Lavoro Sì

1. I frutti del confronto fra Governo e organizzazioni sindacali.

Il confronto tra il Governo e CISL e UIL sulla previdenza, recepito nella Legge di Bilancio 2018, ha tra le altre cose portato opportunamente a rivedere il meccanismo di adeguamento dei requisiti di accesso al pensionamento agli incrementi della speranza di vita.

Dall’aggiornamento per il 2021 il calcolo verrà fatto, diversamente da oggi, attraverso una media biennale. Viene fissato un limite massimo di tre mesi per ciascun adeguamento futuro. Si è definito anche che eventuali riduzioni della speranza di vita verranno computate nell’adeguamento successivo.

Il dibattito sulla previdenza, peraltro, ruota sul concetto di attesa di vita, un indicatore statistico che, al di là della sua rilevanza, è poco conosciuto al grande pubblico e anche a diversi addetti ai lavori. Lo stesso meccanismo di adeguamento dell’età di pensionamento alle variazioni della speranza di vita non è troppo famoso.

Lo scopo di questo appunto è cercare di chiarire gli elementi fondamentali della questione e analizzare le modifiche nelle modalità di funzionamento che sono state apportate nel confronto tra Governo e Sindacati e poi assunte nella normativa legislativa.

Il meccanismo, che collega l’aspettativa di vita all’età pensionabile, è stato finora troppo esposto a fattori contingenti: la mortalità presenta anni di picco relativo, come il 2015 e come quasi certamente anche il 2017, ed anni più favorevoli come il 2016.

Era necessario andare verso modalità di calcolo che attenuano le forti oscillazioni. Un’eventuale riduzione dell’attesa di vita, che sia contingente o, come non è augurabile, strutturale, doveva entrare nel calcolo. Sono acquisizioni importanti. Più difficile individuare modalità che tengano conto dei differenziali della speranza di vita tra i soggetti, le aree, le professioni, a partire da una situazione molto a macchia di leopardo.

E’ ragionevole pensare a correttivi per lavori che incidano effettivamente sulla speranza di vita. Al riguardo, è stata istituita una Commissione tecnica presieduta dall’ISTAT anche con gli esperti delle parti sociali incaricata di studiare la gravosità delle occupazioni anche in relazione all’età anagrafica e alle condizioni soggettive dei lavoratori e delle lavoratrici ai fini della valutazione delle politiche previdenziali e dell’assistenza.

Intanto, 15 categorie di lavoratori che svolgono occupazioni particolarmente gravose, e che rispondono a specifici requisiti, sono state esentate per il 2019 dall’aumento dei requisiti pensionistici per effetto dell’incremento dell’aspettativa di vita. Più in generale, l’incidenza del titolo di studio conseguito sull’aspettativa di vita può suggerire la necessità di ridurre i differenziali alzando il livello di istruzione e puntando sulla formazione, non solo per i giovani.

2.Un meccanismo in evoluzione.

A introdurre il collegamento tra l’età pensionabile e l’aspettativa di vita fu il decreto legge 78/2009, convertito nella legge 122/2009. Questi provvedimenti prevedevano che, a decorrere dal 1° gennaio 2015, "i requisiti di età anagrafica per l'accesso al sistema pensionistico italiano sono adeguati all'incremento della speranza di vita accertato dall'ISTAT e validato dall'EUROSTAT" con riferimento al quinquennio precedente. La disposizione non sembrava presupporre che l'intero aumento verificato dall’ISTAT si traducesse, in effetti, in un uguale incremento dei requisiti di età anagrafica per l'accesso alla pensione.

Il riferimento normativo, inoltre, era abbastanza generico: non si diceva, ad esempio, a quale speranza di vita si riferisse, se ad esempio quella alla nascita oppure all’età di pensionamento; non era, in verità, neanche specificato che si dovesse trattare del dato medio nazionale oppure al valore medio tra uomini e donne. Si rinviava tutto ad una normativa tecnica ministeriale da sottoporre per un parere alle Commissioni parlamentari competenti.

