Divari regionali in Italia: differenze nei tassi di crescita o nei livelli? *

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1 Dvar regonal n Itala: dfferenze ne tass d crescta o ne lvell? * Francesco Aello e Vncenzo Scoppa Unverstà degl Stud della Calabra^ Gugno 1999 Sommaro Negl ultm ann numerose anals emprche hanno studato l processo d convergenza delle econome regonal talane, mentre meno frequent sono stat gl stud fnalzzat ad ndvduare le determnant de dvar regonal ne lvell d steady state. Sulla base delle recent crtche ndrzzate allo studo de dfferenzal de tass d crescta, n questo lavoro s è realzzata un anals delle varabl che determnano dvar ne lvell della produttvtà de fattor. A tal fne la metodologa utlzzata è quella proposta n alcun lavor che spegano dvar d svluppo tra paes a lvello globale (Hall e Jones, 1999; Klenow e Rodrguez-Clare, 1997) e che prevedono la decomposzone del prodotto per lavoratore nel contrbuto dervante dall accumulazone de fattor (captale fsco e umano) e nel contrbuto attrbuble all effcenza con cu ess vengono mpegat (produttvtà totale de fattor o TFP). Nella prma parte del lavoro s dmostra che le dspartà regonal del prodotto per lavoratore sono determnate prncpalmente da dvar della TFP, puttosto che da un dverso processo d accumulazone d fattor. Al fne d ndvduare le ragon de dvar regonal, la TFP è stata posta n relazone con alcune varabl economche e soco-sttuzonal suggerte dalle nuove teore della crescta: dotazone nfrastrutturale, struttura ed artcolazone del sstema fnanzaro, dmensone de mercat, lvello d crmnaltà e ntenstà dell ntervento pubblco. Le nostre concluson sono n parzale contrasto con quelle ottenute dalla letteratura sulla convergenza n Itala, n quanto dall anals s rcava un elevata sgnfcatvtà delle varabl esplcatve utlzzate e una buona capactà del modello d spegare la varabltà delle produttvtà regonal. JEL Classfcaton: O47; R11 1. Introduzone Nella recente letteratura emprca, stmolata dalle nuove teore della crescta, e nel tradzonale e coposo dbattto su rtard d svluppo del Mezzogorno e su problem del dualsmo dell economa talana, è stata dedcata scarsa attenzone all ndvduazone delle cause della dverstà de lvell regonal della produttvtà del lavoro. L obettvo dell anals è d valutare, n prmo luogo, attraverso l metodo della contabltà della crescta, n quale msura dvar ne lvell (puttosto che ne tass d crescta) del prodotto per lavoratore tra le regon talane sono da mputare alla quanttà mpegata de fattor produttv (captale fsco e captale umano) e n quale msura sono nvece attrbubl a una dfferente effcenza nel loro mpego, coè a una dversa produttvtà totale de fattor (TFP). * Il presente lavoro è frutto d una rflessone comune e d una stretta collaborazone tra due autor. Tuttava, s può attrbure la responsabltà prncpale de paragraf 2, 6 e 7 a Francesco Aello e de par. 1, 3, 4 e 5 a Vncenzo Scoppa. ^ Unverstà della Calabra, Dpartmento d Economa Poltca, Arcavacata d Rende (CS). E-mal: F.AIELLO@UNICAL.IT; V.SCOPPA@UNICAL.IT

2 La contabltà della crescta non spega tuttava perché l accumulazone de fattor o la loro produttvtà è così dfferente tra regon o paes. Il tentatvo d ndvduarne fattor determnant è computo nella seconda parte del paper. Dopo aver evdenzato che la causa prncpale de dvar d svluppo rsede n una dfferente produttvtà totale de fattor puttosto che n una dversa accumulazone de fattor, medante un anals d regressone cross-secton s tenta d ndvduare qual sono le varabl pù mportant nella spegazone della TFP. Le varabl poste n relazone sono quelle suggerte dalla teora della crescta: dotazone nfrastrutturale, struttura e artcolazone del sstema fnanzaro, grado d rspetto de drtt d propretà e delttuostà, ntenstà dell ntervento pubblco, ecc. L ndagne sulle dspartà dello svluppo delle regon talane ha dvers punt n comune con l recente forre d stud che hanno esamnato l esstenza d un processo d convergenza tra le regon talane (s veda Barro e Sala--Martn, 1991; Sala--Martn, 1996; Mauro e Podrecca, 1994; Pac e Pglaru, 1995, Celln e Scorcu, 1995; Banch e Menegatt, 1997; Cosc e Mattesn, 1995; Faban e Pellegrn, 1997). Quest lavor, che hanno cercato d valutare la convergenza tra le regon (e le provnce) talane, ottenendo rsultat alquanto eterogene, hanno raggunto un sostanzale consenso su seguent due punt: a) non esste convergenza assoluta (tranne che per l perodo precedente la metà degl ann Settanta): le regon meno svluppate non tendono a crescere sc et smplcter pù velocemente delle regon pù svluppate; b) esste nvece n una certa msura la convergenza condzonata: coè ogn regone tende verso un propro lvello d steady-state. Le anals compute s basano su regresson de tass d crescta sul lvello nzale del reddto e su altre varabl. Tuttava, come è stato recentemente posto n evdenza (cfr., ad esempo, Hall e Jones, 1998 e 1999; Klenow e Rodrguez-Clare, 1997b), esstono ragon teorche ed emprche che rendono le anals basate su tass d crescta seramente dfettose e fuorvant. Alla luce d queste crtche, l nostro lavoro s dfferenza dagl stud precedent per l enfas posta su lvell puttosto che su tass d crescta: lo scopo che s persegue non è quello d stmare se esste convergenza ma d valutare qual sono prncpal fattor che spegano le consstent dfferenze rscontrate ne lvell d produttvtà totale delle regon talane. I rsultat ottenut mostrano come molte delle varabl tradzonalmente ndcate come mportant nfrastrutture, ordne pubblco e sstema fnanzaro ma parzalmente rgettate dagl stud sulla convergenza n quanto non sgnfcatve, rsultno nvece decsve per lo svluppo. Il lavoro è organzzato nel seguente modo. Dopo aver llustrato nel par. 2 prncpal rsultat che emergono dagl stud sulla convergenza tra le regon talane, nel par. 3 s elencano alcune delle ragon che rendono problematc questo tpo d esercz. Nel par. 4 è esposta la metodologa della contabltà della crescta. Il par. 5 presenta dat relatv allo stock d captale fsco e umano a lvello regonale, la scomposzone della produttvtà e l calcolo della TFP. Il par. 6 è dedcato a un anals econometrca per ndvduare gl effett eserctat da alcune varabl soco-economche su dvar regonal della produttvtà. 2

