Le lotte pagano. L’effetto degli scioperi sul reddito dei lavoratori in Europa occidentale

Abstract

Gli scioperi hanno ricevuto un’attenzione sempre minore sia nel dibattito accademico che in quello pubblico, in linea con la trasformazione neoliberale delle relazioni industriali e con la crescente concorrenza nell’economia globalizzata. Questo articolo indaga se gli scioperi possano svolgere un ruolo nel determinare il reddito dei lavoratori.

A tal fine, conduciamo un’analisi dinamica dei dati panel basata su un modello di correzione dell’errore che copre 14 paesi dell’Europa occidentale nel periodo 1971-2019. L’analisi esamina la relazione tra scioperi e sia la quota salariale che la crescita del salario reale.

Nonostante le differenze istituzionali tra i paesi inclusi nel campione, i risultati rivelano una relazione positiva di lungo periodo tra le variabili. Questa relazione rimane robusta dopo aver controllato per inflazione, PIL reale, disoccupazione, densità sindacale e altre variabili che catturano i cambiamenti più ampi nella struttura produttiva e nel potere contrattuale dei lavoratori.

Questi risultati supportano la conclusione che incanalare il conflitto sociale verso gli scioperi può produrre esiti positivi per i lavoratori, contraddicendo quindi la visione prevalente secondo cui le rivendicazioni salariali producono un aumento dell’inflazione o della disoccupazione ed effetti negativi sul reddito dei lavoratori.

1. Introduzione

Sebbene le relazioni industriali e le dinamiche del conflitto nel mercato del lavoro differiscano ampiamente tra i paesi, è possibile tracciare traiettorie a lungo termine che caratterizzano in larga misura l’Europa occidentale: durante gli anni ’60 e ’70 si è registrato un aumento delle agitazioni e degli scioperi dei lavoratori, mentre dagli anni ’80 in poi l’attività sindacale è diminuita drasticamente ed è rimasta a livelli bassi dagli anni ’90 in poi (Vandaele, 2016; Uba e Jansson, 2025). In linea con questa tendenza, gli scioperi hanno gradualmente ricevuto meno attenzione nel dibattito accademico e pubblico (Hyman, 1989; Godard, 2011).

Tuttavia, le questioni relative al conflitto nel mercato del lavoro e al potere contrattuale non sono mai state del tutto trascurate. La visione prevalente è che l’agitazione sindacale non paghi. Secondo i precedenti contributi neoclassici, richieste sindacali più forti possono aumentare i salari reali nel breve periodo, ma solo al costo di una maggiore disoccupazione.

Nel lungo periodo, tuttavia, i salari reali sono determinati dalla produttività marginale e le rivendicazioni dei lavoratori non possono alterare l’equilibrio della distribuzione funzionale del reddito (Hicks, 1932; Pigou, 1933; Phelps, 1967; Friedman, 1977, tra molti altri).

Contributi più recenti del pensiero mainstream, talvolta definiti “imperfezionisti” (King, 2006), suggeriscono che non solo la disoccupazione aumenta, ma l’inflazione cresce e i salari reali rimangono invariati. Questo quadro si riflette nella scuola di pensiero neo-keynesiana (Shapiro e Stiglitz, 1984; Layard e Nickell, 1986; Carlin e Soskice, 2015; Blanchard, 2021).

Questa linea di pensiero più recente si concentra anche sulla possibilità che forme specifiche di relazioni industriali possano ridurre il conflitto e quindi contribuire a mitigare le pressioni inflazionistiche e la disoccupazione (Tarantelli, 1986; Calmfors e Driffill, 1988; Crouch, 1990; Soskice e Iversen, 2000; Johnston et al., 2014; Hopner e Lutter, 2018).

D’altro canto, un ampio filone eterodosso di pensiero – radicato nei primi contributi degli autori classici e marxisti – sostiene che il potere contrattuale dei lavoratori e il conflitto nel mercato del lavoro, insieme ad altri fattori sociali e istituzionali, possono avere effetti marcati sui salari reali e sulla distribuzione funzionale del reddito, senza necessariamente influenzare le tendenze occupazionali (Kalecki, 1971; Sylos Labini, 1979; Hein e Stockhammer, 2011; Brancaccio e Califano, 2022; Brancaccio, Garbellini, Giammetti, 2018).

Queste diverse prospettive riflettono le interpretazioni contrastanti delle dinamiche storiche della redistribuzione del reddito dal lavoro al profitto che si sono generalmente verificate nei paesi occidentali dagli anni ’80 in poi (IMF, 2017; Guschanski e Onaran, 2022).

Le varie spiegazioni alla base di questa prospettiva possono essere raggruppate in due ampie categorie: il cambiamento tecnico produttivo e il declino del potere contrattuale dei lavoratori (Paternesi Meloni e Stirati, 2021; Guschanski e Onaran, 2022).

L’obiettivo di questo articolo è collegare gli scioperi sia alla quota salariale che al salario reale e verificare se le agitazioni abbiano un potere autonomo nell’influenzare il reddito dei lavoratori.

Sebbene molti studi si siano concentrati sul potere contrattuale dei sindacati e sulle questioni del conflitto per spiegare la riduzione della quota salariale e del salario reale, il numero di scioperi come misura del conflitto nel mercato del lavoro ha ricevuto poca attenzione.

A seguito di una ricerca approfondita nel database Scopus, abbiamo identificato solo un piccolo numero di studi strettamente correlati alla nostra ricerca. Questi contributi esaminano i determinanti della quota salariale e includono esplicitamente gli scioperi nelle loro stime empiriche, sebbene differiscano per paesi e periodi temporali coperti, nonché per le misure utilizzate per catturare l’intensità degli scioperi.

Tra questi, Cauvel e Pacitti (2022) si concentrano su una misura sintetica del potere contrattuale dei lavoratori – “costo della perdita del posto di lavoro” – nell’influenzare il declino della quota salariale negli Stati Uniti; Argitis e Pitelis (2001), invece, documentano che l’aumento dell’attività di sciopero, tra le altre variabili, sembra avere un effetto negativo e significativo sulla quota di reddito destinata ai profitti nel settore industriale del Regno Unito e degli Stati Uniti durante gli anni ’70 e l’inizio degli anni ’80; Dünhaupt (2016), adottando la prospettiva più ampia della finanziarizzazione dell’economia, trova una connessione debole, e non sempre significativa, tra scioperi e quota salariale in 13 paesi OCSE nel periodo 1986-2007; Kristal (2010) analizza 16 democrazie industrializzate nel periodo 1960-2005 e riporta una relazione positiva tra l’attività di sciopero e la quota di lavoro, ma non sono stati trovati contributi che colleghino scioperi e salari reali.

