LA NUOVA TASSAZIONE DEL DECRETO "SALVA ITALIA" E DEI PROVVEDIMENTI E PROPOSTE SUCCESSIVI : STIMA DELL'IMPATTO SUI CONSUMI DEL PERIODO

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1 CENTRO STUDI SINTESI LA NUOVA TASSAZIONE DEL DECRETO "SALVA ITALIA" E DEI PROVVEDIMENTI E PROPOSTE SUCCESSIVI : STIMA DELL'IMPATTO SUI CONSUMI DEL PERIODO Quirino Biscaro Mestre, 11 febbraio 2013

2 IDEA DI BASE SI È VERIFICATO L'IMPATTO SUI CONSUMI DELLA TASSAZIONE VIGENTE PRIMA DELL'INSEDIAMENTO DEL GOVERNO MONTI, E DI QUELLA INTRODOTTA SUCCESSIVAMENTE: DECRETO "SALVA ITALIA" (6 DICEMBRE 2011) 1, SPENDING REVIEW (6 LUGLIO 2012), LEGGE DI STABILITA' (24 DICEMBRE 2012). LE VALUTAZIONI SONO AGGIORNATE ANCHE A QUANTO PROPOSTO DA CONFINDUSTRIA ("CONFINDUSTRIA PER L'ITALIA", ROMA 23 GENNAIO 2013). LA PROCEDURA DI STIMA SI È INIZIALMENTE BASATA SU ALCUNI IPOTETICI COMPORTAMENTI DI CONSUMO (FUNZIONI). DOPO UNA LORO PRE-ANALISI GUIDATA DALL'OBIETTIVO DI METTERE IN LUCE SIA L'EFFETTO "VOLUME" DELLA TASSAZIONE CHE L'IMPATTO (ANCHE PSICOLOGICO) DELLA DINAMICA DEI PREZZI, SI È OPTATO PER IL SEGUENTE MODELLO DI BASE: CONSUMI = f (PIL DISPONIBILE ; PREZZI ; CONSUMI DI SUSSISTENZA ; TREND) PIL DISPONIBILE = PIL AL NETTO DELLA TASSAZIONE PREZZI = DEFLATORE DEL PIL CONSUMI DI SUSSISTENZA = CONSUMI IN ASSENZA DI REDDITO 2 TREND = TENDENZA DI LUNGO PERIODO IL SUDDETTO SCHEMA FUNZIONALE DI BASE È STATO APPLICATO ALLE CONSUETE RIPARTIZIONI ISTAT: 1. NORD-OVEST: PIEMONTE, LOMBARDIA, VALLE D'AOSTA, LIGURIA 2. NORD-EST: EMILIA ROMAGNA, VENETO, TRENTINO ALTO ADIGE, FRIULI VENEZIA GIULIA 3. CENTRO: TOSCANA, MARCHE, UMBRIA, LAZIO 4. SUD E ISOLE: ABRUZZO, MOLISE, CAMPANIA, PUGLIA, BASILICATA, CALABRIA, SICILIA, SARDEGNA PROCEDURA PER IL NORD-OVEST LA PROCEDURA DI STIMA SI CONCLUDE CON LA MIGLIORE EVOLUZIONE DEL MODELLO DI BASE, CHE PER LA RIPARTIZIONE IN OGGETTO È LA SEGUENTE: LN(C t /DEF t ) = *LN(C t-1 /DEF t-1 ) *{LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} *TREND + c i AR(2,4) 3 + ϵ Dependent Variable: LOG(C/DEF) Method: Least Squares Sample (adjusted): Included observations: 37 after adjustments Convergence achieved after 7 iterations Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. LOG(C(-1)/DEF(-1)) DLOG(PIL*(1-T)/DEF) TREND AR(2) AR(4) Sono esclusi i seguenti provvedimenti: art. 16 comma 13, art. 19 comma 1, bollo sui c/c (emendamento successivo al 6 dicembre 2011), prelievo su pensioni superiori a (emendamento successivo al 6 dicembre 2011). Dei due emendamenti non è chiaramente noto l'importo; di tutti e 4 i casi non è definibile l'impatto territoriale. 2 Si "consuma" patrimonio o si usufruisce del sostegno pubblico. 3 Si rinvia alla tabella per i coefficienti dei termini autoregressivi (c i ). 1