3 2. La convergenza n Itala: una breve rassegna della letteratura La teora neoclassca suggersce che l reddto delle regon pù povere converge nel lungo perodo a quello delle regon pù rcche e che, d conseguenza, l tasso d crescta d una regone è nversamente correlato con l lvello nzale del suo reddto pro-capte (Solow, 1956). Questo processo d convergenza assoluta s ha quando le regon condvdono lo stesso stato stazonaro, coè quando le varabl che lo caratterzzano preferenze, tecnologa, crescta demografca, captale umano, ecc. sono ugual tra regon povere e regon rcche. Da un punto d vsta emprco la convergenza assoluta è msurata dal coeffcente β ottenuto dalla stma del modello lneare d crescta: $y = α + βy0 + ε [1] dove per l -esma regone Y 0 e $y ndcano, rspettvamente, l logartmo del reddto pro-capte al tempo t 0 e l tasso d crescta della stessa varable tra t e t 0, mentre ε è un errore stocastco. In base alle mplcazon del modello d Solow, l andamento convergente delle econome verso un comune stato stazonaro s ha quando β è sgnfcatvamente mnore d zero (convergenza beta). Nel caso n cu cascuna regone sa caratterzzata da un propro stato stazonaro, la convergenza tra regon è osservable solo dopo aver tenuto conto dell mpatto per cascuna regone delle determnat struttural dello stato stazonaro. In questo caso, s parla d convergenza condzonata. Un metodo alternatvo per valutare la presenza d convergenza assoluta è rappresentato dall andamento della devazone standard (σ) del logartmo del prodotto pro-capte delle regon n esame. In questo caso, un processo d convergenza ha luogo quando l valore d σ dmnusce nel tempo (convergenza sgma). Per quanto rguarda le applcazon del modello neoclassco d crescta a dvar regonal talan, è possble ndvduare nel lavoro d Barro e Sala--Martn (1991) l momento nzale della rpresa nel nostro paese d un rcco ed artcolato dbattto sulla convergenza. Lo studo d Barro e Sala--Martn (1991) è dedcato all anals della convergenza n Europa e, per quanto rguarda l Itala, l rsultato pù mportante che emerge è fortemente n contrasto con le nterpretazon d natura dualstca del modello d svluppo dell economa talana. Con rfermento al perodo , due autor dmostrano nfatt che tra le regon talane s è avuto un processo d convergenza assoluta ad un tasso annuo del 2%. Sml concluson sono ottenute n un pù recente lavoro d Sala--Martn (1996). Gl stud che hanno approfondto l problema della convergenza dell economa talana sono gunt a rsultat sostanzalmente dvers da quell che emergono n Barro e Sala--Martn (1991) e Sala--Martn (1996). Infatt, molt lavor da un lato tendono ad escludere la presenza n Itala d convergenza assoluta, dall altro dmostrano che un tale processo s è avuto fno alla metà degl ann Settanta e che la tendenza d crescta dell economa talana s è nvertta negl ultm ann (Mauro e Podrecca (1994), Cosc e Mattesn (1995, 1997), Pac e Pglaru (1995), Celln e Scorcu (1997a, 1997b), D Lberto (1994), Pac e Saba (1998), Banch e Menegatt (1997), Faban e Pellegrn, (1997)). 3

4 In partcolare, Mauro e Podrecca (1994) mostrano come le concluson dell evdenza emprca d Barro e Sala--Martn sano nfluenzate dall uso d dat temporalmente eterogene. Per rsolvere questo problema due autor suddvdono l arco temporale n tre sottoperod n funzone della dsponbltà d dat omogene all nterno d cascun perodo. 1 I rsultat ottenut escludono che sa n atto un processo d convergenza n senso assoluto che nteress l ntero paese, poché l ndce d dspersone σ del reddto pro-capte nelle vent regon talane mostra un andamento non decrescente nel corso del tempo e le stme del parametro β della regressone [1] rsultano essere del segno atteso ma non sgnfcatve ne perod e e addrttura d segno contraro d quello atteso (seppure anche n questo caso non sgnfcatve) negl ann Ottanta. Inoltre, quando l andamento della produttvtà è utlzzato per spegare le dspartà regonal, emerge che la crescta convergente s ha solo negl ann Sessanta e Settanta e non nell ultmo decenno consderato (Mauro e Podrecca, 1994). L uso d una nuova banca dat consente a Pac e Saba (1998) d superare problem emers n Barro e Sala--Martn e d valutare la convergenza n Itala per l perodo Da questa anals s ottene convergenza assoluta della produttvtà del lavoro e del reddto pro-capte nell ntero perodo esamnato, sebbene s mostr anche come questo rsultato sa n larga parte dovuto al forte processo d catchng up che s è avuto n Itala uncamente nel perodo (Pac e Saba, 1998). Molt altr stud, da un lato mostrano l assenza nel lungo perodo d convergenza assoluta tra le regon talane, dall altro fornscono ulteror evdenze emprche a sostegno dell potes n base alla quale s è verfcato un recupero n termn d crescta delle regon nzalmente pù povere, quelle del Sud, rspetto a quelle pù rcche del Centro Nord solo negl ann Sessanta e Settanta, 2 mentre l andamento non convergente dello svluppo talano s è ravvato negl ann Ottanta (D Lberto, 1994; Pras, 1992; Celln e Scorcu, 1997a; Pac e Pglaru, 1995). 3 1 La scelta d suddvdere l anals n tre dstnt perod è gustfcata dal fatto che la fonte de dat è dversa da un perodo all altro (Unoncamere ; ISTAT vecche sere storche ; ISTAT nuove sere storche ) (Mauro e Podrecca, 1994, pp ). 2 La dverstà de perod analzzat ne var lavor non permette d ndvduare l anno esatto n cu s è verfcato l passaggo da un comportamento convergente ad uno dvergente della crescta delle regon talane. Tuttava, l anals d Pac e Saba (1998) sembra che fornsca maggor scurezze nell ndvduazone del 1975 come l anno della svolta, sa per l utlzzo d dat omogene per un lungo perodo d tempo ( ) sa perché l andamento d entramb gl ndcator della crescta utlzzat (reddto pro-capte e produttvtà del lavoro) s nverte n corrspondenza d quell anno. Questo rsultato può spegare le concluson d Barro e Sala--Martn (1991) e Sala--Martn (1996), n quanto perod esamnat n quest due lavor sono format n prevalenza da ann n cu n Itala s assste ad un forte processo d convergenza globale. 3 Alcun ulteror element per meglo artcolare l nterpretazone del sentero talano d crescta sono fornt da Cosc e Mattesn (1995), che adottano le regresson cross-secton d Barro e Sala--Martn su dat provncal del valore aggunto pro-capte elaborat dall Isttuto Taglacarne. In questo lavoro s ottene un rscontro emprco del fatto che nel perodo n Itala s è avuto un tasso d convergenza che potrebbe essere nterpretato come l tendenzale superamento del dualsmo Nord-Sud. Tuttava, la dsaggregazone dell anals per aree geografche e per sottoperod , , e permette d evdenzare due mportant rsultat. Innanztutto, dalla verfca per aree geografche s osserva che l andamento convergente che s ottene per l ntera economa nazonale è determnato dalla dffusone dello svluppo nelle provnce centro settentronal, mentre non ha nteressato quelle merdonal. Inoltre, la suddvsone per sottoperod suggersce che la convergenza nelle provnce del centro nord s ha n ogn decenno, sebbene durante gl ann Ottanta l processo s sa leggermente allentato nel settentrone e abba nvertto la tendenza nel centro, mentre per le provnce merdonal rsultat delle regresson ndcano che un processo d convergenza s è avuto solo nel perodo (Cosc e Mattesn, 1995). Rsultat sml a quell d Cosc e Mattesn (1995) sono stat rcavat 4