Tuttavia, è opportuno notare che lo studio adotta una specificazione a correzione dell’errore (EC) che non consente esplicitamente ai parametri dinamici di variare tra i paesi. Tra i contributi meno recenti, Wallace et al. (1999) rileva che le azioni di sciopero non hanno un impatto significativo sulla quota di lavoro negli Stati Uniti tra il 1949 e il 1992.

La novità di questo articolo risiede quindi nel porre al centro gli scioperi e il loro potere autonomo di sostenere il reddito dei lavoratori. L’indicatore degli scioperi è calcolato come il rapporto tra il numero di agitazioni e i giorni lavorativi, in modo da tenere conto del conflitto nel mercato del lavoro.

Applichiamo una tecnica panel dinamica di cointegrazione (pooled mean group estimator, PMG; Pesaran et al., 1999) a 14 paesi europei nel periodo che va dal 1971 al 2019: Austria, Belgio, Danimarca, Finlandia, Francia, Germania, Irlanda, Italia, Paesi Bassi, Norvegia, Portogallo, Spagna, Svezia e Regno Unito.

I sistemi produttivi e le relazioni industriali in ogni singolo paese si sono evoluti seguendo traiettorie specifiche (Arnholtz, Meardi e Oldervoll, 2018; Dølvik e Marginson, 2018; Meardi, 2018; Bender, 2025), sebbene ciascuno di essi abbia operato all’interno dell’ascesa più ampia del paradigma neoliberale a livello internazionale (Baccaro e Howell, 2011, 2017; Boumans, 2021).

Seguendo questa interazione tra dinamiche nazionali e sovranazionali (Maccarrone, 2026), indaghiamo se esista una tendenza comune, tenendo conto delle differenze negli assetti istituzionali.

Da questa prospettiva, lo stimatore PMG è particolarmente appropriato: permette di identificare relazioni comuni di lungo periodo accanto a dinamiche eterogenee di breve periodo derivanti da eventi specifici dei paesi o da shock internazionali che colpiscono i singoli paesi in modo diverso.

Lo stimatore si basa su una relazione di cointegrazione rappresentata in forma di correzione dell’errore ed è consistente per pannelli eterogenei dinamici. Si assume che i coefficienti di lungo periodo siano comuni tra i gruppi, mentre i coefficienti di breve periodo e la velocità di aggiustamento possano variare tra i membri del panel (Pesaran et al., 1997, 1999; Blackburne e Frank, 2007).

Applicando lo stimatore PMG, questo articolo aggiorna le precedenti evidenze sulla relazione tra l’attività di sciopero e il reddito dei lavoratori e verifica se la relazione di lungo periodo identificata rimane valida in contesti istituzionali eterogenei.

I nostri risultati indicano che l’attività di sciopero è positivamente associata sia alla quota salariale che alla crescita del salario reale, sfidando così la visione mainstream secondo cui le rivendicazioni salariali dei lavoratori non hanno effetti sull’equilibrio di lungo periodo del mercato del lavoro.

Questa relazione rimane robusta dopo aver controllato per fattori che influenzano il potere contrattuale dei lavoratori, tra cui disoccupazione, globalizzazione economica e densità sindacale, nonché per le condizioni macroeconomiche e la struttura della produzione, come PIL (Kleinknecht, 1992), quota manifatturiera, produttività e inflazione.

L’inclusione di questi controlli aiuta a mitigare le preoccupazioni relative al bias da variabili omesse e mostra che la relazione stimata non è determinata da una specifica configurazione macroeconomica o istituzionale. Questi risultati supportano l’argomentazione secondo cui la liberalizzazione del mercato del lavoro e le restrizioni legali al diritto di sciopero possono indebolire la posizione economica dei lavoratori (Arnholtz e Refslund, 2024).

Inoltre, se i bassi salari influenzano negativamente la produttività (Kleinknecht, 1992; Cetrulo et al., 2018; Lisi e Malo, 2017; Vergeer e Kleinknecht, 2014; Fontanari, 2023), il declino dell’attività di sciopero può avere anche implicazioni negative per la crescita economica.

Il documento è organizzato come segue. La Sezione 2 esamina la letteratura sulla quota salariale e i legami teorici tra salari e attività sindacale.

La Sezione 3 presenta l’analisi empirica ed è suddivisa in tre sottosezioni. La Sezione 3.1 descrive le variabili e discute le questioni metodologiche; la Sezione 3.2 presenta i principali risultati; e la Sezione 3.3 fornisce un’analisi di robustezza della relazione tra scioperi e disoccupazione, valutando se l’effetto positivo sul reddito dei lavoratori avvenga a scapito dell’occupazione. Infine, la Sezione 4 offre osservazioni conclusive.

2. Dinamiche del reddito dei lavoratori e conflitto sociale

Dagli anni ’80, i paesi occidentali hanno sperimentato una crescita relativamente debole dei salari reali e un significativo declino della quota salariale, mentre la quota dei profitti è aumentata (IMF, 2017; Paternesi Meloni e Stirati, 2021; Guschanski e Onaran, 2022).

La letteratura su questo fenomeno è vasta. Le cause di queste dinamiche possono generalmente essere raggruppate in due categorie principali: da un lato, i fattori che guidano il cambiamento tecnologico nella produzione, come lo sviluppo tecnologico e la digitalizzazione; dall’altro, i fattori che hanno indebolito il potere contrattuale dei lavoratori, come i cambiamenti politici e istituzionali.

Un primo filone di ricerca individua nei fattori che guidano il cambiamento tecnologico nella produzione – come lo sviluppo tecnologico e la digitalizzazione – la causa ultima del declino della quota salariale. In questa visione, l’erosione della quota del lavoro è principalmente legata a trasformazioni strutturali del processo produttivo piuttosto che a cambiamenti negli assetti istituzionali o politici.