Il meccanismo è stato modificato dalla legge 122/2010 che ha stabilito che, a partire dal 2013, i requisiti di età venissero aggiornati incrementando i requisiti in vigore in misura pari all'incremento della predetta speranza di vita accertato dall'ISTAT in relazione al triennio di riferimento. Si prevedeva che “In sede di prima applicazione tale aggiornamento non può in ogni caso superare i tre mesi e lo stesso aggiornamento non viene effettuato nel caso di diminuzione della predetta speranza di vita. In caso di frazione di mese, l'aggiornamento viene effettuato con arrotondamento al decimale più prossimo. Il risultato in mesi si determina moltiplicando la parte decimale dell'incremento della speranza di vita per dodici, con arrotondamento all'unità”.

La stessa legge specificava che a partire dal 2013 l'ISTAT rendesse disponibile annualmente il dato della variazione nel triennio precedente della speranza di vita all'età corrispondente a 65 anni in riferimento alla media della popolazione residente in Italia. Dunque venivano fatte delle specificazioni (attesa di vita a 65 anni; dato medio riferito all’intera popolazione italiana); tecnicamente restava da interpretare cosa significasse variazione nel triennio precedente. Media del triennio rispetto al triennio precedente o dato dell’ultimo anno del triennio rispetto a quello di tre anni prima? Naturalmente fa differenza.

Un’altra modifica è stata portata dalla legge 214/2011 che ha previsto di portare, successivamente al ricalcolo effettuato al 2019, gli adeguamenti dei requisiti dalla cadenza triennale a quella biennale. La stessa legge ha stabilito che per la pensione di vecchiaia i requisiti anagrafici, adeguati alla speranza di vita, non possano essere inferiori a 67 anni a partire dal 2021.

Intanto, a novembre 2011 l’ISTAT con una sua nota comunicava che la variazione della speranza di vita all'età di 65 anni, relativa alla media della popolazione residente in Italia, tra l'anno 2007 e l'anno 2010, era stata pari a 0,4 anni, ovvero a 4 decimi di anno.

A quel punto, dunque, prevaleva l’interpretazione che la variazione del triennio precedente si doveva intendere come la differenza tra il dato dell’ultimo anno disponibile e quello di tre anni prima.

Personalmente ritengo che, parlando la legge di variazione nel triennio precedente, si sarebbe dovuto piuttosto fare riferimento alla media degli ultimi tre anni rispetto al triennio precedente. Utilizzando la media di più anni, peraltro, si riduce notevolmente l’effetto delle accidentalità, determinate da anni con una mortalità più alta per epidemie influenzali particolarmente pesanti oppure fattori climatici avversi nelle stagioni estreme ed anni, invece, che si collocano in una situazione opposta. Il legislatore, a mio avviso, già allora guardava piuttosto ad un meccanismo di media mobile, ovvero ad un calcolo su un periodo superiore all’anno. Con una media mobile, ad esempio triennale, questo significa prendere a riferimento gli ultimi tre anni; nel 2017, infatti, l’aumento della speranza di vita si sarebbe ottenuto sottraendo alla media dell’attesa nel 2014, 2015 e 2016 quella media tra i valori del 2011, 2012 e 2013. Cioè la media dell’ultimo triennio rispetto alla media del triennio precedente. Invece, il riferimento al confronto tra valori puntuali dei singoli anni ha ispirato ancora la nota dell’ISTAT del novembre 2014; qui, infatti, si indicava che l’attesa di vita a 65 anni tra l’anno 2010 e l’anno 2013 era cresciuto di 0,3 decimi di anno.

3. Come si passa dalla variazione della speranza di vita alla variazione dell’età pensionabile.

La legge 122/2010, indicava la procedura da seguire. Vediamola con riferimento ai valori appena comunicati dall’ISTAT per il 2016. L’anno scorso la speranza di vita a 65 anni è arrivata a 20,7 anni per il totale dei residenti rispetto al 20,3 del 2013. La differenza, dunque, era di quattro decimi di anno. Per riportarlo a mesi, non bisogna far altro che moltiplicare tale valore per 12 e questo porta ad una variazione di 5 mesi.

4.Un meccanismo troppo esposto alle oscillazioni.