5 Quest lavor emprc fornscono evdenze unvoche sull assenza d un generale processo d convergenza assoluta tra le aree del paese. Una possble spegazone addotta n letteratura per spegare questo fenomeno è che le regon talane convergono verso dvers stat stazonar. Quest potes è emprcamente verfcable rcorrendo al concetto d convergenza condzonata, msurata dal parametro β dell equazone [1] quando ad essa s aggungono dummy terrtoral, oppure ndcator de dvers lvell d steady state. In queste regresson, la msura del processo d convergenza n atto nell economa talana è ancora l coeffcente β, mentre parametr delle proxy dello stato stazonaro fornscono delle nformazon sulle dfferenze struttural che esstono tra le regon talane. Dall anals d quest stud s nota come le ndcazon che ne dervano sano molto sensbl rspetto al modo n cu s msura la convergenza condzonata. Infatt, se la regressone [1] è aumentata da dummy terrtoral, da un lato le stme sono statstcamente pù robuste d quelle ottenute utlzzando come unco regressore l lvello nzale del reddto pro-capte (n generale aumenta sa la capactà del modello d spegare la varabltà de dat sa la sgnfcatvtà del parametro β) e dall altro s ottene una conferma dell potes d svluppo dualstco, poché l esstenza d una forte specfctà dell economa merdonale è ndcata dal segno e dalla robustezza del parametro assocato alla dummy «Sud» (Mauro e Podrecca, 1994; Pac e Pglaru, 1995; Pac e Saba, 1998; D Lberto, 1994; Cosc Mattesn, 1995). Al contraro, concluson contrastant dervano da modell che ncludono tra regressor le varabl soco-economche esplcatve de dvers stat stazonar. L eterogenetà d quest rsultat oltre che dalle dfferenze ne perod analzzat dpende anche dalle dverse varabl ntrodotte nelle regresson per tener conto de dvar struttural esstent tra regon o provnce. Tuttava è possble rlevare come la presenza d convergenza condzonata sa dmostrata n un nseme d lavor (D Lberto, 1994; Celln e Scorcu, 1997b; Cosc e Mattesn, 1995; 1997; Faban e Pellegrn, 1997; Ferr e Mattesn, 1997, Banch e Menegatt, 1997; D Lberto e Symons, 1998) molto pù numeroso d quello costtuto dagl stud che escludono tale possbltà (Mauro e Podrecca, 1994; Pac e Pglaru, 1995) o ne dmostrano l esstenza solo fno agl ann Ottanta (Celln e Scorcu, 1997a). Sulla base de rscontr emprc fornt dalla letteratura sull argomento, sembra pertanto ragonevole sostenere che per l economa talana esste un processo d convergenza condzonata. Accanto a rsultat sull esstenza d convergenza condzonata, dall anals d quest stud s può capre se e n che modo le varabl auslare consderate nelle regresson nfluenzano la crescta dell economa talana. In tutt lavor, le varabl ntrodotte nelle regresson per msurare dvar struttural tra regon o provnce e per coglere nformazon su dvers stat stazonar ncludono sa quegl ndcator che nelle evdenze emprche nternazonal spegano bene dfferenzal d crescta tra paes, sa specfche varabl n grado d rappresentare l modello d svluppo talano. S tratta d proxy del captale umano, della dotazone nfrastrutturale, dell effcenza ed artcolazone del sstema fnanzaro, delle econome d agglomerazone, degl assett sttuzonal, dell ntervento dello Stato, de fluss mgrator e delle specalzzazon produttve. da Faban e Pellegrn (1997), qual rscontrano come l processo d convergenza assoluta tra le provnce talane sa concentrato nel perodo e assente ne successv decenn. 5

6 La forte artcolazone de rsultat su legam tra gl ndcator d steady state e la crescta regonale mpedsce d gungere a delle concluson unvoche. D altra parte cò s verfca anche perché le stme ottenute sono debol da un punto d vsta della loro sgnfcatvtà statstca e qund non rendono agevole l nterpretazone né del segno né del valore de parametr stmat. Tuttava su talun aspett rlevant s osserva l esstenza d evdenze emprche che permettono agl autor d gungere a poszon comun. In partcolare, gl nvestment sono una varable che nelle verfche nternazonal è altamente sgnfcatva per spegare dvar d crescta tra paes, mentre non è sgnfcatva quando vene consderata ne modell d crescta dell economa talana (Gannola e Del Monte, 1997; Pglaru e Pac, 1995; Mauro e Podrecca, 1994). Al contraro, sgnfcatvo e d segno negatvo è l mpatto su tass d crescta eserctato dalla spesa pubblca (Pac e Paglaru, 1995; D Lberto e Symons, 1998). Un ulterore elemento che cattura l consenso d alcun autor è che tra la dotazone nfrastrutturale d una regone ed l suo tasso d crescta esste una relazone statstca d segno postvo (Ferr e Mattesn, 1997; Pac e Pglaru, 1995), mentre rsultat ambgu e d dffcle nterpretazone s rscontrano nel caso degl effett del captale umano (Pac e Pglaru, 1995, Banch e Menegatt 1997, Mauro e Podrecca, 1994; Cosc e Mattesn, 1995 e 1997) e d molt ndcator fnanzar, sttuzonal e ambental (Faban e Pellegrn, 1997; Celln e Scorcu 1997b; Faban e Pellegrn, 1997; Cosc e Mattesn, 1997; Usa e Vannn,1999). 3. Crtche all approcco della convergenza de tass d crescta Come s è vsto nel paragrafo precedente, n Itala nel corso degl ultm ann molt stud s sono occupat della storca questone de dvar d svluppo tra le regon talane. Sulla sca de lavor effettuat a lvello nternazonale, l approcco seguto è stato nvarablmente quello dell anals delle determnant de tass d crescta, del problema della convergenza e del superamento del dualsmo. Al contraro, n questo lavoro l attenzone è rvolta all anals delle determnant de lvell del prodotto pro-capte delle regon talane, puttosto che de loro tass d crescta, e tale scelta dpende da dverse ragon teorche ed emprche, suggerte da numeros recent contrbut sulla crescta che ne mettono n dscussone fondament (Hall e Jones, 1999; Cho e Graham, 1996; McCallum, 1996; Klenow e Rodrguez-Clare, 1997b; Easterly, Kremer, Prtchett e Summers, 1993). La prma questone sollevata da Cho e Graham (1996) e rpresa da McCallum (1996) è legata alla natura e all nterpretazone de rsultat che emergono dalle regresson sulla convergenza. Generalmente nelle espresson d stma della convergenza assoluta a lvello regonale e provncale n Itala nella forma: ( y ) ( y ) = + ( y ) log log α β log [2] t 0 0 β non rsulta essere sgnfcatvamente dverso da zero. In effett, come s è vsto nel paragrafo precedente, le anals rferte al caso talano hanno dmostrato che la convergenza assoluta s è arrestata a partre dalla metà degl ann Settanta. 6