3 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Inverted AR Roots i i i i 320,000 CAPACITÀ DEL MODELLO DI SIMULARE I CONSUMI 280, , , , ,000 80,000 40, EFFETTIVI SIMULATI VA NOTATO CHE IL MODELLO FINALE: 1. È SUPPORTATO DALLA COINTEGRAZIONE DELLE SERIE STORICHE UTILIZZATE (SI RINVIA AL PUNTO 1 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 2. NON PRESENTA MULTICOLLINEARITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 2 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 3. EVITA I PROBLEMI CONNESSI ALL'AUTOCORRELAZIONE (SI RINVIA AL PUNTO 3 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 4. NON PRESENTA ETEROSCHEDASTICITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 4 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 5. HA UNA CAPACITÀ PARI AL 99,6% DI RIPRODURRE QUANTO ACCADE IN REALTÀ (L'ADJUSTED R- SQUARED È INFATTI PARI A 0,996404) PROCEDURA DI SELEZIONE DEL MODELLO 1. IL TEST AUGMENTED DICKEY-FULLER HA DIMOSTRATO CHE SIA I CONSUMI CHE IL PIL DELLA RIPARTIZIONE SONO CONTEGRATI, QUINDI È POSSIBILE CHE IL SISTEMA LOCALE ABBIA ALMENO UN PUNTO DI EQUILIBRIO. 2. IL CALCOLO DELLA VARIANCE INFLATION FACTORS HA DIMOSTRATO CHE I REGRESSORI NON SONO MULTICOLLINEARI. IN OGNI CASO L'INVERSIONE DELLA MATRICE DEI COEFFICIENTI ESCLUDE LA 2

4 PERFETTA COLLINEARITÀ, E LA PROCEDURA UTILIZZATA NON SEGNALA NEMMENO LA QUASI- COLLINEARITÀ. 3. PER EVITARE I PROBLEMI DELL'AUTOCORRELAZIONE SI È UTILIZZATA LA METODOTOLOGIA GENERAL LEAST SQUARES. 4. IL BREUSCH-PAGAN-GODFREY TEST (SIA SULLA VERSIONE INIZIALE DEL MODELLO 4 CHE SU QUELLA FINALE 5 ) HA DIMOSTRATO L'ASSENZA DI ETEROSCHEDASTICITÀ. 5. I REGRESSORI STATISTICAMENTE SIGNIFICATIVI SONO STATI SELEZIONATI CON LA CONSUETA PROCEDURA CHE SI FONDA SULLA STATISTICA T DI STUDENT (T-STATISTIC NELLA TABELLA PRECEDENTE), CONSIDERANDO PERÒ COME SOGLIA IL VALORE FISSO PARI A 1, E NON QUELLO TRADIZIONALMENTE DESUMIBILE DALLE TAVOLE DELLA T DI STUDENT IN CORRISPONDENZA DEI GRADI DI LIBERTÀ DEL MODELLO. PROCEDURA DI PREVISIONE DEI CONSUMI SI È IPOTIZZATO CHE, IN ASSENZA DEGLI INTERVENTI LEGISLATIVI PRIMA MENZIONATI, LA TASSAZIONE DEL PERIODO SI SAREBBE MANTENUTA SUI LIVELLI DEL SULLA BASE DI QUESTO E DEL MODELLO PRIMA ESPOSTO, NONCHÉ DI PROIEZIONI DEL PIL E DEL SUO DEFLATORE, SI È DEFINITO IL PROFILO FUTURO DEI CONSUMI (CF). SUCCESSIVAMENTE, LA SUDDETTA (IPOTETICA) TASSAZIONE DEL PERIODO È STATA SUCCESSIVAMENTE MODIFICATA CON QUANTO PREVISTO DAGLI INTERVENTI LEGISLATIVI E DALLE PROPOSTE OGGETTO DI STUDIO SULLA BASE DI QUESTO, SI È RISTIMATO IL PROFILO FUTURO DEI CONSUMI: 1. CF-STAB : FORECAST DEI CONSUMI CON IL DECRETO "SALVA ITALIA" (6 DICEMBRE 2011), LA SPENDING REVIEW (6 LUGLIO 2012),LA LEGGE DI STABILITA' (24 DICEMBRE 2012). 2. CF-CONF : FORECAST DEI CONSUMI CON IL DECRETO "SALVA ITALIA" (6 DICEMBRE 2011), LA SPENDING REVIEW (6 LUGLIO 2012), LA LEGGE DI STABILITA' (24 DICEMBRE 2012), LE PROPOSTE DI CONFINDUSTRIA (23 GENNAIO 2013) I RISULTATI OTTENUTI SONO I SEGUENTI ANNI CF CF-STAB CF-CONF DELTA STAB DELTA CONF (meuro) (meuro) (meuro) (meuro) (% su CF) (meuro) (% su CF) ,70% ,70% ,83% ,56% ,81% ,28% ,79% ,06% ,77% ,31% ,77% ,41% ,75% ,40% ,73% ,39% ,71% ,38% ,69% ,37% TOTALE MEDIA ANNUA ,76% 343 0,07% 4 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(1,2,3,4,5,6,7,8,9,10) + ϵ 5 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(2,4) + ϵ 3

