Il principio di corrispettività, ovvero l’equivalenza finanziario-attuariale fra i contributi versati da attivo e le prestazioni godute da pensionato, è lo scopo fondamentale del modello Ndc (notional defined contribution) che in Italia fu riduttivamente chiamato ‘metodo contributivo’. Purché i contributi siano remunerati in base al tasso di crescita della loro base imponibile (e perciò anche del Pil in costanza delle quote distributive) è dimostrato che la corrispettività garantisce, a sua volta, l’autosufficienza della ripartizione e cioè l’uguaglianza fra la spesa e il gettito contributivo. (1)
La corrispettività è perlopiù affidata ai coefficienti di conversione (differenziati per età) purché essi siano correttamente regolamentati. (2) In realtà, i coefficienti italiani sono affetti da una pluralità di errori per eccesso. Poiché la pensione è il prodotto del coefficiente per il montante contributivo, le sopravvalutazioni si riflettono, tal quali, sulla rendita. Limitatamente al sessantesimo anno d’età, il quadro 1 indica i valori che ciascuna sopravvalutazione ha assunto nel primo decennio della riforma (1996-2005). Nonostante che la formula contributiva abbia finora trovato scarsa applicazione, l’esercizio è ugualmente utile perché getta luce su quanto, in assenza di correzioni, potrà sistematicamente accadere in futuro. Gli errori riguardanti le altre età ammesse al pensionamento sono quantificati (non più in dettaglio) nel quadro 2.

Un primo errore di sopravvalutazione riviene dal fatto che la tavola di sopravvivenza del 1990 era ancora provvisoria quando fu usata, nel 1995, per calcolare il coefficiente di conversione. Nella forma definitiva oggi disponibile, "assestata" dopo le risultanze del censimento del 1991, la tavola reca tassi di sopravvivenza superiori a quelli in un primo momento stimati dall’Istat. Il coefficiente ricalcolato dagli scriventi sui nuovi tassi è risultato di mezzo punto inferiore (prima riga del quadro 1).

Quand’anche calcolato sulla sopravvivenza del 1990 perfettamente assestata, il coefficiente avrebbe pur sempre portato sulle spalle una ‘obsolescenza’ di cinque anni. Non così se la sopravvivenza fosse rilevata in tempo reale. In tal caso, sarebbe stato possibile ottenere un coefficiente perfettamente aggiornato utilizzando la tavola di sopravvivenza del 1995 (approntata nel 1998 e successivamente assestata dopo il censimento del 2001). Calcolato dagli scriventi, tale coefficiente è risultato del 3,1 per cento inferiore a quello basato sulla definitiva tavola del 1990. Si configura perciò un altro e più rilevante errore di sopravvalutazione (seconda riga del quadro 1).

Benché inizialmente aggiornato, il coefficiente sarebbe tuttavia invecchiato nel corso del decennio di validità. Tale progressiva obsolescenza configura un terzo errore di sopravvalutazione, non più costante ma crescente (terza riga del quadro1). (3) L’errore va dallo 0 per cento per i pensionati del 1996 a valori intorno al 4 per cento per i pensionati dal 2002 al 2005. (4)

Infine, ancorché aggiornato ogni anno in base alla sopravvivenza dell’anno precedente, il coefficiente di conversione sarebbe pur sempre rimasto di tipo backward looking, e cioè calcolato non sulla effettiva sopravvivenza, sconosciuta ex ante, della coorte cui è applicato, bensì su quella, rilevata ex post, di coorti precedenti. Ad esempio, il coefficiente del 2005 non avrebbe potuto giovarsi dei tassi, ancora indisponibili, con cui i sessantenni di quell’anno, nati nel 1945, sono sopravvissuti a 61 anni nel 2006 e sopravvivranno a 62 nel 2007, a 63 nel 2008, a 64 nel 2009, e così via. In loro vece, sarebbero stati usati gli ultimi tassi rilevati, alle medesime età, per le coorti precedenti. In particolare, se (come in ipotesi) la sopravvivenza fosse rilevata senza ritardi, ai nati nel 1945 sarebbero stati imputati i tassi con cui nell’anno 2004 (ultimo trascorso) i nati nel 1944 sono sopravvissuti a 61 anni, i nati nel 1943 a 62, i nati nel 1942 a 63, e così via, fino al tasso con cui i nati nel 1904 sono sopravvissuti a 100 anni.
Questa crescente obsolescenza dei tassi attribuiti alle età che seguono il pensionamento genera il più rilevante fra gli errori di sopravvalutazione. Per individuarne la misura, il coefficiente backward looking calcolato sulla tavola di sopravvivenza dell’anno che precede il pensionamento, è stato confrontato con quello forward looking calcolato su una stima dei tassi di sopravvivenza propri della coorte di riferimento, che gli scriventi hanno derivato dalle proiezioni Istat della popolazione italiana al 2050. (5) La quarta riga del quadro 1 espone le differenze ottenute. Si noti che la sopravvalutazione da calcolo backward looking decresce nel tempo sol perché l’Istat prevede che la crescita della sopravvivenza sia destinata ad attenuarsi. Esercizi previsionali diversamente orientati generano trend diversi. I recenti progressi in campo bio-medico non escludono che la vita umana sia alle soglie di balzi in avanti altrettanto significativi come quelli in passato generati dalla scoperta della penicellina.