7 Nella tabella 1 sono rportat rsultat della regressone de tass d crescta del reddto nel perodo sul logartmo del reddto pro-capte nell anno nzale. Come s vede, l coeffcente β non è sgnfcatvamente dverso da zero. Tabella 1. Regressone del tasso d crescta del reddto sul suo lvello nzale Metodo de mnm quadrat // Varable dpendente: GY Varabl Coeffcent Devaz. standard t d Student 2-tal sg. Costante LY R 2 : Statstca F: Numero d osservazon: 20 GY: tasso d crescta del reddto pro-capte nel perodo LY74: logartmo del reddto pro-capte del La fgura 1 conferma come tra l tasso d crescta e l reddto nzale non essta nessuna relazone negatva, mentre l annullamento del processo d convergenza delle regon talane a partre dagl ann Settanta è confermato dall andamento dell ndcatore d σ-convergenza, msurata con l coeffcente d varazone de reddt pro-capte delle regon (fg. 2). 3,0% Tass d crescta ,5% 2,0% 1,5% 1,0% 0,5% 0,0% Reddto pro-capte 1974 Fgura 1. La relazone tra tass d crescta e reddt pro-capte 7

8 0,40 0,35 0,30 0,25 Sgma convergenza 0,20 0,15 0,10 0,05 0, Fgura 2. La convergenza-σ a partre dagl ann Sessanta Dvers sono, nvece, rsultat quando s valuta la convergenza condzonata. Dalle stme della convergenza condzonata basate sull equazone: [ ] ( y ) ( y0 ) = + ( y0 ) ( y0 ) log log ρ δ log log [3] t n cu y 0 ndca l lvello d stato stazonaro del prodotto al tempo t 0, s ha che δ>0 e tale rsultato ndca che le regon talane tendono a dvers lvell d steady-state. Sulla base de rsultat sulla convergenza assoluta e condzonata e dall uguaglanza del lato destro delle equazon [2] e [3], s ottene: [ log( y ) log( y ) ] ρ + δ = α [4] 0 0 La relazone [4], attraverso uno shft temporale da t o a t, può essere rscrtta nel seguente modo: log ρ α δ ( y ) = + log( y ) t t [5] e qund: y = y e t t δ [6] ρ α Dalla [6] s traggono le seguent mplcazon: a) poché l rapporto tra l prodotto effettvo e quello d steady-state è par a una costante (comune per tutte le regon), le regon non sono n poszone dversa relatvamente al loro lvello d steady-state: le 8

9 regon pù arretrate non sono pù lontane, né tantomeno le regon rcche sono pù vcne; non è all opera nessun fenomeno d catchng-up; b) poché nell equazone [6] non compaono tass d crescta e l lvello d steady-state ha nfluenza sul lvello effettvo del prodotto, l anals emprca tesa a studare le ragon de dfferenzal d svluppo può essere condotta pù drettamente e effcacemente su lvell del prodotto puttosto che su tass d crescta. Come osservano anche Klenow e Rodrguez-Clare (1997b, p. 610), sulla base dell evdenza a lvello cross-countres, che è rspecchata da quella a lvello regonale n Itala: «Recent studes fndng that the rate of condtonal convergence s large suggest that countres are near ther steady state relatve ncome levels. Ths s also suggested by the fact that there s no absolute convergence. Thus, to explan dfferences n ncome levels t s necessary to explan dfferences n steady state ncome levels». Il secondo problema delle anals basate su tass d crescta è d natura pù teorca e fa rfermento alla controversa tra crescta endogena ed esogena. L equazone stmata ne lavor che studano la convergenza condzonata è la seguente: $y = α+ βy 0 + γx + ε [7] dove $y rappresenta l tasso d crescta (medo) del reddto pro-capte del paese da t 0 a t, Y 0 l lvello nzale del reddto e X un set d varabl d controllo che caratterzzano l lvello d steady state. L equazone teorca su cu la [7] è basata, che trae spunto dalle teore della crescta endogena per le qual l tasso d crescta è determnato da varabl caratterstche del paese, è la seguente (cfr. Barro e Sala--Martn, 1995): ( ) $y = µ + β Y Y0 + ε [8] dove Y eµ rappresentano, rspettvamente, l lvello e l tasso d crescta del reddto d steady-state. Il problema è capre se le varabl d controllo (X ) che s nserscono nell equazone stmata costtuscono una proxy del lvello d steady-state Y, oppure sono una proxy de dfferent tass d crescta d lungo perodo, µ. La stma d equazon con tass d crescta ne nasconde ver fattor determnant: l effetto complessvo delle varabl esplcatve su tass d crescta rappresenta un msto d forze che spegano dfferent tass d crescta d lungo perodo e d dnamca d transzone a dvers lvell d steady state (Klenow e Rodrguez-Clare, 1997b). Le mplcazon della prevalenza d un caso puttosto che un altro sono fondamental sa a lvello teorco che d polcy. Se le varabl n X msurano un dverso effetto su lvell d steady state, la valdtà del modello neoclassco solowano rmane ntatta (come è noto, nel modello d Solow la tecnologa, le preferenze e le poltche determnano l lvello d steady-state e non l tasso d crescta, che è nvece fssato esogenamente); se, al contraro, queste varabl determnano tass d crescta d lungo perodo, le 9

10 teore con meccansm d crescta endogena costtuscono una mglore rappresentazone della realtà. Purtroppo, le anals compute non permettono d dscrmnare tra queste due teore alternatve. Easterly, Kremer, Prtchett e Summers (1993) hanno evdenzato ulteror aspett econometrc che mettono n dscussone le anals su tass d crescta. Ess osservano che tass d crescta della maggor parte de paes varano molto nel corso del tempo e mostrano scarsa correlazone tra un certo arco temporale e l altro. Al contraro, le tpche varabl esplcatve l tasso d accumulazone, l peso del settore pubblco, gl ann d struzone, ecc. usate nelle regresson de tass d crescta mostrano una fortssma persstenza. Queste caratterstche sono confermate anche per dat delle regon talane. Ad esempo, l coeffcente d correlazone della sere de tass d crescta regonal nel perodo con tass d crescta nel perodo è appena 0,25 (s veda fgura 3). Tass d crescta reddto pro-capte ,0% 2,5% 2,0% 1,5% 1,0% 0,5% 0,0% 1,0% 2,0% 3,0% 4,0% 5,0% 6,0% Tass d crescta reddto pro-capte Fgura 3. Correlazone tra tass d crescta del perodo e Al contraro, la correlazone tra lvell degl nvestment ne corrspondent perod è superore a 0,90, così come la quota del settore pubblco o gl ann d struzone. Tale evdenza ndebolsce sgnfcatvamente rsultat delle regresson sulla convergenza condzonata dell economa talana, n quanto è dffcle spegare n che modo un andamento pressoché costante delle varabl esplcatve possa dare luogo a oscllazon così pronuncate ne tass d crescta. Easterly et al. (1993) dmostrano che la bassa persstenza de tass d crescta rlevata può essere spegata da un modello con dffusone graduale del progresso tecnologco a lvello mondale e con paes che sono relatvamente vcn al loro lvello d steady-state, lvell che sono determnat dalle loro caratterstche e dalle poltche adottate. Così, le caratterstche e le poltche determnano lvell del prodotto ma non spegano loro tass d crescta, che sono nvece determnat da una sere d shock che agscono sulle vare econome. Un ultma crtca, strettamente collegata a rsultat d Easterly et al. (1993), provene da una anals d Jones (1995) delle sere temporal utlzzate ne lavor sulla crescta. 10