Diversi studi sostengono che questo processo è stato amplificato dall’uso di tecnologie che risparmiano lavoro, che hanno ridotto la domanda di lavoratori a bassa e media qualifica e favorito uno spostamento verso sistemi produttivi più ad alta intensità di capitale (Blanchard, Nordhaus e Phelps, 1997; Bentolila e Saint-Paul, 2003; OECD, 2012; Bassanini e Manfredi, 2014; IMF, 2017; ILO, 2024).

In questa prospettiva, alcuni studi si concentrano sulla trasformazione della struttura produttiva attraverso la riduzione del settore secondario a favore del settore terziario, tipicamente caratterizzato da salari più bassi nei settori a basso valore aggiunto o da una quota salariale inferiore nei settori ad alto valore aggiunto (Beqiraj et al., 2019; Pariboni e Tridico, 2019).

È interessante notare che, nella letteratura mainstream, la spiegazione “tecnologica” del declino della crescita salariale e della quota salariale viene presentata come una tendenza inevitabile.

Questi contributi tendono a escludere la possibilità che i cambiamenti politici e istituzionali che indeboliscono il potere contrattuale dei lavoratori possano essere responsabili del deterioramento dei salari e della distribuzione del reddito.

Secondo la logica dei modelli prevalenti, più i sindacati si indeboliscono, più il mercato del lavoro si avvicina a un equilibrio efficiente, con risultati migliori, almeno dal punto di vista occupazionale (Blanchard, 2021). Questo approccio è ancora prevalente oggi, anche se è stato smentito in molti modi dalle evidenze empiriche (Brancaccio et al., 2020).

Al contrario, un secondo grande filone di letteratura attribuisce il declino della quota salariale a un indebolimento del potere contrattuale dei lavoratori dovuto a cambiamenti politici e istituzionali, con particolare riguardo alla flessibilizzazione del mercato del lavoro e all’indebolimento dei sindacati (Brancaccio, Garbellini e Giammetti, 2018; Damiani, Pompei e Ricci, 2020; Arestis, Ferreiro e Gómez, 2021; Paternesi Meloni e Stirati, 2021; Guschanski e Onaran, 2022; Kristal, 2010; Bengtsson, 2014).

Alcuni studi sottolineano il ruolo della globalizzazione, dell’aumento della concorrenza sul costo del lavoro e dell’esposizione alla minaccia della delocalizzazione, che indebolisce quindi il potere contrattuale dei lavoratori (OECD, 2012; Guschanski e Onaran, 2022; Paternesi Meloni e Stirati, 2022).

Altri studi richiamano l’attenzione sui fenomeni della finanziarizzazione (Hein, 2015; Pariboni e Tridico, 2019) e della concentrazione del capitale in grandi imprese con maggiore potere di mercato e influenza politica, che spostano ulteriormente la distribuzione funzionale del reddito verso il capitale (Autor et al., 2017; Brooks et al., 2021).

La riduzione del welfare state e la privatizzazione di parti chiave del settore pubblico (OECD, 2012; Paternesi Meloni e Stirati, 2023) – insieme all’aumento del debito pubblico – sono considerate responsabili della redistribuzione del reddito dal lavoro al capitale (Canale e Liotti, 2021; Stockhammer, 2013).

Queste due ampie aree di ricerca fanno parte di un dibattito di ampio respiro sugli sviluppi istituzionali e l’evoluzione delle relazioni industriali nei singoli paesi occidentali. In questo dibattito, la letteratura esamina il ruolo svolto dall’ascesa graduale del paradigma neoliberale.

Seguendo l’approccio delle risorse di potere (Korpi, 1985), che enfatizza il ruolo delle classi sociali e della politica di parte, ogni paese dell’Europa occidentale ha le proprie specificità e complessità. Queste possono aver prodotto diverse traiettorie nel potere contrattuale dei lavoratori e, quindi, nel reddito dei lavoratori (Korpi, 2006).

Un filone della letteratura sostiene che ogni sistema ha risposto e si è adattato secondo le proprie caratteristiche specifiche (Arnholtz, Meardi e Oldervoll, 2018; Dølvik e Marginson, 2018; Meardi, 2018; Bender, 2025). Altri autori, tuttavia, sostengono che queste pressioni abbiano portato a un’omogeneizzazione dei sistemi nazionali di relazioni industriali (Baccaro e Howell, 2011, 2017; Boumans, 2021).

Il declino generale del conflitto industriale osservato durante l’era neoliberale (Vandaele, 2016; Uba e Jansson, 2025) può aver prodotto effetti comuni tra i paesi sui salari reali e sulla distribuzione funzionale del reddito. Questo dibattito è ampiamente riportato in Maccarrone (2026), che identifica uno stretto legame tra l’ascesa graduale del paradigma neoliberale e l’evoluzione delle prescrizioni politiche europee riguardanti la contrattazione salariale, pur ritenendo che la loro attuazione sia avvenuta in modi diversi.

All’interno di questo ampio numero di contributi, un piccolo numero di studi include esplicitamente gli scioperi nella loro ricerca empirica: Cauvel e Pacitti (2022) utilizzando una misura sintetica del potere contrattuale dei lavoratori, che cattura il “costo della perdita del posto di lavoro” – cioè la minaccia di ricevere un salario più basso nel periodo successivo a causa dei molti cambiamenti strutturali verificatisi nelle economie avanzate negli ultimi decenni – nell’influenzare il declino della quota salariale.

Gli autori rilevano che un aumento dell’1% degli scioperi maggiori è associato a un aumento di circa lo 0,03% della quota di lavoro, sebbene l’effetto sia statisticamente significativo solo in una specificazione. Argitis e Pitelis (2001), esaminando il ruolo della strategia di politica monetaria degli Stati Uniti e del Regno Unito nell’influenzare la distribuzione funzionale del reddito, documentano un effetto negativo dell’attività di sciopero sulla quota di reddito destinata ai profitti nel settore industriale durante gli anni ’70 e l’inizio degli anni ’80.

Utilizzando dati per gli Stati Uniti nel periodo 1949-1992, Wallace, Leicht e Raffalovich (1999) riportano una relazione negativa tra le rivendicazioni dei lavoratori e la retribuzione, ma nessun effetto significativo sulla quota salariale.