La quinta e ultima riga del quadro reca la sopravvalutazione totale di cui hanno beneficiato i sessantenni (in verità molto pochi) cui, nello stesso periodo, è stata liquidata una pensione (almeno in parte) contributiva. (6) La sopravvalutazione va dal 9 per cento per i pensionati del 1996 al 12,3 per cento per i pensionati del 2005. Per le altre età di pensionamento, il quadro 2 conferma tali ordini di grandezza. (7)

L’errore da calcolo backward looking può essere eliminato solo prevedendo attendibilmente la sopravvivenza di ogni coorte. La revisione annuale dei coefficienti rimuoverebbe l’errore indicato sulla terza riga, destinato, invece, ad ingigantirsi ove le revisioni fossero ulteriormente diradate. Infine, per porre rimedio agli errori "tecnici" indicati sulle prime due righe, derivanti dal ritardo con cui sono approntate le tavole di sopravvivenza e dagli assestamenti cui sono soggette le tavole già prodotte, occorrono soluzioni da ricercare in collaborazione con l’Istat.
In assenza delle correzioni indicate, resterebbero pregiudicati il principio di corrispettività e perciò anche l’autosufficienza del sistema.

(1) Vedi S. Gronchi e S. Nisticò, "Theoretical foundations of pay-as-you-go defined-contribution pension schemes" in corso di pubblicazione su Metroeconomica. La nuova dimostrazione di Gronchi-Nisticò è più generale di quella offerta dagli stessi autori in Fair and sustainable pay-as-you-go pension systems: theoretical models and practical realizations, Cnel, Quaderno n. 27 del 2003 in quanto evita l’ipotesi di crescita costante della produttività.
(2) La corrispettività è anche affidata al meccanismo di indicizzazione. La riforma Ndc italiana non prevede un meccanismo appropriato. Vedi, in proposito, S. Gronchi (1996), "Sostenibilità finanziaria e indicizzazione: un commento alla riforma del sistema pensionistico", Economia italiana.
(3) Per ogni anno del decennio (ad esempio, il 2003) la sopravvalutazione indicata nella terza riga della tavola 1 è lo scarto percentuale fra il coefficiente calcolato sulla tavola dell’anno precedente (nell’esempio, il 2002) e quello calcolato sulla tavola di sopravvivenza del 1995. La compilazione della riga ha quindi richiesto l’uso delle tavole di sopravvivenza dal 1995 al 2004, l’ultima delle quali non è ancora disponibile. Per colmare la lacuna, si è fatto riferimento alle tavole previsionali che l’Istat utilizza per le proiezioni demografiche. Poiché la prima di queste è relativa al 2005, la sopravvivenza del 2004 è stata derivata dagli scriventi per semisomma del 2003 e del 2005.
(4) La sopravvalutazione da revisione decennale (3,8 per cento) di cui beneficiano i pensionati del 2004 è sensibilmente inferiore a quella (4,3 per cento) goduta dai pensionati del 2003. Il fenomeno è spiegato dalla accidentale riduzione subita dalla sopravvivenza nel 2003 a causa delle condizioni climatiche particolarmente sfavorevoli. L’episodio, anche se infrequente, suggerisce che per i coefficienti di conversione sono necessarie forme di ‘destagionalizzazione’ paragonabili a quelle con cui la riforma ‘stabilizzò’ il rendimento assumendolo uguale alla media mobile quinquennale dei tassi di crescita del Pil (anziché all’ultima crescita osservata). Occorre, però, evitare soluzioni che accrescano l’obsolescenza del coefficiente.
(5) Distintamente per sesso, alla stima si è pervenuti ‘percorrendo in diagonale’ la matrice ottenuta affiancando le colonne dei tassi di sopravvivenza relativi agli anni dal 1995 in poi. Per gli anni fino al 2003 compreso, si sono utilizzate le colonne dei tassi ex post già rilevati dall’Istat; per gli anni restanti si è fatto ricorso alle colonne dei tassi ex ante previsti dall’Istituto ai fini delle proiezioni demografiche. A chi va in pensione a 60 anni nel 2005, sono stati così imputati, nell’ordine, i tassi di sopravvivenza che, nella matrice, compaiono:
· all’incrocio della riga intestata all’età 60 con la colonna intestata all’anno 2005,
· all’incrocio della riga intestata all’età 61 con la colonna intestata all’anno 2006,
· all’incrocio della riga intestata all’età 62 con la colonna intestata all’anno 2007,
e così via.
(6) Il premio totale si ottiene per composizione (non per somma) di quelli parziali.
(7) Il quadro evidenzia che l’errore (totale) tende a diminuire con l’età. Il fenomeno è ascrivibile alla nota ‘scatolarizzazione’ della sopravvivenza.

Archivio TFR