Effetti differenziati della politica fiscale nei mercati del lavoro locali

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1 Effetti differenziati della politica fiscale nei mercati del lavoro locali Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine * Università di Padova ISAE, Roma Università della Calabria, Arcavacata di Rende (Cosenza) 1. - Introduzione Si discute molto nel nostro Paese sull importanza di ridurre la pressione fiscale e contributiva al fine di stimolare la crescita economica, l iniziativa d impresa e l occupazione. La fiscalizzazione degli oneri sociali e varie forme di sgravi contributivi e fiscali sono state usate, nel passato e nel presente, per incidere sul prezzo relativo dei fattori produttivi, soprattutto al Sud, dove il problema della disoccupazione è percepito come particolarmente rilevante. La richiesta all unione europea di proroghe o di nuovi sgravi contributivi differenziati al Sud, che riducano il costo del lavoro e facilitino la crescita occupazionale, è stata una delle priorità di politica economica degli ultimi due governi. Data l enfasi tradizionalmente posta dalla politica economica italiana su sussidi all occupazione nella forma di riduzioni contributive e fiscali, è ragionevole chiedersi quale sia stato l effetto * Giorgio Brunello, Professore Ordinario di Politica Economica, Claudio Lupi, Primo Ricercatore e Patrizia Ordine, Professore Associato di Politica Economica, ringraziano Antonio Rigon e Giulio Fettarappa per aver loro cortesemente fornito i dati utilizzati in questo studio. Le opinioni espresse sono strettamente degli autori e non implicano alcuna responsabilità da parte dell ISAE [Cod. JEL: J3, H3]. Avvertenza: i numeri nelle parentesi quadre si riferiscono alla Bibliografia alla fine del testo.

2 258 Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine di tali misure sulla disoccupazione regionale. Una recente valutazione si esprime in modo alquanto pessimistico, e sostiene che l evidenza sui loro effetti non è sempre incoraggiante (Boeri et Al., [2], p. 25). Lo scopo di questo breve lavoro è di esaminare la relazione tra pressione fiscale, misurata dal cuneo fiscale e contributivo, e tasso di disoccupazione regionale. In particolare, ci proponiamo di verificare se esistano differenze tra le regioni del Centro-Nord e del Sud nel modo in cui il costo del lavoro varia al variare della pressione fiscale. Se il costo del lavoro è molto sensibile a riduzioni del cuneo fiscale e contributivo, perché ad esempio le retribuzioni nette rimangono inalterate, allora l impatto sull occupazione sarà presumibilmente maggiore di quando a variazioni del cuneo fiscale corrispondono variazioni in segno opposto delle retribuzioni nette, che lasciano il costo del lavoro pressoché invariato. Il Nord ed il Sud del nostro paese condividono istituzioni importanti del mercato del lavoro, ma differiscono in molti aspetti altrettanto importanti. Data l importanza delle istituzioni nazionali e locali, è plausibile che esistano differenze significative nei comportamenti retributivi, con effetti altrettanto significativi sui differenziali di disoccupazione. Il lavoro è organizzato come segue. Nel paragrafo 2 discutiamo brevemente gli aspetti teorici della relazione tra pressione fiscale e disoccupazione. Nel paragrafo 3 passiamo in rassegna l evidenza esistente e nel paragrafo 4 presentiamo nuova evidenza empirica sulla relazione tra retribuzioni locali e cuneo fiscale e contributivo. Seguono le conclusioni Imposizione fiscale e tasso di disoccupazione nei modelli teorici non competitivi Il dibattito teorico sugli effetti della pressione fiscale sul tasso di disoccupazione nei modelli non-competitivi è incentrato su ipotesi relative alle caratteristiche del processo di negoziazione salariale. Gli effetti della tassazione sono tipicamente rappresentati da variazioni del cuneo fiscale (tax wedge) espresso come la differenza