I limiti di un calcolo puntuale annuale, cioè che prende a riferimento un dato anno e lo confronta con un valore, anch’esso puntuale, di un altro anno, sono bene evidenziati dai due grafici che seguono. Il primo è tratto dallo stesso comunicato dell’ISTAT che dà conto degli indicatori di mortalità e mostra l’andamento dei decessi in Italia della popolazione residente dal 1976 ad oggi. Da esso si vede l’aumento del numero dei morti nell’anno; si tratta di un andamento, come chiarisce l’ISTAT nel comunicato, del tutto compatibile con l’ammontare e la struttura per età della popolazione. Poiché le persone vivono più a lungo, questo le rende più esposte ai rischi di morte. Quello che mi preme far osservare è che il grafico mostra anche un’accentuata variabilità del numero dei decessi nell’anno. Infatti anche l’ISTAT, a fianco alla linea dei valori effettivamente osservati, ricostruisce con una linea tratteggiata la tendenza depurata dalle oscillazioni annuali. Da questa si può vedere che il 2015 è stato un anno di elevata mortalità ed ancora prima il 2012, il 2008 e il 2009. Di converso il 2016 ha rispetto al trend un numero di morti relativamente ridotto, così come il biennio 2013 e il 2014. Infatti fattori contingenti, come la presenza di contesti epidemiologici più o meno favorevoli (per esempio per effetto dell’influenza), climatici (con inverni molto freddi ed estati torride), il maggiore o minore ricorso alla vaccinazione possono determinare da un anno all’altro oscillazioni molto significative del numero dei decessi. Le componenti negative hanno inciso nel 2015. Si hanno poi, come sottolinea l’ISTAT, gli effetti di rimbalzo. Le diminuzioni del periodo 2013 – 2014 hanno determinato un recupero nell’anno successivo. Mentre l’elevata mortalità del 2015 ha determinato un minor numero di decessi nel 2016. Lo stesso grafico mostra una crescita nel tempo della variabilità, ovvero i valori osservati tendono ad oscillare in modo più ampio rispetto al trend. Collegata a questi andamenti, vi è l’attesa media a 65 anni, che come si vede nel secondo grafico, presenta un continuo miglioramento negli anni, ma oscillazioni consistenti da un anno all’altro. Nel 2015 l’attesa di vita media a 65 anni si era ridotta di tre decimi di anno, mentre questa caduta è stata del tutto recuperata nel 2016. Naturalmente può avvenire che se il meccanismo di adeguamento dell’età pensionabile ha a riferimento singoli anni, si debba confrontare un anno a bassa mortalità con uno precedente a elevata mortalità; questo porta ad un aggiustamento più elevato. Oppure può avvenire l’inverso. Si può calcolare che applicando il meccanismo rispetto a tre anni prima, a fronte dei cinque mesi calcolati per il 2016 si sarebbero avuti 4 mesi nel 2013 e nel 2015 ed invece ben 6 mesi nel 2014. Ovvero un eccesso di variabilità, che va contenuto con metodi statistici di riduzione delle oscillazioni, come ad esempio con le medie periodali. Tutto ciò è rafforzato dalle informazioni ormai abbastanza solide per lo stesso 2017. Secondo i dati dell’ISTAT, ricavati dagli Uffici di Anagrafe, i decessi nel periodo gennaio – giugno 2017 sono cresciuti dell’8,8% rispetto allo stesso periodo del 2016. L’effetto più forte si è avuto per l’epidemia influenzale a gennaio, ma anche gli altri mesi, con eccezione di aprile, presentano dati più elevati rispetto ad un anno prima. Vi è da rilevare che i dati finora noti del 2017 sono un po’ superiori anche a quelli del 2015. La seconda parte del 2017 ha avuto un andamento meno negativo, nonostante che l’estate sia stata in Italia la seconda stagione più calda mai registrata dal 1800, dopo quella del 2003. Infatti, secondo il Sistema di sorveglianza sulla mortalità giornaliera del Ministero della Salute, nel periodo estivo la mortalità osservata nella popolazione di 65 anni e oltre ha avuto un andamento non discosto dalla mortalità attesa per le condizioni di caldo secco, ovvero per temperature molto elevate accompagnate, però, da bassi livelli di umidità. Sembrerebbe, comunque, ormai abbastanza consolidato che il 2017 sia stato nel suo complesso ancora un anno di picco della mortalità. 

