Rivista di diritto finanziario e scienza delle finanze. 1998, Anno 57, giugno, n.2

GIUGNO 1998

Anno LVII - N. 2

Spedizione in a.p. - 45% - art. 2 comma 20/b IcRgc 662/96 - Filiale di Varese

RIVISTA DI DIRITTO FINANZIARIO

E

SCIENZA

DELLE

FINANZE

Fondata da BENVENUTO GRIZIOTTI

(e

RIVISTA ITALIANA DI DIRITTO FINANZIARIO)

D I R E Z I O N E

EMILIO GERELLI - GIULIO TREMONTI COMITATO SCIENTIFICO

ENRICO DE MITA - ANDREA FEDELE - FRANCESCO FORTE AMEDEO FOSSATI - FRANCO GALLO - SALVATORE LA ROSA IGNAZIO MANZONI - GIANNINO PARRAVICINI - ANTONIO PEDONE

SERGIO STEVE COMITATO DIRETTIVO

ROBERTO ARTONI - FILIPPO CAVAZZUTI - AUGUSTO FANTOZZI G. FRANCO GAFFURI - DINO PIERO GIARDA - EZIO LANCELLOTTI ITALO MAGNANI - GILBERTO MURARO - LEONARDO PERRONE E N R IC O P O T IT O - PA SQ U A L E R U S S O - G IU L IA N O T A B E T

FRANCESCO TESAURO - ROLANDO VALIANI

Pubblicazione sotto gli auspici del D ipartim ento di Econom ia pubblica e territoriale d ell’Università, della Cam era di Commercio di Pavia e d ell’Istituto di diritto pubblico della Facoltà di Giurisprudenza d ell’Università di Roma. Questa Rivista viene pu bblicata con il con tribu to fin a n zia rio del Consiglio Nazionale delle Ricerche.

Direzione e Redazione: D ipartim ento di Econom ia pubblica e territoria le d el­ l ’Università, Strada Nuova 65, 27100 Pavia; tei. 0382/504.406, (Fax) 504.402, Email: rdfsf@ unipv.it.

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associata all’ Unione della Stampa Periodica Italiana

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INDICE-SOMMARIO

P A R T E P R I M A

Ro se i.I.a Lk v a g g i - Allocazione di risorse e asimmetria informativa: il caso della spesa farmaceutica ... 155 Sim o n k Daga - Deficit di bilancio e crescita della spesa pubblica ... 173 Ang hia) M. Pe t r o s i - Effects o f Redistribution on Free Enterprise ... 200

A P P U N T I E RASSEGNE

Francesco Zacca r ia - Il risanamento dei conti pubblici: il ruolo della gestione di bilancio e della gestione di tesoreria ... 225

LEGGI E DOCUM ENTI

Onci) - Electronic Commerce: thè Challenges to T oc Authorities and Taxpayers 244 Co m m issio n e k c r o p k a - Un’iniziativa europea in materia di commercio

elettroni-co ... 280

N U O V I L IB R I ... .j u

RASSEGNA D I P U B B L IC A Z IO N I R ECEN TI ... 318

P A R T E S E C O N D A

Accertamento delle imposte sul reddito - Art. 37, terzo comma, D.p.r. n. 6 0 0 /1 9 7 3 • Operazioni di dividend washing - Inapplicabilità (Comm. Trib. Provinciale di Milano, Sez. I I , 30 marzo 1998, n. 58) (con nota di G . Zo p- ,,,X I> ... 51 Gia n c a r l o Zo p p i s i - Note critiche sul sindacato fiscale delle c.d. operazioni di di-

GRUPPO GENERALI

RAFFORZATA PRESENZA INTERNAZIONALE

Nel 1997 raccolti premi

per 40.562 miliardi di lire

che saliranno a più

di 60.000 miliardi nel 1998

collocando il Gruppo

al terzo posto in Europa.

H Gruppo Generali:

presente in 50 Paesi con

109 compagnie di assicurazione e 62 società fi'

nanziarie, immobiliari ed agricole.

Premi 1997: 40.562 miliardi di lire (+16,1%),

di cui l'81,4% nell'Unione Europea; il 54%

proviene dalle assicurazioni vita.

Investimenti: 149.091 miliardi (27.391 miliardi

in più rispetto al 1996); 64,8% in titoli obbli­

gazionari, 14,6% in azioni, 9,3% in immobili.

Reddito ordinario degli investimenti: 9.837,5

miliardi (+14,9%).

Plusvalenze realizzate: 2.104,1 miliar­

di; plusvalenze latenti, solo su tito­

li, 9.678,4 miliardi.

Utile del bilancio consolidato:

1.030,8 miliardi.

Redditività del capitale investito

(ROE): 10,1% (8,7% nel 1996).

H La Capogruppo Assicura­

zioni Generali S.p.A. ha chiu­

so il bilancio 1997 con un utile

di 560,7 miliardi di lire.

Dividendo unitario: 385 lire per

azione, di cui hanno beneficiato an­

che le azioni emesse a seguito dell'au­

mento di capitale del marzo 1998, per un am­

montare complessivo di 394,9 miliardi (+19,4%).

Nei primi mesi del 1998 è stato assunto in

Germania il controllo (65,73% del capitale

con un esborso di 7.250 miliardi di lire) del

gruppo Aachener und Münchener Beteiligungs-

Aktiengesellschaft (AMB), al terzo posto sul

mercato tedesco, con premi per oltre 17.200

miliardi di lire. Il Gruppo Generali passa in tal

modo da una quota di mercato dell’ 1,5% a

quasi l'8% (10% nelle assicurazioni vita).

In Francia è stato rilevato l'intero capitale del

gruppo GPA e di Proxima (premi 2.100 mi­

liardi di lire) con un costo di 1.500 miliardi

di lire.

Per finanziare questi progetti la Capogruppo

ha effettuato un aumento di capitale, intera­

mente sottoscritto, per 4.000 miliardi di lire.

Nel luglio di quest'anno è stato acquisito l'inte­

ro capitale della BSI - Banca della Svizzera Ita­

liana (attivi gestiti 40.000 miliardi di lire) per

un prezzo di 2.240 miliardi di lire. L'o­

perazione rientra nella strategia delle

Generali di rafforzare la propria

presenza nel settore del rispar­

mio gestito e si aggiunge all'ac­

quisizione in Italia del gruppo

PRIME e alla costituzione di

Banca Generali. Gli attiv:

complessivamente gestiti da

Gruppo Generali superane

ora i 300.000 miliardi di lire.

Nell'ambito del Gruppo impor

tanti interventi di riorganizzazio

ne sono stati avviati in Francia

Spagna, Germania, Italia e Gran Bre

tagna volti a garantire maggiore efficienz;

e redditività.

I Le acquisizioni concluse nel 1997 e nei pri­

mi mesi del 1998 sono state espressione di una

strategia volta a rafforzare la presenza del Grup­

po sul mercato internazionale.

