o da mutamenti nei parametri con cui il governo si con fronta, e cioè i prezzi e la dimensione complessiva del bilancio pub blico, o da mutamenti nelle preferenze.
Va sottolineato che, richiamandosi alle caratteristiche dei pro cessi di decisione del bilancio pubblico come concretamente si rea lizzano in molte realtà istituzionali nazionali e locali, la determina zione dell’ammontare complessivo della spesa pubblica, effettuata in coerenza con gli obiettivi macroeconomici del governo (cioè la fase a monte della decisione allocativa), ed i processi produttivi at tuati nelle agenzie amministrative (a valle della decisione allocati va), possono essere assunti esogeni rispetto al problema allocativo qui considerato. E certamente possibile argomentare che l’ammon tare totale della spesa pubblica sia in realtà una variabile endogena in un sistema di equazioni simultanee e che quindi la sua inclusione come regressore in un esercizio di stima condurrebbe a risultati di storti. Va in effetti riconosciuto che quella della endogeneità della spesa totale è più una questione di grado che di esistenza in sé e che l’assunzione di esogeneità può essere accettata soltanto come prima approssimazione di un processo assai complesso. Così come, in relazione all’esogeneità dei processi produttivi, è certamente ammissibile che l’efficienza di tali processi produttivi determini il costo relativo dei vari programmi e che questi costi influenzino il risultato allocativo. Tuttavia, nella consapevolezza dei limiti di un tale approccio, l’esercizio qui proposto assume la spesa complessi va del governo e i costi di produzione dei beni e servizi pubblici co me esogeni rispetto alla fase allocativa del processo di decisione del bilancio pubblico.
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[1980], alla spesa per la difesa nel Regno Unito da Smith [1980], ad un’analisi comparativa dell’allocazione della spesa pubblica in quattro differenti paesi da Dunne e Smith [1983], ai dati di spesa pubblica nel Regno Unito da Dunne, Pashardes e Smith [1984].
Inoltre Patrizii e Rossi [1987], utilizzando i dati sulla spesa pubblica in Italia classificata per funzioni, hanno stimato un siste ma di domanda del governo rispetto ai diversi programmi di spesa all’interno di un quadro di riferimento che tuttavia rimane pura mente statico. Impiegando il medesimo set di dati, e raccogliendo il suggerimento avanzato dagli stessi autori, in queste note si tenta di estendere i risultati ottenuti da Patrizii e Rossi ad un contesto dina mico che tenga conto degli elementi intertemporali esistenti nel processo di allocazione quali i vincoli di lungo periodo imposti sulle decisioni correnti del governo dalle decisioni passate, da rigidità le gislative, da inerzie burocratiche. In questa prospettiva, per una dettagliata esposizione della derivazione, mediante massimizzazio ne vincolata di una funzione obiettivo del governo, del sistema di equazioni di domanda per i vari programmi di spesa pubblica, non ché del tipo di dati impiegati ai fini dell’applicazione empirica si ri manda al contributo di Patrizii e Rossi.
spe-cificazione statica ed alle relative procedure di stima, e rimandan do per un approfondimento, oltre al lavoro di Patrizii e Rossi, ai contributi pionieristici di Deaton e Muellbauer [1980a e 1980b]. La sezione 3. illustra i risultati della stima effettuata sulle due diffe renti specificazioni del sistema di domanda Almost Ideal, mentre la sezione finale presenta alcune considerazioni conclusive ed eviden zia possibili prospettive di ulteriore sviluppo del lavoro.
2. Come descritto nella sezione 1., in una prospettiva di com portamento ottimizzante del governo, il problema dell’allocazione della spesa pubblica può essere ragionevolmente approssimato da un processo di ottimizzazione vincolata con un singolo agente deci sionale responsabile della distribuzione tra le varie categorie di spesa pubblica di un dato ammontare di risorse annualmente deter minate. Quale risultato di tale processo si ottiene un sistema di fun zioni di domanda marshalliane per ogni categoria di spesa pubblica della forma seguente:
fi = qi (E, pi, D J (i = 1 ...n; h - [1] dove q^ la quantità di spesa pubblica della i-esima categoria, è espressa come funzione del livello della spesa pubblica totale E (che, come detto, è assunta esogena, determinata nella precedente fase del processo di bilancio), degli indici dei prezzi p, relativi ai vari programmi di spesa pubblica, e degli indicatori socio-demogra fici di bisogno Dh, quali ad esempio la numerosità e la struttura per età della popolazione, che esprimono la relativa priorità delle diffe renti aree dell’intervento pubblico. Le funzioni [1] possono essere espresse equivalentemente in termini di quote del bilancio totale come:
Wi = Wi (E, pi, D J (i = l...n ; h = [2]
dove Wi = Pi ■ qJE.
com-plessiva considerati congiuntamente (poiché il vincolo di bilancio è indifferente a variazioni proporzionali in tutti i prezzi e nella spesa totale). Inoltre, il lemma di Shephard richiede che la matrice di so stituzione di Slutsky sia simmetrica e semidefinita negativa (poiché la funzione della spesa è concava in tutti i prezzi). Il sistema di equazioni di domanda identificato da [1] o da [2] permette di verifi care statisticamente queste restrizioni e di valutare di conseguenza la sostenibilità dell’assunzione di comportamento ottimizzante del governo.
