Efficienza giudiziaria e mercato forense

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1 ISSN: POLIS Working Papers [Online] Istituto di Politiche Pubbliche e Scelte Collettive POLIS Institute of Public Policy and Public Choice POLIS POLIS Working Papers n. 207 December 2013 Efficienza giudiziaria e mercato forense Roberto Ippoliti UNIVERSITA DEL PIEMONTE ORIENTALE Amedeo Avogadro ALESSANDRIA Periodico mensile on-line "POLIS Working Papers" - Iscrizione n.591 del 12/05/ Tribunale di Alessandria

2 Efficienza Giudiziaria e Mercato Forense Roberto Ippoliti; 1 Keywords: Efficienza giudiziaria; Avvocati; Mercato dei servizi legali; Competitività; Abstract L'efficienza giudiziaria è uno dei principali obiettivi di ogni stato democratico. Un sistema giudiziario efficiente è cruciale sia dal punto di vista economico sia dal punto di vista sociale poiché costituisce uno dei pilastri fondamentali delle società moderne. Lo studio qui proposto si pone l'obiettivo di stimare l'efficienza del sistema giudiziario italiano di primo grado e le determinanti dell'inefficienza. Nello specifico, si testa l'ipotesi che il numero di professionisti sul mercato dei servizi legali (professione forense) sia in grado di condizionare positivamente l'offerta di giustizia e quindi le performance degli uffici giudiziari. Pertanto, si studierà la relazione tra il numero di avvocati e lo score di efficienza di questi uffici, ipotizzando che la competitività sul mercato forense sia in grado di migliorare le performance dei Tribunali Ordinari. La conferma di quanto ipotizzato potrebbe dare un ulteriore impulso al processo di riforma della professione forense, già avviato nella XVI legislatura. 1 Post-Doctoral Research Position in Public Economics Scuola Nazionale dell Amministrazione, Presidenza del Consiglio dei Ministri Via dei Robilant 11, Roma (ROMA), Italia roberto.ippoliti@unipmn.it 1

3 1. Introduzione Negli ultimi anni sono stati realizzati diversi interventi normativi con lo scopo di rendere più efficiente la complessa macchina della giustizia italiana. Tra questi si annoverano la digitalizzazione del processo e l'istituzione del Fondo unico giustizia. Con la stessa finalità sono state avviate altre importanti riforme sia nelle procedure relative al processo civile sia alla disciplina che regola la professione dell avvocato, al fine di garantire un servizio sempre più efficiente e solidale nell amministrazione della giustizia. Focalizzandosi sul mercato dei servizi legali, al fine di promuovere un maggior grado di concorrenza sul mercato dei servizi legali, il legislatore è intervenuto con il D.L. 1/2012, convertito nella L. 27/2012, che rimuove il sistema tariffario delle professioni, introducendo una nuova disciplina del compenso professionale sulla base della pattuizione del corrispettivo al momento del conferimento dell'incarico (preventivo di massima sul compenso atteso). La stessa norma ha, inoltre, decretato indicazioni attinenti il tirocinio e la tipologia di forma societaria dei professionisti. Successivamente, ispirandosi al principio di liberalizzazione in materia di professioni regolamentate, è stato emanato il D.P.R. 137/2012 che introduce una dettagliata disciplina al fine di garantire l'effettivo svolgimento dell'attività formativa durante il tirocinio, prevedere l'obbligatorietà della formazione continua permanente, stabilire l'obbligatorietà dell'assicurazione per i rischi derivanti dall'esercizio dell'attività professionale, affidare la funzione disciplinare ad organi diversi da quelli aventi funzioni amministrative, autorizzare la pubblicità informativa con ogni mezzo, dettare disposizioni specifiche per la professione forense e la professione notarile. Lo studio qui proposto si pone l'obiettivo di stimare l'efficienza del sistema giudiziario italiano di primo grado e testare l'ipotesi che il numero di professionisti sul mercato dei servizi legali (professione forense) sia in grado di condizionare positivamente l'offerta di giustizia e quindi le performance degli uffici giudiziari. Pertanto, si studierà la relazione tra il numero di avvocati e lo score di efficienza di questi uffici, ipotizzando che la competitività sul mercato forense sia in grado di migliorare le performance dei Tribunali Ordinari. La conferma di quanto ipotizzato potrebbe dare un ulteriore impulso al processo di riforma della professione forense, già avviato nella XVI legislatura. La metodologia utilizzata nella stima dell'efficienca giudiziaria qui proposta è la Data Envelopment Analysis (DEA) che consente di disegnare, risolvendo problemi di ottimizzazione, una frontiera 2

4 efficiente, cioè una curva o una linea sulla quale vengono collocate le Decision Making Units (DMUs) più efficienti. Nel lavoro quì proposto, l idea alla base della costruzione di questa frontiera è di capire quali Tribunali Ordinari siano efficienti rispetto agli altri, osservando alcune variabili (input) come date. L efficienza giudiziaria è intesa come l abilità degli uffici giudiziari a massimizzare il numero di cause definite in un dato arco temporale (anno), date le risorse a disposizione (Magistratura) e considerato il carico di lavoro di competenza delle stesse, sia in termini di flusso (sopravvenuti) sia in termini di stock (pendenti all'inizio di ogni anno). A tal fine è stata stimata una frontiera produttiva (reference technology) per ogni anno (dal 2005 al 2011), utilizzando i dati di 165 circondari (DMUs) e la loro attività svolta nella giustizia civile per il periodo considerato. Seguendo la metodologia suggerita da Simar e Wilson (2007), nello stage successivo questi score di efficienza sono regrediti per alcune variabili chiave, tra cui il numero di avvocati, al fine di studiare le determinanti dell'inefficienza. Il manoscritto è organizzato in cinque sezioni. Conclusa questa prima sezione introduttiva, la prossima sezione presenta il mercato dei servizi legali in Italia, suggerendo l'idea alla base del presente lavoro, ossia di come la competitività sia in grado di avere un impatto positivo sull'offerta di giustizia. La terza sezione propone il primo stadio della metodologia di Simar e Wilson (2007), mostrando gli input ed output utilizzati, nonché gli score di efficienza ottenuti; mentre la quarta sezione studia le determinanti dell'inefficienza, mostrando la relazione tra score e numero di avvocati sul mercato forense. L'ultima sezione propone alcune conclusioni finali. 2. Mercato dei servizi legali Uno dei primi lavori sul mercato dei servizi legali è stato proposto da Pashigian (1977) il quale studia le determinanti della domanda ed offerta di servizi legali. Secondo l'autore, la domanda di servizi professionali dipende dal profitto creato da questi professionisti e da una serie di variabili esogene (e.g. numero di transazioni economiche, crescita economica, etc.); mentre l'offerta di servizi dipende dal numero di avvocati sul mercato e nuovamente dal profitto generato. Nel modello proposto, si evidenzia come un aumento del numero di avvocati induce un aumento dell'offerta di servizi legali e, al tempo stesso, una riduzione del profitto generato. Infine, l'autore mostra il processo decisionale degli studenti prima di scegliere se iscriversi ad una scuola di legge oppure no, comparando il profitto atteso sul mercato dei servizi legali ed il costo del percorso accademico. Conclude quindi che il numero degli avvocati presenti sul mercato dei servizi legali è condizionato dalla crescita economica, poichè questa è una buona proxy del profitto atteso degli stessi. Si noti 3