Era necessario, perciò, muoversi verso serie statistiche della speranza di vita più smooth, cioè più regolari. Ad esempio nel grafico si è introdotta una media mobile triennale; nel lungo periodo non vi sono differenze tra le due serie, ma si evitano le forti oscillazioni e la stessa casualità della serie grezza. L’accidentalità di questa sarebbe destinata, peraltro, a crescere ulteriormente nel passaggio da un adeguamento dei requisiti triennale a quello, già previsto, biennale. Vi è un altro elemento da considerare. Nel dibattito recente si era argomentato che, nel caso in cui l’attesa di vita media in futuro dovesse diminuire, questo non avrebbe portato a riduzioni dell’età pensionabile; infatti, a parte i vincoli di innalzamento dell’età già previsti, il meccanismo di adeguamento sarebbe stato soltanto a crescere e non a calare. Un’interpretazione non si sa quanto fondata dal punto di vista normativo. Non vi sono, infatti, disposizioni in tal senso; salvo quanto stabilito dalla legge 122/2010 che, come detto, indicava che in sede di prima applicazione l’ aggiornamento non venisse effettuato nel caso di diminuzione della predetta speranza di vita. Era lì specificato trattarsi della prima applicazione, non della modalità di calcolo a regime. E’ stato, perciò, opportuno, dal punto di vista logico e di equità, eliminare questo equivoco sulla presunta asimmetricità del sistema. 

5. Le novità sull’attesa di vita introdotte dalla legge di bilancio 2018.

Sulla materia previdenziale vi è stato un lungo confronto tra Governo e sindacati, che alla fine ha portato a cambiamenti significativi, accolti nella versione finale della Legge di Bilancio approvata dalle Camere. Tali modifiche sono state considerate positivamente dalla CISL e dalla UIL, ma non dalla CGIL. Restando nel campo del collegamento tra speranza di vita e età di pensionamento non c’è dubbio che le novità sono importanti e risolvono molti problemi che prima sono stati analizzati. Tre i principali cambiamenti:

•  Dal 2021 il meccanismo di adeguamento della speranza di vita prenderà a riferimento la media biennale e non sarà più computata sui valori puntuali dei singoli anni. Questo, come detto, riduce gli effetti sul sistema delle oscillazioni della mortalità. Solo in sede di prima applicazione la media dei valori nel 2017 e nel 2018 verrà confrontata con il valore nel solo 2016; l’eccezione serve ad evitare una sovrastima dell’aumento dell’attesa di vita ed è , dunque, positiva per chi sarà allora in attesa di andare in pensione;
• Sempre dal 2021 gli adeguamenti biennali non potranno in ogni caso superare i tre mesi. Eventuali eccedenze vengono spostate all’adeguamento successivo;
• Questo vale anche per possibili riduzioni dell’attesa di vita media, che entreranno nel calcolo. L’assorbimento relativo al biennio di riferimento viene portato in riduzione dell’adeguamento successivo.

E’ evidente l’attenzione a costruire un sistema meno erratico e con prospettive più stabili nel sentiero dei requisiti di accesso al pensionamento. Non c’è dubbio che questo rende più prevedibile la spesa ed è, dunque, importante per la stabilità della finanza pubblica. Ma il sistema tende anche a diventare più equo e simmetrico rispetto alle vecchie regole e riduce i rischi di erraticità dello stesso. Non a caso la relazione tecnica dell’emendamento indica come obiettivo quello di rendere più lineare l’adeguamento della speranza di vita.

6.Le differenze nella speranza di vita a 65 anni.