Come accennato, l’applicazione empirica ha utilizzato i dati annuali della classificazione per funzioni della spesa delle Ammini strazioni pubbliche in Italia per gli anni dal 1961 al 1982 raccolti
dall’IsTAT [1984] (con una osservazione addizionale preliminare re lativa al 1960 richiesta per costruire il termine di ritardo nella spe cificazione dinamica del modello (2), e ha considerato le 7 distinte categorie di spesa pubblica elencate nelle note alle Tabelle (3). Gli indici dei prezzi p, richiesti dalle funzioni [1] e [2], ovvero i deflato- ri impliciti di ogni categoria di spesa, sono stati calcolati come rap porto tra i dati della spesa a prezzi correnti e quelli corrispondenti a prezzi costanti. Tre serie temporali 1961-82 di indicatori demo grafici di fonte Is t a t [1985a, 1985b], che si presume abbiano rilievo
nel processo allocativo della spesa pubblica in particolare su cate gorie come « Istruzione », « Previdenza ed assistenza » e « Sani tà », sono stati considerati nella stima: la dimensione complessiva della popolazione, e la sua struttura per età, indicata dalla propor zione di popolazione sotto i 19 anni, e dalla proporzione della popo lazione sopra i 65 anni.
Come anticipato, nell’applicazione econometrica al sistema di domanda [2] è stata attribuita la forma funzionale flessibile nota
co-— 491 co-—
(2) Si noti che allo scopo di rendere possibile un appropriato confronto con il modello dinamico, anche la specificazione statica, che ovviamente non include nessun ritardo, è stata stimata sul periodo 1961-82.
me Almost Ideal (AI). Includendo nella specificazione delle equa zioni gli indicatori demografici Dh (e considerando solo la popola zione totale in forma logaritmica), la versione statica del sistema di domanda AI assume la forma seguente:
wì |= + 2 h ©ih - Dh + Zj <E>ij ■ logpj + fa ■ log(EÌP) [3]
(i,j =1...n; h = 1...m)
dove P è un indice generale dei prezzi definito in termini dei prezzi specifici di ogni categoria di spesa da:
logP = a„ + Zkak ■ ìògpl + HgZjZ/c&jk ■ \ogpJ\ogpk + ZjZh0 jh ■ \ogpf Dh
(j,k = I ...n; h = 1...to) [4]
Ai fini della stima, un termine di disturbo stocastico additivo U è stato aggiunto ad ogni equazione. Le assunzioni stocastiche sono che E(Uit) = 0 e E(XJt, Ut _ 7) = Òtt _ XQ dove Vt è un vettore nxl e òtt - x rappresenta il ó di Kronecker. In altri termini, gli errori so no assunti con aspettativa uguale a zero e non correlati nel tempo; tuttavia si permette, per ragioni che verranno chiarite di seguito, che siano correlati fra le diverse equazioni al medesimo tempo t, cioè che si abbia una matrice contemporanea delle varianze/cova- rianze Q singolare.
Il sistema di domanda descritto dalla [3] comprende un elevato numero di parametri, come del resto è da attendersi in una forma funzionale flessibile e ciò, data la limitata ampiezza del campione disponibile, certamente riduce la significatività dei risultati della regressione. Inoltre, la formulazione [4] dell’indice generale dei prezzi P rende il sistema di equazioni [3] non lineare nei parametri, e conseguentemente l’esercizio di stima deve essere realizzato me diante metodi di stima non lineari. Per evitare una stima non linea re viene qui seguito il suggerimento avanzato da Deaton and Muel- lbauer [1980a], nonché la pratica standard in questo tipo di applica zioni, consistente nell’adottare l’indice generale dei prezzi di Stone P* come un’adeguata approssimazione di P, e cioè:
— 493
possa essere assunto proporzionale a qualche indice conosciuto, quale è P* dato dalla media passata dei prezzi individuali in termi ni logaritmici.
Usando questa approssimazione, le quote del bilancio pubblico allocate nei diversi programmi di spesa risultano linearmente di pendenti, secondo i parametri a „ 0 lh, <P{j, e fa, dagli indicatori de mografici, dai logaritmi dei prezzi dei singoli programmi, e dal lo garitmo della spesa pubblica in termini reali.
Tuttavia, il ricorso all’indice generale dei prezzi P* introduce un’evidente simultaneità del modello attraverso i pesi che compaio no nella [5]. In altri termini, è probabile che gli errori nelle diverse equazioni ad un medesimo tempo t siano mutualmente correlati. In tali casi i metodi di stima di sistema forniscono generalmente stime più efficienti rispetto ai minimi quadrati ordinari (OLS) applicati separatamente su ogni singola equazione. Inoltre, poiché le diverse equazioni del sistema condividono le medesime variabili esplicati ve, l’imposizione di restrizioni che coinvolgono più equazioni, come la simmetria, richiede che queste siano stimate congiuntamente.
Adottando la forma funzionale AI (ed accogliendo l’approssi mazione [5]) le elasticità dei differenti programmi di spesa pubblica rispetto al totale della spesa ed ai prezzi assumono la seguente forma:
<Hff1 + (fa/wi) [6]
eij ~ Wj - óij [7]
dove et rappresenta l’elasticità alla spesa complessiva (@logg¿/@lo- gE), ed etJ l’elasticità compensata al prezzo (@\ogq,/@\ogp/), dove òy è il <5 di Kronecker.
Inoltre, nel caso della forma funzionale AI, le condizioni dei sistemi di domanda implicate dalla teoria e discusse precedente- mente assumono la forma delle seguenti restrizioni parametriche: Àdditività: fa k = 1, f a 0 ih = 0, fa&ij = 0, fafa= 0 [8]
Omogeneità: fa (Py = 0 [9]
Simmetria: ®ij = [10]
Poiché i dati sono additivi per costruzione, le condizioni [8]
doman-da AI non vincolato, stimato nella specificazione statica. Al contra rio, l’omogeneità e la simmetria, che comportano semplici restrizio ni lineari sui parametri appartenenti a differenti equazioni, possono essere testati solo considerando il sistema nel suo complesso; non c’è modo invece, imponendo restrizioni sui parametri, di testare che la matrice di sostituzione sia semidefinita negativa. L ’accetta zione delle restrizioni testabili, come messo in luce, fornisce evi denza del comportamento ottimizzante del governo nella decisione di allocazione della spesa pubblica.