Passando alle evidenze panel cross-country, Dünhaupt (2016) indaga le dinamiche della quota salariale nell’era della finanziarizzazione per 13 paesi OCSE nel periodo 1986-2007, trovando un’associazione positiva ma debole tra l’attività di sciopero e la quota salariale utilizzando stimatori PCSE e FGLS. Kristal (2010) analizza 16 democrazie industrializzate nel periodo 1960-2005 e riporta anch’essa una relazione positiva tra l’attività di sciopero e la quota di lavoro all’interno di un quadro ECM.

Tuttavia, entrambi gli studi presentano limitazioni rispetto al nostro contesto: in primo luogo, la loro copertura temporale è più breve della nostra; in secondo luogo, le loro specificazioni econometriche sono potenzialmente restrittive – Dünhaupt (2016) si basa pesantemente su dummy paese e temporali all’interno di quadri PCSE/FGLS relativamente standard nonostante il numero relativamente basso di osservazioni, mentre Kristal (2010) adotta una specificazione ECM che non consente esplicitamente ai parametri dinamici di variare tra i paesi. È opportuno notare che non abbiamo trovato altri studi che esaminano la relazione tra scioperi e salari reali.

Pertanto, nonostante il focus sullo spostamento del potere contrattuale dei lavoratori e il declino dell’affiliazione sindacale sia stato dibattuto, osserviamo che l’effettivo conflitto nel mercato del lavoro – misurato dal numero di scioperi – non ha ricevuto un’adeguata attenzione.

Questa lacuna nella letteratura sembra riflettere il graduale declino dell’interesse sia accademico che pubblico per la questione del conflitto industriale, che a sua volta rispecchia le dinamiche storiche degli scioperi (Hyman, 1989; Godard, 2011).

Il contributo principale di questo articolo consiste nel prendere esplicitamente in considerazione il livello degli scioperi. Li poniamo al centro del nostro contributo stimando, attraverso una tecnica di cointegrazione, se il declino sia della quota salariale che del salario reale sia influenzato dalla riduzione degli scioperi dei lavoratori nel lungo periodo.

Sosteniamo che il conflitto possa servire come strumento strategico per plasmare la distribuzione funzionale del reddito e per sostenere il salario reale. La redistribuzione del reddito a favore dei profitti, ampiamente documentata dagli anni ’80, non è solo il risultato di fattori strutturali, ma è anche strettamente associata al declino delle rivendicazioni dei lavoratori e alla crescente prevalenza di approcci conciliativi all’interno del sindacalismo.

Per supportare questa conclusione, la prossima sezione fornisce evidenze empiriche sulla relazione tra la quota salariale e i salari reali, da un lato, e il numero effettivo di scioperi, dall’altro.

3. Analisi empirica

3.1. Descrizione delle variabili e metodologia

Questo articolo esamina le relazioni empiriche tra il numero di scioperi e, a turno, la quota salariale e i salari reali. Conduciamo un’analisi panel che copre 14 paesi dell’Europa occidentale: Austria, Belgio, Danimarca, Finlandia, Francia, Germania, Irlanda, Italia, Paesi Bassi, Norvegia, Portogallo, Spagna, Svezia e Regno Unito.

Sebbene ogni sistema nazionale abbia le proprie specificità e complessità, queste economie condividono un quadro politico comune ispirato alla forte convinzione che la flessibilità e la riduzione dei conflitti nel mercato del lavoro siano gli strumenti principali per garantire il corretto funzionamento dei meccanismi competitivi che, a loro volta, promuovono la crescita.

La dimensione temporale del nostro panel, che si estende dal 1971 al 2019, comprende contesti istituzionali eterogenei e importanti trasformazioni istituzionali. Ciò consente all’analisi empirica di indagare se sia emersa una relazione comune durante un periodo in cui il paradigma neoliberale condiviso stava dispiegando i suoi effetti.

La quota salariale rettificata (WS) rappresenta la quota del valore aggiunto annuo allocata ai salari lordi dei lavoratori come percentuale del PIL, dove il termine “rettificata” implica che una stima del reddito da lavoro autonomo è inclusa nella quota salariale, attribuendo un salario lordo medio a ogni lavoratore autonomo (definizione Ameco; Stirati, 2020).

La quota salariale, come appena definita, riflette la quota del costo del lavoro sul PIL. Rispetto alla quota salariale al netto dei trasferimenti sociali, è più adatta a tenere conto degli effetti sul grado di conflitto delle imprese e a confrontare diversi contesti istituzionali tra paesi e nel tempo (Angelone e Canale, 2025).

La seconda variabile dipendente è il salario orario medio reale trasformato in logaritmo per interpretare il coefficiente della variabile esplicativa in termini di variazione percentuale (RW). Entrambe le variabili in esame provengono dal database AMECO.

La principale variabile esplicativa è il numero totale di giorni di sciopero (STR) come quota del numero totale di giorni lavorativi in ogni anno. Il numeratore del rapporto è tratto dal database dell’Organizzazione Internazionale del Lavoro (ILO), mentre il denominatore è calcolato come il numero totale di ore lavorate in un anno – proveniente dal database AMECO – diviso per 8, al fine di determinare il numero di giorni lavorativi a tempo pieno. La variabile viene quindi moltiplicata per 1000 per ridimensionare il rapporto in migliaia.

Il panel è sbilanciato: la Germania non fornisce dati precedenti al 1993, i dati dell’Italia sono disponibili fino al 2008 e il Portogallo ha dati solo per il periodo 1977-2007. In caso di osservazioni mancanti all’interno del periodo in analisi, i dati sono sostituiti con il metodo di interpolazione costante (le sostituzioni rappresentano il 3,8% delle osservazioni totali).

Questo è il caso di Austria, Belgio, Irlanda, Portogallo e Svezia. Rispetto ad altri modi di calcolare gli scioperi – calcolati come il numero di giorni persi per scioperi e serrate rispetto al numero totale di lavoratori dipendenti in ogni anno (Kristal, 2010) – il nostro indicatore tiene meglio conto del conflitto nel mercato del lavoro in quanto può essere interpretato come un indice di coesistenza.

