Introduzione
Il presente lavoro costituisce una sintesi descrittiva dei principali risultati emersi nel corso di una ricerca sulle dinamiche di spesa per consumo alimentare a livello familiare in Italia, e analizza le relazioni tra caratteristiche dei nuclei e domanda di beni alimentari al fine di comprendere le diversità esistenti nei comportamenti di consumo manifestati da gruppi con differente dotazione di risorse economiche1. In questo quadro, si confrontano i risultati prodotti da approcci econometrici differenti, i.e. Regressione Quantilica (QR) e modello dei Minimi Quadrati Ordinari (OLS).
La letteratura empirica sulle relazioni esistenti tra spesa alimentare e reddito delle famiglie, i.e. curve di Engel, è ampiamente sviluppata e la robustezza delle relazioni è verificata sia utilizzando approcci metodologici differenti che introducendo variabili utili nella valutazione dell’effetto prodotto da diverse caratteristiche familiari. Considerando spesa alimentare e suoi indicatori quali proxy del livello di benessere, alcuni studi introducono informazioni circa dimensione e composizione del nucleo familiare, andando a verificare l’esistenza di una relazione negativa tra numero di componenti e reddito speso per l’alimentazione (la cosiddetta Seconda Legge di Engel) (Barten, 1964; Deaton e Paxson, 1998; Perali, 2008). In questi lavori, le dinamiche sono ulteriormente valutate distinguendo tra spesa domestica ed extra-domestica (Kinsey, 1994) e testando la significatività di fattori quali età, stato civile e istruzione, di capofamiglia e produttori di reddito, anche per specifici alimenti (McDowell et al., 1997, Nayga, 1995). Questo articolo ambisce a fornire un contributo a questa letteratura, evidenziando le problematiche legate all’esistenza di importanti differenze tra gruppi socioeconomici diversi di popolazione nel caso specifico dell’analisi del consumo alimentare delle famiglie italiane.
Metodologia statistica
Il lavoro utilizza dati tratti dalle indagini ISTAT sui consumi delle famiglie 2000 e 2006 su un campione cross-section di popolazione composto da circa 24000 unità. L’analisi utilizza la variabile spesa media pro-capite a livello familiare distinta in: spesa per consumo totale (TE, assunta proxy del reddito); spesa per consumo alimentare (FE); spesa per consumo alimentare relativa (FE/TE); spesa per consumo alimentare domestico (FAH) e non-domestico (FAFH)2. In questo contesto, l’ipotesi sottoposta a verifica è che la spesa destinata al consumo alimentare (FE/TE o, alternativamente, FE) sia funzione della capacità di consumo del nucleo familiare, intesa in termini di livello di dotazione di risorse economiche e sintetizzata dal livello di spesa totale. Dunque, l’analisi viene condotta utilizzando due diversi approcci metodologici: modello dei Minimi Quadrati Ordinari (OLS), in cui la stima dei parametri è condizionata per la media e che assume distribuzione normale dei termini di errore; Regressione Quantilica (QR), che può essere considerata un’estensione del primo in quanto sostituisce alla media il valore registrato in corrispondenza di quantili diversi della popolazione e minimizza la somma ponderata degli scarti assoluti. La QR, dunque, non rappresenta una stima per sottocampioni di popolazione. Infatti, tale metodo, utilizza tutte le osservazioni disponibili per procedere al calcolo dei coefficienti. In questo contesto, però, la procedura di minimizzazione degli scarti avviene adottando, invece della media campionaria, valori registrati da quantili di volta in volta differenti e, di conseguenza, coefficienti diversi a seconda del quantile di riferimento sono stimati. In tal modo, si identificano le distorsioni provocate dalla media in contesti caratterizzati, ad esempio, da eteroschedasticità, migliorando l’analisi della distribuzione3.
Analisi empirica
I dati indicano una crescita della spesa pro-capite totale (che passa da 914,07 a 1122,99 euro mensili) ed alimentare (da 195,074 a 243,986 euro mensili) nel periodo 2000-2006 e una riduzione, seppur modesta, della quota di spesa destinata ai consumi alimentari (da 0,253 a 0,249) in particolare nella componente domestica (da 0,226 a 0,222), che sembra verificare la Prima Legge di Engel. Tale conclusione è supportata dall’esame della distribuzione della spesa alimentare totale e relativa per quantili crescenti di spesa totale pro-capite nel 2006. Infatti, in figura 1, all’aumentare di TE, FE aumenta. Differentemente, in figura 2, all’aumentare del consumo totale si osservano riduzioni negli indici relativi di spesa alimentare (FE/TE e FAH/TE). I risultati, dunque, suggeriscono l’esistenza di una elasticità della spesa alimentare rispetto a TE (proxy della dotazione complessiva di risorse economiche) positiva e minore di uno. In altre parole, si sottolinea come all’aumentare del consumo totale aumenti la spesa per consumo alimentare, ma come l’incremento relativo di FE sia inferiore all’incremento relativo di TE. In questo quadro, è interessante notare il trend lievemente crescente caratterizzante FAFH/TE.