In breve, alla luce di quanto esposto, la strategia di stima se guita nella prima parte di questo lavoro è consistita nello stimare dapprima il sistema di domanda separatamente equazione per equazione mediante il metodo OLS, sia nella forma non vincolata sia imponendo la restrizione di omogeneità per sostituzione, allo scopo di individuare valori iniziali di stima dei parametri che sono stati successivamente sottoposti alla stima di sistema adottando la tecnica Seemingly Unrelated Regression (SUR) iterata rispetto alla matrice varianze/covarianze (4). Anche in questo caso, si è dappri ma stimato l’intero sistema non vincolato, si è successivamente ve rificata l’ipotesi di omogeneità mediante il test LR (likelihood ratio), ed infine quella di simmetria (ancora con il test LR) sul sistema già vincolato dalla condizione di omogeneità allo scopo di cogliere il ca rattere sequenziale di tali condizioni [Mizon 1977, p. 1222] (5). Tuttavia, data l’elevata parametrizzazione del modello e il numero limitato di osservazioni, la strategia più corretta è sembrata quella di correggere il valore del test LR per i gradi di libertà secondo l’approccio proposto da Pudney [1981] allo scopo di compensare la tendenza al rifiuto dell’ipotesi nulla mostrata dai test asintotici quando applicati a piccoli campioni (6). Il test così corretto assume allora la forma:
(p* = <p + n T log{ (n T - pt) I (n T - p0)} [11]
(4) Per la procedura di stima SUR, si veda in particolare Jvdge et al.
(1982), pp. 314-328, Zellner(1962) e Zellner(1963).
(5) Si noti che la condizione di additività è stata imposta nella stima SUR eliminando un’equazione (« Sanità ») e calcolando i valori stimati dei corrispon denti parametri come differenza tra le stime relative alle altre equazioni e le con dizioni di additività.
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dove 0 è il valore del test LR non corretto, n è il numero delle equazioni stimate nel sistema, T il numero delle osservazioni, p0 e Pi il numero dei parametri del sistema nel caso rispettivamente dell’ipotesi nulla e dell’ipotesi alternativa.
Tuttavia, come più volte sottolineato, il principale obiettivo di questo lavoro consiste nel verificare il comportamento ottimizzante del governo nella decisione allocativa soprattutto quando questa venga vista in un contesto più realistico di quello finora ipotizzato, ovvero in uno scenario che cerchi di cogliere gli elementi intertem porali esistenti nel processo di allocazione pubblica. In questo sen so, va notato che uno dei più rilevanti risultati a cui sono giunti molti studi empirici che hanno stimato la specificazione statica del sistema di domanda AI sulla base di dati sul consumo privato in termini aggregati è costituito dall’usuale rifiuto della restrizione di omogeneità (si veda Barten [1969], Byron [1970], Lluch [1971], e Deaton [1974]). Deaton e Muellbauer [1980a], ad esempio, pur giungendo a stime plausibili per i parametri strutturali e per le ela sticità al reddito ed ai prezzi, hanno visto le condizioni di omoge neità e simmetria decisamente rifiutate. Questi risultati hanno sug gerito agli autori la necessità di incorporare esplicitamente nel mo dello ulteriori fattori, oltre ai prezzi correnti e alla spesa totale cor rente, che spieghino il comportamento di consumo in modo coeren te dal punto di vista teorico e robusto dal punto di vista empirico: « expenditure on several items may be relatively inflexible in thè short run. The explanation o f such items may require other varia- bles such as stocks, lagged dependent variable, or time trends » (p. 320). La conclusione è quindi che: « thè now standard rejection of homogeneity in demand analysis may be due to insufficient atten- tion to thè dynamic aspects o f consumer behaviour » (p. 312). Una direzione da esplorare consiste quindi nel generalizzare la formula zione statica del modello AI integrandola con elementi dinamici che diano conto in qualche misura dell’esistenza di beni durevoli e del formarsi di abitudini nei comportamenti di consumo.
nel bilancio totale), implicati dalla specificazione statica del model lo, ignorano palesemente aspetti fondamentali dei processi decisio nali della spesa pubblica come concretamente si realizzano. Infatti, come descritto da Dunne, Pashardes e Smith [1984, p. 4], « many programmes have to be planned far ahead, and adjustment to changing circumstances is slowed by such factors as organizational rigidities and the need to make legislative changes. Therefore it would be better to regard [the static specification] as representing a longer run equilibrium to which the system adjusts slowly. In the short run there is a Wedge of uncontrollable expenditures incurred by past commitments ». In termini più espliciti l’esistenza di rigidi tà nella determinazione della dimensione delle varie categorie di spesa pubblica può essere ricondotta ad esempio al peso delle spe se correnti non discrezionali, quali le retribuzioni per il personale pubblico e i trasferimenti erogati in dipendenza di requisiti previsti specificamente dalla legge (entitlements programs nell’ ambito della previdenza, dell’assistenza, della sanità) che sono sostanzialmente non revocabili nel breve periodo, a forme di inerzia burocratica, ad impegni assunti dai politici ad assicurare determinati livelli di spesa pubblica, all’estensione di progetti di lungo periodo in specifici campi di intervento quali quello dei lavori pubblici.
