rivista italiana di economia demografia e statistica - Sieds
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Volume LXIII nn. 3-4 – Luglio-Dicembre 2009<br />
Q j =β t (T j -T m )+ β s (S j -S m )+u tj T j , (4)<br />
e E j =β d (D j -D m )+ β p (P j -P m ) (5)<br />
dove le variabili con pe<strong>di</strong>ce j sono espresse come me<strong>di</strong>a <strong>di</strong> Paese e quelle con<br />
pe<strong>di</strong>ce m sono espresse come me<strong>di</strong>a dei Paesi europei complessivamente<br />
considerati. X (X ⊂ K) e Z (Z ⊂ R) sono i vettori delle restanti variabili <strong>di</strong> primo e<br />
secondo livello. F j in<strong>di</strong>ca quin<strong>di</strong> un effetto Base, cioè cosa accadrebbe senza<br />
considerare effetti casuali e se tutti i Paesi attuassero la medesima politica. Q j e E j<br />
in<strong>di</strong>cano invece l’effetto aggiuntivo delle <strong>di</strong>verse politiche dei Paesi in termini<br />
quantitativi e <strong>di</strong>stributivi. La somma <strong>di</strong> queste due quantità più l’effetto <strong>di</strong><br />
intercetta casuale (u 0j ) fornisce l’effetto Paese complessivo.<br />
I Paesi con effetto maggiormente positivo sull’abbandono del rischio <strong>di</strong> povertà a<br />
seguito dei trasferimenti (quarta colonna della tabella 2) sono quelli Nor<strong>di</strong>ci<br />
(Danimarca, Finlan<strong>di</strong>a e Svezia) ed Occidentali (Irlanda, Regno Unito, Belgio e<br />
Francia). Viceversa, i Paesi con risultati più scarsi sono i Paesi Me<strong>di</strong>terranei<br />
(Grecia, Spagna, Italia, Portogallo e Cipro) e quelli Baltici (Lettonia, Lituania e<br />
Estonia). Osservando le colonne relative all’effetto Quantità (Q j ) e Distribuzione<br />
(E j ), si osserva subito come il primo sia assolutamente preponderante, lasciando al<br />
secondo un ruolo marginale. I Paesi con effetto Quantità più elevato in termini<br />
positivi sono la Danimarca, seguita da Irlanda, Regno Unito e Svezia. All’estremo<br />
opposto si trovano invece Grecia, Spagna, Lettonia, Cipro e Italia. Infine, gli u 0j<br />
incorporano le <strong>di</strong>verse politiche <strong>di</strong>stributive in termini <strong>di</strong> famiglie beneficiarie e la<br />
<strong>di</strong>versa composizione delle esplicative all’interno dei Paesi. Essendo data questa<br />
composizione, i Paesi con intercetta casuale più negativa (Grecia, Lituania,<br />
Portogallo e Italia) dovrebbero variare qualcosa nei requisiti <strong>di</strong> accesso.<br />
In tabella 2 è anche presentato l’effetto casuale u tj sulla pendenza dei<br />
trasferimenti alle famiglie. Questo, essendo lo scarto <strong>di</strong> Paese rispetto all’effetto<br />
fisso, può essere interpretato come una sorta <strong>di</strong> efficacia rispetto all’uscita dal<br />
rischio <strong>di</strong> povertà per ogni trasferimento aggiuntivo. E’ chiaramente un concetto<br />
<strong>di</strong>verso dall’efficacia complessiva, che incorpora anche l’effettivo livello <strong>di</strong> spesa.<br />
Dal modello, i Paesi a maggiore efficacia sono generalmente quelli con un<br />
peggiore effetto Quantità, cioè l’Italia seguita da Lituania, Spagna, Grecia e<br />
Lettonia. I Paesi a minore efficacia sono invece alcuni tra quelli con effetto<br />
Quantità maggiormente positivo (Belgio, Francia, Irlanda, Regno Unito e<br />
Danimarca). Questo fatto è probabilmente dovuto ad un’utilità marginale<br />
generalmente decrescente per ogni trasferimento aggiuntivo. Il modello, inoltre,<br />
non considera la <strong>di</strong>stanza iniziale dalla linea <strong>di</strong> povertà: se si trasferissero tutte le<br />
risorse alla coda più bassa delle famiglie a rischio <strong>di</strong> povertà, ad esempio, la<br />
politica governativa non sarebbe efficace rispetto all’uscita dalla con<strong>di</strong>zione <strong>di</strong><br />
povertà quanto piuttosto rispetto alla riduzione dell’intensità <strong>di</strong> povertà.