Figura 1 - Spesa alimentare per quantili di TE, 2006
Fonte: ISTAT 2006/
Figura 2 - Spesa alimentare relativa per quantili di TE, 2006
Fonte: ISTAT 2006
La Prima Legge di Engel
L’analisi econometrica, presentata in questa sezione, conferma le differenze in termini di spesa per consumo alimentare tra gruppi economici diversi. Inoltre, come in Koenker e Bassett (1978), si verifica l’esistenza di importanti differenze tra i risultati ottenuti adottando il metodo dei minimi quadrati e le stime prodotte dalla QR. In figura 3, si propone l’esame delle relazioni esistenti tra FE/TE ed il logaritmo della spesa per consumo pro-capite a livello familiare4 nel periodo 2000-20065. La linea tratteggiata rappresenta i coefficienti stimati adottando il metodo della QR, mentre, quella continua rappresenta il coefficiente OLS. I risultati confermano la relazione negativa tra quota di spesa destinata al consumo alimentare e spesa totale. In primo luogo, in ambedue i casi si evidenziano generali riduzioni nei valori dei coefficienti tra i due anni. Tali riduzioni risultano più consistenti in coincidenza dei gruppi più poveri, caratterizzati da valori maggiori di FE/TE. Di conseguenza, nel caso delle famiglie nei quantili poveri, il comportamento di consumo, espresso dal rapporto FE/TE, tende ad assumere valori più prossimi a quelli registrati nei quantili di consumo più ricchi, con una riduzione della variabilità totale dei parametri. Ciò suggerisce come le dinamiche evidenziate possano potenzialmente ridurre le disparità economiche tra i gruppi, e quindi porta ad ipotizzare l’esistenza di processi di miglioramento del benessere delle famiglie. Inoltre, le differenze registrate tra coefficienti calcolati adottando i valori corrispondenti ai quantili estremi e coefficienti stimati adottando i valori registrati dai quantili centrali, indicano l’esistenza di preferenze di consumo peculiari rispetto alla media in corrispondenza dei quantili estremi della distribuzione. In secondo luogo, come in Koenker e Hallock (2001), il coefficiente OLS, il quale sintetizza la variazione della media della variabile FE/TE rispetto a variazioni registrate da (log di) TE, risulta in generale maggiore dei coefficienti QR. Ciò può dipendere dalla presenza di outlier che influenzano la media campionaria, aumentandone il valore, e, di conseguenza, data la procedura di stima OLS, producono stime distorte.
Figura 3 - FE/TE vs logaritmo di TE
Fonte: ISTAT 2000-2006
Le conclusioni sopra discusse e, di conseguenza, la validità della Prima Legge di Engel, sono confermate dall’analisi delle relazioni tra spesa alimentare e consumo totale. In particolare, le differenze tra i risultati ottenuti utilizzando i due approcci econometrici possono essere meglio esaminate se, come in Koenker e Hallock (2001) si assume l’esistenza di una relazione lineare tra i due aggregati. In tabella 1, si evidenzia come i parametri stimati siano non solo minori di uno, ma anche significativamente diversi tra metodi e quantili presi in considerazione, suggerendo l’opportunità di procedere ad una più accurata analisi del fenomeno.
Tabella 1 - Analisi delle relazioni esistenti tra FE e TE, 2006
Fonte: ISTAT 2006
Per migliorare la comprensione del fenomeno, in figura 4, per l’anno 2006, le osservazioni originali sono rappresentate insieme ai valori stimati adottando i due diversi modelli, OLS e QR. L’analisi del grafico rende evidente l’elevata concentrazione delle osservazioni in coincidenza dei livelli più bassi di consumo totale. Diversamente, osservando unità economiche con spesa più elevata si registra una dispersione decisamente maggiore. Tali condizioni, in particolare se si considerano i quantili estremi della popolazione, sono sintetizzate dalle differenze registrate tra le stime prodotte dai due differenti metodi, le quali evidenziano efficacemente come modelli condizionati per le medie (OLS) producano stime distorte.