Un altro elemento abbastanza discusso recentemente è quello sull’equità di un sistema che attribuisce un’attesa di vita media, non differenziata. La situazione è certamente complessa. Il numero di anni che in media si può attendere di vivere non è omogeneo su tutto il territorio nazionale. A livello regionale vale certamente un differenziale a sfavore del Mezzogiorno, che mostra livelli più bassi rispetto a quelli del resto del Paese. Inoltre il divario si è andato allargando negli anni: tra il 2013 e il 2016 l’attesa di vita media è cresciuta di 0,5 decimi di anno al Centro e al Nord – Est, mentre solo di 0,4 al Sud e al Nord Ovest. Nel Nord Est al 2016 si trovavano i valori massimi di speranza di vita a 65 anni con 19,4 anni per gli uomini e 22,7 anni per le donne; quelli minimi nel Mezzogiorno con 18,7 anni per i maschi e 21,8 anni per le femmine. Le regioni che al 2016 avevano l’attesa di vita media più elevata tra uomini e donne erano Trento e Bolzano (21,5 anni), seguite da Umbria e Marche (entrambe a 21,2) e poi Veneto, Toscana, Lombardia. I dati più sfavorevoli li presentavano la Campania con 19,5 anni, la Sicilia con 20,1, la Basilicata, ma anche la Val d’Aosta 20,5 anni. Il quadro a livello provinciale è decisamente articolato. Se si prende la Campania, l’attesa media di vita a 65 anni a Benevento e Avellino, e sostanzialmente anche a Salerno, è nella media uomini e donne di 20,4 anni, prossimo al dato nazionale; Napoli e Caserta, invece, hanno, con rispettivamente 19,1 e 19,2 anni, valori ai minimi nazionali e quasi 16 mesi di speranza di vita in meno rispetto alle altre province campane. Una discreta distanza separa anche Firenze con 21,6 anni da Massa e Lucca 20,8, 20,7. Situazioni più omogenee e vicine alla media nazionale si trovano in Calabria e in Puglia, con un leggero vantaggio per Bari.

Anche la graduatoria tra le provincie riserva delle sorprese. Le situazioni sono decisamente più articolate. Se la Sardegna è generalmente ben collocata, non è così per gli uomini a Nuoro. Tra le dieci provincie con minore longevità si trovano alcune della Campania e della Sicilia, ma anche Asti, Alessandria e Pavia e per gli uomini Cremona, Biella, Rovigo e Gorizia. Quanto tutto ciò sia riconducibile a fattori genetici, contesti ambientali, attività lavorative prevalenti, stili di vita, solidità delle reti familiari e sociali, qualità del servizio sanitario, soprattutto in termini di prevenzione, è materia sostanzialmente da esplorare. E’ vero che una situazione di svantaggio sociale porta a rischi più elevati di cattiva salute e di mortalità. Le diseguaglianze socio-economiche portano a differenze nella speranza di vita. Un fattore che emerge come molto rilevante è il titolo di studio, in quanto da un lato è indicativo della condizione professionale e della classe sociale della persona; dall’altro incide sulla capacità di valutare, prevenire e fare fronte ai rischi per la salute; infine il livello di istruzione dice molto anche della posizione sociale della famiglia di origine, con i connessi stili di vita e le opportunità di accesso alle cure. L’ISTAT ha reso disponibile i tassi di mortalità standardizzati per titolo di studio, genere, ripartizione territoriale e cause di morte riferiti al periodo 2012-2014. Tassi di mortalità elevati si hanno per titoli di studio bassi. Si osserva, infatti, nella popolazione fra i 25 e gli 89 anni, una mortalità per gli uomini che hanno conseguito al massimo la licenza elementare di 1,6 volte maggiore (137,4 decessi ogni 10.000 residenti) rispetto a quello dei coetanei laureati (88,1 ogni 10.000 uomini con titolo terziario) e di 1,3 volte superiore per le donne con titolo di studio basso rispetto a quelle con titolo di studio alto. Un andamento analogo si riscontra per quasi tutte le cause di morte. Particolarmente alto l'impatto dello svantaggio sociale per cirrosi e epatite cronica con un incremento di mortalità di 3,5 volte per gli uomini e di 2,3 per le donne tra quanti hanno un basso titolo di studio rispetto a chi ha una laurea. Lo svantaggio tra le donne con basso titolo di studio è particolarmente pronunciato nel Sud (mortalità 3,4 volte maggiore rispetto alle laureate). I differenziali per titolo di studio sono più elevati tra gli uomini per la maggior parte delle cause di morte, compresi i tumori. Lo svantaggio della mortalità è particolarmente accentuato nelle aree meridionali. Gli uomini con basso livello di istruzione sono decisamente più esposti alle malattie croniche dell'apparato respiratorio con un tasso di 10,6 decessi per 10.000, più di due volte superiore a quello dei laureati (5,2). I differenziali sociali per la mortalità per queste malattie presentano una bassa variabilità tra le ripartizioni territoriali.

A cura di Gabriele Olini – Economista Fondazione Tarantelli