Nel 1997 è stata perfezionata in Israele l'acqui­

sizione del gruppo Migdal, che ha raccolto pre­

mi per oltre 2.400 miliardi di lire, con una

quota di mercato del 24%.

■ Il Consiglio di Amministrazione eletto dal

l'Assemblea degli azionisti delle Assicurazion

Generali, svoltasi a Trieste il 27 giugno scorso

ha riconfermato

a Presidente Antoim

Bernheim, a Vicepresidente - Amministratore

Delegato Gianfranco Gutty, a Vicepresidente

Francesco Cingano e ad Amministratore Deh

gato Fabio Cerchiai.

G E N E R A L I. D O V E I SOLDI DIVENTANO

SOLIDI.

Compagnie del Gruppo Generali in Italia

AdriaVita, Agricoltura, Alleanza, AssiBa, Aurora, Casse e Generali Vita, La C arnica, La Venezia, Navale, Prime Augusta Vita, SIAD, TVieste e Venezia-Genertel, Risparmio Assicurazioni,

Rivista di diritto finanziario e scienza delle finanze, L V I I , 2, I, 1 5 5-172 (1 9 9 8 )

A LLO C AZIO N E D I R ISO R SE

E A SSIM M E TR IA IN F O R M A T IV A :

IL CASO D E L L A SPESA FA R M A C E U TIC A

di

Università degli studi di Genova

S

.

.

:

1.

Introduzione.

I sistemi di finanziamento e di fornitura dei servizi sanitari pos­

sono essere molteplici e diversamente organizzati. Le diverse forme di

finanziamento rispecchiano ideologie e m odi diversi di interpretare il

ruolo della prestazione sanitaria. Per questo m otivo, si passa da siste­

mi com e quello americano in cui il consumatore è sovrano e le scelte

vengono fatte attraverso il mercato; a sistemi com e quello svedese in

cui la fornitura di servizi pubblici è quasi interamente a carico dello

Stato. Diversa è, ovviam ente, l’ideologia alla base di queste scelte

pretta m en te politiche (1). Un sistema privato puro si basa sulla con ce­

zione privatistica delle prestazioni sanitarie: in questo contesto si at­

tribuisce al servizio la natura di bene privato il cui consum o aumenta

l’utilità del soggetto che se ne appropria. Un sistema basato sulla for­

nitura pubblica delle prestazioni sanitarie è invece più orientato a

considerare tale servizio com e un bene pubblico impuro o com e un be­

ne meritorio (2) il cui consum o entra nella funzione di utilità di tutti i

soggetti che appartengono ad una certa collettività. A parte questi ca­

si estremi, possiamo affermare che il sistema misto di com partecipa­

zione fra un mercato privato ed uno p ubblico rappresenta il modello

(1) A tale proposito si può consultare M

(1994).

...

^ concetto di bene pubblico impuro e di bene di merito vengono talvolta

utilizzata come sinonimi; esiste in realtà una profonda differenza dal punto di vista

dell'analisi economica.

riguardo si può consultare F

(1994),

— 156 —

più comunemente adottato nei paesi industrializzati. Anche in questo

contesto, si osservano tuttavia delle marcate differenze nell’organizza­

zione sia del mercato privato che di quello pubblico. In Italia, pur al­

l’interno di un sistema di finanziamento misto, lo Stato interviene pe­

santemente nella determinazione della spesa farmaceutica secondo lo­

giche proprie del modello pubblico puro ed è forse a causa di questo

intervento che la spesa pubblica per il farmaco è cresciuta in misura

sensibilmente inferiore rispetto alla crescita della spesa sanitaria tota­

le; al punto che nel corso dell’ultimo decennio si osserva una progres­

siva riduzione della percentuale di spesa farmaceutica sul totale della

spesa pubblica totale.

Le restrizioni alla spesa farmaceutica sono diverse; ricorderemo

qui le principali:

— restrizioni sul prezzo dei farmaci;

— restrizioni sui farmaci che possono essere venduti;

— restrizioni sullo schema di partecipazione del SSN alla coper­

tura del costo dei medicinali;

— vincoli di bilancio sull’acquisto o la prescrizione di farmaci,

che, di fatto, creano un doppio vincolo di bilancio per le prestazioni

sanitarie.

In Italia, così come in molti altri paesi occidentali, prima di auto­

rizzarne il commercio, è necessario provare l’efficacia dei farmaci me­

diante tests clinici da effettuare secondo norme ben precise ed inoltre

il loro prezzo può essere variato solo con approvazione governativa.

Queste due restrizioni sono giustificate da considerazioni circa la

protezione del consumatore in un cam po in cui esiste asimmetria in­

formativa. Il consumatore che effettua una domanda di prodotti far­

maceutici non è in grado di valutare da solo il costo efficacia della cu ­

ra a cui si deve sottoporre. La scelta può essere in parte effettuata dal

medico per il paziente come elemento del rapporto di agenzia che esi­

ste fra le due parti, ma, soprattutto per i farmaci per cui non esiste

l’obbligo della prescrizione, occorre regolamentare tale mercato.

157 —

i farmaci per cui il consumatore deve pagare l’intero prezzo. A questo

sistema esistono delle deroghe: in particolare i farmaci prescritti a

bambini sotto

1

sei anni e per gli anziani sopra i 65 anni danno diritto

all esenzione parziale o totale del

ticket;

le stesse regole valgono anche

per i possessori di reddito al di sotto di un determinato ammontare.

La spesa farmaceutica totale

è

inoltre ulteriormente vincolata. Per

quanto riguarda il settore farmaceutico, infatti, in Italia esiste un li­

mite alla spesa totale di ogni anno a livello regionale, ma il vincolo

non

è

stringente in quanto tale valore viene inteso in senso indicativo.

Il controllo sulla spesa farmaceutica viene di fatto svolto dalla Com­

missione Unica del Farmaco

(C

)

che ha il potere di cambiare la ca­

tegoria di appartenenza dei farmaci durante l’anno e quindi, in ulti­

ma analisi, di determinare l’ammontare di risorse pubbliche da desti­

nare al comparto della cura attraverso farmaci.

Queste due restrizioni altro non fanno che creare un doppio vin­

colo di bilancio alla spesa sanitaria pubblica da destinare all’acquisto

di farmaci in quanto si viene a creare una situazione in cui la spesa è

limitata sia nell’ammontare totale che nella distribuzione fra i due di­

versi tipi di spesa. Questo ulteriore vincolo alla destinazione delle ri­

sorse viene da molti visto com e una restrizione troppo forte; il sistema

utilizzato è infatti da più parti criticato ed in molti chiedono che tu t­

to il procedim ento di allocazione delle risorse venga rivisto.

In questo articolo cercheremo di esaminare il problema dal punto

di vista teorico cercando di individuare in quale contesto l’uso di un

doppio vincolo di bilancio potrebbe essere ottimo.

L ’obiettivo del nostro lavoro è quello di dimostrare che la scelta

di un doppio vincolo deve essere ispirata da criteri econom ici basati

sulla massimizzazione del beneficio che la collettività può ricevere

dalle prestazioni sanitarie.