11 Egl ha scoperto che tass d crescta della maggor parte de paes svluppat sono una sere stazonara, prve d trend e senza radc untare. 4 Tuttava, le varabl esplcatve nserte sulla base delle nuove teore della crescta (modell AK e modell basat su Rcerca e Svluppo) spesso sono caratterzzate da una forte componente d trend Come osserva Solow commentando l lavoro d Jones: «There s no trend, nether determnstc nor a unt-root trend, n the growth rates. Therefore, any other tme seres that s to have a permanent effect on the growth rate ought to be trendless as well» (Solow, 1994, p.112). Tutte queste ragon suggerscono d rcorrere, come sempre pù sta avvenendo per gl stud tra paes all anals su lvell puttosto che a quella su tass d crescta. Tale anals consente d pervenre a una valutazone quanttatva dell effetto dretto che una sere d varabl esplcatve hanno sul lvello del reddto, senza che s ntroducano problem e gl nconvenent legat alle anals su tass d crescta. 4. Contabltà della crescta L anals de dvar regonal ne lvell del prodotto rchede nnanztutto una valutazone comparatva delle quanttà mpegate de var fattor produttv e del loro contrbuto alla determnazone della produzone. La contabltà della crescta s veda Solow (1957) e Denson (1967) permette d determnare n quale msura l prodotto d un certo paese, oppure l suo tasso d crescta, sa da mputare all accumulazone de canonc fattor produttv, captale e lavoro, e n quale msura sa, nvece, attrbuble alla produttvtà totale de fattor (TFP). L approcco seguto n questo studo per la decomposzone del prodotto, dstnguendo l contrbuto degl nput da quello della produttvtà, prende spunto da una sere d recent lavor che abbandonando l approcco basato su tass d crescta e la convergenza adottano un approcco che stma l lvello del prodotto pro-capte o della produttvtà: Hall e Jones (1998 e 1999); McGrattan e Schmtz (1998), Klenow e Rodrguez-Clare (1997). Il punto d partenza dell anals è una funzone d produzone aggregata neoclassca, estesa (augmented) per ncludere anche l captale umano come n Mankw, Romer e Wel (1992). S assume che la funzone d produzone aggregata abba la stessa forma per tutte le regon e sa una Cobb-Douglas con rendment costant d scala: α ( ) ( ) Y = K A L h 1 α [9] Il lvello d produzone nella regone (Y ) è determnato dallo stock d captale fsco a dsposzone nella stessa regone (K ), dal lvello della produttvtà totale A (lvello della tecnologa o «labor augmentng measure of productvty»), dal numero delle untà d lavoro mpegate (L ) moltplcato per la dotazone ndvduale d captale umano a dsposzone (h ). S suppone che l progresso tecnco sa labor 4 Il perodo analzzato da Jones (1995) è lungo crca un secolo; la radce autoregressva del prmo ordne della sere de tass d crescta è medamente nferore a 0,3. 11

12 augmentng (o Harrod-neutral) puttosto che Hcks-neutral. Il coeffcente α rappresenta la quota del prodotto destnata al captale e, d conseguenza, (1-α) è la quota spettante al lavoro. Per quanto rguarda la determnazone del captale umano, la procedura che segue Bls e Klenow (1998) è basata sulle earnngs functons stmate da Mncer (1974). 5 Mncer ha stmato l rendmento dell nvestmento n struzone medante una regressone n cu l logartmo del salaro del lavoratore (w ) dpende dal numero de suo ann d struzone (S ) e d esperenza (T ). La tpca equazone stmata da Mncer è la seguente: ( ) ln w = γs + ψ T + ψ T [10] dove γ rappresenta l tasso d rendmento per ogn anno d struzone. Lo stock d captale umano per lavoratore nella regone, h, è così posto par a: h = e γs + ψ T + ψ T [11] dove S e T fanno rfermento n questo caso a valor med regonal. A causa delle note dffcoltà d reperre dat sul tranng, useremo una versone semplfcata della [11] nella quale non s consderano gl ann d esperenza T : h = e γs [12] Hall e Jones (1999), Klenow e Rodrguez-Clare (1997) e Bls e Klenow (1998) determnano l captale umano sulla base delle stme de rendment degl nvestment n captale umano (ann d scuola e d esperenza on-the-job). 6 La funzone d produzone [9] può essere espressa preva sosttuzone della [12] n termn d prodotto per lavoratore, dvdendo entramb membr per L : Y L K = L α γs ( Ae ) 1 α [13] 5 6 In letteratura sono state mpegate una sere d msure molto etereogenee per la stma del captale umano (cfr. Barro e Lee, 1993). Bls e Klenow (1998) dmostrano perché l uso delle earnngs functon fornsca rsultat mglor degl altr metod. Al contraro, Mankw, Romer e Wel (1992) stmano l captale umano sfruttando le propretà d steady state del modello d Solow esteso: H sh =, dove s h rappresenta l nvestmento n captale umano. n + g +δ 12

13 Moltplcando l secondo membro per Y Y α s ha: Y L K Y = Y L α α γs ( Ae ) 1 α [14] Y L K = Y α 1 α A e γs [15] Così, n base alla [15] è possble ottenere una msura della produttvtà totale de fattor A : A Y L = α K 1 α e Y γs [16] L equazone [16] è fondamentale per la nostra anals, perché da essa è possble determnare drettamente per ogn regone l lvello della TFP utlzzando dat del prodotto per lavoratore e del rapporto captaleprodotto, l coeffcente α (la quota del prodotto destnata al fattore captale), l numero d ann d struzone e una stma del rendmento dell nvestmento n captale umano. 5. Captale fsco, captale umano e TFP a lvello regonale La banca-dat utlzzata per le sere economche è stata quella dell Istat, 1998, Cont Economc Regonal, Ann Il calcolo delle varabl è stato effettuato per l 1995, l anno pù recente per qual erano dsponbl tutt dat necessar. Il lvello del prodotto per lavoratore (Y /L ) delle regon è ottenuto dal rapporto tra l valore aggunto al costo de fattor e le untà d lavoro total. Per la valutazone dello stock d captale fsco, s è usato l metodo dell nventaro permanente, che permette d costrure una msura dello stock d captale sulla base degl nvestment nett effettuat nel corso del tempo. Tale metodo è largamente mpegato nella letteratura sulla contabltà della crescta 7 ed è utlzzato anche dall ISTAT per l calcolo dello stock d captale a lvello nazonale. 7 S veda, per esempo, Barro e Sala--Martn (1995) e Hall e Jones (1999). 13

