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Roma, 8 marzo 2017

Il MIC[1] di gennaio si è attestato su un valore stimato di 20,3 punti, tornando quindi sui livelli di giugno 2015, con una significativa accelerazione (+0,9 punti rispetto a dicembre) della tendenza che ha caratterizzato l'indicatore a partire da marzo 2016. L'andamento degli ultimi mesi è stato determinato esclusivamente dalla componente relativa ai prezzi la cui variazione, per i beni ad alta frequenza d'acquisto, è passata dal -1,1% di marzo al +2,2% di gennaio. Per contro, sempre nello stesso periodo, la disoccupazione estesa è risultata stabile, come sintesi di una progressiva crescita delle componente ufficiale e di una riduzione di quelle relative alla CIG ed agli scoraggiati.

A gennaio 2017 il tasso di disoccupazione si è attestato sui valori degli ultimi due mesi (+11,9%) con un aumento di tre decimi di punto su base annua. Il numero di disoccupati è aumentato di 2mila unità su base mensile e di 126mila rispetto all'analogo mese del 2016. Sempre a gennaio il numero di occupati è aumentato di 30mila unità rispetto al mese precedente e di 236mila unità nei confronti di gennaio del 2016.

Nello stesso mese si è rilevata un'ulteriore significativa riduzione su base annua delle ore di CIG autorizzate (-46,3%). A questa tendenza ha continuato a fare eccezione la CIG ordinaria a causa del confronto con un periodo in cui era in atto il blocco delle autorizzazioni.

Sulla base di questa stima si è calcolato che le ore di CIG effettivamente utilizzate – destagionalizzate e ricondotte a ULA – siano aumentate, a gennaio, di 4mila unità su base mensile e diminuite di 46mila su base annua. Sul fronte degli scoraggiati[2] è proseguita la tendenza alla riduzione, imputabile al passaggio di una parte di questi dall'inattività alle forze di lavoro, con un calo di 7mila unità in termini congiunturali e di 142mila unità su base annua. Il combinarsi di queste dinamiche ha comportato una stabilità, in termini congiunturali, del tasso di disoccupazione esteso (tab. 1).

Nello stesso mese i prezzi dei beni e dei servizi ad alta frequenza d'acquisto sono aumentati del 2,2% (+1,0% a dicembre), il valore più elevato dall'inizio del 2013, in conseguenza del permanere di tensioni inflazionistiche nelle aree degli alimentari freschi e dei carburanti. Al fine di controbilanciare gli effetti negativi sul reddito disponibile e sulla fiducia delle famiglie conseguenti alla ripresa del processo inflazionistico, in considerazione anche del fatto che gli incrementi più elevati si registrano per quei beni che contribuiscono in misura più significativa all'andamento dell'inflazione percepita, è necessario che l'occupazione torni a crescere a ritmi più sostenuti rispetto a quelli registrati nella seconda parte del 2016.

La figura 1 mostra le due componenti del MIC (in rosso l'inflazione dei beni e servizi ad alta frequenza d'acquisto ed in blu la disoccupazione estesa), mentre l'ingrandimento riporta l'andamento complessivo del disagio sociale negli ultimi dieci mesi.

Nota tecnica sul calcolo del Misery Index Confcommercio (MIC)

Il Misery Index (MI) tradizionale è dato dalla semplice somma di tasso di disoccupazione e tasso d'inflazione. I pesi assegnati ai due "mali" sono dunque identici e pari a 1.

Il Misery Index Confcommercio (MIC) è calcolato in modo da leggere con maggiore precisione la dinamica del disagio sociale, misurato in una metrica macroeconomica. Le due componenti del MIC sono il tasso di disoccupazione esteso, definito più sotto, e la variazione dei prezzi dei beni e dei servizi acquistati in alta frequenza (fonte ISTAT): le dinamiche di prezzo di questo paniere dovrebbero influenzare in modo più diretto la percezione dell'inflazione da parte delle famiglie, correlandosi direttamente con le preoccupazioni (disagio) in merito al proprio potere d'acquisto.

Si assegnano pesi diversi alle due componenti, disoccupazione ed inflazione, rispettivamente 1,2647 e 0,7353. Ciò sulla base degli studi scientifici internazionali che, utilizzando dati Eurobarometro sul benessere dei cittadini europei (si veda Di Tella, MacCulloch ed Oswald, 2001), hanno dimostrato come il costo della disoccupazione in termini di soddisfazione di vita sia molto superiore a quello dell'inflazione.