La distinzione che viene qui effettuata è m olto importante: una

volta deciso, sulla base dell’ideologia politica della classe dominante

quale m odello adottare, tutte le altre decisioni circa il m etodo per rag­

giungere l’obiettivo prefissato devono essere ispirate al criterio dell’e f­

ficienza econom ica ed è sulla base di tale criterio che le scelte sul m e­

todo utilizzato devono essere effettuate.

s m

—

2. Il modello teorico di riferimento.

In questa sezione cercheremo di tradurre le linee dell’organizza­

zione del servizio sanitario descritte nella sezione precedente in termi­

ni di un semplice modello in grado di giustificare la scelta fra i due di­

versi sistemi alternativi di vincolo e cioè un vincolo di bilancio a livel­

lo globale per le prestazioni sanitarie piuttosto che un sistema in cui

sia la spesa farmaceutica che quella per prestazioni ospedaliere viene

fissata a priori. La.scelta fra il sistema con doppio vincolo o con un

unico limite è determinata da un problema di osservata asimmetria di

informazioni fra i vari agenti che devono determinare la divisione del

budget sanitario. Per meglio inquadrare il problema occorre innanzi­

tutto definire il quadro di riferimento e cioè l’ambiente economico in

cui le decisioni vengono prese. A tale fine, assumeremo che un’agenzia

governativa abbia a disposizione una quantità limitata di risorse con

cui deve massimizzare una funzione obiettivo servendosi di un inter­

mediario (un livello ministeriale o governativo inferiore) per fornire

almeno uno dei due servizi. I tre attori del processo di allocazione del­

le risorse sono rappresentati dal Ministero della Sanità, S, il

C

,

C ed

il settore ospedaliero, I.

Inquadriamo subito il fenomeno nei termini di budget farmaceuti­

co ed ospedaliero e quindi diciamo che S deve allocare le risorse fra

due diverse spese, F che rappresenta il budget farmaceutico e 0 che

rappresenta il budget ospedaliero. La relazione fra i diversi soggetti

viene illustrata in Figura 1.

F

. 1. -

La struttura organizzativa del servizio.

rap-— 159 rap-—

porto fra S e le agenzie subordinate. Nel caso del budget farmaceutico

la cui gestione è affidata a C, S ha pieno controllo (3); ai fini del no­

stro modello considereremo infatti questi due livelli come un unico

agente. Per quanto riguarda le prestazioni ospedaliere, la gestione del

budget spetta ad I. Tale organo, pur essendo subordinato ad S non ne

condivide gli obiettivi ed S non può esercitare pieno controllo sul suo

operato. La relazione fra S ed I può essere inquadrata nella più ampia

gamma dei rapporti di agenzia e l’allocazione ottima del budget ri­

sponderà alle regole dettate da questa teoria. La giustificazione nel-

Fassumere questa differenza di obiettivi fra C ed I può essere facil­

mente spiegata con considerazioni sul ruolo dei due agenti all’interno

del Servizio Sanitario Nazionale, soprattutto dopo la riforma operata

a partire dai primi anni

90.

Il

C

,

com e agenzia governativa è un or­

gano su cui il Ministero della Sanità ha, almeno in teoria, pieno con ­

trollo. Il bvello I, che può essere per semplicità approssimato con gli

ospedali, gode nel nuovo sistema di una sua autonomia e, quindi, il

suo com portam ento non solo può essere determinato da obiettivi di-

\ ergenti rispetto alla funzione obiettivo di S, ma essendo un organo

autonom o, il suo consenso deve essere ottenuto con proposte in linea

con gli obiettivi di tale soggetto.

Definiamo adesso le variabili decisionali e le relazioni che inter­

corrono fra di esse. I benefici derivanti ai pazienti dalle cure sanitarie

verranno indicati con Bp e B 0 rispettivamente.

Tali benefici possono essere misurati in termini di anni di vita

guadagnati da coloro che ricevono il trattam ento (Q A L Y (4)) o in ter­

mini di altri indicatori. L ’im portante è che tali benefici siano osserva­

bili, misurabili ed espressi nella stessa unità di misura per B F e B„ in

m odo da renderli comparabili. Nella nostra analisi, assumeremo che la

relazione esistente fra la spesa in farmaci e/o in cure ospedaliere possa

essere scritta in termini di pseudo funzione di produzione come segue:

B * = S f ( ^ P i )

B 0 = g o (O,?>2)

con:

¡E

_{- > o}

dB

dF

’ d2F

h o

_dO

_{’ d20}

3é> O ;3

S

dBt n d B *.

— -> 0' = 0

ap,

' W i

i = F ,0

fii è una variabile casuale distribuita secondo una funzione di

proba-(8) Alternativamente possiamo considerare che C ed A abbiano lo stesso obietti­ vo in termine di massimizzazione della funzione di utilità sociale.

— ICO

bilità nota: fi-, ~ f(E (fii),

L ’aleatorietà del beneficio è determina­

ta da elementi che interagiscono fra loro e cioè l’efficacia obiettiva di

determinati trattamenti e la risposta del singolo paziente a queste cu­

re; da un punto di vista tecnico questa variabile assume il ruolo di un

parametro di scala. Tale elemento di incertezza può ovviamente esse­

re più o meno ampio a seconda delle conoscenze che il decisore ha in

termini di studi di costo efficacia dei trattamenti e anche sulla base

del grado di decisione che si ha nella scelta del paziente a cui fare un

determinato trattamento (5).

È importante notare che le tecnologie produttive non sono posse­

dute da nessuno degli agenti in gioco. Il controllo di C ed I sul tratta­

mento farmaceutico ed ospedaliero viene esercitato sia sul piano della

conoscenza delle reali possibilità produttive che, entro certi limiti, sul­

la forma funzionale di produzione (6).

Il ruolo giocato da S in questo contesto è quello di massimizzare

la propria funzione obiettivo. Supponiamo qui che S sia un massimiz-

zatore dell’utilità sociale, espressa in termini di miglioramento della

salute del gruppo di persone a cui i servizi sanitari (sia F che 0 ) ven­

gono offerti. Tale funzione può essere scritta come:

Max

Bp. Bq

a BF+ (1 - a ) B 0

dove a rappresenta il peso relativo che viene dato al beneficio che si

ottiene dalle cure mediche e farmaceutiche rispettivamente. Se il deci­

sore pubblico vuole massimizzare il beneficio totale delle prestazioni,

tale parametro dovrebbe essere uguale a 1/2, implicando cioè che lo

stesso peso viene dato ai due gruppi.

La letteratura teorica sui pesi da attribuire ai diversi trattamenti

è m olto ampia (7) e l’entrare nel merito specifico esula dagli obiettivi

del nostro lavoro. Possiamo qui osservare che la scelta di pesi diversi

per i trattamenti viene giustificata sulla base di principi di equità e

redistribuzione. Nel caso specifico preso qui in esame, i problemi sono

com unque minori in quanto la scelta avviene fra due diversi tipi di

(5) Sebbene, infatti, la capacità di rispondere alle cure mediche sia un fattore molto personale, il medico può prevedere in qualche misura l’efficacia delle cure aven­ do a disposizione la storia clinica del paziente.