Una volta riconosciuta la rilevanza degli elementi dinamici nel la modellizzazione del sistema di domanda, un approccio promet tente appare l’adozione dell’estensione dinamica della forma AI proposta da Muellbauer e Pashardes [1982]. Per illustrare le prin cipali caratteristiche di questa specificazione è tuttavia necessario meglio puntualizzare le considerazioni generali sopra esposte.
ipotiz-zando qit, la quantità osservabile di spesa pubblica per l’i-esimo pro gramma al tempo t, data da:
qu = qu* ~ a ' qt - ** [12]
where qit* è lo stock di spesa pubblica « effettiva », vale a dire la quantità di spesa pubblica che è effettivamente determinata come ri sultato del contemporaneo processo di allocazione sopra postulato, n rappresenta la proporzione dello stock che rimane dopo un numero z di periodi (coefficiente di inerzia) con z = l...z. Poiché, seguendo le argomentazioni discusse precedentemente, la spesa effettiva è minore della spesa osservabile, il coefficiente di inerzia iT; dovrebbe risultare — l<Jtf<0, e maggiore in valore assoluto per i programmi caratterizzati da lunghi tempi di erogazione e da impegni di spesa rigidi.
Inoltre è plausibile che il governo sia in qualche misura consape vole dei vincoli comportati dai programmi di spesa che generano spese incontrollabili nel breve periodo. Di conseguenza, si può assumere che il governo decida l’allocazione della spesa con riferimento a prezzi che riflettono i probabili impegni futuri. Quindi pit*, il prezzo « effettivo » appropriato del programma i al tempo t è posto uguale al suo costo d’uso:
P a * « p * ( l ~J€i + rt)/(l + rt) [13]
dove pitè il prezzo corrente osservabile del programma i, e rtil tasso di interesse reale prevalenti al periodo t. Tanto maggiore è il tasso di in teresse tanto minore è l’importanza attribuita agli impegni di spesa fu turi rispetto a quelli correnti.
Gli elementi dinamici in tal modo specificati possono essere inseri ti nella forma statica del sistema di domanda AI semplicemente sosti tuendo le quantità di spesa osservate qlte i prezzi osservati pltcon le corrispondenti quantità di spesa effettiva qit* e con i prezzi effettivi Pi*, definiti rispettivamente in [12] e [13]. In particolare, è possibile riformulare le equazioni [3] che descrivono le quote di spesa nei diver si programmi in termini di quote effettive wit* nel modo seguente:
wu* = « f + Ih&ih ■ D y + Z& J • logPjf* + A • log(Et*IPt*) [14]
dove E * è il vincolo di bilancio effettivo dato da:
E * = Pu* ■ qu* - [15]
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e Pt* è l’indice generale dei prezzi effettivo definito come: logP * = arj + I kak ■ logpu* + l/li I jZ k<Pjt* ■ \ogp]t*\ogpkt* +
+ ZjZh®jhlogPjt* • Du [16]
Analogamente alla forma statica, Pt* può essere approssimato da:
logPt* « logP,** = Z k wkt* ■ logpkt* [17]
Poiché per definizione:
wit* ■ q jm t __ [18]
le equazioni delle quote di spesa effettive [14] possono essere rifor mulate in termini delle quantità effettive qit* come segue:
Qit* = [«; + Eh0 ih ■ Dm + ■ \ogpjt* + Pi ■ log(Et*IPt*)] Et*lpit*
[19] Per esprimere le equazioni delle quote di spesa effettive [14] in ter mini di quote di bilancio osservate wit (cioè in una forma che possa essere stimata) va ricordato che, per definizione:
Wit = Pii ■ qJEt [20]
cioè, per la [12]:
wit = Pu ■ (qn* ~ n - Z z qit_*)IEt [21]
Il sistema di equazioni stimato è ottenuto sostituendo qit* e qu-z*, come definiti dalla [19], nella [21], ed usando la definizione di costo d’uso dato nella [13]:
wit - Pu' { + Eh @ih ■ Dm + Sj <Pij ■ logfeaU - Jti + r()/(l + rt))
+ bi■ ìog(EJPt*]Et*lpit(\ - Jti+ r,)/(l + rt)
- Ui ■ Ez[at+ Zh &ih ■ Dht-Z + 2j <Pit ■ l og(ptì.z(1 - nt + rt_z)l(1 + rt_J) + Pi ■ ìog(Et *!Pt_*)\ Et.*!(pitM - ^ + rtM l + rtJ}IEt [22]
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minare gli stock (attribuendo così al suo modello una differente specificazione stocastica), e ad una procedura iterativa per calcola re E *. Qui il problema della non linearità nei parametri è stato più semplicemente aggirato approssimando E * con Et: infatti può esse re mostrato che i due termini hanno il medesimo ordine di grandez za (7), anche se in realtà l’aspetto rilevante sta soprattutto nelle proprietà dell’errore di misurazione. Va notato da ultimo che nella specificazione dinamica le restrizioni di additività, di omogeneità e simmetria assumono la medesima forma già esposta per la formula zione statica nelle espressioni [8], [9] e [10]: di conseguenza la sti ma ha seguito una strategia analoga a quella adottata nel preceden te caso del modello statico.
3. a) Caso statico.
La Tab. 1 riporta i risultati della stima econometrica effettuata con la tecnica SUR sul sistema di domanda AI non vincolato consi derato nella sua specificazione statica (8); oltre alle usuali statisti che sono esposti anche i valori del Durbin-Watson (DW) per le equazioni del sistema vincolato imponendo le condizioni di omoge neità e simmetria, nonché i valori della F sull’assunzione di omo- schedasticità.
Nel complesso i risultati della stima appaiono soddisfacenti. Considerando l’elevato grado di disaggregazione del modello e la sua specificazione in termini di quote della spesa complessiva, la sua capacità di spiegare la varianza delle quote di spesa nei vari programmi, come riflessa nei valori di R2 relativi alle singole equa zioni, appare relativamente buona (sempre superiore al 90%, tran ne che nel caso della categoria « Istruzione »). Il numero di coeffi cienti statisticamente significativi appare soddisfacente, data la for ma flessibile adottata e la conseguente ampia articolazione della sua struttura, ed in linea con gli standards normalmente accettati nelle regressioni di sistema.