3 Effetti differenziati della politica fiscale, etc. 259 tra il costo del lavoro, comprensivo degli oneri sociali e delle imposte sui redditi, e le retribuzioni nette percepite dai lavoratori. Elemento determinante nella valutazione del cuneo fiscale è la differenza tra il sistema dei prezzi di riferimento per le imprese e per i lavoratori, il cosiddetto price wedge, che si modifica anche in funzione della variazione della competitività rispetto ai mercati esteri. Se i salari reali percepiti dai lavoratori restano invariati in presenza di variazioni del cuneo fiscale, gli effetti di tali variazioni si trasmettono sul costo del lavoro e di conseguenza hanno un impatto diretto sui livelli occupazionali e sul tasso di disoccupazione. La rigidità reale dei salari (real wage resistance) può emergere quando i lavoratori tentano di proteggere il proprio standard di vita in presenza di variazioni dell imposizione fiscale o di uno shock avverso sui rapporti di cambio in economia aperta. Tuttavia, alcuni modelli teorici sembrano negare la possibilità che questi effetti abbiano luogo o che comunque esercitino un influenza sul tasso di disoccupazione di lungo periodo. Utilizzando un semplice modello di contrattazione salariale (Layard et Al., [7]), si può illustrare come, nell ipotesi in cui sia le retribuzioni che il reddito alternativo considerato nel processo negoziale siano tassati con la medesima aliquota, variazioni del cuneo fiscale non influenzano il costo del lavoro. In questo caso la pressione fiscale grava interamente sulle retribuzioni percepite dai lavoratori, senza effetti sul tasso di disoccupazione di equilibrio. Infatti, si può scrivere il massimando di Nash come: (1) [ ] Ω = NW( 1 τ) R( 1 τ) β β = NW ( R) Π( 1 τ) β Π dove W rappresenta il costo del lavoro, τ una misura dell aliquota fiscale e contributiva, R il reddito alternativo, N l occupazione; II indica i profitti e β il potere contrattuale dei lavoratori. È chiaro che poiché (1 τ) entra come fattore moltiplicativo nel massimando, il risultato della contrattazione prevede che il costo del lavoro resti immutato rispetto a variazioni di τ cosicché questa variabile non influenza il tasso di disoccupazione di equili-

4 260 Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine brio. Pissarides [12] illustra mediante alcune simulazioni l impatto dell imposizione fiscale sull occupazione al variare del metodo di determinazione del salario. I risultati indicano che la pendenza della curva dei salari (wage setting function) dipende in maniera cruciale dalla struttura della tassazione e dalla modalità di tassazione dei sussidi di disoccupazione e del reddito alternativo. Fenomeni di rigidità salariale possono essere giustificati mediante l adozione di particolari funzioni di utilità (Nickell e Layard [10]) o considerando gli effetti dell interazione della pressione fiscale con le istituzioni che regolano la flessibilità del mercato del lavoro e la centralizzazione della contrattazione salariale (Daveri e Tabellini [5]). In questo senso il più recente approccio di Blanchard e Wolfers [1] vede nell interazione tra shocks e istituzioni un elemento cruciale per la spiegazione delle differenze internazionali nei livelli e nella persistenza dei tassi di disoccupazione. Secondo questa linea interpretativa, una maggiore centralizzazione del processo negoziale dovrebbe condurre a minori rigidità salariali e annullare l impatto di variazioni della pressione fiscale sul tasso di disoccupazione. Con queste premesse, in presenza di contrattazione a più livelli, potrebbero emergere fenomeni di real wage resistance nella fase di contrattazione più decentrata. Nello studio del caso italiano, questo aspetto potrebbe essere rilevante per spiegare effetti differenziati dell imposizione fiscale sul territorio ed in particolare nelle regioni del centro-nord dove più diffusa è la fase contrattuale decentrata rispetto all area meridionale in cui si applicano prevalentemente gli accordi di categoria relativi ai minimi contrattuali. Un illustrazione del processo di contrattazione del salario e del tasso di disoccupazione di equilibrio secondo queste linee teoriche è presentata in Brunello et Al. [4] Effetti di variazioni del cuneo fiscale nel mercato del lavoro in Italia A partire dagli anni 90 l accresciuto interesse nei confronti dell influenza delle istituzioni sul funzionamento dei mercati del