14 La stma del captale nell anno nzale K 0 costtusce l punto d partenza dell anals. A tal fne, s osserv che nel modello d crescta neoclassco l valore d steady-state del captale per lavoratore (k*=k/l) può essere espresso nel seguente modo: 8 k = sf ( k ) I L = ( n + g + δ) ( n + g + δ) [17] dove s rappresenta l tasso d rsparmo, f(.) è la funzone d produzone per lavoratore, n è l tasso d crescta della forza lavoro; δ è l tasso d ammortamento, g è l tasso d progresso tecnco, che può essere approssmato con l tasso d crescta della produttvtà del lavoro, I rappresenta l totale degl nvestment. Moltplcando per L, al tempo t 0 s ha: K 0 = I 0 ( n + g +δ) [18] Utlzzando l valore d K 0 determnato nella [18], s ottengono valor successv dello stock d captale K t con la seguente equazone dnamca: K ( ) + = K + I t t t 1 1 δ [19] I calcol sono stat effettuat utlzzando gl nvestment total a prezz costant, fssando l tasso d ammortamento δ=2,5%, 9 n è par al tasso d crescta delle untà d lavoro total d ogn regone, g è calcolato come l tasso d crescta della produttvtà del lavoro. L anno nzale consderato è l La valutazone del captale umano è basata, come s è detto, sulle funzon de rendment dell struzone proposte da Mncer (1974). A questo scopo è necessaro calcolare gl ann med d struzone della forza lavoro per ogn regone (S ) e l rendmento medo complessvo degl ann d struzone (l paramentro γ nella [12]). Il calcolo del numero d ann d struzone della forza lavoro per ogn regone è ottenuto come la meda del numero d ann che occorrono per consegure un certo grado d struzone, ponderata per relatv lvell d consegumento scolastco (s veda, Pandolf, 1997, e D Lberto e Symons, 1998). In smbol: S j = n PT j j [20] L 8 S veda, per esempo, Mankw, Romer e Wel (1992). 9 E l tasso usato usato ne calcol dell Istat (s veda, ISTAT, Rapporto annuale, 1998). 14

15 7,6%. 12 Il coeffcente della quota del captale α è stato calcolato come la quota de proftt lord sul valore dove j rappresenta l lvello d struzone, n j rappresenta l numero d ann necessar per consegure l j- esmo lvello d struzone, 10 PT j esprme l numero d lavorator della regone per qual j rappresenta l massmo lvello d struzone raggunto. I dat sono tratt dall Indagne ISTAT sulle forze d lavoro Per l rendmento dell struzone, c s basa su uno studo econometrco condotto da Coluss (1997) con dat dell ndagne della Banca d Itala sulle famgle talane. La stma per l coeffcente γ è par al aggunto al costo de fattor. Il valore medo per gl ann dal 1990 al 1995 è α=38,1% (ISTAT, Rapporto annuale 1997: la stuazone del paese). 13 La tabella 2 rporta per cascuna regone rsultat relatv alle varabl pù sgnfcatve. I valor regonal sono espress n rapporto alla meda per l Itala nel suo complesso. Essa mostra la decomposzone della produttvtà nel contrbuto dervante dall accumulazone de fattor e della TFP, sulla base dell equazone [16]. La tabella evdenza rsultat ben not e altr meno not. I dfferenzal d produttvtà a favore delle regon centro-settentronal sono consstent (anche se mnor delle dfferenze nel reddto pro-capte, cfr. Pac e Saba, 1998). La seconda colonna conferma l fatto, messo n luce n numeros stud (s veda, per esempo, Banca d Itala, 1990), che le regon merdonal hanno un rapporto captale-prodotto sstematcamente pù elevato delle regon del Centro-Nord. 14 Contraramente all evdenza a lvello nternazonale, n Itala esste una forte correlazone negatva tra l accumulazone d captale e l lvello d svluppo. Per quanto rguarda l captale umano, pur esstendo una certa correlazone tra h e Y/L, le dfferenze tra le regon talane non rsultano molto pronuncate. 15 Il rsultato pù sgnfcatvo è scuramente l alta correlazone esstente tra la produttvtà del lavoro e l ndcatore d TFP: l coeffcente d correlazone è par a 0,89 (fg. 4). Una conferma de rsultat precedent s ottene rapportando la meda delle 4 regon con produttvtà pù alta alla meda delle 4 regon con produttvtà mnore (l rapporto nterquntle nell ultma rga della tab. 2): - l dfferenzale d produttvtà è d crca l 40%; - l rapporto captale-prodotto è nferore del 14% nelle regon pù avanzate; 10 S sono attrbut convenzonalmente: 0 ann per nessun ttolo d studo, 5 per la lcenza elementare, 8 per la lcenza meda, 13 per l dploma e 18 per la laurea. 11 Un calcolo analogo è stato effettuato sulla base de dat del Censmento della Popolazone del 1991: rsultat non s dscostano n manera sostanzale da quell utlzzat n questa anals. 12 Il rendmento medo stmato a lvello nternazonale è l 6,8% (per paes OECD) (s veda Psacharopoulos, 1994; Hall e Jones, 1999; McGrattan e Schmtz, 1997). Consderando anche l esperenza, Coluss (1997) stma per l Itala un tasso d rendmento molto smle (6,6%). 13 La quota del captale sul reddto totale vene generalmente posta negl stud su dvar nternazonal par a α=0,33 (n Barro e Sala--Martn, 1995, α è potzzato per l Itala par a 0.38). 14 A causa prncpalmente dell ntervento dello Stato, che ha nvestto drettamente o tramte le sue mprese, o che ha concesso consderevol agevolazon n conto captale e n conto nteress agl operator prvat. 15 Questo rsultato vale soprattutto per quanto rguarda le forze d lavoro. Per la popolazone nel suo complesso, le regon talane mostrano ancora dfferenze molto sgnfcatve. 15

16 60%). - l captale umano è quas l 3% pù elevato; - l dvaro della TFP è molto pù accentuato del dfferenzale nella produttvtà del lavoro (quas Tabella 2. Produttvtà del lavoro, rapporto captale-prodotto, captale umano per addetto e TFP per regone (Itala=1,00). α Regon Y K 1 L α h TFP Y PIE 1,021 1,005 0,989 1,027 VDA 1,002 1,353 0,960 0,772 LOM 1,138 0,953 1,012 1,180 TAA 0,959 1,091 0,981 0,895 VEN 1,040 0,889 0,980 1,193 FVG 1,144 1,015 1,012 1,114 LIG 1,137 1,069 1,026 1,037 ERO 1,102 0,954 0,998 1,158 TOS 0,967 1,004 0,988 0,975 UMB 0,936 1,009 1,023 0,907 MAR 0,954 1,005 0,976 0,972 LAZ 1,063 0,940 1,067 1,060 ABR 0,927 1,042 0,998 0,891 MOL 0,865 1,269 0,987 0,690 CAM 0,833 1,058 0,997 0,791 PUG 0,888 1,026 0,974 0,888 BAS 0,822 1,281 0,960 0,668 CAL 0,761 1,192 0,993 0,643 SIC 0,818 1,121 0,988 0,738 SAR 0,861 1,214 0,956 0,742 ITA 1,000 1,000 1,000 1,000 Correlazone Y con L Rapporto nterquntle -0,552 0,482 0,893 1,398 0,858 1,028 1,581 TFP 1,20 1,10 1,00 0,90 0,80 0,70 0,60 0,50 0,50 1,00 1,50 Y/L 16