Quanto all’autocorrelazione dei residui, data la piccola dimen sione del campione utilizzato e l’elevato numero dei regressori, il test D W condotto sulle singole equazioni risulta affetto da una re gione inconclusiva molto ampia. Emergono, tuttavia, evidenze di
(7) Si veda Muei.lbauf.r e Pashardes (1982), p. 9.
Tab. 1 - Modello statico: stima SUR dei parametri. i= 1 2 3 4(*) 5 6 7 a; 20,10 (3,756) (3,289)7,24 -15,44 (-3,005) -5,45 (-1,223)-7,60 (0,855)2,26 -0,10 (-0,010) 0 i i -1,19 (-3,627) -0,41 (-3,028) 0,96 (3,064) 0,30 0,56 (1,467) -0,12 (-0,728) -0,11 (-0,168) 0,36 (0,910) 0,44 (2,740) 0,50 (-1,310) 0,69 (-1,001)-0,46 (-0,260)-0,05 -0,48 (-0,621) -1 ,3 7 (-1,519) 0,22 (0,596) 1,21 (1,401) 1,94 2,44 (2,337) —0,06 (-0,131) -4,39 (-2,446) «fu 0,06 (1,697) 0,00 (-70,253) (-0,236)-0,01 -0 ,0 2 (-4,600)-0,17 -0,03 (-1,682) 0,18 (2,739) 0,00 (-0,011) 0,05 (5,893) (-2,361)-0,05 0,05 0,04 (1,540) 0,00 (0,440) (-2,306)-0,09 ^ i S 0,01 (0,458) 0,01 (-1,128) 0,12 (6,554) -0,02 -0,03 (-1,456) 0,00 (0,401) -0,08 (-1,994) <£w 0,01 (0,346) 0,00 (0,276) 0,04 (2,350) 0,069 (0,356)0,01 (-1,484)-0,01 -0,11 (-3,179) t > i 5 0,03 (1,481) -0 ,0 2 (-1,837) -0 ,0 5 (-2,269) -0 ,0 8 0,19 (7,792) 0,02 (1,716) -0,10 (-2,305) < £ ¡ 6 -0 ,0 9 (-4,016) -0 ,0 0 (-0,424) -0 ,0 4 (-1,885) -0,01 -0,04 (-1,374) 0,01 (1,160) 0,17 (3,664) ' £ , 7 0,01 (0,606) -0,01 (-1,128) -0,03 (-2,152) 0,00 0,00 (-0138) (1,764)0,01 0,02 (0,515) P i 0,12 (2,337) -0,01 (-0,399) -0 ,1 6 (-3,153) -0 ,0 2 -0,21 (-3,491) -0,01 (-0,464) 0,29 (2,783) R 2 0,97 1,00 0,88 0,91 0,94 0,92 DW(**) Dis% — 0,349 2,53 2,13 DU5% = 2,879 2,11 1,73 2,52 1,89 DW(***) Dl5% = 0,424 2,59 1,65 Dus% = 2,734 1,75 1,44 2,66 1,54 Omosched. valore critico F 0,66 1,94 i , 2 0 5 % — 4,35 0,06 -1 ,2 0 -0 ,0 6 -0 ,4 9 Note:
i = 1: Servizi generali i = 4: Sanità
1 . 2: Difesa i = 5: Previdenza ed assistenza
i = 3: Istruzione i = 6: Spese per l’abitazione
i = 7: Servizi economici 1 — totale popolazione
2 = popolazione sotto i 19 anni 3 = popolazione sopra i 65 anni
In parentesi, valori di t; valore critico i10,5% = 1,812.
(*) Le stime riportate in questa colonna sono ottenute come di differenza tra le stime relative alle altre colonne e le condizioni di additività.
(**) Sistema non vincolato.
(***) Dati i vincoli di omogeneità e simmetria.
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l’opportunità di un’estensione dinamica del sistema di domanda. Inoltre, come sottolineato da Deaton e Muellbauer [1980a], è inte ressante notare che l’imposizione delle condizioni di omogeneità e simmetria genera per alcune categorie di spesa (« Difesa », « Istruzione», « Previdenza ed assistenza », « Servizi economici ») autocorrelazione positiva dei residui come dimostra la caduta nel valore del DW. Questo risultato potrebbe forse suggerire resisten za di un rapporto tra le restrizioni di omogeneità e simmetria e le caratteristiche dinamiche delle scelte allocative. In altre parole, l’autocorrelazione positiva che emerge nel modello vincolato po trebbe essere dovuta all’omissione di fattori sistematici che sono in qualche modo soppressi quando omogeneità e simmetria sono imposti.
Nel complesso i risultati della stima prospettano un comporta mento del governo nelle decisioni di allocazione della spesa pubbli ca assai meno rigido di quanto si potesse attendere a priori. Innan zitutto, l’effetto degli indicatori demografici si rivela piuttosto im portante. I coefficienti relativi alla popolazione totale sono statisti camente significativi e dimensionalmente abbastanza rilevanti nel caso dei « Servizi generali », della « Difesa » e dell’« Istruzione »; di segno negativo per la « Difesa », di segno positivo per le spese sociali quale è 1’« Istruzione », come l’argomentazione dei beni pubblici suggerisce. Mentre la proporzione dei giovani sulla popo lazione complessiva sembra non avere alcun effetto statisticamente significativo sull’« Istruzione », la considerevole e significativa in fluenza positiva del peso della popolazione anziana sulla spesa per « Previdenza ed assistenza » conferma le aspettative. Comunque, l’ipotesi di completa assenza di effetti demografici sull’allocazione pubblica è chiaramente rifiutata (test di Wald sulla restrizione 0,/, = 0 per qualsiasi i ed h = 322,606, valore critico c/ifl 18,5% = 28,869).