5 PROCEDURA PER IL NORD-EST LA PROCEDURA DI STIMA SI CONCLUDE CON LA MIGLIORE EVOLUZIONE DEL MODELLO DI BASE, CHE PER LA RIPARTIZIONE IN OGGETTO È LA SEGUENTE: LN(C t /DEF t ) = *LN(C t-1 /DEF t-1 ) *{LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} *TREND + c i AR(3,4,5) 6 + ϵ Dependent Variable: LOG(C/DEF) Method: Least Squares Sample (adjusted): Included observations: 36 after adjustments Convergence achieved after 6 iterations Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. LOG(C(-1)/DEF(-1)) DLOG(PIL*(1-T)/DEF) TREND AR(3) AR(4) AR(5) R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Inverted AR Roots i i i i ,000 CAPACITÀ DEL MODELLO DI SIMULARE I CONSUMI 200, , ,000 80,000 40, EFFETTIVI SIMULATI 6 Si rinvia alla tabella per i coefficienti dei termini autoregressivi (c i ). 4

6 ANCHE PER QUESTA RIPARTIZIONE TERRITORIALE IL MODELLO FINALE: 1. È SUPPORTATO DALLA COINTEGRAZIONE DELLE SERIE STORICHE UTILIZZATE (SI RINVIA AL PUNTO 1 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 2. NON PRESENTA MULTICOLLINEARITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 2 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 3. EVITA I PROBLEMI CONNESSI ALL'AUTOCORRELAZIONE (SI RINVIA AL PUNTO 3 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 4. NON PRESENTA ETEROSCHEDASTICITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 4 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 5. HA UNA CAPACITÀ PARI AL 99,7% DI RIPRODURRE QUANTO ACCADE IN REALTÀ (L'ADJUSTED R- SQUARED È INFATTI PARI A 0,99718) PROCEDURA DI SELEZIONE DEL MODELLO 1. IL TEST AUGMENTED DICKEY-FULLER HA DIMOSTRATO CHE SIA I CONSUMI CHE IL PIL DELLA RIPARTIZIONE SONO CONTEGRATI, QUINDI È POSSIBILE CHE IL SISTEMA LOCALE ABBIA ALMENO UN PUNTO DI EQUILIBRIO. 2. IL CALCOLO DELLA VARIANCE INFLATION FACTORS HA DIMOSTRATO CHE I REGRESSORI NON SONO MULTICOLLINEARI. IN OGNI CASO L'INVERSIONE DELLA MATRICE DEI COEFFICIENTI ESCLUDE LA PERFETTA COLLINEARITÀ, E LA PROCEDURA UTILIZZATA NON SEGNALA NEMMENO LA QUASI- COLLINEARITÀ. 3. PER EVITARE I PROBLEMI DELL'AUTOCORRELAZIONE SI È UTILIZZATA LA METODOTOLOGIA GENERAL LEAST SQUARES. 4. IL BREUSCH-PAGAN-GODFREY TEST (SIA SULLA VERSIONE INIZIALE DEL MODELLO 7 CHE SU QUELLA FINALE 8 ) HA DIMOSTRATO L'ASSENZA DI ETEROSCHEDASTICITÀ. 5. I REGRESSORI STATISTICAMENTE SIGNIFICATIVI SONO STATI SELEZIONATI CON LA MEDSIMA PROCEDURA INDICATA PER LA RIPARTIZIONE DEL NORD-OVEST. PROCEDURA DI PREVISIONE DEI CONSUMI LA MEDESIMA METODOLOGIA DESCRITTA PER LA RIPARTIZIONE DEL NORD-OVEST CONDUCE AI SEGUENTI RISULTATI ANNI CF CF-STAB CF-CONF DELTA STAB DELTA CONF (meuro) (meuro) (meuro) (meuro) (% su CF) (meuro) (% su CF) ,04% ,04% ,24% ,90% ,20% ,53% ,17% ,25% ,15% 518 0,21% ,13% 864 0,34% ,10% 865 0,33% ,07% 866 0,32% ,04% 866 0,31% ,00% 866 0,30% TOTALE MEDIA ANNUA ,11% ,09% 7 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(1,2,3,4,5,6,7,8,9,10) + ϵ 8 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(3,4,5) + ϵ 5