5 che l'equilirio determinato sul mercato dei servizi legali rappresenta la domanda di giustizia che, in seguito, sarà affrontata dal sistema giudiziario nazionale. La relazione positiva tra numero di avvocati e domanda di giustizia, così come suggerita da Pashigian (1977), è stata testata in diversi lavori empirici, seppur con risultati contrastanti. Prendendo in considerazione il mercato italiano dei servizi legali, sia Carmignani e Giacomelli (2010) sia Felli et al. (2007) identificano una relazione positiva tra numero di avvocati e casi soppravvenuti; così come da Hansenn (1999), prendendo in esame le corti Americane, o da Ginsburg e Hoetker (2006) nello studio sulla litigiosità in Giappone. Tuttavia, Posner (1997) e Yates et al. (2001, 2009), prendendo in esame altri dataset americani, non rilevano alcuna relazione positiva tra avvocati e litigiosità, così come per quanto riguarda l'analisi dei dati austriaci da parte di Clemenz e Gugler (2000). Non esistono però studi sulla relazione tra numero di avvocati e l'offerta di giustizia, ed in particolare di come la competitività del mercato dei servizi legali, determinata dal numero di professionisti, è in grado di migliorare le performance dell'ufficio giudiziario. Questo lavoro, partendo dal modello sviluppato da Pashigian (1977), mostra come l'aumento del numero di professionisti può indurre sia un aumento della domanda di giustizia sia una riduzione del prezzo del servizio erogato. Prendendo in considerazione il mercato Italiano, Carmignani e Giacomelli (2010) suggeriscono l'esistenza di una relazione positiva tra numero di avvocati e domanda di giustizia (tasso di litigiosità), ossia che l aumento del numero di avvocati provoca un aumento del numero di casi sopravvenuti. Tuttavia, gli autori non sono in grado di confermare, con i dati a loro disposizione, se la competitività sul mercato dei servizi legali sia in grado di rendere più accessibile la giustizia. Vale a dire, gli autori non sono in grado di testare se il numero dei professionisti induce la crescita della domanda di giustizia grazie a compensi minori che rendono accessibile la giustizia ad un numero maggiore di parti interessate (cittadini e/o imprese). Considerando che il costo di una causa legale è condizionata dalla durata del procedimento e richiamando l idea di efficienza tecnica, l ipotesi suggerita da questo lavoro è che un mercato competitivo dei servizi legali è in grado di migliorare le performance degli uffici giudiziari poiché vi è un incentivo per i professionisti ad essere competitivi sul mercato, provocando un impatto positivo sulla capacità di definizione dei casi da parte dei Tribunali. Una competitività che, in linea con quanto indicato da Carmignani e Giacomelli (2010), può realizzarsi mediante una definizione del caso in tempi brevi e quindi con un costo atteso minore per le parti coinvolte. Pertanto, grazie al ruolo degli avvocati tra domanda di giustizia (da parte dei cittadini e delle imprese) e offerta di giustizia (da parte degli uffici giudiziari), la competitività di questi professionisti sul mercato dei servizi legali può avere un 4

6 impatto positivo sia dal lato della domanda (con un aumento della litigiosità) sia dal lato dell offerta (con un miglioramento delle performance dei Tribunali). Quanto proposto è coerente con il sistema di remunerazione degli avvocati, che è composto da una quota fissa legata al tariffario nazionale ed una quota variabile legata alla durata del processo (i.e numero di atti, numero di udienze, etc). Nel lavoro proposto da Marchese (2003), si suggerisce che le regole di svolgimento del processo (in particolare, le prove e la definizione del contenuto della controversia) conferiscono ampi poteri di gestione del procedimento giudiziario alle parti e ai loro difensori, mentre la formula, definita per legge, che determina gli onorari degli avvocati (la parcella è strettamente legata al numero di attività svolte nell ambito del processo e pertanto alla lunghezza della causa) incentiva questi ultimi a utilizzare tali poteri di gestione per allungare il più possibile la durata dei processi. Secondo l autrice, risulta pertanto che, nel gioco che governa la lunghezza del procedimenti, ci sono cinque protagonisti di cui tre hanno interesse ad incrementare il tempo necessario per arrivare alla definizione della causa (i due difensori e la parte in torto), mentre una (il giudice) è uno spettatore spesso reso impotente dalle stesse regole procedurali. Infine l ultima, la parte che ha ragione, ha forti incentivi a chiudere il caso al più presto. Tuttavia, quanto proposto dall autrice viene meno se si crea un mercato concorrenziale di offerta delle prestazioni professionali, vale a dire se aumenta il numero dei professionisti sul mercato dei servizi legali poiché lo spostamento della curva di offerta, necessariamente, implica una riduzione delle tariffe. Per quanto rigurada la riduzione delle parcelle, in linea con quanto suggerito da Marchese (2003), non può che avvenire con una riduzione del numero di udienze necessarie per arrivare alla definizione del caso e quindi ad un impatto positivo sulle performance degli uffici giudiziari. 2.1 Modello In linea con Pashigian (1977), l'offerta su questo mercato è data dai professionisti disponibili a fornire servizi legali, data una tariffa; mentre la domanda di servizi legali è data dalle imprese e/o persone che vogliono richiedere giustizia al sistema giudiziario. Ovviamente, il servizio legale reso dagli avvocati è fondamentale per accedere all'offerta di giustizia da parte del sistema giudiziario in quanto sono richieste tutta una serie di competenze professionali specifiche altrimenti non disponibili. La figura 1 presenta il mercato dei servizi legali e l'impatto (positivo) del numero di avvocati, così come suggerito da Carmignani e Giacomelli (2010), e qui sviluppato. Il modello presenta sull'asse delle ascisse la quantità di cause soppravenute e sull'asse delle ordinate la tariffa del servizio erogato. Come mostrato nel modello, un aumento del numero di avvocati provoca uno spostamento 5