(6) La determinazione della funzione di produzione viene esercitata in modo di­ verso. Come esempio si può citare il ruolo del Cui-’ nella scelta dei farmaci legali e nella loro classificazione che a livello aggregato determina la produzione dei benefici deri­ vanti dai farmaci. Allo stesso modo, a livello ospedaliero, il fornire o no certi tratta­ menti medici e/o chirurgici può cambiare la forma funzionale dei benefici.

— 161 —

curare una gamma m olto ampia di malattie ed infatti potrebbero es­

sere gli stessi soggetti a beneficiare dei due trattamenti alternativi.

La quantità totale di prestazioni sanitarie è vincolata dalla pre­

senza di un ammontare complessivo P che può essere speso, così che

valga la seguente relazione:

,F + 0 = P.

Definiamo adesso il com portam ento dei livelli subcentrali di deci­

sione. Per quanto riguarda C, abbiamo già messo in luce come tale

soggetto possa essere considerato un agente perfetto di S che condivi­

de con il livello superiore la funzione obiettivo. Per quanto riguarda I

il discorso è diverso. Il com portam ento di tale agenzia è la risultante

della massimizzazione della funzione di utilità di diversi soggetti quali

i

medici, i managers degli ospedali, gli amministratori di

A

e R egio­

ni. Diversi sono gli interessi che entrano in gioco in tale contesto (8);

nel presente lavoro assumeremo che questo livello massimizzi una

funzione del tipo:

M ax XB

Anche il livello inferiore è, come quello superiore, interessato alla

tornitura di farmaci, ma l’importanza di tale trattamento potrebbe

non essere sempre dettata da criteri ispirati all’efficienza e all’equità.

II processo di derivazione di X può essere di natura politica, può tene­

re conto di preferenze locali o può essere il risultato di un processo di

contrattazione fra i diversi attori che interagiscono a quel livello (per

esempio i medici degli ospedali con le lobbies dei farmaceutici (9)) per

cui, ovviam ente, X può essere diverso da a.

S osserva solo ex post il com portam ento di I in termini di alloca­

zione di risorse, ma non può osservare X direttamente.

Al m om ento dell’allocazione del budget, S ha diverse alternative

possibili per operare le proprie scelte. Nel presente lavoro ne conside­

reremo due soltanto e precisamente:

a) distribuire P fra F ed O lasciando poi al livello inferiore (1) il

com pito di fornire il servizio entro gli stretti limiti fissati da questo bi­

lancio e controllando altresì direttam ente il rispetto del vincolo su F

tramite C;

b) lasciare ad / libertà di fissare quanto spendere in 0 in

162 S

bio di un prefissato livello di beneficio B 0 mentre il rimanente del

budget sarebbe poi speso nell’acquisto di F. In questo caso si lascereb-

be a I la decisione di come allocare il budget e tale allocazione potreb­

be essere osservata solo ex post.

Le « regole del gioco » stabiliscono dunque che S possa decidere di

dare ad I un budget prefissato in termini di 0 e la rimanente quota a C

affinché i due livelli svolgano le proprie funzioni oppure che tale deci­

sione viene lasciata ad I il quale, in cambio di poter utilizzare una

quota arbitraria e non osservabile ex ante del bilancio complessivo P,

si impegna a realizzare un certo livello di beneficio Bq

ed assicura inol­

tre che con i fondi rimanenti sarà possibile ottenere un livello Bp dalle

cure farmaceutiche. La tesi sostenuta in questo articolo e che verrà

dimostrata in questa sezione è che la scelta fra queste due diverse tec­

niche dipende dalla struttura assunta per l’informazione fra i due sog­

getti economici chiamati a prendere decisioni e dal grado di divergen­

za dei loro obiettivi.

Per illustrare questo meccanismo, partiamo dal caso più semplice

in cui non esiste incertezza. Assumiamo cioè che entrambi i 13 siano

conosciuti e fissati al livello J3p ; JÒ

Q prima che l’ allocazione delle risorse

venga effettuata. In questa situazione di perfetta conoscenza di tutti i

parametri è facile dimostrare che ad S conviene allocare il budget sepa­

ratamente per F ed 0 . Questo infatti è il m odo più efficiente di spin­

gere I a massimizzare la funzione obiettivo di S. L ’impostazione for­

male del problema può essere scritta come:

Max

B0, Bp

oc Bq

+ (1—<x)Bp

s.t.

F + 0 = P_

b

J L (F M

Bo = g0

(0,p0).

— 163 —

Fi g. 2 . -

Allocazione di risorse in condizioni di certezza.

Sugli assi delle ascisse possiamo leggere i benefici ottenibili utiliz­

zando B 0 mentre 1 benefici ottenibili con B,, possono essere letti sul­

l ’asse delle ordinate. La retta SS deriva dalla mappa di curve di indif­

ferenza rappresenta la funzione obiettivo di S; l’inclinazione di ta ­

le curva e data da - —

La curva T T rappresenta la funzione di

trasformazione fra F e O la cui form a è determinata dalle funzioni di

produzione e dalla presenza del vincolo di bilancio per S (10). La cur­

va T T rappresenta dunque tutte le com binazioni possibili di B F e B„

fra cui S può scegliere; naturalmente la scelta ricadrà sulla com bina­

zione che massimizza la funzione di utilità di tale ente. Le condizioni

di ottim o sono date dalla uguaglianza fra il saggio marginale di

— 164 —

tuzione fra B F e B„ e il saggio marginale di trasformazione (11). In F i­

gura 2, tale uguaglianza viene raggiunta nel punto QP a cui corrispon­

de il beneficio Bp e Bq rispettivamente. Invertendo le funzioni di pro­

duzione sarà quindi possibile stabilire l’ allocazione del bilancio fra F

ed O. Se il livello inferiore potesse decidere l’allocazione delle risorse,

con un procedimento analogo a quello appena descritto, offrirebbe ad

S una allocazione dei benefici corrispondente al punto QF Tale punto

non verrà accettato, da S in quanto rappresenta un livello di utilità in­

feriore. In questo caso, quindi, la regola del doppio vincolo di bilancio

è giustificata dal rapporto di agenzia in presenza di informazione

completa. L ’ente S può raggiungere una curva di indifferenza più alta

decidendo egli stesso l’allocazione delle risorse fra F ed 0; avendone il

potere imporrà quindi sia a C che ad I la sua decisione.

Introduciam o adesso l’incertezza nel problema. In particolare,

possiamo assumere che sia fiF che fio non siano conosciute al momento

in cui l’allocazione delle risorse viene decisa: sia S che I tuttavia cono­

scono la distribuzione di probabilità delle due variabili casuali. Tale

informazione è comune ai due soggetti e in termini analitici ciò può

essere espresso nel m odo seguente:

V o = f(E ($ o ),

c\).