7 PROCEDURA PER IL CENTRO LA PROCEDURA DI STIMA SI CONCLUDE CON LA MIGLIORE EVOLUZIONE DEL MODELLO DI BASE, CHE PER LA RIPARTIZIONE IN OGGETTO È LA SEGUENTE: LN(C t /DEF t ) = *LN(C t-1 /DEF t-1 ) *{LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} *TREND + c i AR(1,2,8) 9 + ϵ Dependent Variable: LOG(C/DEF) Method: Least Squares Sample (adjusted): Included observations: 33 after adjustments Convergence achieved after 6 iterations Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. LOG(C(-1)/DEF(-1)) DLOG(PIL*(1-T)/DEF) TREND AR(1) AR(2) AR(8) R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Inverted AR Roots i i i i i i ,000 CAPACITÀ DEL MODELLO DI SIMULARE I CONSUMI 200, , ,000 80,000 40, EFFETTIVI SIMULATI 9 Si rinvia alla tabella per i coefficienti dei termini autoregressivi (c i ). 6

8 VA NOTATO CHE, COME RILEVATO PER IL NORD-OVEST ED IL NORD-EST, IL MODELLO FINALE: 1. È SUPPORTATO DALLA COINTEGRAZIONE DELLE SERIE STORICHE UTILIZZATE (SI RINVIA AL PUNTO 1 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 2. NON PRESENTA MULTICOLLINEARITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 2 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 3. EVITA I PROBLEMI CONNESSI ALL'AUTOCORRELAZIONE (SI RINVIA AL PUNTO 3 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 4. NON PRESENTA ETEROSCHEDASTICITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 4 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 5. HA UNA CAPACITÀ PARI AL 99,6% DI RIPRODURRE QUANTO ACCADE IN REALTÀ (L'ADJUSTED R- SQUARED È INFATTI PARI A 0,995991) PROCEDURA DI SELEZIONE DEL MODELLO 1. IL TEST AUGMENTED DICKEY-FULLER HA DIMOSTRATO CHE SIA I CONSUMI CHE IL PIL DELLA RIPARTIZIONE SONO CONTEGRATI, QUINDI È POSSIBILE CHE IL SISTEMA LOCALE ABBIA ALMENO UN PUNTO DI EQUILIBRIO. 2. IL CALCOLO DELLA VARIANCE INFLATION FACTORS HA DIMOSTRATO CHE I REGRESSORI NON SONO MULTICOLLINEARI. IN OGNI CASO L'INVERSIONE DELLA MATRICE DEI COEFFICIENTI ESCLUDE LA PERFETTA COLLINEARITÀ, E LA PROCEDURA UTILIZZATA NON SEGNALA NEMMENO LA QUASI- COLLINEARITÀ. 3. PER EVITARE I PROBLEMI DELL'AUTOCORRELAZIONE SI È UTILIZZATA LA METODOTOLOGIA GENERAL LEAST SQUARES. 4. IL BREUSCH-PAGAN-GODFREY TEST (SIA SULLA VERSIONE INIZIALE DEL MODELLO 10 CHE SU QUELLA FINALE 11 ) HA DIMOSTRATO L'ASSENZA DI ETEROSCHEDASTICITÀ. 5. I REGRESSORI STATISTICAMENTE SIGNIFICATIVI SONO STATI SELEZIONATI CON LA MEDSIMA PROCEDURA INDICATA PER LE PRECEDENTI RIPARTIZIONI. PROCEDURA DI PREVISIONE DEI CONSUMI LA MEDESIMA METODOLOGIA DESCRITTA PER LE RIPARTIZIONI DEL NORD-OVEST E DEL NORD-EST CONDUCE AI SEGUENTI RISULTATI ANNI CF CF-STAB CF-CONF DELTA STAB DELTA CONF (meuro) (meuro) (meuro) (meuro) (% su CF) (meuro) (% su CF) ,07% ,07% ,27% ,87% ,22% ,52% ,19% ,23% ,17% 604 0,27% ,16% ,47% ,14% ,46% ,11% ,45% ,08% ,44% ,05% ,43% TOTALE MEDIA ANNUA ,14% 27-0,02% 10 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(1,2,3,4,5,6,7,8,9,10) + ϵ 11 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(1,2,8) + ϵ 7

