Desigualdad de rentas en el primer año de pandemia
Fecha: julio 2022
Eduardo Bandrés*
Indicadores de desigualdad, COVID-19, Prestaciones sociales, Efecto redistributivo
Cuadernos de Información Económica, N.º 289 (julio-agosto 2022)
Los efectos del COVID-19 sobre las rentas primarias de los hogares españoles en el primer año de pandemia se dejaron notar de forma especialmente intensa en los estratos inferiores de ingresos y habrían dado lugar a un fuerte incremento de la desigualdad de no mediar la acción compensatoria de las políticas sociales. Las transferencias públicas corrigieron una parte muy importante de la pérdida de ingresos de los hogares más afectados por el desempleo o la incapacidad, aunque sin poder neutralizar en su totalidad el aumento de la desigualdad. El impacto negativo sobre la renta disponible se focalizó principalmente en el primer decil de la distribución de la renta. Con todo, no puede atribuirse a la crisis pandémica la existencia de situaciones de pobreza en España, sino a factores de carácter más estructural relacionados con bajos niveles educativos y de empleabilidad de una parte de la población, insuficiencia del sistema de rentas mínimas, escasez de ayudas a la familia y limitado importe de las pensiones no contributivas.
La reciente publicación de los resultados de la Encuesta de Condiciones de Vida (ECV) 2021, cuyos datos de ingresos de los hogares corresponden al año 2020, permite analizar el impacto de la crisis económica sobre la distribución personal de la renta en ese primer año de pandemia. El objetivo de esta nota es ofrecer un examen preliminar de los principales indicadores de desigualdad, con especial atención a la comparación entre 2019 y 2020. Trabajos como los de Aspachs et al. (2021), Cantó (2021) y Martínez-Bravo y Sanz (2022) han ofrecido análisis adelantados de los efectos de la crisis derivada del COVID-19 sobre la desigualdad en los primeros meses de pandemia: el primero, a partir de la información en tiempo real sobre salarios y transferencias públicas en más de tres millones de cuentas bancarias; el segundo, mediante simulaciones sobre transiciones entre empleo y paro y sobre las políticas públicas aplicadas; y el tercero, con datos de dos encuestas realizadas en 2020.
La referencia más común en la medición de la desigualdad de rentas es el coeficiente de Gini que, en este trabajo, se toma con valores entre 0 y 100. En 2019, el índice de Gini de la renta disponible equivalente neta anual fue 32,1, aumentando hasta 33,0 en 2020, una diferencia de 0,9 puntos. De este modo, se produce una ruptura de la tendencia descendente iniciada en 2014, tal como puede apreciarse en el gráfico 1. En una primera aproximación, cabe suponer que el efecto de los confinamientos y de las restricciones a la actividad productiva sobre el empleo y el número de horas trabajadas redujo de forma desigual las rentas entre las diferentes ocupaciones, con el consiguiente impacto sobre los indicadores de desigualdad (véase Ocaña et al., 2020).
El índice de Gini de la renta disponible equiva- lente antes de transferencias pasó de 46,9 en 2019 a 50,1 en 2020, una diferencia de 3,2 puntos. En los años de la crisis financiera internacional y la Gran Recesión, su mayor crecimiento entre dos años sucesivos se produjo en 2009 con una diferencia de 2,3 puntos respecto a 2008.
Sin embargo, cabe destacar que frente a una caída del PIB del 10,8 % en 2020, las políticas públicas de protección social permitieron compensar una parte muy importante de la caída de las rentas primarias, por la vía de las prestaciones sociales. De hecho, los datos de la ECV solo detectan una pérdida del 0,18 % en la renta media por persona de los hogares españoles en 2020 respecto a 2019.