Quanto agli effetti dei prezzi delle diverse categorie di spesa, tutte le equazioni, con l’eccezione delle « Spese per l’abitazione », mostrano coefficienti statisticamente significativi e in alcuni casi di mensionalmente rilevanti (anche se 3 dei 6 coefficienti relativi al proprio prezzo, « Servizi generali », « Spese per l’abitazione », e « Servizi economici », risultano non significativamente diversi da zero). Inoltre, se considerati congiuntamente, i prezzi confermano di avere un ruolo statisticamente significativo nell’allocazione della spesa pubblica (test di Wald sulla restrizione <f>y = 0 per qualsiasi i
e j = 2449,146, valore critico ~ 57). Da ultimo, rispetto al
La Tab. 2 espone le elasticità dei differenti programmi di spe sa pubblica rispetto al totale della spesa e le elasticità compensate rispetto ai prezzi, valutate sulle quote medie di spesa nelle diverse categorie sul periodo 1961-82 secondo le formule [6] e [7], Per tutte le categorie di spesa eccetto 1’« Istruzione », le elasticità rispetto al totale della spesa hanno segno positivo indicando quindi che nessu no dei programmi è assimilabile ad un bene inferiore. I « Servizi generali » e i « Servizi economici » sono le categorie più sensibili a variazioni del budget complessivo, la « Previdenza ed assistenza » rappresenta la voce più rigida: il risultato concorda con le aspettati ve visto che nelle prime due categorie prevalgono interventi di spe sa discrezionali, mentre in campo previdenziale le erogazioni sono essenzialmente determinate in connessione a specifici requisiti dei beneficiari ed indipendentemente dalle risorse pubbliche disponibili. Tab. 2 - Modello statico:
ai prezzi (e^).
elasticità della spesa totale (e*) ed elasticità compensata
i— i 2 3 4 5 6 7 2,05 1,00 §¡-0 ,2 1 0,71 0,43 1,00 2,71 en -0,41 0,12 0,12 -0,11 ME-0.36 -0,89 1,16 0,06 -0,11 -0,29 0,71 0,06 0,06 -0,49 ¿¡s 0,13 0,13 0,05 -0 ,1 9 0,13 0,13 -0 ,3 2 £¡4 0,14 0,14 0,44 -0 ,3 4 0,14 0,14 -0,52 £¡5 0,37 0,10 0,01 -0,01 0.10 1,03 -0,22 Ci6 -0 ,7 8 0,03 —0,29 -0 ,2 2 0,03 -0 ,9 7 1,03 0i7 0,17 0,17 -0 ,0 6 0,29 0,17 0,65 0.83 Note:
i = 1: Servizi generali i = 4: Sanità
i = 2: Difesa i = 5: Previdenza ed assistenza
i = 3: Istruzione i = 6: Spese per l’abitazione i = 7: Servizi economici
Tutte le elasticità sono colcolate con riferimento al valore medio nel periodo considerato delle variabili rilevanti.
spe-503
sa alla spesa totale che ai prezzi propri; ne risulta una visione del l’allocazione tra i vari programmi come un processo sostanzialmen te guidato dalla dimensione del bilancio pubblico.
Esaminando le elasticità al prezzo incrociate, va notato che gli effetti di sostituzione più rilevanti concernono gli effetti sulle cate gorie dei « Servizi economici » e delle « Spese per l’abitazione »: per esempio, le coppie « Servizi economici »-« Servizi generali », « Servizi economici »-« Spese per l’abitazione », « Spese per l’abi tazione »-« Previdenza ed assistenza », « Spese per l’abitazione »- « Servizi economici », indicano effetti di prezzi incrociati estesi e statisticamente significativi.
La Tab. 3 riporta i valori dei test LR condotti sulle condizioni di omogeneità e di simmetria, nonché i corrispondenti valori cor retti per i gradi di libertà, calcolati secondo l’espressione [11], che, come sottolineato, permettono di verificare più correttamente le ipotesi in questione in presenza di piccoli campioni. In base ai ri sultati dei test la condizione di omogeneità appare non rifiutata, di versamente da quella di simmetria per la quale il valore assunto da chi4 risulta largamente superiore al valore critico al livello di signi ficatività del 5%. Questi risultati sono in qualche misura soddisfa centi in quanto, come ricordato, parecchi studi condotti su dati di consumo privato hanno visto rifiutato anche il postulato di omoge neità; tuttavia viene confermata l’opportunità sopra prospettata di indagare gli aspetti dinamici del processo di allocazione della spesa pubblica al fine non solo di evitare il rifiuto dell’ipotesi di simme tria ma soprattutto di specificare il modello in termini di maggiore realismo.
Tab. 3 - Modello statico: test LR su omogeneità e simmetria.
Omogeneità: LR LR corretto (Pudney 1981) Simmetria (*): LR LR corretto (Pudney 1981)
16,97 (vai. erit. cAi*6t5% = 12,59) 11,51 (vai. crit. chii6f5% = 12,59)
49,68 (vai. crit. chi1 i5i5% = 25,0) 37,94 (vai. crit. ctó!15i5% = 25,0)
(*) Imposta la condizione di omogeneità.
b) Caso dinamico.
del sistema di domanda AI dinamico specificato nella [22], adottan do un ritardo di ordine 1 ed un valore costante del tasso di interes se reale pari al 2%.
Analizzando i risultati della Tab. 4, va innanzitutto notato che delle 6 categorie di spesa stimate ben 4 (« Istruzione », « Previ denza ed assistenza », « Spese per l’abitazione », e « Servizi eco nomici ») mostrano coefficienti di inerzia statisticamente signifi cativi, con il risultato che la specificazione statica del sistema di do manda viene rifiutata. Inoltre, conformemente alle aspettative, tut ti i coefficienti di inerzia statisticamente significativi risultano com presi tra —l e zero (soltanto il coefficiente relativo a « Previdenza ed assistenza » è leggermente minore di —1). « Previdenza ed assi stenza » ed « Istruzione » registrano il più alto coefficiente di iner zia in valore assoluto; tale risultato concorda con quanto atteso se si considera la rigidità nel breve periodo delle erogazioni previden ziali da un lato, che sono connesse al soddisfacimento di specifici requisiti legislativamente previsti, e delle retribuzioni del persona le scolastico dall’altro, che rappresentano la voce più rilevante del la spesa per l’istruzione.