Le medie panel della quota salariale al costo dei fattori insieme agli scioperi sono presentate in Fig. 1. La tendenza al declino comune appare piuttosto chiara.

La connessione tra scioperi e la variazione percentuale della trasformazione logaritmica dei salari reali è presentata in Fig. 2. Questa rappresentazione fornisce una panoramica iniziale della relazione tra scioperi e salario reale considerata nelle stime. Infatti, il coefficiente della principale variabile esplicativa può essere interpretato (con una buona approssimazione per valori piccoli) come l’effetto in termini di variazione percentuale sulla variabile dipendente. Una tendenza al declino, simile a quella mostrata in Fig. 1, è evidente anche in Fig. 2.

Per chiarire la relazione tra le nostre variabili di interesse, stimiamo l’associazione dell’attività di sciopero con la quota salariale e i salari reali, controllando per fattori di confondimento che potrebbero altrimenti distorcere gli effetti stimati degli scioperi.

L’inclusione delle altre variabili che si presume influenzino sia il reddito dei lavoratori che gli scioperi consente di superare il problema della debole esogeneità assunto nel modello empirico. Le variabili incluse sono state trasformate per rispettare le proprietà preliminari di non stazionarietà a livello, stazionarietà alle prime differenze e cointegrazione, come richiesto dal modello empirico. Sono elencate nella Tabella 1 e descritte di seguito:

1. PIL reale (RGDP): incluso per mettere in relazione le variabili di interesse con il ciclo economico e tenere conto delle onde di crescita (Kondratieff, 1926; Kleinknecht, 1992). Essendo un logaritmo, il suo coefficiente può essere interpretato in termini di effetto della sua variazione percentuale sulla variabile esplicativa. Nel breve periodo, la WS è generalmente considerata controciclica, poiché i cambiamenti nella produzione non sono immediatamente seguiti da cambiamenti nel mercato del lavoro (Gomis, 2020; Paternesi Meloni e Stirati, 2021). Anche gli scioperi sono legati al ciclo economico e possono avere una componente controciclica in quanto possono verificarsi come reazione a situazioni di difficoltà economica (Franzosi, 1989; Marx, 1867; Kalecki, 1943; Paternesi Meloni e Stirati, 2021, 2022). La relazione tra salari e ciclo economico non è univoca. Nel breve periodo, una crisi economica può avere un impatto ambiguo sui salari medi: possono diminuire in caso di elevata flessibilità del mercato del lavoro o politiche di austerità, o, da una prospettiva contabile, possono addirittura aumentare se la crisi porta a una riduzione dei lavori precari con salari più bassi. Nel lungo periodo, l’aumento della disoccupazione potrebbe portare a un declino del salario reale a causa della riduzione del potere contrattuale dei lavoratori (Marx, 1867; Kalecki, 1943; Stockhammer, 2013; Paternesi Meloni e Stirati, 2021, 2022).
2. Tasso di inflazione (INFL): misurato dal tasso di crescita dell’indice dei prezzi al consumo. Questa variabile è introdotta non solo per tenere conto dei cambiamenti nel potere d’acquisto dei lavoratori che influenzano la capacità di esercitare pressioni sui datori di lavoro per ottenere salari migliori, ma anche per considerare il suo effetto sui salari reali. La letteratura neoclassica sostiene che gli effetti dell’attività sindacale potrebbero innescare spirali salario-prezzo senza effetti in termini reali (Phelps, 1967; Friedman, 1977; Blanchard, 1986, 2021; Carlin e Soskice, 2015).
3. Tasso di disoccupazione (UN): incluso per tenere conto del potere contrattuale dei lavoratori. Un alto livello di disoccupazione aumenta la concorrenza tra i lavoratori e crea l’effetto di disciplina descritto dal noto concetto di esercito industriale di riserva (Marx, 1867; Kalecki, 1943; Paternesi Meloni e Stirati, 2021, 2022).
4. Globalizzazione economica (EG): misurata dall’indicatore elaborato dal KOF Swiss Economic Institute. Questo indicatore varia da 0 a 100: più alto è l’indice, maggiore è il grado di globalizzazione. Secondo un vasto corpo di letteratura, la globalizzazione esacerba la concorrenza e spinge le imprese a spostare la produzione in paesi dove i salari sono particolarmente bassi. La globalizzazione economica, quindi, dovrebbe indebolire il potere contrattuale dei lavoratori e ridurre le rivendicazioni nei paesi occidentali (Piazza, 2005; OECD, 2012; Stockhammer, 2013; Guschanski e Onaran, 2022; Paternesi Meloni e Stirati, 2022).
5. Densità sindacale (TUD): misurata come la quota di lavoratori iscritti al sindacato rispetto alla forza lavoro totale. Questa quota riflette la dimensione dei sindacati e la loro forza nella contrattazione (Bengtsson, 2014; Pariboni e Tridico, 2019; Guschanski e Onaran, 2022; Paternesi Meloni e Stirati, 2022).
6. Quota di occupazione manifatturiera sull’occupazione totale (MAN_EMPL): inclusa per valutare se il comportamento della WS o del RW sia correlato alla terziarizzazione della struttura produttiva. Durante il periodo in analisi, tutti i paesi occidentali hanno sperimentato un persistente declino del settore manifatturiero a favore dell’espansione del settore dei servizi. Quest’ultimo è spesso associato a RW più bassi nelle imprese a basso valore aggiunto (commercio e ristorazione) e a WS più basse nelle imprese ad alto valore aggiunto (finanziario o immobiliare) (Beqiraj et al., 2019; Pariboni e Tridico, 2019).
7. Produttività del lavoro (PROD): trasformata in logaritmo, è una variabile molto rilevante da considerare. È misurata come il valore del PIL reale prodotto per ora lavorata ed è inclusa per tenere conto dell’impatto sul reddito da lavoro della sempre maggiore inclusione nel processo produttivo di tecniche ad alta intensità di capitale e tecnologie digitali. Molti autori sostengono che questo fenomeno sia alla base del declino della WS osservato dagli anni ’80, riducendo la domanda e la remunerazione per i lavoratori a bassa e media qualifica (Blanchard, Nordhaus e Phelps, 1997; Bentolila e Saint-Paul, 2003; OECD, 2012; Bassanini e Manfredi, 2014; IMF, 2017; ILO, 2024). Ulteriori studi sostengono che la direzione della causalità va dai salari alla produttività attraverso sia gli effetti in termini di domanda aggregata che il potere di modellare la struttura produttiva verso settori a minor valore aggiunto (Fontanari, 2023; Cetrulo et al., 2018

Tutte le variabili di controllo provengono dal database AMECO, ad eccezione di EG, ottenuta dal KOF Swiss Economic Institute (https://kof.ethz.ch/en/; Gygli et al 2019, Dreher, 2006), e TUD, estratta dal database OCSE.