7 dell'offerta di servizi legali verso destra (fase 1), inducendo una riduzione delle tariffe (costo della giustizia, fase 2) e quindi, di riflesso, un aumento della domanda di giustizia (fase 3). Figura 1 Mercato dei servizi legali Prezzo del servizio Domanda di giustizia Fase 1 (aumento nr di avvocati) Fase 2 (riduzione tariffe) Offerta di servizi legali Fase 3 (aumento della litigiosità) Quantità di servizi legali In linea con quanto ipotizzato, e considerato il tariffario nazionale di riferimento per tutti i professionisti di questo mercato, è plausibile immaginare che la riduzione del prezzo di questi servizi legali è realizzabile mediante una riduzione della parte variabile dello stesso. Come suggerito in precedenza, ed in linea con l'ipotesi di Marchese (2003), una riduzione delle tariffe potrebbe essere realizzata attraverso il numero di udienze necessarie per arrivare alla definizione del caso. In altri termini, la competitività del mercato potrebbe realizzarsi riducendo il numero di udienze e quindi, di riflesso, avere un duplice impatto (sia sulla domanda sia sull'offerta di giustizia). Quanto proposto è coerente con il modello proposto da Pashigian (1977) poichè entrambi i modelli suggeriscono che un aumento del numero di professionisti induce un aumento della domanda di giustizia e, al tempo stesso, una riduzione del profitto atteso. 2.2 L'evoluzione del mercato forense Italiano Si presentano ora una serie di statistiche descrittive del numero di professionisti sul mercato dei servizi legali e la sua variazione nel periodo preso in esame, vale a dire lo spostamento della curva di offerta di servizi sul mercato. In dettaglio, la figura 2 mostra l'andamento nel tempo del numero 6

8 complessivo di avvocati nel periodo preso in esame, considerando sia il numero di professionisti iscritti alla Cassa Forense sia il numero di quelli iscritti all'albo. Nel periodo preso in esame in questo lavoro ( ) vi è stato un aumento del numero di avvocati iscritti alla Cassa Forense pari al 40,26 % (da a ) mentre per quelli iscritti all'albo vi è stato un aumento pari al 36,50 % (da a ). Figura 2 Variazione numero di avvocati iscritti alla Cassa e all'albo - Italia ( ) Cassa Albo L'idea di prendere in considerazione sia il numero di professionisti iscritti all'albo sia di quelli iscritti alla Cassa Forense è legato allo scostamento tra i due valori, nonché la sua distribuzione sul territorio nazionale, da cui emerge un'eterogeneità marcata tra l'italia Settentrionale e quella Meridionale. A titolo esemplificativo, prendendo in considerazione l'anno 2006, nel distretto di Torino l'85% degli avvocati iscritti all'albo è anche iscritto alla Cassa Forense, con punte del 98% (Biella); mentre nel distretto di Napoli, il numero di avvocati iscritti sia all'albo sia alla Cassa Forense scende al 61%, con valori minimi del 56% (Avellino). La figura che segue è una mappatura dell'avvocatura in Italia, che tiene in considerazione lo scostamento tra iscritti all'albo e alla Cassa Forense. Come si può notare dalla figura, muovendosi dall'italia Settentrionale a quella Meridionale cresce il differenziale tra il numero di professionisti iscritti all'albo e di quelli iscritti alla Cassa Forense. Si rammenta che la normativa italiana disciplina l'obbligo d'iscrizione alla previdenza Forense per chi esercita la professione con carattere di continuità ed è possibile ipotizzare che alcune aree dell'italia siano caratterizzate da un grande numero di avvocati che esercitano la loro professione 7

9 senza questo carattere di continuità. Tuttavia, si rileva una forte incongruità tra i redditi dichiarati e l'attività esercitata (Donnella, 2009) e, per questo motivo, il numero di avvocati iscritti all'albo potrebbe essere la proxy più vicina al numero reale di professionisti che erogano prestazioni sul mercato dei servizi legali. Nella sezione successiva, l'autore propone il primo stadio delle metodologia di Simar e Wilson, vale a dire il calcolo degli score di efficienza tecnica. Figura 3 Mappatura dello scostamento tra numero di avvocati iscritti all'albo ed iscritti alla Cassa Forense (2011) 3. Primo stadio Efficienza Giudiziaria La letteratura economica propone due metodologie di analisi della produttività: la stima econometrica delle funzioni di costo o di produzione e le tecniche di programmazione matematica. I due approcci vengono identificati come metodi parametrici (Deterministic Frontier Analysis - DFA; Stochastic Frontier Analysis - SFA) e non parametrici (Data Envelopment Analysis - DEA; Free Disposal Hull - FDH). Le analisi di tipo parametrico richiedono l'esplicitazione a priori di una funzione di produzione, mentre quelle di tipo non parametrico si caratterizzano per la possibilità di determinare l'efficienza relativa di unità decisionali simili attraverso tecniche di programmazione lineare che soddisfano le condizioni di convessità ed esclusione dell origine degli assi poste sull unico isoquanto. Inoltre peculiarietà di tale metodologia è la possibilità di determinare 8