9 PROCEDURA PER IL SUD E LE ISOLE LA PROCEDURA DI STIMA SI CONCLUDE CON LA MIGLIORE EVOLUZIONE DEL MODELLO DI BASE, CHE PER LA RIPARTIZIONE IN OGGETTO È LA SEGUENTE: LN(C t /DEF t ) = *LN(C t-1 /DEF t-1 ) *{LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} *TREND + c i AR(2,3,4,9) 12 + ϵ Dependent Variable: LOG(C/DEF) Method: Least Squares Sample (adjusted): Included observations: 32 after adjustments Convergence achieved after 10 iterations Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. LOG(C(-1)/DEF(-1)) DLOG(PIL*(1-T)/DEF) TREND AR(2) AR(3) AR(4) AR(9) R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Inverted AR Roots i i i i i i i i ,000 CAPACITÀ DEL MODELLO DI SIMULARE I CONSUMI 250, , , ,000 50, EFFETTIVI SIMULATI 12 Si rinvia alla tabella per i coefficienti dei termini autoregressivi (c i ). 8

10 IL MODELLO FINALE DI QUESTA RIPARTIZIONE, COME LE PRECEDENTI, HA LE SEGUENTI CARATTERISTICHE: 1. È SUPPORTATO DALLA COINTEGRAZIONE DELLE SERIE STORICHE UTILIZZATE (SI RINVIA AL PUNTO 1 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 2. NON PRESENTA MULTICOLLINEARITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 2 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 3. EVITA I PROBLEMI CONNESSI ALL'AUTOCORRELAZIONE (SI RINVIA AL PUNTO 3 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 4. NON PRESENTA ETEROSCHEDASTICITÀ (SI RINVIA AL PUNTO 4 DELLA SUCCESSIVA PROCEDURA DI 5. HA UNA CAPACITÀ PARI AL 99,5% DI RIPRODURRE QUANTO ACCADE IN REALTÀ (L'ADJUSTED R- SQUARED È INFATTI PARI A 0,994598) PROCEDURA DI SELEZIONE DEL MODELLO 1. IL TEST AUGMENTED DICKEY-FULLER HA DIMOSTRATO CHE SIA I CONSUMI CHE IL PIL DELLA RIPARTIZIONE SONO CONTEGRATI, QUINDI È POSSIBILE CHE IL SISTEMA LOCALE ABBIA ALMENO UN PUNTO DI EQUILIBRIO. 2. IL CALCOLO DELLA VARIANCE INFLATION FACTORS HA DIMOSTRATO CHE I REGRESSORI NON SONO MULTICOLLINEARI. IN OGNI CASO L'INVERSIONE DELLA MATRICE DEI COEFFICIENTI ESCLUDE LA PERFETTA COLLINEARITÀ, E LA PROCEDURA UTILIZZATA NON SEGNALA LA QUASI-COLLINEARITÀ. 3. PER EVITARE I PROBLEMI DELL'AUTOCORRELAZIONE SI È UTILIZZATA LA METODOTOLOGIA GENERAL LEAST SQUARES. 4. IL BREUSCH-PAGAN-GODFREY TEST (SIA SULLA VERSIONE INIZIALE DEL MODELLO 13 CHE SU QUELLA FINALE 14 ) HA DIMOSTRATO L'ASSENZA DI ETEROSCHEDASTICITÀ. 5. I REGRESSORI STATISTICAMENTE SIGNIFICATIVI SONO STATI SELEZIONATI CON LA MEDSIMA PROCEDURA INDICATA PER LE PRECEDENTI RIPARTIZIONI. PROCEDURA DI PREVISIONE DEI CONSUMI LA MEDESIMA METODOLOGIA DESCRITTA PER LE RIPARTIZIONI DEL NORD-OVEST E DEL NORD-EST CONDUCE AI SEGUENTI RISULTATI ANNI CF CF-STAB CF-CONF DELTA STAB DELTA CONF (meuro) (meuro) (meuro) (meuro) (% su CF) (meuro) (% su CF) ,13% ,13% ,25% ,83% ,22% ,52% ,20% ,24% ,18% 334 0,12% ,17% 912 0,32% ,14% 910 0,31% ,12% 908 0,31% ,09% 906 0,30% ,06% 903 0,29% TOTALE MEDIA ANNUA ,16% ,11% 13 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(1,2,3,4,5,6,7,8,9,10) + ϵ 14 LN(C t /DEF t ) = c 0 LN(C t-1 /DEF t-1 ) + c 1 {LN[(PIL t -T t )/DEF t ] - LN[(PIL t-1 -T t-1 )/DEF t-1 ]} + c 2 TREND + c i AR(2,3,4,9) + ϵ 9