5 Effetti differenziati della politica fiscale, etc. 261 lavoro ha dato luogo alla proliferazione di numerosi lavori empirici indirizzati alla valutazione dell impatto di breve e lungo periodo di variazioni del livello e della struttura dell imposizione fiscale sui salari e sul tasso di disoccupazione. Alcuni studi di fonte OCSE mettono in luce che nonostante nel lungo-periodo l imposizione fiscale non abbia effetti sul costo del lavoro e quindi sul tasso di disoccupazione, gli effetti di breve periodo sono caratterizzati da una elevata persistenza. In 16 paesi OCSE l aumento dell 1% del cuneo fiscale induce un aumento immediato del costo del lavoro pari allo 0,5% e questo effetto rimane per un periodo superiore a 5 anni (Symons e Robertson [14]). Nel caso dell Italia, l applicazione di tecniche di cointegrazione conduce alla collocazione del Paese tra quelli con un grado medio di rigidità salariale (Tyrväinen [15]) con un elasticità del costo del lavoro rispetto a variazioni degli oneri contributivi delle imprese pari a 0,4%. Più recentemente Daveri e Tabellini [5] con tecniche panel mettono in luce che per i paesi OCSE appartenenti al gruppo dell Europa continentale esiste una stretta relazione tra imposizione fiscale e tasso di disoccupazione che opera attraverso variazioni del costo del lavoro. Un quadro riassuntivo delle stime dei fenomeni di real wage resistance nei Paesi OCSE è presentato in Nickell e Layard [10] dove è evidenziata l elevata variabilità dei coefficienti stimati riferiti alle elasticità di breve e lungo periodo. Recenti stime del NAIRU in Italia (Brunello et Al. [4]), partendo da un impostazione teorica basata su un modello di contrattazione a due stadi (centrale e locale) differenziata sul territorio, conducono ad una relazione di lungo periodo rappresentabile tramite il vettore di cointegrazione (2) c = 1,54τ + 2,22r + 0,72 ln UP ln u NC che indica una relazione di equilibrio tra il tasso di disoccupazione prevalente nelle regioni del Centro-Nord u NC, il tasso d interesse reale τ, il potere del sindacato UP, e il cuneo fiscale τ. Poiché il NAIRU è il tasso di disoccupazione al quale esiste compatibilità tra le contrapposte rivendicazioni di lavoratori e imprese in termini di prezzi e salari, dai risultati di quel lavoro si posso-

6 262 Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine no derivare alcune interessanti implicazioni per la politica economica. In particolare: a) variazioni del tasso di disoccupazione nell area del Centro-Nord, agendo sulla dinamica dei prezzi e dei salari hanno un effetto sul tasso di disoccupazione di equilibrio; b) politiche intese a modificare il tasso di disoccupazione meridionale, ceteris paribus, non determinano spinte inflazionistiche; c) modifiche del cuneo fiscale hanno un impatto sul NAIRU. Alcune simulazioni riportate in Brunello et Al. [4] indicano che una riduzione permanente del cuneo fiscale dai valori raggiunti nel 1996 a quelli prevalenti agli inizi degli anni 80 avrebbe condotto ad una riduzione del 15,3% del tasso di disoccupazione con una distribuzione cumulata degli effetti pari al 70% nei primi 5 anni e a circa il 90% nell arco di 10 anni. Complessivamente questi risultati empirici, oltre a puntualizzare il ruolo della politica fiscale nell evoluzione del mercato del lavoro italiano, implicano che l osservato processo di divergenza dei tassi di disoccupazione regionali si è realizzato in presenza di una differente reattività delle economie locali agli eventi che hanno caratterizzato, sia pure in modo settorialmente e territorialmente differenziato, lo sviluppo economico dell ultimo trentennio. L analisi della sensitività dei tassi di disoccupazione regionali rispetto a shocks da offerta e domanda che includono variazioni del cuneo fiscale mostra che l impatto di quest ultima variabile è significativo soltanto nelle regioni centro-settentrionali. In Brunello et Al. [3] viene condotta un analisi di cointegrazione tra il tasso di disoccupazione, il cuneo fiscale, i trasferimenti sociali pro-capite, e il prezzo relativo delle materie prime per ciascuna regione italiana. I risultati mettono in luce una relazione positiva tra cuneo fiscale e tasso di disoccupazione nelle regioni del centro-nord che sarebbe coerente con gli effetti ipotizzati nel modello teorico derivanti dalla maggiore presenza di fenomeni di ricontrattazione del salario a livello locale in quelle regioni Nuova evidenza empirica In questo lavoro intendiamo approfondire l analisi del ruolo di variazioni del cuneo fiscale nella determinazione dei salari. A