10 l'efficienza senza bisogno di specificare l'importanza relativa ai diversi fattori di produzione o la distribuzione dell'efficienza. Pur essendo considerate più idonee al trattamento di insiemi di produzione mutidimensionali rispetto a metodologie di tipo parametrico, i risultati dei metodi non parametrici sono tuttavia oggettivi, in quanto non richiedono specificazioni a priori. Essendo metodi deterministici, sono altresì sensibili alla presenza di valori anomali; non ammettono l'errore e quindi i risultati potrebbero essere distorti poichè l'errore statistico e l'inefficienza vengono confusi, così come l'ipotesi di convessità, di cui sopra, rappresenta un limite del modello. L indagine oggetto del presente lavoro propone l'analisi di efficienza dei Tribunali Ordinari mediante la tecnica DEA che consente di disegnare, risolvendo problemi di ottimizzazione, una frontiera efficiente, cioè una curva o una linea sulla quale vengono collocate le Decision Making Units (DMUs) più efficienti (Charnes et al., 1978; Färe et al., 1996; Coelli et al., 1998). In sintesi, è possibile misurare l indicatore di performance dell unità osservata in base alla sua posizione rispetto alla frontiera (la distanza che separa ciascuna unità dalla sua frontiera di produzione considerata come misura della sua inefficienza). L idea alla base della costruzione di detta frontiera è di capire quali Tribunali Ordinari siano efficienti rispetto agli altri, osservando alcune variabili (input) come date. In linea con Simar e Wilson (2007), successivamnte questi score di efficienza sono utilizzati per lo studio delle determinanti dell'inefficienza. Questa metodologia è stata ampiamente utilizzata nello studio dell'efficienza giudiziaria, sia nel singolo stadio (analisi di efficienza) sia nel doppio (analisi delle determinanti dell'inefficienza). Considerando il singolo stadio, Lewin et al. (1982) propongono uno studio dei distretti giudiziari nel North Carolina (U.S.A.) mentre Kittelsen e Førsund (1992) propongono lo studio del sistema giudiziario Norvegese; o ancora Chaparro e Jimenez (1996) il sistema spagnolo. Considerando il doppio stadio, Deyneli (2012) e Schneider (2005) propongono la metodologia a due stadi per lo studio delle determinanti dell'inefficienza, rispettivamente in uno studio comparativo Europeo e in uno studio del sistema giudiziario tedesco. L'unico lavoro sul sistema giudiziario italiano con la metdologia DEA ed applicando il doppio stadio è stato proposto da Castro e Guccio (2012). L approccio scelto è output-oriented (Daraio e Simar, 2007; Farrell, 1957): considera la massimizzazione dell output mantenendo costanti gli input e assumendo rendimenti di scala variabili, VRS (Banker et al., 1984). 2 Il punteggio di efficienza tecnica (TE i ) di ogni Decision Making Unit (DMU) è stimato risolvendo il seguente problema di massimizzazione lineare (output-oriented DEA approach; Farrell, 1957): 2 Ovviamente quanto proposto è stata testato, così come suggerito da Simar e Wilson (2002), e possiamo rigettare l'ipotesi nulla di Rendimenti di Scala Costanti. 9

11 Max dato : N1' 1 zy - x i i 0 z, z Y 0 i X 0 TEi zi i 1,, n dove n è il numero di DMUs con 1 TE i + ; mentre z è uno scalare > 1 e λ è un vettore di pesi nx1 che permette la combinazione convessa di input e output. Infine, Y è la matrice degli output di dimensione sxn e X è una matrice degli input, mentre N1 è un vettore unitario Nx1. I punteggi di efficienza calcolati così come è stato illustrato possono assumere valori che vanno da 1 a + infinito e devono essere interpretati nel seguente modo: le osservazioni, cioè i Tribunali Ordinari, che ottengono un valore pari all unità sono efficienti e si situano sulla frontiera, maggiore è il punteggio ottenuto (punteggio > 1) e maggiore è l inefficienza. Ai fini del presente lavoro è stata stimata una frontiera produttiva (reference technology) per ogni anno (dal 2005 al 2011), utilizzando i dati di 165 circondari (DMUs) e la loro attività svolta nella giustizia civile per l arco temporale considerato. 3 Il modello proposto considera come output il numero delle cause definite e come input il numero di casi sopravvenuti, il numero di casi pendenti all'inizio di ogni anno e il numero di magistrati che operano nel comparto della giustizia civile. La tabella che segue propone una statistica descrittiva di queste variabili. Tabella 1 Statistica descrittiva degli input e output, Giustizia civile ( ) Variabile Oss. Media Std. Dev. Min Max Magistrati ,89 19, Casi pendenti , , Casi sopravvenuti , , Casi definiti con sentenza , , Casi definiti in altro modo ,74 894, Il dataset proposto è bilanciato poiché sono disponibili per ogni anno le osservazioni di tutti i circondari, ad eccezione di quello di Sassari per l anno 2010 e 2011, per un numero complessivo di 1153 osservazioni anziché le 1155 attese. 10

12 Il dato relativo alla Magistratura è stato estratto dal database del Consiglio Superiore della Magistratura (CSM), mentre il numero di casi definiti, sopravvenuti e pendenti è stato estratto dal database del Ministero della Giustizia. La figura che segue è una mappatura degli score di efficienza per circondario. Figura 4 Mappatura per Circondario del punteggio medio di Efficienza Tecnica Italia ( ) Si propone infine una tabella descrittiva, per Distretto di Corte di Appello, degli score di efficienza rilevati. Come si può notare non vi sono outlier che potrebbero condizionare l analisi finale, vale a dire osservazioni anomale con score di efficienza distanti dal resto del campione disponibile. Tabella 2 Statistica descrittiva score di efficienza per Distretto di Corte di Appello Italia, Giustizia civile valori medi Distretto Freq. osservazioni Media TE score Ancona Bari Bologna Brescia Cagliari Caltanissetta