Supponiamo che entrambi gli agenti siano neutrali al rischio (12) e che

=

* = W

La soluzione a questo problema è analoga a quella presentata in

Figura 2. In questo caso, la curva T T è la funzione di trasformazione

attesa, ma siccome l’informazione è simmetrica i due punti di ottim o

non cambiano e S sceglie ancora di allocare il budget come in prece­

denza.

(11) In termini analitici questa condizione può essere scritta come:

SMS=SMT

=À^ ~ •

1-a

dg_

dO

— 165 —

Esaminiamo adesso il caso più interessante in cui esiste asimme­

tria informativa fra i due diversi livelli di governo. L ’asimmetria in­

formativa può assumere diversi connotati. U n’ipotesi potrebbe essere

quella di considerare che il livello inferiore I sia in grado di osservare

la realizzazione d ifi¡ mentre C osserva fiF; alternativamente si potreb­

be ipotizzare che solo uno dei d u e /i sia conociuto. Il caso più probabi­

le sembra tuttavia essere il seguente: C osserva fip mentre I osserva la

realizzazione di entrambi i fi. La giustificazione di questa scelta sta

nel fatto che per I i farmaci sono spesso una cura complementare al

trattamento ospedaliero e, quindi, se l’informazione sulla loro efficacia

esiste, si può ipotizzare che ne sia a conoscenza. D ’altra parte, il pro­

cesso stesso con cui i farmaci vengono immessi sul m ercato determina

la conoscenza dell’efficacia vera dei farmaci da parte di C. Come ab­

biamo spiegato nella sezione precedente, S e C condividono la stessa

funzione obiettivo e, di conseguenza, fra i due soggetti esiste uno

scambio di informazioni e conoscenze: si può quindi assumere che an­

che S sia in grado di osservare la realizzazione di f i F.

È facile dimostrare che in questo caso la scelta fra un vincolo di

bilancio semplice o doppio dipende dal tipo di allocazione offerto dal

livello inferiore.

In generale, non è possibile sapere quale sia la soluzione migliore.

Esaminiamo dapprima il caso in c\ iifi0 > E (fi0) . Il processo può esse­

re espresso in forma matematica nel m odo seguente:

M ax E (a (30+ ( i - a ) / i ^

s.t.

F + 0 = P

BF - gp[F, P

)

B<> = go (0,

166 —

Fig. 3. -

Allocazione delle risorse in condizioni di asimmetria informativa.

La curva di trasformazione vera è rappresentata dalla linea TT

ed è su questa linea che il livello di governo subcentrale massimizza la

sua utilità. Il livello superiore invece massimizza la sua funzione di

utilità lungo la linea T E T e sceglie il punto QT.

Come si può notare, nel caso della curva di trasformazione TT, il

livello inferiore sa che Fefficacia di 0 sarà superiore al valore atteso. A

seconda dell’ inclinazione delle proprie preferenze, offrirà a A un pun­

to lungo la curva TT. Nel grafico in figura vengono nuovamente presi

in esame il livello Qz e Q2. che corrispondono ovviamente a una diver­

sa distribuzione dei X. Se I offre il punto Qj al livello centrale conver­

rà lasciare ad I la scelta dell’allocazione di P in quanto tale punto

rappresenta un livello di utilità superiore. Al contrario, se I offre Q2, il

livello superiore sceglierà di concedere ad I il budget fisso 0 che corri­

sponde ai benefici attesi QT.

— 167 —

Supponiamo così che

S

sovrastimi l’efficacia del trattamento che

non conosce. In termini analitici possiamo scrivere che

J30 < E (fi0)

e

una possibile allocazione potrebbe essere quella rappresentata in

F i­

gura

4.

F

. 4. -

Allocazione delle risorse se il centro si ritiene meglio informato.

Come possiamo notare dal grafico,

S

sovrastima il beneficio deri­

vante da

0

e massimizza la propria utilità muovendosi lungo la curva

TET,

la massimizzazione avviene nel punto

QT

ed il bilancio fornito

ad

I

è ancora in termini fissi. Nel momento in cui il livello inferiore

I

offre 1 allocazione

Qr, S

dovrebbe rendersi conto del proprio errore e

avrebbe interesse a lasciare ad / la decisone di come allocare il

budget

in quanto a priori esiste la certezza che il punto

QT

non sarà raggiun­

to (13). Tuttavia,

S

potrebbe anche non necessariamente credere che

I

sia meglio informato e possa osservare la realizzazione di

O. S

be infatti pensare che anche I faccia una stima su fio e potrebbe altre­

sì ritenere che la propria stima sia migliore.

In questo caso, occorre notare che il punto QT non sarà ovvia­

mente raggiunto ex post in quanto i benefici dei trattamenti verranno

correttamente « prodotti » seguendo la linea TT. Questo problema è

ovviamente comune a tutti i modelli: nel caso in esame viene esaspe­

rato dal fatto che se il livello superiore avesse maggiore fiducia nelle

capacità del livello inferiore, si potrebbe raggiungere una allocazione

tecnica migliore delle- risorse, seppure mediata dalle preferenze di I

per quanto riguarda il punto di efficienza allocativa.

168 —

3.

Discussione.

Nella sezione precedente abbiamo illustrato i principali casi in cui

è efficiente dal punto di vista econom ico utilizzare il doppio vincolo di

bilancio. Passiamo adesso ad esaminare e comparare tali casi con la

realtà italiana.

Il primo punto importante di discussione che va sottolineato è

che imporre un doppio vincolo di bilancio non rappresenta in generale

una politica di allocazione delle risorse troppo restrittiva: tale metodo

è infatti ottim o nel caso in cui entrambe le parti abbiano le stesse in­

formazioni. Lo strumento del doppio vincolo è quindi m olto efficace,

ma solo se le condizioni dell’ ambiente esterno sono tali da giustificare

il suo utilizzo. In condizioni di asimmetria informativa utilizzare il

doppio vincolo corrisponde ad almeno due tipi di considerazioni:

1) il livello superiore preferisce rischiare di non veder realizzate

le proprie aspettative piuttosto che lasciare il livello inferiore libero di

decidere. Questo tipo di atteggiamento potrebbe essere provocato da

una preferenza troppo spinta del livello inferiore verso un certo tipo

di trattamento;

— 169

che in un certo momento sono a sua disposizione per effettuare una

certa scelta.

Certamente il doppio vincolo di bilancio non può nel caso italiano

essere visto come un caso di allocazione ottima per un ambiente ca­

ratterizzato da simmetria informativa. I due casi a cui si ispira il si­

stema italiano sono quindi rappresentati dai due punti sopra esposti.