7 Effetti differenziati della politica fiscale, etc. 263 questo scopo consideriamo sia una distinzione del tax wedge nelle sue componenti fiscale, contributiva e di prezzo, che una disaggregazione territoriale in due macro-aree, corrispondenti al Centro-Nord e al Mezzogiorno. Nei grafici 1 e 2 riportiamo l andamento del tasso di disoccupazione e degli oneri contributivi nelle due aree. L ampliarsi dei differenziali regionali del tasso di disoccupazione è ormai un fatto ben noto. In Brunello et Al. ([3] e [4]) viene suggerito che il cuneo fiscale svolge un ruolo significativo in tale evoluzione. In questo lavoro cerchiamo di verificare se questo effetto emerge, come noi riteniamo, da una diversa determinazione dei salari a livello locale. Sembra interessante notare come alla riduzione degli oneri contributivi al Sud non si sia accompagnata una significativa riduzione del tasso di disoccupazione, quanto piuttosto un mante- GRAF TASSI DI DISOCCUPAZIONE NELLE REGIONI DEL CENTRO-NORD E DEL MERIDIONE Sud Centro-Nord

8 264 Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine GRAF ALIQUOTA CONTRIBUTIVA NELLE REGIONI DEL CENTRO-NORD E DEL MERIDIONE Centro-Nord Sud nimento del differenziale con le regioni settentrionali. Al contrario, al successivo aumento degli oneri contributivi, proporzionalmente maggiore di quello riscontratosi nelle regioni settentrionali, è corrisposto un significativo incremento del differenziale Nord- Sud del tasso di disoccupazione. Naturalmente, come evidenziato in Brunello et Al. [3], questa è soltanto una piccola parte della storia. L intero meccanismo è assai più complesso e include l interazione del tasso di disoccupazione con altre variabili economiche e demografiche. Lo studio è condotto utilizzando serie storiche regionali aggregate per area geografica e riferite al periodo Seguendo l impostazione di Tyrväinen [15], le nostre variabili d interesse sono le retribuzioni reali lorde pro-capite (w), il tasso di disoccupazione (u), la produttività (valore aggiunto reale al costo dei fattori per addetto, x), l aliquota fiscale (τ f ), l aliquota contributiva (τ c ) e il prezzo reale delle materie prime importate (P m ).

9 Effetti differenziati della politica fiscale, etc. 265 Considerando una funzione del salario del tipo: (3) log(w) = c+b 1 log (x) + b 2 log (τ f ) + + b 3 log (τ c ) + b 4 log (P m ) + b 5 log (u) è possibile verificare empiricamente alcune ipotesi inerenti la presenza di fenomeni di real wage resistance. In particolare, una configurazione dei parametri tale che b 2 = 1, b 3 = 0 e b 4 = 1 indica la presenza di completa wage resistance. In questa situazione, variazioni di τ f, di τ c, o di P m si riflettono interamente sul costo del lavoro e, attraverso questo, sull occupazione. L applicazione di tecniche standard per la verifica dell esistenza di radici unitarie nelle serie da noi considerate mostrano che queste sono rappresentabili tramite processi I(1) (tav. 1). Seguendo un approccio ben consolidato, modelliamo le serie separatamente per le regioni settentrionali e meridionali utiliz- TEST DI RADICE UNITARIA* t-adf lag P-value Centro-Nord log(w) 1,865 0 log(u) 3, ,018 log(x) 2,250 0 log(τ f ) 1,641 0 log(τ c ) 3,003 0 P m 1,093 0 Sud log(w) 1,663 0 log(u) 2,787 0 log(x) 2,492 0 log(τ f ) 1,649 0 log(τ c ) 1,459 0 P m 1,093 0 TAV. 1 * Test di radice unitaria ADF (SAID S.E. - DICKEY D.A. [13]). Include costante e trend. Il lag è selezionato sulla base dell ultimo ritardo significativo (P-value).