Figura 4 - FE vs TE, 2006
Fonte: ISTAT 2006
Conclusioni
In coerenza con la Prima Legge di Engel, si verifica l’esistenza di una relazione negativa tra quota di spesa destinata al consumo alimentare e spesa totale (assunta proxy delle dotazioni familiari di risorse economiche). Inoltre, lo sviluppo di modelli OLS e QR evidenzia l’esistenza di differenze sia tra quantili economici diversi della popolazione, sia tra stime ottenute implementando i due approcci econometrici. L’osservazione di livelli di dispersione intorno alla media elevati, in particolare in corrispondenza dei quantili estremi, suggerisce come le conclusioni del modello OLS possano essere distorte a causa di gap rilevanti tra quantili diversi di popolazione, indicando l’opportunità di procedere ad un più accurato esame delle diverse preferenze di consumo. Infatti, in presenza di squilibri anche rilevanti nella distribuzione territoriale del reddito e, soprattutto, dei tassi di crescita dello stesso, l’esistenza di una differenza comportamentale tra classi di percettori diventa rilevante per la valutazione delle conseguenze sia micro che macroeconomiche che sarebbe lecito attendere da processi di crescita. Nel contesto europeo, tale aspetto acquista ulteriore forza date le politiche di convergenza poste in atto per il conseguimento dell’obiettivo di coesione a livello territoriale regionale.
Riferimenti Bibliografici
- Bagarani M., Forleo M., Zampino S. (2009), “Households Food Expenditures Behaviours And Socioeconomic Welfare In Italy: A Microeconometric Analysis”, 113th EAAE Seminar, Crete, Greece, September 2009.
- Barten A.P. (1964), “Family composition, prices and expenditure pattern” in Hart P.E., Mills G., Whitaker J.K. (a cura di), Econometric analysis for national economic planning, Butterworths, London, pp. 277-292.
- Buchinsky M. (1994), “Wage structure 1963-1987: Application of quantile regression”, Econometrica 62(2), pp. 405-458.
- Buchinsky M. (1998), “The dynamics of changes in the female wage distribution in the USA: A quantile regression approach”, Journal of Applied Econometrics 13(1), pp. 1-30.
- Deaton A., Paxson. C. (1998), “Economies of scale, household size, and the demand for food”, Journal of Political Economy 106(5), pp. 897-930. Kinsey J.D. (1994), “Food and families socioeconomic status”, Journal of Nutrition 124, pp. 1878-1885.
- Koenker R., Bassett G.Jr. (1978), “Regression quantiles”, Econometrica 46 (1), pp. 33-50.
- Koenker R., Hallock K.F. (2001), “Quantile regression”, Journal of Economic Perspectives 15(4), pp. 143-156.
- McDowell D.R., Allen-Smith J.E., McLean-Meynsse P.E. (1997), “Food expenditure and socioeconomic characteristics: Focus on income class”, American Journal of Agricultural Economics 79(5), pp. 1444-1451.
- Nayga R.M.Jr. (1995), “Determinants of U.S. household expenditures of fruit and vegetables: A note and update”, Journal of Agricultural Applied Economics 27(2), pp. 588-594.
- Perali F. (2008), “The second Engel law: Is it a paradox?”, European Economic Review 52(8), pp. 1353-1377.
- 1. Per un esame dettagliato delle metodologie e dei risultati dell’analisi si veda Bagarani et al. (2009).
- 2. Lo studio, concentrandosi sull’analisi di valori di spesa relativi, non utilizza scale di equivalenza e i valori pro-capite sono calcolati in ipotesi di distribuzione omogenea delle risorse.
- 3. Buchinsky (1994, 1998), Koenker e Bassett (1978), Koenker e Hallock (2001).
- 4. L’utilizzo del logaritmo deriva dalla decisione di procedere alla verifica della Prima Legge di Engel nella sua formulazione originale. Questa, tuttavia, utilizza il reddito per la rappresentazione dei livelli di benessere economico. Purtroppo, le indagini utilizzate per lo sviluppo di questa analisi non offrono informazioni puntuali circa i livelli di reddito delle famiglie e, dunque, come introdotto precedentemente, la spesa per consumo totale viene utilizzate quale proxy delle dotazioni economiche.
- 5. Si omette la presentazione dei risultati relativi all’intercetta consultabili in Bagarani et al. (2009). Si rinvia allo stesso lavoro per un’analisi completa dei risultati ottenuti introducendo variabili rappresentanti la residenza geografica delle famiglie, l’istruzione e l’attività economica del capofamiglia.