Para aislar el efecto de las prestaciones sociales sobre la desigualdad, tomamos los valores del índice de Gini en tres escenarios diferentes: el ya mencionado de la renta disponible equivalente (RDE), el de la renta disponible equivalente antes de cualquier tipo de transferencias sociales, y el de la renta disponible equivalente incluyendo en esta las pensiones, pero no las demás transferencias. Conviene recordar que al referirnos a la renta disponible se han descontado ya los impuestos directos y cotizaciones socia- les sobre los hogares. Como puede comprobarse en el gráfico 2, el índice de Gini de la RDE antes de transferencias pasó de 46,9 en 2019 a 50,1 en 2020, una diferencia de 3,2 puntos, que es un valor muy elevado para producirse en un solo año. De hecho, en los años de la crisis financiera internacional y la Gran Recesión, el mayor crecimiento del índice de Gini de la RDE antes de transferencias entre dos años sucesivos se produjo en 2009 con una diferencia de 2,3 puntos respecto a 2008.
El efecto de las pensiones sobre la desigualdad de rentas ha ido aumentando desde 8,4 puntos del coeficiente de Gini en 2007 hasta 11,8 puntos en 20201. A su vez, el efecto de las demás transferencias (prestaciones por desempleo o por enfermedad, ayudas a familias, ingreso mínimo vital, etc.) sobre la desigualdad alcanzó un máximo de 5,2 puntos de Gini en 2013 y se fue reduciendo posteriormente, conforme descendía la tasa de paro, hasta colocarse en 3,4 puntos en 2019, para volver a aumentar hasta 5,3 puntos en 2020. Así pues, comparando los índices de desigualdad para las tres definiciones de renta disponible se deduce que fue debido a los mecanismos redistributivos de las pensiones y, sobre todo, de las demás prestaciones sociales, que la desigualdad en España creciera únicamente 0,9 puntos del Gini respecto al año 2019, a pesar del enorme impacto de la crisis pandémica sobre la actividad económica y el empleo. En 2020 el gasto público destinado a prestaciones sociales en efectivo aumentó en 31.471 millones de euros, un 16,1 %, respecto a 2019, situándose finalmente en 228.628 millones de euros (IGAE, 2022). En particular, el gasto en protección del desempleo —impulsado en buena medida por los expedientes de regulación temporal de empleo— creció en 22.183 millones, más que duplicando las cifras el año anterior, y el gasto por enfermedad e incapacidad —muy relacionado con el efecto de la COVID-19 sobre la salud— aumentó en 3.074 millones de euros.
Comparando los índices de desigualdad de la renta disponible antes y después de las transferencias públicas, se deduce que fue debido a los mecanismos redistributivos de las pensiones y, sobre todo, de las demás prestaciones sociales, que la desigualdad en España creciera únicamente 0,9 puntos del Gini respecto al año 2019, a pesar del enorme impacto de la crisis pandémica sobre la actividad económica y el empleo.
El mayor efecto redistributivo de las prestaciones sociales en 2020 se percibe también al comparar la evolución de la relación entre la renta media del 20 % de la población con mayores ingresos y del 20 % de la población con menores ingresos (S80/S20), tal como refleja el gráfico 3. Mientras el impacto de los impuestos y las cotizaciones sociales sobre la desigualdad de rentas es muy parecido en 2019 y 2020, el correspondiente a las prestaciones sociales es casi el doble en 2020 atendiendo a la reducción de la ratio S80/S20.
A pesar del efecto reparador de las transferencias públicas, la renta media disponible por persona del primer decir descendió un 9 %, mientras que la de los deciles segundo y tercero lo hizo un 2 %. En el otro extremo de la distribución, la renta media por persona de los deciles noveno y décimo aumentó un 2 %, y la del octavo un 1 %.
La utilización del coeficiente de Gini no revela con precisión la desigualdad entre los extremos de la distribución de la renta disponible, de modo que es conveniente completarla con información sobre los deciles de ingresos y con distintas ratios que relacionan la renta entre los deciles y percentiles superiores e inferiores. Así, a pesar del efecto reparador de las transferencias públicas, la renta media disponible por persona del primer decil descendió un 9 %, mientras que la de los deciles segundo y tercero lo hizo un 2 %. En el otro extremo de la distribución, la renta media por persona de los deciles noveno y décimo aumentó un 2 %, y la del octavo un 1 % (gráfico 4).