13 Campobasso Catania Catanzaro Firenze Genova L'Aquila Lecce Messina Milano Napoli Palermo Perugia Potenza Reggio Calabria Roma Salerno Torino Trento Trieste Venezia Nella sezione successiva, si propone lo studio delle determinanti dell'inefficienza giudiziaria. 4. Secondo stadio Determinanti dell inefficienza giudiziaria L efficienza giudiziaria proposta da questo lavoro è intesa come l abilità degli uffici giudiziari a massimizzare il numero di cause definite con sentenza in un dato arco temporale, date le risorse a disposizione (Magistratura) e considerato il carico di lavoro di competenza degli stessi, sia in termini di flusso (sopravvenuti) sia in termini di stock (pendenti all'inizio di ogni anno). Questo secondo stadio propone lo studio delle determinanti dell inefficienza. 4.1 Dati Il punteggio di efficienza tecnica ottenuto (TE) è la variabile dipendente del modello di regressione proposto in questo secondo stadio; mentre le variabili esplicative utilizzate sono le seguenti: il numero di avvocati per casi sopravvenuti e pendenti, tenendo conto sia dei professionisti iscritti alla Cassa Forense sia di quelli iscritti all'albo degli Avvocati; la macro area geografica (Nord Ovest, Nord Est, Centro, Sud, Isole), rappresentate da una variabile dicotomica pari a 1 se il Circondario appartiene alla macro area di riferimento, 0 altrimenti; 4 popolazione redidente nel circondario, espressa per abitanti; 4 La classificazione per macro aree è stata eseguita in base al livello NUTS 1 (Nomenclatura delle Unità Territoriali Statistiche). 12

14 la litigiosità, stimata come il rapporto tra domanda di giustizia sopravventua e popolazione residente nel Circondario, espressa ogni abitanti. La domanda di giustizia tiene conto delle seguenti materie: Previdenza, Separazioni giudiziali, Divorzi a firma congiunta, Divorzi giudiziali, Cognizione ordinaria, Lavoro pubblico, Lavoro non pubblico, Altri, Fallimenti - istanze, Fallimenti, Esecuzioni mobiliari ed immobiliari, Concordati preventivi, Separazioni consensuali e Procedimenti speciali. Nell'appendice sono riportate le mappature per circondario della litigiosità per materia, rispetto alle diverse materie Circondario. La tabella 3 presenta una statistica descrittiva delle variabili dipendenti e indipendenti utilizzate nell'analisi. 5 Il dataset proposto è bilanciato poiché sono disponibili per ogni anno le osservazioni di tutti i circondari, ad eccezione di quello di Sassari per l anno 2010 e 2011, per un numero complessivo di 1153 osservazioni anziché le 1155 attese. Tuttavia, così come suggerito da Simar e Wilson (2007), l'analisi prenderà in considerazione solo ed esclusivamente le DMUs inefficienti, ossia i Tribunali Ordinari con un valore di efficienza maggiore di 1. 6 È interessante rilevare come i principali Tribunali metropolitani restano esclusi dall analisi delle determinanti dell inefficienza in quanto sono sulla frontiera (Torino, Roma e Napoli). Il modello proposto stabilirà quindi, a parità di litigiosità e dimensione del circondario, date le variabili di contesto socio-economico, se il numero di avvocati (normalizzato per casi sopravvenuti) condiziona le performance degli uffici giudiziari. Stabilirà pertanto se vi è una relazione (positiva oppure negativa) tra l'avvocatura e l'offerta di giustizia civile. Tabella 3 Statistica descrittiva variabili dipendenti e indipendenti - secondo stadio Italia, Giustizia civile Variabile Oss Media Std. Dev. Min Max Punteggio di Efficienza Tecnica Popolazione (ogni abitanti) Litigiosità (ogni abitanti) Nord Ovest Nord Est Centro Sud Isole Nr. Avvocati iscritti alla Cassa (ogni casi - workload) Nr. Avvocati iscritti all Albo (ogni casi - workload) In tabella 1 dell'appendice si mostra la correlazione tra le variabili (pairwise correlation). 6 Restano escluse dallo studio delle determinanti dell'inefficienza poiché sulla frontiera (TE score = 1) i Circondari di Ancona, Bari, Mantova, Napoli, Roma, Rovereto, Torino, Tortona. 13

15 Il dato dell'avvocatura è stato estratto da La Previdenza Forense, Quadrimestrale della Cassa di Previdenza e Assistenza Forense, e si riferisce al numero di avvocati iscritti all'albo e iscritti alla Cassa Forense all'inizio di ogni anno preso in esame. 7 La popolazione è stata estratta dai dataset dell'istat a livello di ogni singolo comune e poi riaggregata a livello di Circondario, rispettando la geografia giudiziaria pre-riforma. I dati sulla domanda di giustizia, come indicato in precedenza, sono stati estratti dal database del Ministero della Giustizia. Dobbiamo sottolineare che l'autore pone alla base del lavoro l'ipotesi che ogni professionista è iscritto all'albo e alla Cassa Forense là dove esercita l'attività, escludendo pertanto tutti quei casi in cui un avvocato esercita in più studi legali. Si evidenzia comunque che i casi esclusi sono comunque limitati. La variabile popolazione, inserita tra le variabili esplicative, è una proxy in grado di cogliere la dimensione del Circondario. Le 5 macro aree geografiche sono invece una buona proxy dell'eterogeneità del campione osservato, cogliendo delle caratteristiche socio-economiche rappresentative delle realtà territoriali analizzate. Quanto proposto è in linea con le mappature della domanda di giustizia mostrate nella sezione precedente, da cui si evidenzia la relazione con l'area geografica di appartenenza, come ad esempio nel caso dei divorzi e della previdenza (si veda Appendice); oppure quanto evidenziato in figura 3, prendendo in esame l'avvocatura e la propensione dei professionisti ad iscriversi sia all'albo degli avvocati sia alla Cassa Forense. 4.2 Risultati Il modello principale proposto, così come suggerito da Simar e Wilson (2007), è il Truncated regression model (Tabella 4) applicando l'opzione Bootstrap con 200 repliche. Inoltre, al fine di ottenere stime più robuste, è stato implementato un ulteriore modello: la Multiple regression model - panel data (Tabella 5). 8 Nel caso della Truncated Regression Model, lo stimatore utilizzato è il metodo della massima verosimiglianza (Maximum Likelihood Estimation - MLE), mentre nel caso del Multiple regression model, l'estimatore utilizzato è il metodo dei minimi quadrati (Ordinary Least Squares - OLS). Nel primo caso si considera l'intero campione di osservazioni (pooled sample), utilizzando però una serie di variabili dicotomiche per tenere in considerazione il fattore temporale (una per ogni anno), mentre nel secondo si considera l'evoluzione nel tempo delle DMUs (panel sample) e quindi non sono considerate le variabili dicotomiche rappresentative dell'anno. Come suggerito in precedenza l idea di utilizzare il Truncated Regression Model è indicata da Simar e Wilson (2007) poiché lo 7 Il report fornisce i dati ogni due anni e, per questo motivo, è stato necessario stimare l'andamento tra i due anni disponibili al fine di avere un dataset bilanciato. 8 Il software utilizzato per l analisi ecometrica è STATA 14