10 266 Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine zando per ciascuna area geografica un modello VAR non ristretto del tipo: (4) A(B)X t = ΦD t + ε t dove A(B) è una matrice polinomiale di ordine k nell operatore di ritardo B, X t {log(w t ), log(u t ), log(x t ), log(τ ft ), log(τ ct ), P mt } è il vettore (6 1) delle variabili d interesse e D t è un vettore di variabili deterministiche che includono la costante, un trend lineare e specifiche variabili dummy puntuali 1. Il trend viene inserito nel modello in forma ristretta, in modo da evitare trend quadratici nei livelli delle variabili. Tale metodo ci consente di stimare simultaneamente i parametri di breve e di lungo periodo e di effettuare inferenze su questi. I risultati sono riportati nelle tavole 2-5. Dalla tavola 3 emergono tre valori significativi del test traccia (non corretto per i gradi di libertà) sia per il Centro-Nord che per il Sud. D altra parte, se da un lato le correzioni per i gradi di libertà sono da considerarsi arbitrarie (Nielsen [11]), dall altro, per evitare la possibilità di accettare troppi vettori di cointegrazione ed incorrere in problemi di non similarità (Nielsen [11]), può essere conveniente utilizzare livelli di significatività ancora più stretti di quelli convenzionali. Per questo motivo, in questo studio noi consideriamo come plausibile la presenza in ciascuna area di due vettori di cointegrazione. Le tavole 4 e 5 riportano i vet- PRINCIPALI DIAGNOSTICHE DEI MODELLI VAR (P-VALUES) test Centro-Nord Sud autocorrelazione 0,190 0,090 normalità 0,827 0,237 TAV. 2 1 In entrambi i modelli VAR è stata aggiunta una variabile dummy puntuale per l anno 1974, per correggere un evidente outlier.

11 Effetti differenziati della politica fiscale, etc. 267 TEST DELLA TRACCIA PER IL RANGO DI COINTEGRAZIONE H 0 : ρ = r Centro-Nord Sud val. critici 95% traccia traccia ρ = 0 173,3** 158,2** 114,9 ρ 1 109,7** 110,7** 87,3 ρ 2 67,9* 70,3* 63,0 ρ 3 37,2 41,7 42,4 ρ 4 15,1 20,6 25,3 ρ 5 5,4 8,4 12,2 Legenda: Un asterisco indica che il test è significativo al 5%; due asterischi indicano una significatività all 1%. TAV. 3 CENTRO-NORD: VETTORI DI COINTEGRAZIONE E LOADING FACTORS TAV. 4 β 1 SE(β 1 ) β 2 SE(β 2 ) α 1 SE(α 1 ) α 2 SE(α 2 ) w 1,000 0,000 1,750 0,682 0,141 0,063 0,074 0,090 u 0,236 0,026 1,000 0,000 0,000 0,000 0,081 0,059 x 1,472 0,102 0,000 0,000 0,475 0,043 0,000 0,000 τ f 0,000 0,000 0,560 0,188 0,000 0,000 0,112 0,056 τ c 0,000 0,000 2,411 1,292 0,000 0,000 0,000 0,000 P m 0,141 0,021 0,533 0,200 0,000 0,000 0,000 0,000 t 0,019 0,003 0,033 0,028 SUD: VETTORI DI COINTEGRAZIONE E LOADING FACTORS TAV. 5 β 1 SE(β 1 ) β 2 SE(β 2 ) α 1 SE(α 1 ) α 2 SE(α 2 ) w 1,000 0,000 1,458 0,472 0,242 0,045 0,000 0,000 u 0,000 0,000 1,000 0,000 1,286 0,342 0,403 0,098 x 1,294 0,051 2,453 0,533 0,512 0,100 0,095 0,029 τ f 0,000 0,000 0,528 0,102 2,071 0,324 0,707 0,097 τ c 0,736 0,122 0,000 0,000 0,000 0,000 0,056 0,026 P m 0,314 0,045 0,888 0,211 0,000 0,000 0,114 0,051 t 0,000 0,000 0,068 0,008