Se l’assenza di inerzia intertemporale nel caso dei « Servizi ge nerali » può essere facilmente spiegata dalla prevalenza in questa categoria di voci di spesa discrezionale che, come dimostra l’espe rienza recente della gestione del bilancio pubblico in Italia, sono soggette a rimodulazione di anno in anno, può forse risultare sor prendente che la spesa per la « Difesa » non denunci elementi di rigidità intertemporale statisticamente rilevanti che vincolino la de cisione allocativa. Una possibile spiegazione plausibile si richiama al fatto che gli impegni finanziari imposti dai progetti militari di lungo periodo possono essere almeno parzialmente controllati dal Tesoro nel breve periodo mediante manovre di tesoreria consisten ti nell’accelerare o nel rallentare le procedure di pagamento effetti vo. Ciò in qualche misura potrebbe contribuire a compensare le ri gidità nella spesa per la difesa riconducibili al mantenimento del personale militare difficilmente revocabile nel breve periodo.
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Tab. 4 - Modello dinamico: stima SUR dei parametri.
i= 1 2 3 4(*) 5 6 7 a: 12,08 5,26 1 -11,22 . -5,71 - 12.36 4,20 8,74 (1,851) (2,571) (-1,721) (-2,092) (1,209) (0,819) ©u -0 ,7 0 -0,29 0,72 0,32 0,84 -0,22 -0,68 (-1,741) (-2,279) (1,806) (2,314) (-1,038) (-1,026) 0,11 0,37 -0,65 0,44 0,02 -0,14 -0,15 (0,362) (2,401) (-1,718) (0,063) (-0,641) (-0,195) ©w -0 ,5 0 0,37 1,56 2,62 2,24 0,47 E-6,75 (-0,551) (1,429) (1,220) (1,811) (0,712) (-3,086) <£¡1 0,07 -0,01 0,03 -0 ,0 7 -0 ,1 9 -0,01 0,18 (2,701) (-0,573) (0,877) (-5,455) (-0,603) (2,818) d>ì4 0,00 0,05 -0,08 0,06 0,08 -0,01 -0 ,1 0 (0,233) (8,802) (-4,223) (4,179) (-0,838) (-2,560) <£¡3 -0,01 -0,01 0,13 -0 ,0 0 -0,03 -0,01 -0 ,0 7 (-0,680) (-1,544) (4,737) (-1,169) (-0,729) (-1,717) <£« 0,01 -0 ,0 0 0,06 0,05 -0,01 -0 ,0 0 ^0,10 (0,485) (-0,510) (3,534) (-0,595) (-0,362) (-2,874) <£¡5 0,00 —0,02 -0,04 -0,05 0,18 0,04 -0,11 (0,105) (-3,095) (-1,277) (5,983) (2,531) (-2,696) <*>¡6 -0 ,0 6 0,00 . -0 ,0 6 0,02 -0 ,0 8 > -0,01 0,18 (-2,129) (-0,031) (-1,986) (-3,063) (-0,600) (3,831) <£¡7 0,00 -0,01 -0 ,0 6 -0,01 0,05 0,01 0,02 (-0,065) (-1,587) (-3,089) (2,767) (1,296) (0,563) Pi 0,05 -0 ,0 3 -0 ,1 4 -0 ,0 4 -0 ,2 4 -0,03 0,43 (0,695) (-1,462) (-2,079) (-3,830) (-0,697) (3,499) JCi 0,27 0,21 -0 ,8 6 -1 ,0 4 -0 ,5 3 -0 ,0 9 (1,293) (1,088) (-2,735) (-4,760) (-2,652) (-1,899) R? 0,97 1,00 0,92 0,96 0,95 0,92 DW(**) 2,52 2,13 2,37 1,76 2,85 1,72 Dl5% ~ 0,218 Di75% = 3,057 DW(***) 2,10 1,78 1,75 1,45 2,49 1,76 DL5% = 0,349 Du5% — 2,897 Omosched. 0,85 1,32 1,11 -0 ,2 9 -0 ,1 8 -0 ,6 2 valore critico F i 5% = 4,35 Note:
i = 1: Servizi generali i = 4: Sanità
i — 2: Difesa i = 5: Previdenza ed assistenza
i = 3: Istruzione i = 6: Spese per l’abitazione
1 = totale popolazione 2 = popolazione sotto i 19 anni 3 = popolazione sopra i 65 anni
i = 7: Servizi economici
In parentesi, valori di t; valore critico ¿9,5% = 1,833.
(*) Le stime riportate in questa colonna sono ottenute come di differenza tra le stime relative alle altre colonne e le condizioni di additività.
(**) Sistema non vincolato.
(***) Dati i vincoli di omogeneità e simmetria.
Quanto agli effetti degli indicatori demografici, la loro rilevan za sull’allocazione della spesa, che è stata evidenziata nel caso del modello statico, viene soltanto parzialmente confermata dalla spe cificazione dinamica. Viene ribadito l’effetto rilevante e di segno positivo della proporzione della popolazione anziana sulla spesa per « Previdenza ed assistenza », ed anche in questo caso viene rifiuta ta, anche se meno fortemente che non nel caso statico, l’ipotesi di completa assenza di effetti demografici (test di Wald sulla restrizio ne ©ih = 0 per qualsiasi i ed h = 58,765, valore critico c/u918 5% = 28,865).