In entrambi i casi, lo Stato potrebbe effettivamente essere portato a

stimare in m odo errato beffi cadi) relativa dei due trattamenti, ma nel

caso italiano la scelta di un doppio vincolo di bilancio potrebbe essere

determinata da una precisa scelta politica. In Italia esiste da sempre a

livello governativo un certo m odo di vedere la politica e le scelte pub-

bbche in m odo m olto centralista e dirigista che di fatto sta ad indica­

re che il governo non si fida dell’operato delle istituzioni e delle agen­

zie a livello inferiore. Occorre tuttavia notare che questo tipo di atteg­

giamento, se ingiustificato, porta a delle conseguenze m olto gravi: il

non utilizzare volutamente delle informazioni che sono a disposizione

al m omento dell’allocazione delle risorse equivale ad effettuare una

distribuzione che non è efficiente neppure ex ante.

Occorre inoltre notare che in Italia, se da un lato la ricerca in te­

ma di costo efficacia dei farmaci ha subito un certo sviluppo, altret­

tanto non si può dire per il com parto della medicina ospedaliera in cui

la scelta fra diversi trattamenti viene lasciata troppo spesso alla quasi

com pleta discrezionalità del medico.

Formulare una allocazione di risorse ottim a in questo contesto è

quindi m olto difficile in quanto mancano proprio gli elementi per ef­

fettuare tali valutazioni. La scelta alternativa da parte dello stato p o ­

trebbe essere quella di lasciare libera l’allocazione delle risorse fra i va­

ri tipi di trattamento; questa scelta è forse stata evitata per non in­

correre nel problem a di avere una allocazione determinata solo dalla

forza contrattuale e politica delle due parti in gioco.

4.

Conclusioni.

circa il beneficio atteso delle cure mediche, il doppio vincolo di bilan­

cio rappresenta il metodo efficiente di allocare le risorse fra i diversi

trattamenti.

In situazioni di asimmetria informativa, questo principio potreb­

be non essere più valido; in questo contesto, infatti, diventa impor­

tante il ruolo giocato dall asimmetria informativa e dalle preferenze

dei due attori. Se esistono due livelli di governo o di decisione, uno dei

quali ha maggiori informazioni dell’altro, concedere a quest’ultimo li­

vello di allocare le «s o r s e fra due trattamenti consente di raggiungere

un punto di efficienza tecnica in quanto tale livello conosce la reale

curva di produttività; in questo caso tuttavia l’efficienza allocativa,

almeno con riferimento alla funzione obiettivo del livello superiore

non viene raggiunta. Sarà il livello centrale, sulla base delle proprie

preferenze a decidere quale m etodo di allocazione scegliere. Occorre

notare che non sempre il livello di governo superiore deve per forza

credere che un livello inferiore sia effettivamente meglio informato: in

questo caso tale livello protrebbe decidere di allocare le risorse egli

stesso anche quando le evidenze sono tutte contro questa soluzione.

In Italia il sistema utilizzato è quello di un doppio vincolo di bi­

lancio. L analisi svolta in questo articolo, seppure non conclusiva,

propende per spiegare questo fenomeno nell’ottica di una politica cen­

tralista che ha sempre un pò caratterizzato il nostro m odo di governa­

re. Tale com portam ento probabilmente deriva dalla scarsa fiducia nei

mezzi e nelle informazioni che i livelli inferiori possiedono e nel tipo di

clima sociale e culturale che ha caratterizzato la gestione del settore

pubblico nel nostro paese. Da un punto di vista di politica economica,

il modello qui presentato offre due importanti spunti: da un lato l’os­

servazione che il decentramento amministrativo, qualora effettuato

nei termini di un modello che preveda i giusti incentivi e controlli può

aumentare l’ efficienza del sistema; occorre tuttavia che il livello di g o ­

verno superiore sappia riconoscere i casi in cui i livelli inferiori sono in

grado di conoscere meglio le situazioni.

In questo contesto la riforma del sistema organizzativo del

S

potrebbe giocare un ruolo importante; da un lato il governo potrebbe

riconoscere la superiorità inform ativa degli ospedali per quanto ri­

guarda la funzione della cura medica, ma allo stesso tem po si potreb­

bero pensare a degli schemi di com petizione fra settore ospedaliero e

C

per quanto riguarda l’allocazione del budget totale sanitario. La

com petizione fra i due agenti potrebbe avere com e effetto il rendere

pubblica l’inform azione privata sull’efficacia dei trattamenti e, di

— 171

conseguenza, eliminare la rendita informativa come dimostrato in Le-

vaggi (1997). Questo compito potrebbe essere demandato in parte alle

nuove Agenzie Sanitarie Locali

(A

)

le quali potrebbero giocare un

ruolo importante sia nel controllo dell’informazione che nella defini­

zione delle priorità.

Appendice: Derivazione delle condizioni di ottima allocazione

Esaminiamo il problema dapprima per S in condizioni di certez­

za. In questo caso egli osserva la realizzazione dei fi, ed il problema

può essere scritto come segue:

Max aBF+ (l-a)B0

s.t.

F + o = r

s F =

So

j j (0 ,pj.

Le condizioni del primo ordine, ottenute sostituendo i vincoli nel

problema possono essere scritte come:

dF

dg0

d()

a cui corrisponde il punto QT. Nel caso di simmetria informativa, il

problema per I è analogo: basta sostituire ad a À, e si ottiene la massi­

mizzazione in Qj.

Nel caso di simmetria inform ativa in condizioni di incertezza, il

problema per S può essere scritto nei seguenti termini:

Max E( a B0 +

(1-oc )BF)

s.t.

F + 0 - P

Sp

- gF

So - So

(o,p0)

a

1-a

172 —

Max E [a gF(U,PF) + (1 -a ) g /0 ,P 0)]

s.t.

'

F

- 0 - /'.

Siccome S è neutrale al rischio e fi è un parametro di scala, pos­

siamo riscrivere il problema nei seguenti termini:

Max

a

gF{F,E (P^) +

(1-a)

g0{0 ,E (P0))

s.t.

e

o - r.

Dalle condizioni del primo ordine si può ottenere che:

dE(go)

a

30

l - « ~

dE(gF)'

dF

Se si assume che E(J3¡) = fi, si avrà la massimizzazione nel punto

Q

punto Qj.

Infine, nel caso di asimmetria informativa, S massimizza secondo

le regole del secondo modello proposto e / si basa invece sul modello

presentato nella prima massimizzazione.

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D E F IC IT D I B ILA N CIO

E CRESCITA D E L L A SPESA PU B B L IC A

di

Università degli studi di Genova

So m m a r io: 1. Introduzione. — 2. Presentazione ed evoluzione del modello. — 3. L ’a­ nalisi di cointegrazione dei dati italiani. — 4. Discussione dei risultati acquisiti. — 5. Conclusioni. — Appendice. — Bibliografia.

1.

Introduzione.