12 268 Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine tori di cointegrazione e i coefficienti d impatto rispettivamente per le regioni settentrionali e meridionali. Le restrizioni imposte mostrano dei P-values pari a 0,117 per il Centro-Nord e a 0,672 per il Sud 2. Per facilitare l interpretazione di risultati, riportiamo nel testo i vettori di cointegrazione di nostro più diretto interesse, a meno dei termini deterministici: (5) Centro-Nord: log(w) = 0,236log(u) + 1,472log(x) + 0,141P m (6) Sud: log(w) = 1,294log(x) 0,736log(τ c ) + 0,314P m Coerentemente con le indicazioni derivanti da alcuni studi recenti (Blanchard e Wolfers [1]), la componente fiscale del tax wedge, τ f, non sembra essere associata, in una relazione di lungo periodo, con le retribuzioni in entrambe le aree. Infatti, nel caso in cui l imposizione fiscale grava ugualmente sul reddito contrattato e su quello alternativo, essa non sarà rilevante nella fase negoziale. Gli effetti degli oneri contributivi sembrano invece essere differenziati nelle due aree. Mentre al nord sembra essere valida l ipotesi di real wage resistance rispetto a questa componente del cuneo fiscale, al sud le retribuzioni tendono a compensare, anche se solo in parte 3, le variazioni degli oneri. Coerentemente con la nostra impostazione teorica, questa differenza di comportamento fra le aree potrebbe derivare dal più estensivo ricorso alla ricontrattazione locale nelle regioni settentrionali. La componente di prezzo del cuneo fiscale sembra esercitare una debole influenza sulle retribuzioni in entrambe le aree. È anche interessante notare che, così come evidenziato in altri nostri precedenti lavori, il tasso di disoccupazione locale non è legato da una relazione di equilibrio con le retribuzioni nelle regioni meridionali 4. 2 L imposizione delle stesse restrizioni adottate per le regioni settentrionali su quelle meridionali e vice versa viene rigettata dai dati, con P-value pari a 0,0099 e 0, In effetti, la restrizione che il coefficiente associato a τ c sia pari all unità nelle regioni meridionali non è rigettata dai dati, con un P-value di 0, A tale proposito v. BRUNELLO et AL. [3], [4] e LUPI C. - ORDINE P. [8], [9].

13 Effetti differenziati della politica fiscale, etc. 269 Complessivamente, questi risultati sembrano confermare quanto emerso anche da precedenti lavori 5, indicando che le variazioni del cuneo fiscale, attraverso modifiche del costo del lavoro, non hanno rappresentato la principale causa dell ampliarsi degli squilibri occupazionali tra il Nord e il Mezzogiorno del Paese. Inoltre, incentivi nella forma di riduzioni degli oneri contributivi sembrerebbero avere un effetto di lungo periodo più significativo sul costo del lavoro nelle regioni Centro-Settentrionali. Va tuttavia considerato che, seppure una riduzione degli oneri contributivi nelle regioni meridionali tenda ad essere parzialmente compensata da aumenti delle retribuzioni, se la riduzione del costo del lavoro risultante fosse comunque sufficiente a stimolare la crescita dell occupazione, si potrebbe avere un effetto benefico anche sulla domanda locale, tramite l aumento del potere d acquisto da parte dei lavoratori. A nostro avviso, ciò giustifica l adozione di politiche fiscali differenziate sul territorio nazionale Conclusioni Questo lavoro rappresenta un primo tentativo di verifica empirica circa l importanza nel lungo periodo delle componenti del cuneo fiscale nella determinazione dei salari e del costo del lavoro in Italia, distintamente per le regioni centro-settentrionali e meridionali. Da un punto di vista metodologico, l approccio seguito rientra in un filone di ricerca consolidato (Tyrväinen [15]). I risultati sono coerenti con precedenti analisi empiriche condotte sia a livello nazionale (Brunello et Al. [4]; Daveri e Tabellini [5]; Tyrväinen [15]) che disaggregate territorialmente (Brunello et Al. [3]). Questo studio, comunque, fornisce evidenza originale che ha, a nostro avviso, interessanti implicazioni di politica economica. La componente fiscale del tax wedge non sembra essere associata alle retribuzioni nelle due macro-aree in esame. Da questo punto di vista, modifiche dell imposizione fiscale diretta sono neutrali, nel lungo periodo, rispetto al costo del lavoro. Gli oneri 5 v. in particolare BRUNELLO et AL. [3].