Come già nella specificazione statica, i coefficienti relativi al proprio prezzo nel caso delle « Spese per l’abitazione » e dei « Ser vizi economici » risultano non significativi. Comunque i prezzi, quando considerati congiuntamente, riconfermano anche nel mo dello dinamico il loro ruolo rilevante: l’ipotesi che tutti i coefficienti di prezzo siano nulli è chiaramente rifiutata (test di Wald sulla re strizione <Pij= 0 per qualsiasi i e j = 474,736, valore critico chi142,5% ~ 57). Quanto all’influenza della dimensione del bilancio pubblico sul risultato dell’allocazione, solo la spesa per la « Difesa » (come già nel caso statico) e quella per i « Servizi generali » mostrano coefficienti non significativamente diversi da zero.
In generale, come illustrato nella Tab. 5, le stime derivate nel modello dinamico per le elasticità delle varie categorie di spesa al proprio prezzo e al totale della spesa confermano, in termini di se gno e di grandezza, i risultati del caso statico. Infatti, anche nel ca so dinamico, tutti i programmi di spesa eccetto 1’« Istruzione » sono caratterizzati da elasticità rispetto al bilancio sempre positive, mentre i « Servizi economici » rimangono la categoria più sensibile alle variazioni del budget e la « Previdenza ed assistenza » la più rigida. L ’« Istruzione » fa ancora eccezione in quanto è l’unica fun zione di spesa a non presentare elasticità compensate al proprio prezzo di segno negativo, mentre il modello dinamico conferma le più rilevanti elasticità al prezzo incrociate che, come nel caso stati co, coinvolgono le spese per « Servizi economici » e le « Spese per l’abitazione ».
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Tab. 5 - Modello dinamico: elasticità alla spesa totale (ej ed elasticità compensa ta ai prezzi (e^). i= i 2 3 4 5 6 7 3 1,00 1,00 ~ -0 ,0 7 0,72 0,34 1,00 3,54 3i -0 ,3 2 0,12 0,12 -0,43 -0,39 0,12 1,19 3« 0,06 -0 ,0 6 -0 ,5 9 0,50 0,27 0,06 -0,55 3s 0,13 0,13 0,11 0,12 0,13 0,13 -0 ,2 7 34 0,14 0,14 0,59 -0 ,5 2 0,14 0,14 -0,44 35 0,37 0,08 0,37 -0 ,0 3 -0 ,1 4 1,89 -0,29 3e -0 ,4 6 0,03 -0,41 0,17 -0,19 -0 ,9 7 1,12 37 0,17 0,17 -0,28 0,06 0,30 0,17 -0 ,8 3 Note: i = 1: i = 2: i = 3: Servizi generali Difesa Istruzione i — i = 1 — 4: Sanità 5: Previdenza ed assistenza 6: Spese per l’abitazione 7 : Servizi economici
Tutte le elasticità sono eolcolate con riferimento al valore medio nel periodo considerato delle variabili rilevanti.
la precedente conclusione secondo cui l’ipotesi di omogeneità non viene rifiutata dai dati. D ’altra parte, anche nel modello dinamico, la condizione di simmetria continua ad essere rifiutata ma meno fortemente che in quello statico, e ciò, al di là delle considerazioni circa il maggior realismo di una specificazione che tenga conto in qualche misura delle inerzie intertemporali così evidenti negli ef fettivi processi di allocazione della spesa pubblica, può essere in terpretato, pur con molte prudenze, come una conferma della pre- feribilità del modello dinamico.
Tab. 6 - Modello dinamico: test LR su omogeneità e simmetria.
Omogeneità: LR LR corretto (Pudney 1981) Simmetria (*): LR LR corretto (Pudney 1981)
7,36 (vai. crit. cài\ 5% = 12,59) 1,32 (vai. crit. chi‘e , = 12,59)
46,58 (vai. crit. chi115i5% = 25,0) 33,79 (vai. crit. chi*i5>5% = 25,0)
(*) Imposta la condizione di omogeneità.
cisione diversi dalle categorie funzionali di spesa, se cioè, in termi ni esemplificativi, la scelta del governo concerna più il confronto tra consumi collettivi ed investimenti pubblici piuttosto che quello, ad esempio, tra difesa e previdenza sociale. I risultati iniziali poco incoraggianti hanno tuttavia indotto ad abbandonare questa linea di ricerca.
4. Va riconosciuto che un approccio, come quello qui discus so, fondato sull’ottimizzazione di una funzione obiettivo non può es sere che una semplice approssimazione dei complessi processi poli tici, sociali ed economici che determinano le decisioni di finanza pubblica. Tuttavia il modello proposto assicura una cornice flessibi le che include alcune delle variabili strutturali più rilevanti che in fluenzano l’allocazione della spesa pubblica (prezzi relativi, bilan cio totale disponibile, indicatori socio-demografici), e che si adatta piuttosto bene ai dati quando è utilizzato per stimare l’esperienza italiana nel periodo 1961-82. In particolare, il riconoscimento della rilevanza nella decisione allocativa pubblica degli elementi inter temporali implicati da forme di spesa non controllabili nel breve periodo, e la conseguente adozione di un’estensione dinamica del sistema di domanda AI, conduce ad alcuni risultati interessanti. In nanzitutto, l’evidenza statistica mostra che la decisione allocativa per la maggior parte dei programmi di spesa pubblica è effettiva mente influenzata dalle decisioni prese nel passato e che l’inerzia esercitata sulle decisioni correnti varia da categoria a categoria. Inoltre, tra le restrizioni che dovrebbero essere soddisfatte per l’assunzione di comportamento ottimizzante del governo, il modello dinamico accoglie la condizione di omogeneità, mentre quella di simmetria è rifiutata seppure in modo meno decisivo che nel caso statico.