La relazione empirica tra il deficit di bilancio e la crescita della

spesa pubblica è stata oggetto di molti studi in epoche diverse e per

differenti sistemi economici. Recentem ente la letteratura si è interes­

sata in particolare alla verifica della validità dell’ipotesi di Buchanan

W agner (1977) sull’illusione fiscale. Secondo tale ipotesi, che si pone

antiteticamente rispetto alla teoria della neutralità del debito (1), il fi­

nanziamento della spesa pubblica mediante il ricorso al debito p rov o­

ca una diminuzione del prezzo che l’ elettore contribuente percepisce

di pagare attraverso le imposte per i beni e i servizi pubblici e, di con ­

seguenza, provoca un incremento nel livello di spesa pubblica dom an­

dato, purché si verifichino una o più delle seguenti condizioni:

• l’ elettore non è consapevole dei debiti per le future imposte che

scaturiranno in conseguenza dell’attuale ricorso al debito;

• l’elettore sconta i debiti per le future imposte ad un tasso di in­

teresse superiore a quello pagato sul debito;

• l ’elettore è consapevole di non vivere in eterno e attribuisce un

valore maggiore alle im poste che deve pagare egli stesso rispetto a

quelle che dovranno pagare le generazioni future. Il m odello di B .W .

deve essere tradotto in ipotesi testabili empiricamente per provarne la

validità. Il primo tentativo risale a Niskanen (1978) mentre le evolu­

zioni più recenti di tale m odello sono dovute ad Ashworth.

(*) Desidero ringraziare la Dott.ssa Levaggi ed un anonimo referee per gli utili

suggerimenti.

(1) Originariamente dovuta a Ricardo, è stata successivamente rielaborata da

'sì«*'174 —

In questo lavoro si propone di applicare la metodologia proposta

da Ashworth per verificare empiricamente l’esistenza di una relazione

tra i deficit di bilancio e la crescita della spesa pubblica per i dati an­

nuali italiani relativi al periodo compreso tra il 1960 e il 1994, ed in

particolare se il ricorso al finanziamento pubblico provoca un aumen­

to della domanda di spesa pubblica. Il modello considerato presuppo­

ne l’esistenza di un processo di determinazione della spesa secondo le

regole tipiche dei modelli di

Public Choice

; occorre pertanto notare che

le verifiche empiriche proposte sono valide nei limiti in cui un approc­

cio di

Public Choice

interpreta la realtà italiana.

Tale articolo, in definitiva, non pretende né di fornire una spiega­

zione definitiva di tutto quanto è avvenuto in Italia nel periodo 1960-

1994, né di esaurire l’argomento della causalità esistente tra le varia­

bili considerate. D ’altro canto, però, la bontà statistica dei risultati

conforta la tesi sostenuta.e permette di considerare le relazioni trova­

te come una spiegazione, con i limiti sopra detti, dei fenomeni econo­

mici italiani di quegli anni.

L ’articolo consiste di una breve presentazione del modello e del

percorso evolutivo che ha subito (sezione 2), seguita dalla descrizione

prima del processo analitico che è stato adottato (sezione 3), poi dei

risultati cui si è pervenuti (sezione 4) e, in ultimo, delle principali con­

clusioni che se ne possono dedurre (sezione 5). Tutti i passaggi econo­

metrici che hanno portato alle valutazioni finali di questa ricerca sono

riportati in appendice

(A).

2.

Presentazione ed evoluzione del modello.

Adottando un approccio di

Public Choice

e basandosi su alcuni

lavori precedenti (2) Niskanen (1978) ha proposto un modello parten­

do dalla quantità di servizi pubblici domandata dall’elettore-contri-

buente mediano:

Q = a ( F C ) b Yc A dj

[1]

dove:

Q

è il numero di unità del bene « servizi pubblici » domandato;

F

è la percentuale di costo unitario dei servizi pubblici che l’elettore-

contribuente mediano (3) percepisce di pagare;

C

è il costo unitario del bene « servizi pubblici »;

— 175 —

Y è il reddito delPelettore-contribuente mediano (4);

A sono le condizioni particolari (influenze « autonome » che caratteriz­

zano la domanda di servizi pubblici.

In tal m odo il prodotto F C rappresenta il prezzo fiscale percepito

dall’elettore-eontribuente mediano per un’unità di bene « servizi pub­

blici ». Le variabili Q e C spesso non sono direttamente osservabili;

ciononostante il prodotto QC non è altro che la spesa pubblica per

elettore-contribuente ed è misurabile, cosicché si può esprimere la

funzione di domanda per l’elettore-contribuente mediano:

Q C = a F C m Y A d.

[2]

La spesa pubblica totale a sua volta è il prodotto QCN, dove N è

il numero degli elettori-contribuenti, ottenendo così una funzione di

domanda di spesa pubblica totale:

QCN = a F CM Ye A d N.

[3]

La variabile F si può a sua volta esprimere com e funzione della

percentuale di spesa pubblica finanziata dagli introiti fiscali e del nu­

mero di elettori-contribuenti, e cioè:

F = (T/E) ( 1/N),

[4]

dove T

rappresenta le entrate tributarie totali ed E

è la spesa pubbli­

ca totale (= QCN).

Se il bilancio dello Stato fosse in pareggio il rapporto (T/E)

sareb­

be pari a uno e la quota percepita sarebbe inversamente proporziona­

le al numero di contribuenti.

La variabile C risulta spesso non misurabile, ma si può ovviare a

tale inconveniente considerandola come una funzione del saggio di sa­

lario medio del settore privato e del numero di elettori-contribuenti,

secondo la seguente:

C = e W Nd,

[5]

dove IL è il saggio di salario medio del settore privato.

Sostituendo le equazioni [4] e [5] nella [3] Niskanen ottiene la

funzione da sottoporre a verifica:

QCN = a [ (T IE ) (1 / N )]b [ e W I »/** P A* N,

[6]

che, riordinata, diventa:

Poiché tali dati non erano disponibili Niskanen ha utilizzato la pressione fiscale media e il reddito della popolazione adulta.

ITO

QCN = (a eM) ( T jE )b

P

A"

(5).

Niskanen propone di stimare questa equazione sia in livelli, sia in

differenze di primo ordine, al fine di separare ed evidenziare le relazio­

ni di lungo periodo rispetto a quelle di breve. Il modello ha goduto di

un notevole successo (6) anche nella sua forma originale. In tutte le

applicazioni i risultati ottenuti hanno permesso di affermare la validi­

tà dell’ipotesi di Buchanan Wagner.

Nel corso degli anni, alcuni studiosi hanno proposto delle m odifi­

che al fine di ottenere un modello che offrisse stime più efficienti.

Tridimas (1992) osserva che, se le intuizioni di Friedman circa il

fatto che la domanda di servizi pubblici potrebbe riflettere delle in­

fluenze relative a maggiori lassi di tempo sono esatte, allora occorre

introdurre nella formula originale una definizione di

reddito permanen­

te

(calcolato in funzione dei redditi passati e presenti) al posto del red­

dito corrente e il

livello desiderato di spesa

(come funzione della spesa

effettiva presente e passata) al posto del livello effettivo attuale.