14 270 Giorgio Brunello - Claudio Lupi - Patrizia Ordine contributivi sembrano presentare un impatto differenziato sul costo del lavoro nelle due aree: mentre al Centro-Nord sembra essere valida l ipotesi di real wage resistance rispetto a questa componente del cuneo fiscale, al Sud le retribuzioni percepite dai lavoratori tendono a compensare parzialmente la variazione degli oneri. Su questa base sembra ragionevole considerare politiche fiscali differenziate territorialmente. Questo lavoro sembra confermare anche quanto evidenziato in altre nostre precedenti ricerche in merito al ruolo della disoccupazione locale nella determinazione delle retribuzioni. In particolare, si riscontra l assenza di effetti significativi di lungo periodo nelle regioni meridionali. Come già in precedenza, noi interpretiamo l insieme dei risultati attribuendo un ruolo di rilievo alla differente struttura del processo di contrattazione salariale nelle due aree.

15 Effetti differenziati della politica fiscale, etc. 271 BIBLIOGRAFIA 0[1] BLANCHARD O. - WOLFERS J., «The Role of Shocks and Institutions in the Rise of European Unemployment: The Aggregate Evidence» Economic Journal, vol. 110, 2000, pp. C1-C33. 0[2] BOERI T. - LAYARD, R. - NICKELL S., «Welfare-to-Work and the Fight Against Unemployment: A Report to Prime Ministers Blair and D Alema», Londra, London. School of Economics, mimeo, [3] BRUNELLO G. - LUPI C. - ORDINE P., «Widening Differences in Italian Regional Unemployment», in corso di pubblicazione in Labour Economics, [4] - -, «Regional Disparities and the Italian NAIRU», Oxford Economic Papers, vol. 52, 2000, pp [5] DAVERI F. - TABELLINI G., «Unemployment, Growth and Taxation in Industrial Countries», Università di Brescia, Discussion Paper, n. 9706, [6] JOHANSEN S., Likelihood-Based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models, Oxford, Oxford University Press, [7] LAYARD R. - NICKELL S. - JACKMAN, R., Unemployment: Macroeconomic Performance and the Labour Market, Oxford, Oxford University Press, [8] LUPI C. - ORDINE P., «Un analisi della struttura dei differenziali salariali in Italia», Lavoro e Relazioni Industriali, n. 2, 1998, pp [9] -, «Differenziali salariali e disoccupazione», in corso di pubblicazione, Rapporto sui salari e sul costo del lavoro, Roma, CNEL, [10] NICKELL S. - LAYARD R., «Labor Market Institutions and Economic Performance», in ASHENFELTER O.C. - CARD D. (a cura di), Handbook of Labor Economics, vol. 3C, Amsterdam, Elsevier Science, [11] NIELSEN B., «On the Distribution of Tests for Cointegration Rank, lavoro presentato al 52 nd European Meeting of the Econometric Society, ESEM, Toulouse, ago [12] PISSARIDES C.A., «The Impact of Employment Tax Cuts on Unemployment and Wages: The Role of Unemployment Benefits and Tax Structure», European Economic Review, vol. 42, 1998, pp [13] SAID S.E. - DICKEY D.A., «Testing for Unit Roots in Autoregressive-Moving Average Models of Unknown Order», Biometrika, vol. 71, 1984, pp [14] SYMONS J. - ROBERTSON D., «Employment Versus Employee Taxation: The Impact on Employment», Parigi, OECD, OECD Employment Outlook, [15] TYRVÄINEN T., «Real Wage Resistance and Unemployment: Multivariate Analysis of Cointegrating Relations in 10 OECD Countries», Parigi, OECD, Job Study, Working Paper Series, n. 10, 1995.

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