16 stimatore adottato risulta essere quello più appropriato. Il secondo modello invece, in linea con Ippoliti e Falavigna (2012) oppure Castro e Guccio (2012), fornisce l opportunità di ottenere stime più robuste e rafforzare i risultati raggiunti. In entrambi i casi il modello viene valutato sia considerando il numero di avvocati iscritti alla Cassa Forense sia il numero di avvocati iscritti all'albo. L'approccio proposto, con modelli e variabili diverse, renderà più robusta l'analisi e quindi più attendibili i risultati. Tabella 4 Truncated Regression Model, Bootstrap option (200 repliche) Italia - giustizia civile ( ) A B VARIABLES eq1 sigma eq1 sigma Iscritti cassa al 01/01 (1000 workload) *** ( ) Iscritti albo al 01/01 (1000 workload) *** ( ) Popolazione (1000 abitanti) -5.89e-05*** -6.65e-05*** (1.66e-05) (1.66e-05) Litigiosità (1000 abitanti) (0.0212) (0.0240) Nord Ovest *** *** (0.0114) (0.0123) Nord Est *** *** (0.0129) (0.0125) Centro *** *** (0.0128) (0.0136) Sud (0.0149) (0.0158) Anno *** *** (0.0168) (0.0157) Anno *** *** (0.0148) (0.0148) Anno ** *** (0.0198) (0.0193) Anno *** *** (0.0148) (0.0142) Anno *** *** (0.0160) (0.0144) Anno *** *** (0.0164) (0.0152) Constante 1.355*** 0.123*** 1.323*** 0.124*** (0.0750) ( ) (0.0874) ( ) Osservazioni Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 La macro area "Isole" e l'anno "2011".sono le variabili categoriche rispetto cui il modello è stimato e, per motivi di multi-collinearità, non sono considerate (Suits, 1957). Le tabelle 5 mostra i risultati del modello applicando l'opzione panel. In questo caso l'unica varabile categorica è la macro area "Isole". 15

17 Tabella 5 Multiple Regression Model - panel data, Bootstrap option (200 repliche) Italia - giustizia civile ( ) A B VARIABLES TE score TE score Iscritti cassa al 01/01 (1000 workload) *** ( ) Iscritti albo al 01/01 (1000 workload) ** ( ) Popolazione (1000 abitanti) -6.82e-05*** -7.22e-05*** (1.46e-05) (1.58e-05) Litigiosità (1000 abitanti) (0.0279) (0.0268) Nord Ovest *** *** (0.0128) (0.0132) Nord Est *** *** (0.0134) (0.0124) Centro *** *** (0.0140) (0.0142) Sud (0.0183) (0.0195) Costante 1.257*** 1.243*** (0.101) (0.0945) Osservazioni Numero di Tribunali Ordinari Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Quanto proposto è statisticamente significativo (Wald chi2 test) e la distribuzione dei residui è stata verificata con risultati ottimi. Per quanto riguarda la correlazione tra variabili, la pairwise correlation è stata testata sulle variabili indipendenti con valori accettabili. La parte di varianza spiegata dal modello (R2), nel caso del Multiple Regression Model (Tabella 5) è ottima: il 59% della variazione dello score di efficienza tecnica tra i tribunali ordinari è spiegato dal modello proposto (i.e. between). Come indicato nella sezione precedente, i punteggi di efficienza possono assumere valori che vanno da 1 a + infinito e devono essere interpretati come il rapporto tra l'output dell ufficio teorico, cioè i Tribunali Ordinari collocati sulla frontiera e l'output dell ufficio in esame. I Tribunali Ordinari che ottengono un valore pari all unità sono efficienti e si situano sulla frontiera, mentre le osservazioni con un punteggio maggiore dell'unità possono migliorare le loro performance adottando lo standard dell'ufficio teorico (il loro benchmark). La misura dell'incremento percentuale di output che l ufficio in esame potrebbe conseguire se adottasse gli standard dell ufficio teorico è data dal punteggio di efficienza sottratto 1. Questo significa che un 16

18 coefficiente negativo di una variabile indipendente migliora le performance dell'ufficio giudiziario, poiché all'aumentare di quella variabile la DMU si avvicina alla frontiera, mentre un coefficiente positivo peggiora le performance dell'ufficio giudiziario poiché si allontana dalla frontiera. Questa è l'interpretazione che dovrà essere applicata nello studio delle determinanti dell'inefficienza, vale a dire il coefficiente negativo/positivo indicherà la percentuale di miglioramento/peggioramento del circondario dovuta alla variabile indipendente presa in esame. I modelli proposti nelle tabelle 4 e 5 sono coerenti tra loro e forniscono dei risultati estremamente interessanti. A parità di domanda di giustizia, considerate le condizioni socio economiche della macro area di origine e la dimensione dell'osservazione, si riscontra una relazione positiva tra il numero degli avvocati e le performance dell'ufficio giudiziario. Un risultato reso robusto dal fatto che è coerente considerando sia il numero di avvocati iscritti all'albo sia il numero di avvocati iscritti alla Cassa Forense. Inoltre, lo stesso risultato è rilevabile sia nel modello che tiene conto dell'evoluzione temporale (tab. 4) sia in quello che non la considera (tab. 5). In entrambi i casi i coefficienti sono statisticamente significativi (p-value<0.01). Nel modello proposto in tabella 4, a parità di condizioni, l aumento del numero di avvocati del 10% rispetto al valore medio indicato in tabella 3 (rispettivamente per la Cassa e per l Albo), determina l incremento percentuale dell output dell ufficio giudiziario pari a 1 (0.81% nel caso del numero di professionisti iscritti alla Cassa Forense e del 0.64% nel caso del numero di avvocati iscritti all Albo). Ne consegue che raddoppiare il numero di professionisti può indurre un incremento dell output pari al 8.06% (Cassa Forense) e 6.41% (Albo). Nel modello proposto in tabella 5, la variazione percentuale che ne consegue è minore: raddoppiando il numero di professionisti si determina un incremento dell output pari al 4.72% e 3.85%. E interessante rilevare che in entrambi i modelli, l incremento dovuto alla variazione del numero di avvocati iscritti alla Cassa Forense è superiore all impatto determinato dalla variazione del numero di professionisti iscritti all Albo. Considerando la popolazione, possiamo affermare che vi è una relazione positiva tra la competenza del Circondario, in termini di abitanti residenti, e il punteggio di efficienza tecnica dell'osservazione. L'analisi suggerisce quindi che, a parità di condizioni, i circondari con una dimensione maggiore sono gli uffici giudiziari con una performance migliore. Questo risultato dovrebbe essere approfondito al fine di verificare se vi siano o meno delle economie di specializzazione della magistratura, così come suggerito da Marchesi (2003). 17