11 SINTESI IMPATTO COMPLESSIVO DEL DECRETO "SALVA ITALIA" (CON EMENDAMENTI), DELLA SPENDING REVIEW E DELLA LEGGE DI STABILITÀ (meuro) NORD OVEST NORD EST CENTRO SUD e ISOLE ITALIA TOTALE MEDIA ANNUA IMPATTO COMPLESSIVO DEL DECRETO "SALVA ITALIA" (CON EMENDAMENTI), DELLA SPENDING REVIEW, DELLA LEGGE DI STABILITÀ E DELLE PROPOSTE DI CONFINDUSTRIA (meuro) NORD OVEST NORD EST CENTRO SUD e ISOLE ITALIA TOTALE MEDIA ANNUA NOTA METODOLOGICA IL CONSIDERARE LA PROPOSTA AVANZATA DA CONFIDUSTRIA (23 GENNAIO 2013) HA RICHIESTO ALCUNE RIMODULAZIONI SULLA LEGISLAZIONE VIGENTE [DECRETO "SALVA ITALIA" (CON EMENDAMENTI), SPENDING REVIEW E LEGGE DI STABILITÀ]. IN PARTICOLARE VA OSSERVATO QUANTO SEGUE IN MERITO AGLI EFFETTI DI "CONFIDUSTRIA PER L'ITALIA": 1. L'ARMONIZZAZIONE DELL'IVA EVIDENTEMENTE SOSTITUISCE QUANTO FINORA DISPOSTO DALLE MISURE GOVERNATIVE. IL GETTITO È SIMILE, MA L'IMPLICITA RIDEFINIZIONE DELLE ALIQUOTE A SUA VOLTA IMPLICA LA RIMODULAZIONE DEGLI EFFETTI IVA DI ALTRE MISURE GIÀ PREVISTE; IN PARTICOLARE SI TRATTA DI QUANTO DISPOSTO PER LA RIQUALIFICAZIONE ENERGETICA, PER IL RECUPERO EDILIZIO E PER LE ACCISE SUI CARBURANTI. 2. LA RIDUZIONE DELL'IRES DA 27,5% A 23% IMPLICA, SEMPRE PER LA LEGISLAZIONE VIGENTE, LA RIMODULAZIONE DI QUANTO PREVISTO PER L'ACE (QUELLA GIÀ ESISTENTE, NON QUELLA PROPOSTA 10

12 DA CONFINDUSTRIA), PER LA RIQUALIFICAZIONE ENERGETICA, PER IL RECUPERO EDILIZIO, PER LE ACCISE SUI CARBURANTI E PER L'ADDIZIONALE SUL BOLLO AUTO. 3. L'ELIMINAZIONE DEL COSTO DEL LAVORO DALLA BASE IMPONIBILE IRAP VA A SOSTITUIRE LA DEDUCIBILITÀ AI FINI IRAP DEL COSTO DEI CONTRATTI A TEMPO INDETERMINATO PER DONNE E GIOVANI INFERIORI AI 35 ANNI, NONCHÉ LA DEDUCIBILITÀ AI FINE IRES DELL'IRAP PAGATA SU UN IMPONIBILE CORRISPONDENTE AL COSTO DEL LAVORO. 11