La Tabella 1, panel (a), riporta i nomi (colonna 1) e fornisce la descrizione e le trasformazioni implementate per sfruttare meglio le proprietà statistiche delle variabili incluse nel panel in esame (colonne 2-7). Le ultime due colonne del panel (a) approfondiscono l’indagine verificando la presenza di una radice unitaria a livello e alle prime differenze (Pesaran, 2003). La Tabella 1, panel (b), presenta i risultati del test di cointegrazione di Westerlund (Westerlund, 2005).

Come si può osservare, tutte le variabili, eccetto l’inflazione, accettano l’ipotesi nulla di stazionarietà a livello, mentre rifiutano l’ipotesi nulla di stazionarietà alle prime differenze. Pertanto, possono essere considerate integrate di ordine uno – I(1) e possono essere opportunamente introdotte nel modello. Infine, l’ipotesi nulla di assenza di cointegrazione viene rifiutata sia nel caso di specificazione bivariata che trivariata.

L’obiettivo dell’analisi ha motivato la scelta di un modello panel dinamico. La lunga dimensione temporale (circa 50 anni) e la dimensione trasversale relativamente ridotta (14 panel) rendono lo stimatore pooled mean-group (PMG, Pesaran, Shin e Smith, 1999; Blackburne e Frank, 2007) una scelta particolarmente adatta.

Questo metodo di stima si basa su meccanismi di cointegrazione e correzione dell’errore, consentendo la stima di relazioni di lungo periodo comuni, mentre le dinamiche di breve periodo possono differire tra i gruppi. Queste caratteristiche rendono possibile individuare pattern comuni di lungo periodo nonostante l’eterogeneità strutturale e istituzionale dei singoli paesi nel campione.

Inoltre, lo stimatore PMG fornisce risultati consistenti anche in presenza di shock comuni, che i paesi esaminati hanno sperimentato nel lungo periodo considerato. Inoltre, l’inclusione delle molte variabili che si suppone influenzino sia il reddito dei lavoratori che il potere di sciopero consente di superare il limite derivante dall’assunzione di debole esogeneità.

È importante sottolineare che ciò che rileva per questo studio è l’effetto comune nel lungo periodo degli scioperi sul reddito dei lavoratori, qualunque siano le dinamiche di breve periodo in ciascun paese.

3.2. Specificazione del modello e risultati

La forma generale del nostro modello può essere espressa come un processo dinamico Autoregressive Distributed Lag (ARDL) di ordine (1, 1, 1):

dove *i* = 1, 2, …, 14 rappresenta i paesi; *t* = 1971, 1972, …, 2019 rappresenta gli anni; Y rappresenta la variabile dipendente (alternativamente, WS o RW); STR misura gli scioperi; X rappresenta il vettore delle variabili di controllo (RGDP, UN, INF, EG, TUD, MAN_EMPL, PROD); λ, β e γ rappresentano i coefficienti delle variabili esplicative e α l’effetto specifico di gruppo.

Il processo di breve periodo può essere descritto come:

dove φᵢ rappresenta il termine di correzione dell’errore (anche velocità di aggiustamento); ϑᵢ, ωᵢ e ρᵢ rappresentano i coefficienti di lungo periodo calcolati come media ponderata del coefficiente dell’effetto fisso α e dei coefficienti delle variabili indipendenti β e γ dell’equazione (1); il peso è dato da uno meno il coefficiente della variabile dipendente ritardata osservabile nella medesima equazione (1). Infatti, con semplici trasformazioni è facile verificare che:

Si noti che per la stabilità del modello è necessaria la condizione −1 < 𝜙𝑖 < 0, al fine di garantire che gli scostamenti di breve periodo dal percorso di lungo periodo siano caratterizzati da mean-reversion (tendano a ritornare verso la media) e che le dinamiche di aggiustamento risultino stabili e convergenti nel tempo.

La Tabella 2 presenta i risultati ottenuti in base alla nostra strategia di stima. Nelle Colonne 1 e 3 sono riportate le stime bivariate semplici per la quota salari e i salari reali, in cui le nostre variabili di interesse sono regredite sugli scioperi controllando unicamente per il PIL. Le Colonne 2 e 4, invece, mostrano la specificazione completa, che include tutte le ulteriori variabili di controllo aggiuntive.

 

WS è la quota salari (wage share), RW è il salario reale (real wage),STRè il numero di scioperi come percentuale del totale delle giornate lavorative; RGDP è il prodotto interno lordo reale;INFLè il tasso di inflazione;UNè il tasso di disoccupazione;MAN_EMPLè la quota di occupazione nel settore manifatturiero; EGè l’indice di globalizzazione economica;TUDè la densità sindacale (trade union density) e infinePRODè la produttività;ϕᵢè la velocità di aggiustamento del modello empirico.

Note: ***, ** e * indicano il rifiuto dell’ipotesi nulla rispettivamente all’1%, al 5% e al 10%; errori standard tra parentesi.

---

Il valore del termine di correzione dell’erroreϕᵢè altamente significativo e si colloca tra –1 e 0 per tutti i modelli proposti. Ciò indica un processo di aggiustamento stabile e supporta l’esistenza di una relazione di lungo periodo tra le variabili, in coerenza con la cointegrazione.

Per quanto riguarda la WS, le stime di lungo periodo indicano una relazione positiva e statisticamente significativa tra il livello degli scioperi e la quota salari (1.072*** per il modello bivariato nella Colonna 1 e 0.596** per il modello completo nella Colonna 2).

Questa associazione positiva persiste anche quando si tiene conto di inflazione e disoccupazione, entrambe le quali esercitano un impatto negativo sulla quota del lavoro sul reddito (-0.214** e -0.974, rispettivamente). In linea con la letteratura esistente, un aumento della quota del settore manifatturiero sul PIL esercita un’influenza positiva sulla quota salari (+0.838), mentre la globalizzazione economica contribuisce al suo declino (–0.165).