19 Il modello, altresì, propone uno scenario ben chiaro sulle macro aree di riferimento, indicando nel Sud Italia le macro aree meno efficienti; nonché l'assenza di relazioni statisticamente significative tra score di efficienza e litigiosità in nessuno dei modelli proposti. 5. Conclusione Lo studio qui proposto ha stimato l'efficienza dei Tribunali Ordinari Italiani (primo stadio) ed in seguito ha testato l'ipotesi che il numero di professionisti sul mercato dei servizi legali sia in grado di condizionare positivamente l'offerta di giustizia e quindi le performance degli uffici giudiziari (secondo stadio). In base ai risultati rilevati, possiamo affermare che esiste una relazione positiva tra avvocati ed efficienza giudiziaria e questo risultato non può che dare un ulteriore impulso al processo di riforma della professione forense, già avviato nella XVI legislatura, rimuovendo ulteriori ulteriori possibili barriere all'entrata del mercato. Dato il sistema di tariffe vigenti al momento dell'analisi, il numero dei professionisti può essere considerato il punto chiave di questo risultato poichè solo una riduzione dei costi accessori delle spese legali, quale ad esempio il numero di udienze necessarie per definire il caso, può garantire al professionista la soppravivenza dello stesso sul mercato dei servizi legali ma, al tempo stesso, contribuire all'efficienza giudiziaria. In altri termini, la competitività potrebbe ridurre i comportamenti opportunistici dei professionisti volti a dilatare il tempo necessario per arrivare a definire un caso e in questo modo migliorare le performance del Tribunale. Da questo punto di vista, nonostante l'impatto positivo sulla domanda di giustizia ed il conseguente incremento della litigiosità (Carmignani e Giacomelli, 2010; Felli et al., 2007), l'aumento del numero di professionisti è auspicabile ed il legislatore non può che tenerne conto quale riforma a costo zero per il miglioramento dell'offerta giudiziaria e del sistema nel suo complesso. Tuttavia, se i dati fossero disponibili, è necessario sottolineare che ulteriori analisi dovrebbero essere implementate al fine di raffforzare quanto proposto. Ulteriori studi dovrebbero essere rivolti alla stima del costo di una causa legale e confermare quanto proposto, prendendo in esame quanto suggerito dal modello, ossia la relazione negativa tra costo del servizio e numero di professionisti sul mercato dei servisi legali. Ulteriore sviluppo, a conferma di quanto ipotizzato, potrebbe interessare la relazione del tempo medio di definizione dei casi e l'impatto del numero dei professionisti su questo fattore chiave dell'efficienza giudiziaria. E' plausibile ipotizzare che questi ulteriori studi potranno rafforzare l'ipotesi quì proposta e dare ulteriore slancio alla riforma della professione forense. 18

20 Infine, dobbiamo considerare l'ipotesi formulata in precedenza sull'iscrizione all'albo e alla Cassa Forense: ogni avvocato è iscritto là dove ha la sede la sua principale attività sul mercato dei servizi legali. Ulteriori studi potrebbero prendere in esame altri indicatori del numero dei professionisti, quali ad esempio le partite IVA e gli studi di settore, al fine di rafforzare l'ipotesi proposta. Ringraziamenti L autore ringrazia la Scuola Nazionale dell Amministrazione per la Borsa di Studio che ha reso possibile lo studio qui proposto. 19

21 Appendice Figura 1 Mappatura litigiosità media per Circondario Separazioni consensuali ( ) Figura 2 Mappatura litigiosità media per Circondario Separazioni giudiziali ( ) 20

22 Figura 3 Mappatura litigiosità media per circondari Divorzi a firma congiunta ( ) Figura 4 Mappatura litigiosità media per Circondario, Divorzi giudiziali ( ) 21

23 Figura 5 Mappatura litigiosità media per Circondario, Cognizione ordinaria ( ) Figura 6 Mappatura litigiosità media per Circondario, Concordati preventivi ( ) 22

24 Figura 7 Mappatura litigiosità media per Circondario Lavoro non pubblico ( ) Figura 8 Mappatura litigiosità media per Circondario Lavoro pubblico ( ) 23

25 Figura 9 Mappatura litigiosità media per Circondario Previdenza ( ) Figura 10 Mappatura litigiosità media per Circondario Procedure speciali ( ) 24

26 Figura 11 Mappatura litigiosità media per Circondario Esecuzioni mobiliari ( ) Figura 12 Mappatura litigiosità media per Circondario Esecuzioni immobiliari ( ) 25

27 Figura 13 Mappatura litigiosità media per Circondario Fallimenti - Istanze ( ) Figura 14 Mappatura litigiosità media per Circondario Fallimenti ( ) 26

28 Tabella 1 Pairwise correlation Variabile Avvocati Avvocati Litigiosità Popolazione Nord Ovest Nord Est Centro Sud (Albo) (Cassa) Avvocati 1 (Albo) Avvocati (Cassa) (0.0000) Litigiosità (0.2879) (0.0000) Popolazione (0.0000) (0.0000) (0.9234) Nord Ovest (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.3899) Nord Est (0.0552) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) Centro (0.0239) (0.2264) (0.4992) (0.6823) (0.0000) (0.0000) Sud (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.1193) (0.8838) (0.7478) (0.9996) (0.8249) (0.6318) (0.0001) (0.0014) (0.0214) (0.5677) (0.4164) (0.8315) (0.6603) (0.9838) (0.0000) (0.0118) (0.0585) (0.7974) (0.9209) (0.9952) (0.8640) (0.9217) (0.9927) (0.0000) (0.0000) (0.9062) (0.6994) (0.1556) (0.4965) (0.7113) (0.6427) (0.9759) (0.9838) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.2254) (0.4327) (0.0164) (0.7240) (0.7426) (0.9539) (0.8376) (0.8326) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0004) (0.4105) (0.8807) (0.6463) (0.7818) (0.9563) (0.9011) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (p-value in parentesi) 27