17 Fgura 4. La relazone tra l prodotto per lavoratore e la TFP. Nell ampo dbattto che s è svluppato a lvello nternazonale per spegare dvar ne paes, gl economst che sostengono la valdtà del modello neoclassco (per es., Mankw, Romer e Wel, 1992) danno enfas nella spegazone de dvar d svluppo (del reddto pro-capte) alla dfferente accumulazone de fattor produttv. All estremo opposto, n alcun recent artcol (s veda Hall e Jones, 1999; Klenow e Rodrguez-Clare, 1997; McGrattan e Schmtz, 1998) s dmostra che la spegazone prncpale de dvar va rcercata n una dfferente effcenza e produttvtà delle econome puttosto che n un dfferente grado d mpego de fattor. La stuazone de dvar tra le regon talane, alla luce de dat presentat nella tabella 2, tende decsamente a favore della tes d quest ultm. In generale, per dvar regonal, l accumulazone de fattor non è fonte d dspartà ne lvell della produttvtà: le regon rcche lo sono n quanto pù effcent nella produzone, e non perché possedono maggor dotazon d captale fsco o umano. E prncpalmente per questo motvo che l anals econometrca svolta nel paragrafo successvo, che mra a ndvduare le cause nella dspartà della produttvtà, è concentrata soprattutto sulle determnant della TFP puttosto che sulla dotazone de fattor. 6. Un tentatvo d ndvduazone delle determnant delle produttvtà regonal. Dalla precedente anals s rcavano chare ndcazon emprche relatve sa all assenza d un andamento convergente dell economa talana verso un unco stato stazonaro sa al ruolo della produttvtà globale de fattor come varable n grado d spegare a lvello regonale le dfferenze de lvell della produttvtà del lavoro. In base a cò e con rfermento alla recente letteratura sulla crescta (Hall e Jones 1999; McGrattan e Schmtz, 1998) sembra utle focalzzare l attenzone sulle cause che concorrono a determnare dvar regonal della produttvtà totale de fattor. L obettvo dell eserczo econometrco realzzato n questo paragrafo è d capre qund se e n che msura le dfferenze d produttvtà rlevate tra le regon talane (cfr. tab. 2) dpendono da una sere d varabl rtenute mportant per spegare specfc aspett de dvers stat stazonar. L esatta ndvduazone delle varabl che nfluenzano la produttvtà regonale è un compto dffcle da realzzare e lo è ancora d pù se s pensa che l fenomeno n esame è la rsultante d un complesso nseme d relazon n cu qualsas ndcatore può essere consderato sa come varable esplcatva che come varable da spegare. Tuttava, è ragonevole pensare che tra le varabl che determnano l lvello della produttvtà regonale debbano essere nclus degl ndcator della dotazone nfrastrutturale (INFRA), dell artcolazone del sstema fnanzaro (FIN), delle condzon socoambental e del grado d delttuostà regonale (DEL), dell ntervento dello stato (GOV) e delle econome 17

18 d agglomerazone (AGGL) 16. L evdenza emprca realzzata n questo lavoro s basa, pertanto, sul seguente modello d regressone cross-secton: A =c 0 +c 1 INFRA + c 2 GOV + c 3 FIN + c 4 AGGL + c 5 DEL + ε [21] dove ndca la regone e A è l logartmo della produttvtà totale de fattor nel 1995, così come determnata nella tabella 2. Per quanto rguarda regressor, l ndcatore della dotazone nfrastrutturale utlzzato è quello proposto da Bracalente e D Palma (1982), qual nella formulazone sntetca del loro ndce consderano dverse categore nfrastruttural (trasport, comuncazon, dsponbltà d energa e d rsorse drche, educazone, strutture santare, per lo sport, l tursmo e per servz soco-cultural). La varable utlzzata per msurare l ntervento pubblco è la quota de consum pubblc rspetto al PIL regonale al netto delle spese per l educazone e la dfesa. La struttura e l artcolazone del sstema fnanzaro è stata approssmata dal rapporto tra gl mpegh e depost del settore bancaro (IMP/DEP) e da due ndcator del grado d bancarzzazone regonale, ossa dal rapporto tra l numero de comun n cu è presente almeno uno sportello bancaro e l numero totale de comun della regone (BANCA_TERR) e l numero d sportell per chlometro quadrato d superfce (SPO_SUP). La denstà della popolazone (DENS) è stata utlzzata come ndcatore delle econome d agglomerazone, mentre la proxy delle condzon soco-ambental è l rapporto tra l totale de deltt commess contro l economa e contro l patrmono 17 e la popolazone resdente (DEL) 18. Le varabl esplcatve sono espresse n termn logartmc e, per evtare problem d endogenetà de regressor, s rferscono a valor del 1980, ad eccezone dell ndce INFRA che è quello relatvo al I rsultat delle stme ottenute utlzzando l metodo de mnm quadrat ordnar sono rportat nella tabella 3. Le prme tre colonne d dat s rferscono alle dverse specfcazon dell equazone [21] ottenute consderando uno per volta gl ndcator dell assetto de mercat credtz. Accanto a rsultat d queste regresson d base (REGR1, REGR2 e REGR3) s sono consderate alcune varant del modello con l obettvo d msurare la capactà esplcatva delle varabl utlzzate e per verfcare se l lvello d 16 Gl economst non conoscono con precsone cosa determna la produttvtà totale de fattor, ma sanno approssmatvamente che essa è nfluenzata da una sere d element: «There are other possble nterpretatons of A: the educaton and sklls of the labor force, the strength of property rghts, the qualty of nfrastructure, cultural atttudes toward entrepreneurshp and work, and so on» (Romer, 1996, p. 25). Hall e Jones (1999) sostengono persuasvamente che la prncpale spegazone de dvers lvell d svluppo gace nell ambente economco n cu gl agent «producono, scambano, accumulano e nventano», coè nelle socal nfrastructure, che ess defnscono come sttuzon formal e nformal, prvate e pubblche, che presedono all attvtà economca e fornscono gl ncentv alle part per produrre, lavorare e accumulare n abltà e n captale. 17 I deltt consderat sono seguent: frode sull eserczo del commerco, bancarotta, emssone assegn a vuoto, deltt contro l ncolumtà pubblca e contro la fede pubblca (falstà n monete, sgll e att), furt, rapne, truffe, approprazone ndebta, rcettazone e nsolvenza fraudolenta (Istat, 1983, Statstche gudzare, Roma). 18 In una precedente fase d anals de dat s è consderato se la specfcazone dell equazone [20] potesse ncludere anche altr ndcator da utlzzare n modo alternatvo a quell present nelle stme fnal e da sceglere tra quell pù utlzzat ne lavor sulla convergenza de tass d crescta regonale (cfr par. 2). In partcolare, s è tenuto conto (a) della rete d strade, autostrade e ferrove per km 2 e delle utenze telefonche per abtante come proxy delle nfrastrutture; (b) della quota degl occupat nella terzaro pubblco e della spesa pubblca totale come ndcator dell ntervento pubblco; (c) del numero delle ore perse per scoper e del numero degl omcd e tentat omcd come ndcator del dsago socale. In tutt quest cas s sono ottenute stme nsoddsfacent. 18