L ’autore osserva inoltre come sia necessario perfezionare l’analisi

prendendo in considerazione la possibilità di introdurre cambiamenti

strutturali nel sistema, al fine di evitare il problema di correlazioni

spurie. Per questo motivo, per esempio, l’inferenza sui dati britannici

viene effettuata inserendo due variabili binarie in corrispondenza dei

cambiamenti strutturali verificatisi (1967 e 1979). L ’analisi di Tridi­

mas conclude così che è possibile individuare una struttura di risposte

differite più complessa di quella ipotizzata da Niskanen, e che le due

dummies

aiutano a meglio specificare il modello.

Craigwell (1991) ha invece criticato il fatto che il modello di Ni­

skanen nella formulazione in livelli ignora qualsiasi effetto di breve ed

è fortemente soggetto al problema della regressione spuria (7), mentre

nella formulazione in differenze ignora qualsiasi effetto di lungo, e

può pertanto portare a risultati inefficienti (inferenza scorretta).

La risposta a questo problema è secondo Craigwell l’utilizzo di

una stima di un

modello con correzione dell’errore

secondo quanto pro­

posto da Sargan (1964). Attraverso una semplice addizione e sottra­

zione di termini Craigwell giunge a specificare un modello in cui sono

compresi sia i termini in differenze, sia quelli in livelli. Proprio questi

ultimi rappresenterebbero la regola di correzione dell’errore e

sarebbe-(5) Come detto, la variabile

rappresenta le condizioni esterne autonome che

influiscono sulla domanda di servizi pubblici;

adotta per tale variabile il nu­

mero, per ciascun anno, di forze armate statunitensi impiegate oltreoceano.

— 177 —

ro legati tra loro da una relazione stazionaria. Tale nuovo modello è

statisticamente più adatto a spiegare le relazioni esistenti tra i dati,

che, ancora una volta, confortano l’ipotesi B W (8).

L ’ultimo sviluppo del modello è dovuto ad Ashworth

(1995).

L ’autore prende spunto dai lavori di Tridimas e di Craigwell in cui si

considera stazionaria la relazione tra le variabili in livelli che rappre­

senta la regola di correzione dell’errore senza sottoporre a verifica em­

pirica tale affermazione. Secondo Ashworth, invece, il requisito di sta­

zionarietà è fondamentale e necessita di essere sottoposto ad una rigo­

rosa verifica empirica. La presenza all’interno della relazione di una o

più variabili di per sé non stazionarie invaliderebbe tutti i test dia­

gnostici standard segnalando di aver determinato un’equazione mal

specificata. Ashworth suggerisce di adottare un approccio di cointe­

grazione che consente di superare tale problema. Infatti se la relazione

tra le variabili in livelli può essere considerata un vettore di cointe­

grazione, allora si ha la certezza della stazionarietà di tale relazione e

si conoscono le caratteristiche delle serie implicate in essa. In effetti,

l'idea della cointegrazione consiste nella possibilità di trovare tra due

o più variabili non stazionarie, ma aventi lo stesso grado di integra­

zione

(9),

una relazione stazionaria di lungo periodo (rappresentata

dal vettore di cointegrazione), alla quale sia associato, per il Teorema

di Rappresentazione di Engle e Granger

(1987),

almeno un meccani­

smo di correzione dell’errore (E C M ), ovvero una relazione di breve pe­

riodo che spieghi il percorso di correzione verso l’equilibrio di lungo

periodo.

A dottando tale approccio si possono così sfruttare alcuni im por­

tanti vantaggi: primo, ogni risultato raggiunto per questa strada non

può essere inficiato da alcun problema di regressione spuria; secondo,

si possono testare le serie di breve e di lungo periodo e si può rendere

assolutamente chiaro il percorso delle correzioni verso l’equilibrio.

Ashworth procede con l’analisi di cointegrazione sui dati britan­

nici ed ottiene dei risultati statisticamente soddisfacenti ed econom i­

camente plausibili.

La principale indicazione dell’approccio di Ashworth è dunque

che la struttura dinamica che lega i deficit di bilancio alla crescita del­

la spesa pubblica dovrebbe essere analizzata adottando un m etodo

basato sulla cointegrazione.

■ 178 i l

8.

L ’analisi di cointegrazione dei dati italiani.

Come noto, in qualsiasi analisi di cointegrazione si prende in con­

siderazione un modello base autoregressivo p-dimensionale che si può

esprimere nella sua forma più semplice come:

Azt w fj. + ót + Ih , j + et,

t = 1,

T;

dove A è l’operatore che indica le differenze di primo ordine, zt, è un

vettore p

1 di variabili stocastiche, e,, ..., eT sono white noises (10), g

è una costante, t è un trend lineare e T è il numero di osservazioni.

L ’ipotesi di cointegrazione è formulata come un rango ridotto

della matrice 77:

■ n

=

a/r.

dove a e fi sono matrici p

L ’ipotesi II, implica che il processo Az,

sia stazionario, zt sia non stazionario, ma fi'z, sia stazionario. In altri

termini possiamo interpretare le relazioni flz t come relazioni staziona­

rie di lungo periodo tra variabili non stazionarie.

Perché si possa procedere nell’analisi e si possa determinare alme­

no una relazione stabile di lungo periodo è necessario verificare che al­

meno due delle variabili incluse in z, siano non stazionarie ed abbiano

lo stesso grado di integrazione.

Punto di partenza per un’analisi di cointegrazione è dunque

quello di stabilire il grado di integrazione delle variabili implicate nel

modello che si vuole studiare, calcolando il valore del test Dickey-

Fuller (11) sulle radici unitarie (D F test) oppure, per evitare i proble­

mi legati all’autocorrelazione dei residui il test Dickey-Fuller Aum en­

tato (A D F test). Il numero di ritardi da inserire, va ricordato, deve

(10) Si definisce white noise il processo stocastico {fij formato dalla serie di va­ riabili casuali continue et (errori) distribuite in modo identico ed indipendente, con me­ dia nulla e scarto quadratico medio a; in simboli: se et ~ N II D (0 ,g) = $et è white noise.

N I I D significa normally indipendently identically distributed.

(11) Il test Dickey-Fuller, chiamato anche unit root test, è il test dell’ipotesi che in: Vi = PVt-i + st sia P ~ d . Tale test è basato sulla stima di una regressione equivalente:

Ayt = (1 + à )yt_j + eL in cui si verifica la negatività di S ( H 0: Ò < 0). Il valore che si ot­ tiene è una semplice t di Student la cui distribuzione non è però quella usata normal­ mente. Infatti nell’equazione in esame, per ipotesi, si fa regredire una variabile 1 (0) su una variabile 1 (1 ), e perciò i valori della coda sinistra della distribuzione di riferimen­ to dovranno essere minori di quelli della distribuzione della t di Student convenziona­ le. I valori critici non sono conosciuti precisamente, ma derivati analiticamente e quindi soggetti ad errore. Per tale motivo sono forniti due limiti (inferiore e superiore) entro i quali il test non può portare ad alcuna conclusione. Per una ricerca più accura­ ta di tali valori è consigliato il customized testing suggerito da Blandiewicz e Charemza