29 Bibliografia Banker Raijiv D., Charnes Abraham and Cooper William W. (1984), Some Models for Estimating Technical and Scale Inefficiencies in Data Envelopment Analysis", Management Science, 30, 9, pp Carmignani, A., Giacomelli, S. (2010). Too many lawyers? Temi di discussione del Servizio Studi Banca d Italia, Numero 745. Castro, M.F.; Guccio, C. (2012). Searching for the source of technical inefficiency in Italian judicial districts: an empirical investigation. European Journal of Law and Economics, DOI /s Chaparro, P. F., Jimenez, S. J. (1996). An assessment of the efficiency of Spanish courts using DEA. Applied Economics, 28, Charnes Abraham, Cooper William W. and Rhodes Edwardo (1978), Measuring the Efficiency of Decision Making Units, European Journal of Operational Research, 2, pp Clemenz, G. and Gugler, K. (2000). Macroeconomic Development and Civil Litigation, European Journal of Law and Economics 9: Coelli, T., Rao Prasada, D.S., Battese, G.E. (1998). An Introduction to Efficiency and Productivity Analysis, Noerwell, Kluwer Academic Publishers. Daraio C. and Simar L. (2007), Advanced Robust and Nonparametric Methods in Efficiency Analysis: Methodology and Application, Berlin, Springer. Deyneli, F. (2012). Analysis of relationship between efficiency of justice services and salaries of judges with two-stage DEA method. European Journal of Law and Economics, 2012, Vol. 34(3): Donnella, D. (2009). Avvocati clandestini per la cassa. La Previdenza Forense, 2, pp Färe, R., Grosskopf, S. (1996). Intertemporal Production Frontiers: With Dynamic DEA, Boston Kluwer Academic Publishers. Farrell Michael, J., The measurement of productive efficiency. Journal of the Royal Statistical Society 120 (3), Felli, L., Tria, G., Londono-Bedoya, D. and Solferino, N. (2007). The "Demand for Justice" in Italy: Civil Litigation and the Judicial System, Padovano F. and Ricciuti R. (eds.), Italian Institutional Reforms. A Public Choice Perspective, New York: Springer, pp

30 Ginsburg, T. and Hoetker, G. (2006). The Unreluctant Litigant? An Empirical Analysis of Japan's Turn to Litigation, Journal of Legal Studies 35: Hansenn, F. (1999). The Effects of Judicial Institutions on Uncertainty and the Rate of Litigation: The Election versus Appointment of State Judges, Journal of Legal Studies 28: Kittelsen, S. A. C., Førsund, F. R. (1992). Efficiency analysis of Norwegian district courts. The Journal of Productivity Analysis, 3, Ippoliti, R., Falavigna, G. (2012). Efficiency of medical care industry: evidence from the Italian regional system. European Journal of Operational Research, 217(2012), ; DOI: /j.ejor Lewin, A. L., Morey, R. C., Cook, T. C. (1982). Evaluating the administrative efficiency of courts. Omega, 10, Marchesi, D. (2003). Litiganti, avvocati e magistrati: diritto ed economia del processo civile. Bologna: Il mulino, Pashigian B.P. (1977). The Market for Lawyers: The Determinants of the Demand for the Supply of Lawyers. Journal of Law and Economics Vol. 20, No. 1 (Apr., 1977), pp Posner, R. (1997). Explaining the Variance in the Number of Tort Suits across U.S. States and between the United States and England, Journal of Legal Studies 26: Schneider, M. R. (2005). Judicial career ıncentives and court performance: An Empirical study of the German labour courts of appeal. European Journal of Law and Economics, 20, Simar, L., Wilson, P. W. (2007). Estimation and inference in two-stage, semi-parametric models of production processes. Journal of Econometrics, 136, Yates, J., Creel Davis, B. and Glick, H. (2001). The Politics of Torts: Explaining Litigation Rates in the American States, State Politics and Policy Quarterly 1: Yates, J., Tankersley, H. and Brace, P. (2009). Assessing the Impact of State Judicial Structures on Citizen Litigiousness, Political Research Quarterly. 29

31 Recent working papers The complete list of working papers is can be found at *Economics Series Q Quaderni CIVIS **Political Theory and Law ε Al.Ex Series 2013 n.207* Roberto Ippoliti: Efficienza giudiziaria e mercato forense 2013 n.206* Mario Ferrero: Extermination as a substitutefor assimilation or deportation: an economic approach 2013 n.205* Tiziana Caliman and Alberto Cassone: The choice to enrol in a small university: A case study of Piemonte Orientale 2013 n.204* Magnus Carlsson, Luca Fumarco and Dan-Olof Rooth: Artifactual evidence of discrimination in correspondence studies? A replication of the Neumark method 2013 n.203** Daniel Bosioc et. al. (DRASD): OPAL Osservatorio per le autonomie locali N.2/ n.202* Davide Ticchi, Thierry Verdier and Andrea Vindigni: Democracy, Dictatorship and the Cultural Transmission of Political Values 2013 n.201** Giovanni Boggero et. al. (DRASD): OPAL Osservatorio per le autonomie locali N.1/ n.200* Giovanna Garrone and Guido Ortona: The determinants of perceived overall security 2012 n.199* Gilles Saint-Paul, Davide Ticchi, Andrea Vindigni: A theory of political entrenchment 2012 n.198* Ugo Panizza and Andrea F. Presbitero: Public debt and economic growth: Is there a causal effect? 2012 n.197 ε Matteo Migheli, Guido Ortona and Ferruccio Ponzano: Competition among parties and power: An empirical analysis 2012 n.196* Roberto Bombana and Carla Marchese: Designing Fees for Music Copyright Holders in Radio Services 2012 n.195* Roberto Ippoliti and Greta Falavigna: Pharmaceutical clinical research and regulation: an impact evaluation of public policy 2011 n.194* Elisa Rebessi: Diffusione dei luoghi di culto islamici e gestione delle conflittualità. La moschea di via Urbino a Torino come studio di caso