19 sgnfcatvtà de parametr d nteresse camba quando s consderano dverse specfcazon dell equazone [21]. Una prma ndcazone che emerge è che da un punto d vsta statstco l modello utlzzato pervene a buon rsultat, essendo elevata la proporzone d varabltà della produttvtà totale de fattor spegata dalle regresson. Il coeffcente d determnazone aggustato per grad d lbertà è sempre molto elevato e vara da 0,69 (REGR4) a 0,93 (REGR2), valor pù che soddsfacent per anals d tpo sezonale. Inoltre, l test d Bartlett, costruto ordnando n tre grupp le regon n funzone del valore della produttvtà de fattor, ndca che resdu sono omoschedastc e, qund, le stme ottenute possono essere consderate consstent ed effcent. Per quanto rguarda l nterpretazone del ruolo delle sngole varabl nello spegare dvar regonal nella produttvtà de fattor s osserv nnanztutto che l parametro assocato alla varable INFRA è sempre altamente sgnfcatvo e postvo e ndca, d conseguenza, che le regon con un maggore lvello della dotazone nfrastrutturale fanno regstrare una pù elevata produttvtà globale de fattor mpegat. L anals pertanto evdenza l ruolo delle nfrastrutture n quanto fattore d localzzazone delle attvtà produttve e varable che drettamente ncde sul lvello d effcenza de sstem produttv regonal (Hrschman 1958; Munnel 1990; Hulten e Schwab 1991). Questa conclusone è confermata dal fatto che dvar nfrastruttural spegano da sol crca l 70% della varabltà de dvar delle produttvtà regonal (REGR4, tab. 3). Tabella 3 Dvar regonal n Itala. Determnant della produttvtà totale de fattor. Stme OLS. Regresson REGR1 REGR2 REGR3 REGR4 REGR5 REGR6 REGR7 REGR8 Varabl Costante 5,1 4,71 5,84 7,09 6,84 7,14 7,16 4,03 (6,91) (9,98) (7,39) (23,34) (29,74) (26,85) (26,69) (9,17) log(infra) 0,28 0,25 0,2 0,48 0,21 0,22 0,19 0,1 (3,73) (3,82) (2,57) (6,58) (2,59) (2,84) (2,39) (2,32) log(gov) -0,31-0,32-0,35-0,49-0,43-0,41-0,37 (-2,89) (-3,63) (-3,58) (-4,09) (-3,62) (-3,47) (-4,08) log(imp/dep) 0,14 0,17 0,18 0,13 (1,81) (1,92) (2,01) (1,97) log(dens) 0,14 0,17 0,089 0,003 0,09 (2,84) (4,07) (1,69) (,92) (2,34) log(del) -0,26-0,33-0,26-0,29 (-2,72) (-4,22) (-2,93) (-2,21 log(banca_terr) 0,92 0,32 (3,24) (2,11) log(spo_sup) 0,08 (2,51) R 2 0,92 0,94 0,93 0,71 0,85 0,88 0,89 0,95 R 2 Aggus. 0,89 0,92 0,91 0,69 0,83 0,86 0,86 0,92 SEE 0,06 0,05 0,05 0,11 0,08 0,07 0,07 0,05 SSR 0,05 0,03 0,04 0,21 0,11 0,09 0,08 0,03 F d Fsher 34,82 50,43 41,3 43,38 49,09 39,09 29,24 42,3 Bartlett(2) 4,98 3,83 3,56 2,98 3,01 3,12 3,21 4,56 Legenda: n tutt modell la varable dpendente è l logartmo della produttvtà totale de fattor. Le statstche rportate, oltre al valore de coeffcent stmat ed alla t-student (n parentes), sono: R 2 = Coeffcente d determnazone; R 2 = Coeffcente d determnazone corretto; SEE=Errore standard delle regresson; SSR=Somma de quadrat de resdu; B(gdl)=Test d Bartlett (grad d lbertà n parentes). 19

20 Con rfermento al legame statstco tra la produttvtà regonale e la quota del consumo pubblco sul reddto occorre notare che l segno del relatvo coeffcente non può essere prevsto con precsone a pror. Se vale l potes n base alla quale l azone pubblca è fnalzzata a rdurre gl effett d eventual dstorson determnate dall operare del mercato allora c s attende un segno postvo; d altra parte se s assume che l consumo pubblco sottrae rsorse per gl nvestment, ntroduce mposte dstorsve e nfluenza l lvello d equlbro d lungo perodo allora l segno atteso è quello negatvo (Barro 1990). Dalla tabella 3 emerge che l coeffcente relatvo all ntervento pubblco (GOV) è d segno negatvo e dverso da zero con un lvello d sgnfcatvtà molto alto. S ottene, qund, che ad un pù alto peso del settore pubblco corrsponde un pù basso lvello della produttvtà regonale. Questo rsultato n generale supporta la poszone à la Barro (1990) e quando vene rferto al caso specfco dello svluppo dell economa talana sembra rappresentare un ulterore evdenza a sostegno dell potes n base alla quale n Itala le rsorse fnanzare pubblche sono state utlzzate per consegure obettv dvers da quell che la dsomogenetà dello svluppo tra regon avrebbe mposto. L ntervento pubblco nzalmente fnalzzato alla rduzone degl squlbr terrtoral n realtà non ha prodotto una sensble rduzone de dvar nord-sud. I rsultat sugl effett della spesa pubblca possono essere stat determnat n larga parte dalla natura della poltca regonale seguta n Itala a partre dalla fne degl ann 70, quando essa ha cessato d sostenere la spesa n nvestment ed è stata prevalentemente utlzzata per ncrementare l peso della pubblca ammnstrazone 19. Crca le varabl fnanzare, a partà d altre condzon c s attende che la produttvtà de fattor sa postvamente legata alla struttura ed all artcolazone del sstema fnanzaro (Kng e Levne, 1993; Pagano, 1993; Usa e Vannn, 1999; Fan, Gall e Gannn, 1992). Dall evdenza emprca effettuata n questo lavoro rsulta che l parametro assocato al rapporto mpegh/depost è postvo e sempre sgnfcatvo (REGR1, REGR6, REGR7, REGR8). L mportanza degl effett della struttura fnanzara su lvell d produttvtà regonale è confermata dalla stma delle varant dell equazone [21] n cu s è sosttuto l rapporto mpegh/depost con le due proxes della bancarzzazone regonale utlzzate nell anals: coeffcent stmat, che assumono l segno atteso e sono sgnfcatvamente dvers da zero (REGR2, REGR3, REGR8), mostrano che ad una maggore bancarzzazone del terrtoro s assoca un pù alto lvello d produttvtà regonale. Tale rsultato, quando vene consderato conguntamente a quello sugl effett del rapporto mpegh/depost, conferma l potes d partenza n base alla quale quanto pù effcente è l sstema bancaro regonale e quanto maggore è la denstà bancara tanto pù elevata è la produttvtà totale de fattor (REGR8). La presenza d un apprezzable legame statstco tra gl ndcator fnanzar e la produttvtà de fattor fornsce un contrbuto emprco per sostenere che la struttura fnanzara è un fattore determnante delle performances economche d un area. Le nostre stme sembrano suggerre la presenza d una sequenza che al relatvo buon funzonamento della componente pù mportante del sstema fnanzaro talano, per l appunto l settore bancaro, assoca la capactà dello stesso d far afflure quote crescent d mpegh verso progett nnovatv a pù alto valore aggunto, contrbuendo n tal modo ad nnalzare lvell regonal della produttvtà de fattor (Tabella 3). 19 Su questo punto s veda, tra gl altr, Del Monte e Gannola (1997) e D Lberto e Symons (1998). 20