È interessante notare che la densità sindacale, quando privata della sua componente conflittuale — approssimata dal numero di scioperi — risulta statisticamente non significativa per la distribuzione funzionale del reddito. Ciò suggerisce che la dimensione dei sindacati da sola non è rilevante per la quota salari, a meno che non si traduca in un conflitto effettivo nel mercato del lavoro.

Il valore di ϕᵢ, compreso tra meno 1 e 0, conferma l’esistenza di un processo di mean-reversion sia per il modello bivariato che per quello completo (-0.177* e -0.165***, rispettivamente), mentre le stime di breve periodo forniscono complessivamente coefficienti non statisticamente significativi, ad eccezione delle variabili che catturano le dinamiche cicliche e, solo marginalmente, della produttività del lavoro.

Questi risultati suggeriscono – come riportato in letteratura – specifiche dinamiche di aggiustamento di breve periodo in ciascun paese, ma tendenze comuni nel lungo periodo.

Quando si esaminano i modelli bivariato e completo nel lungo periodo per i salari reali nelle colonne 3 e 4, le principali conclusioni non sembrano variare in modo significativo, poiché in entrambi i casi il numero di scioperi è associato positivamente alle dinamiche del salario reale (+0.019** e +0.009, rispettivamente).

Questo risultato – a causa della ridotta dimensione del coefficiente e della natura logaritmica della variabile dipendente – suggerisce che un aumento di 1 unità della variabile degli scioperi può essere associato a un aumento rispettivamente dell’1,9% e dello 0,9% del salario reale.

Esaminando ancora le relazioni di lungo periodo, l’inflazione sembra non produrre alcun effetto sul salario reale, mentre gli effetti del tasso di disoccupazione (-0.16), del settore manifatturiero (+0.011) e della globalizzazione economica (-0.004) sono, come previsto, in linea con le stime precedenti.

È degno di nota l’effetto della produttività (1.11) sul salario reale, che è in linea con l’opinione condivisa secondo cui l’innovazione tecnologica aumenta la remunerazione dei lavoratori occupati ma non ha alcun effetto significativo sulla quota salari, ovvero la percentuale del PIL che va a tutti i lavoratori.

Secondo molti autori, la direzione della causalità funziona al contrario, poiché un aumento della remunerazione dei lavoratori sostiene l’aumento della produttività, in quanto dà forma a una struttura produttiva più competitiva e innovativa (Fontanari, 2023; Cetrulo et al., 2018; Angelone e Canale, 2025). Infine, la densità sindacale ha un impatto negativo (-0.002*) sul salario reale, supportando la conclusione che il numero di iscritti al sindacato produce effetti negativi sul salario reale se non accompagnato da esplicite manifestazioni di protesta.

Il processo di aggiustamento misurato da ϕᵢ è statisticamente significativo e mostra un comportamento di mean-reversion dei salari reali sia nel modello bivariato che in quello completo (-0.096*** e -0.173*, rispettivamente). Nel breve periodo, la Colonna 3 mostra un coefficiente negativo e trascurabile per gli scioperi (-0.006).

Nella Colonna 4, quando si esamina il coefficiente degli scioperi nel breve periodo, questo non è più statisticamente significativo, mentre RGDP, UN e PROD producono effetti simili sulla remunerazione dei lavoratori come nel lungo periodo. La non significatività del coefficiente di alcuni parametri può suggerire o un diverso processo di aggiustamento in ciascun paese considerato, oppure che sia necessario più tempo per manifestare gli effetti presunti.

Il declino di lungo periodo della quota salari e della crescita dei salari reali nei paesi dell’Europa occidentale negli ultimi decenni è strettamente legato all’indebolimento del conflitto nel mercato del lavoro, sottolineando il ruolo centrale del potere contrattuale dei lavoratori nel determinare la distribuzione funzionale del reddito.

Così facendo, questa evidenza mette in discussione la visione convenzionale del funzionamento del mercato del lavoro. Complessivamente, questi risultati evidenziano che il conflitto del lavoro rappresenta un fattore importante, ma spesso trascurato, nello spiegare sia la quota salari che le dinamiche del salario reale.

Nel lungo periodo, l’attività di sciopero è associata a risultati significativi sia sui salari reali che sugli esiti distributivi, mettendo in discussione il paradigma dominante che presuppone che le rivendicazioni dei lavoratori non diano frutti.

3.3. Scioperi e disoccupazione: un controllo di robustezza

Analizzando gli effetti degli scioperi sul reddito dei lavoratori, le stime discusse nella sezione precedente si concentrano su una misura che ha ricevuto poca attenzione rispetto a proxy più convenzionali come la densità sindacale. In questo modo, lo studio offre un contributo innovativo alla letteratura economica applicata, catturando il potere contrattuale dei lavoratori attraverso il numero di ore di lavoro perse a causa degli scioperi.

I nostri risultati – secondo cui un aumento degli scioperi influisce positivamente sia sulla quota salari che sulla crescita dei salari reali – sollevano anche la seguente domanda: qual è l’effetto degli scioperi sull’occupazione?

Questo interrogativo è già stato parzialmente affrontato nelle stime presentate nella sezione precedente, poiché includere la disoccupazione tra i regressori implica tener conto della sua relazione con gli scioperi. Ma per rendere i risultati più significativi, presentiamo qui un semplice controllo di robustezza che, tuttavia, meriterebbe un’analisi più approfondita in future ricerche. I risultati sono presentati nella Tabella 3.

Nella regressione PMG univariata con la disoccupazione (UN) come variabile dipendente, la statistica di Westerlund (–1.286) fornisce solo una debole evidenza di cointegrazione panel. Il coefficiente di lungo periodo stimato per le pressioni dei lavoratori (STR) non è statisticamente significativo, indicando l’assenza di una relazione di lungo periodo tra le rivendicazioni dei lavoratori e la disoccupazione, nonostante la significatività statistica del termine di correzione dell’errore (–0.092).

Questo risultato non supporta la visione neoclassica standard, secondo la quale le pressioni sindacali dovrebbero esercitare un effetto positivo e significativo sulla disoccupazione nel lungo periodo.

