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Roma, 7 maggio 2019

• A marzo l'indice di disagio sociale scende a 17,2 (17,6 a febbraio)
• La disoccupazione estesa scende a 12,7% (13,1% a febbraio)
• I prezzi dei beni e servizi ad alta frequenza d'acquisto aumentano dell'1,5%

Il MIC di marzo 2019 si è attestato su un valore stimato di 17,2 in diminuzione di quattro decimi di punto rispetto a febbraio. Il miglioramento dell'indicatore, è stato determinato in misura esclusiva dalla componente relativa alla disoccupazione, in considerazione della stabilità del tasso di variazione dei prezzi dei beni e dei servizi ad alta frequenza d'acquisto. Nella media del primo trimestre dell'anno il MIC si è attestato a 17,3, il valore più basso dal secondo trimestre del 2011. Questi dati, seppure rappresentano un segnale positivo, vanno valutati con estrema cautela. Il quadro congiunturale appare, infatti, ancora molto fragile e connotato da una sostanziale stagnazione. Questa situazione si è tradotta, negli ultimi mesi, in un andamento altalenante del mercato del lavoro.

A marzo il tasso di disoccupazione ufficiale si è attestato al 10,2%, in diminuzione di tre decimi di punto rispetto al mese precedente e di sette decimi nel confronto con lo stesso mese del 2018. Il dato è sintesi di un aumento congiunturale degli occupati (60mila) e di una diminuzione delle persone in cerca d'occupazione (-96mila). Nel confronto con marzo 2018 si conferma la tendenza positiva, con una variazione di 114mila unità nel numero di persone occupate ed un calo di 208mila disoccupati

A completare il quadro si evidenzia come a marzo 2019 le ore autorizzate di CIG siano rimaste invariate nel confronto annuo. Nel primo trimestre dell'anno si rileva per la richiesta di ore di CIG un andamento meno favorevole rispetto ai periodi precedenti, con un incremento del 6,1% rispetto allo stesso periodo del 2018. Questa tendenza, associata a un aumento del tasso di utilizzo della cassa, ha determinato, nel complesso del trimestre, un contenuto incremento delle ore di CIG effettivamente utilizzate destagionalizzate e ricondotte a ULA sia su base congiunturale, sia tendenziale. Lievemente più favorevole appare la situazione dal lato degli scoraggiati.

Il combinarsi di queste dinamiche ha portato ad una diminuzione di quattro decimi di punto, su base mensile, del tasso di disoccupazione esteso e di sette decimi su base tendenziale (tab. 1).

Nello stesso mese i prezzi dei beni e dei servizi ad alta frequenza d'acquisto sono aumentati dell'1,5% su base annua, valore analogo a quello registrato a febbraio.

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.

Tabella 1: Prezzi, disoccupazione e Misery Index Confcommercio (MIC) in Italia

Fonte: elaborazioni Ufficio Studi Confcommercio-Imprese per l'Italia su dati ISTAT ed INPS.
Legenda: per le definizioni si veda la nota tecnica. * I dati degli ultimi due mesi sono frutto di stime (cfr. la nota tecnica a pag. 3).

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 due 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.