D'altra parte, tutte le recenti ricerche sociali evidenziano come prima preoccupazione dei cittadini sia la questione del lavoro, e quindi la paura della disoccupazione. Il Misery Index tradizionale, che assegna pesi uguali ai due mali, tende, dunque, a sottostimare i costi economici, psicologici e sociali - diretti ed indiretti - della disoccupazione. La quantificazione dei due pesi adottata nel MIC si basa sulla regressione 1 della Tabella 2 contenuta in Becchetti, Castriota e Giuntella (2010), in cui si stima che, per lasciare indifferente un cittadino medio europeo, l'aumento di un punto di disoccupazione deve essere compensato da una diminuzione di 1,72 punti di inflazione. Di conseguenza, i pesi della disoccupazione e dell'inflazione valgono, rispettivamente, (1,72/2,72)x2=1,2647 e (1/2,72)x2=0,7353. I pesi sono moltiplicati per due in modo da lasciare la loro somma uguale a due per consentire una lettura non ambigua dei risultati (anche nel calcolo del Misery Index tradizionale la somma dei pesi è pari a due).

Il tasso di disoccupazione esteso è il termine in parentesi quadra a destra nella seguente formula:

MIC=0,7353 × (infl. AF) + 1,2647 × [(disocc.+FL pot.+ CIG)/(occ.+disocc.+FL pot.) × 100]

Al numeratore del tasso di disoccupazione esteso compaiono sia le forze di lavoro potenziali, come definite più sotto, sia i cassaintegrati equivalenti a zero ore. Questo concetto si esemplifica facilmente: se le ore di cassa integrazione sono otto in un giorno, quattro per una persona e quattro per un'altra persona, i cassaintegrati equivalenti sono pari a uno dal momento che un dipendente a tempo pieno lavora otto ore. Le forze di lavoro potenziali correggono opportunamente anche il denominatore, estendendo il concetto tradizionale di forze di lavoro a coloro che hanno svolto l'ultima azione di ricerca da due a tre mesi fa e che, quindi, sono più facilmente assimilabili ai disoccupati che agli inattivi; i cassaintegrati equivalenti, invece, non compaiono al denominatore perché già conteggiati (nella rilevazione dell'ISTAT figurano tra gli occupati).

Di seguito la descrizione delle singole variabili e le fonti:

• Tasso di inflazione dei prodotti ad alta frequenza d'acquisto: dati mensili di fonte ISTAT, variazione tendenziale;
• Tasso di disoccupazione, occupati e disoccupati: dati mensili destagionalizzati di fonte ISTAT;
• Ore CIG: dati mensili INPS sulle ore di CIG effettivamente utilizzate (tiraggio, confronti omogenei); tale stima costituisce un'approssimazione dal momento che le comunicazioni delle aziende all'INPS non sono sempre contestuali al periodo di fruizione del sussidio da parte del lavoratore. I dati sono stati destagionalizzati con TRAMO-SEATS;
• CIG: numero di CIG-teste, calcolate dividendo le Ore CIG totali per 2000 ore annue (166,6 al mese);
• Forze di lavoro potenziali: sottoinsieme delle persone che (1) si dichiarano in cerca di lavoro, (2) sono disponibili a lavorare nelle prossime due settimane e (3) anche se non lo hanno fatto nelle ultime quattro settimane, affermano di aver compiuto una o più azioni di ricerca da 2 a 3 mesi prima dell'intervista. I dati sulle forze lavoro potenziali, forniti dall'ISTAT su base trimestrale, sono stati destagionalizzati con TRAMO-SEATS e mensilizzati.

Per il presente numero

• I dati sulle ore di CIG effettivamente utilizzate sono stati destagionalizzati e, per gli ultimi due mesi, stimati con TRAMO-SEATS;
• I dati sulle forze di lavoro potenziali per gli ultimi quattro mesi sono stimati applicando ai dati trimestrali un modello di previsione che tenga conto delle ciclicità stagionali (le elaborazioni sono state effettuate con TRAMO-SEATS). La previsione è stata poi opportunamente mensilizzata.

Riferimenti

1.     Becchetti L., Castriota S., Giuntella O. (2010), "The Effects of Age and Job Protection on the Welfare Costs of Inflation and Unemployment", European Journal of Political Economy, Vol. 26, pp. 137-146.

2.     Di Tella R., MacCulloch R., Oswald A. (2001), "Preferences over Inflation and Unemployment: Evidence from Surveys of Happiness", American Economic Review, Vol. 91, pp. 335-341.