Nel breve periodo, le pressioni sindacali sono associate a una riduzione statisticamente significativa della disoccupazione (–0.194), supportando quindi ulteriormente la conclusione che le rivendicazioni siano in grado – almeno nel breve periodo – di migliorare la posizione dei lavoratori nel mercato del lavoro.

Inoltre, per mitigare parzialmente le preoccupazioni relative alla causalità inversa, viene presentata anche la specificazione opposta. Nella regressione PMG, con lo sciopero come variabile dipendente e la disoccupazione come regressore, la statistica di Westerlund (-2.596*) fornisce evidenza di cointegrazione. Il termine di correzione dell’errore conferma che il processo di aggiustamento è statisticamente significativo (–0.722).

Nel breve periodo il coefficiente della disoccupazione non è significativo (0.027). Il coefficiente di lungo periodo della disoccupazione è negativo e statisticamente significativo (–0.005**), sebbene la magnitudo sia piuttosto ridotta. Tuttavia, questi risultati aiutano a individuare l’effetto di disciplina della disoccupazione sulle attività di sciopero e sulle rivendicazioni dei lavoratori (Franzosi, 1989; Paternesi Meloni e Stirati, 2021, 2022) e a comprendere meglio se gli effetti degli scioperi sulla crescita dei salari reali e sulla quota salari possano ancora essere inquadrati all’interno del paradigma mainstream.

L’evidenza empirica, insieme allo sforzo esplicito di affrontare la potenziale causalità inversa, smentisce le conclusioni standard secondo cui il conflitto non paga.

4. Considerazioni conclusive

Questo articolo fornisce evidenza che gli scioperi possono influenzare positivamente sia la distribuzione funzionale del reddito che la crescita dei salari reali nel lungo periodo. Questi risultati si basano su un’analisi panel dinamica di 14 paesi dell’Europa occidentale nel periodo 1971–2019.

Il modello econometrico distingue tra effetti di breve e di lungo periodo e fornisce quindi spunti per interpretare le tendenze in un arco temporale più ampio. Applicando questi risultati al declino del reddito dei lavoratori durante gli anni considerati, è possibile affermare che un giorno in meno di scioperi ogni mille giorni lavorativi ha esercitato – nell’arco temporale 1971-2019 in Europa occidentale – una pressione al ribasso sulla quota salari di 0,6 punti percentuali e sulla crescita dei salari reali dello 0,9 percento.

Il modello econometrico include diverse variabili di controllo rilevanti. Esso mostra che quei fattori che influenzano negativamente il potere contrattuale dei lavoratori, il tasso di disoccupazione e il livello di globalizzazione economica, hanno un impatto negativo di lungo periodo sia sulla quota salari che sui salari reali, così come la terziarizzazione della struttura industriale.

Al contrario, la produttività del lavoro nel lungo periodo sembra non essere significativa per la distribuzione funzionale del reddito, mentre è positivamente associata alla crescita dei salari reali.

Questo risultato mette in discussione le teorie che attribuiscono il declino storico della quota salari e della crescita dei salari reali allo sviluppo tecnologico e al cambiamento tecnico e alla proliferazione di sistemi produttivi ad alta intensità di capitale.

L’inclusione delle variabili di controllo, che riflettono le condizioni macroeconomiche e il potere contrattuale dei lavoratori nei paesi considerati, mostra che le conclusioni non dipendono dai contesti istituzionali specifici e dalle circostanze vissute dai singoli paesi. I risultati mettono in discussione le strategie adottate dai sindacati, nella misura in cui hanno rinunciato agli scioperi e alle agitazioni a favore di approcci eccessivamente collaborativi.

Degni di nota sono i risultati riguardanti il legame tra scioperi e disoccupazione: il controllo di robustezza implementato ha chiarito che le rivendicazioni dei lavoratori non influenzano la disoccupazione, ma piuttosto il contrario attraverso l’effetto di disciplina. I risultati sottolineano il potere dei lavoratori all’interno del mercato del lavoro e forniscono indicazioni ai sindacati su come proteggere gli interessi dei lavoratori.

Tuttavia, questa linea di ricerca dovrebbe essere ulteriormente approfondita per raggiungere conclusioni più robuste e contribuire alla revisione della visione mainstream sul mercato del lavoro.

Il ruolo degli scioperi e la manifestazione del conflitto nel mercato del lavoro sembrano essere uno strumento efficace per sostenere il reddito da lavoro, indipendentemente dal contesto macroeconomico generale e senza necessariamente provocare un aumento della disoccupazione nel lungo periodo. Questi risultati potrebbero essere estesi, suggerendo indicazioni sul potere che le pressioni collettive possono esercitare nell’orientare le strategie di policy.

Dichiarazione di contributo di paternità CRediT

Paolo Angelone: Cura dei dati, Scrittura – bozza originale, Concettualizzazione. Emiliano Brancaccio: Supervisione, Concettualizzazione. Rosaria Rita Canale: Scrittura – revisione e editing, Supervisione, Concettualizzazione. Fabiana De Cristofaro: Scrittura – bozza originale, Metodologia, Concettualizzazione.

Disponibilità dei dati

I dati saranno resi disponibili su richiesta.

* Pubblicato in inglese su https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0954349X26001384#bbib0004.

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¹

We are very grateful to the anonymous referees for the very precious comments

²

The following search algorithms were employed: strike AND wage AND ( empirical OR estimate OR result OR regression OR coefficient ) for studies focusing on wages; and ( “labour share” OR “labour share” OR “labour’s share” OR “labour’s share” OR “income share” OR “wage share” ) AND strike AND ( empirical OR estimate OR result OR regression OR coefficient )for studies focusing on the wage share. The search was restricted to articles classified under the subject areas Social Sciences and Economics, Econometrics and Finance.

³

Many international events affecting the western world as a whole occurred in the time span considered such as the fall of the Bretton Woods agreements, the oil crises of 1973 and 1978 that increased production costs and inflation, the spread of the Regan and Tacher receipts in favour of the free market, primarily by reducing labour costs and many others.

⁴

https://economy-finance.ec.europa.eu/economic-research-and-databases/economic-databases/ameco-database_en

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