En otros términos: mientras el coeficiente de Gini aumentó un 2,8 % entre 2019 y 2020, la ratio S90/ S10 —que mide la relación entre la renta disponible equivalente del 10 % de la población con mayo- res ingresos y del 10 % de la población con menores ingresos— creció un 11,7%, de modo que el aumento de la desigualdad se cifró principalmente en una ampliación de la distancia entre los extremos de la distribución. Esta divergencia se aprecia también tomando la relación entre la renta de los percentiles 90 y 10 (P90/P10), que a su vez puede descomponerse en otras dos ratios, P90/P50 y P50/P10, en las que se toma como referencia intermedia la mediana de la distribución (P50). Como puede verse en el gráfico 5, el aumento de la desigualdad durante la Gran Recesión, aproximado por P90/P10, se debió en más de un 90% a la ampliación de la distancia entre la renta mediana y las rentas inferiores (P50/P10) y solo en un 10 % al crecimiento de las rentas altas respecto a la mediana (P90/P50). Si embargo, en el año 2020 se detecta también un repunte de P90/P50, que explicaría en más de un 35 % el aumento de la distancia entre los percentiles 90 y 10. Parecidos resultados se obtienen cuando la comparación se realiza adoptando como referencia los percentiles 95 y 5. De nuevo se observa que, si bien la distancia entre la mediana y las rentas más bajas (P50/P05) explica unas dos terceras partes del ensanchamiento de la desigualdad en 2020 entre rentas altas y bajas (P95/P05), más de un 30 % se debe al crecimiento de la ratio P95/P50.
Es muy factible además que, conforme se fue normalizando el mercado de trabajo a lo largo de 2021, con el aumento del empleo y la reducción del paro, se haya producido una disminución de los indicadores de desigualdad de rentas, neutralizando en su mayor parte la ampliación la desigualdad del primer año de pandemia.
En todo caso, desde una óptica de atención social a los colectivos con menores ingresos, conviene dirigir el foco hacia el primer decir de la escala de rentas, que por su propia definición abarca en torno a 4,7 millones de personas. En 2020, el límite superior de ingresos por persona de ese 10 % de la población más pobre se situaba en algo menos de 4.200 euros anuales, es decir, 350 euros mensuales. Ahora bien, en el percentil 5 (2,35 millones de personas) esas cifras eran 2.800 euros anuales y 230 mensuales; y en el percentil 1 (470.000 personas), menos de 40 euros mensuales.
Entre los integrantes del primer decil (gráfico 6) se incluyen menores de 16 años (en torno a 1,1 millones), parados (820.000), trabajadores ocupados (1,2 millones), jubilados y pensionistas (unos 400.000) y otros inactivos (1,2 millones). Estos resultados no difieren mucho de sus equivalentes a 2019, de modo que no puede atribuirse en su totalidad a la crisis pandémica la persistencia de situaciones de pobreza como las descritas, sino a factores de carácter más estructural relacionados con bajos niveles educativos y de empleabilidad de una parte de la población, insuficiencia del sistema de rentas mínimas, escasez de ayudas a la familia y limitado importe de las pensiones no contributivas. El núcleo principal está, por tanto, formado por personas en edad de trabajar y población infantil de esos mismos hogares (familias monoparentales encabezadas por mujeres, jóvenes con y sin hijos), en cuyos ingresos se mezclan aspectos relacionados con el mercado de trabajo —actividad, empleo, horas trabajadas, salarios— con otros que tienen que ver con la fiscalidad y las políticas sociales.
Referencias
AspAchs, O., DurAnte, R., GrAziAno, A., Mestres, J., MontAlvo, J. G. y reynAl-Querol, M. (2021). Seguimiento de la desigualdad en tiempo real en España durante la crisis de la COVID-19. Información Comercial Española, 923, pp. 163-179.
cAntó sánchez, O. (2021). Los efectos de la pandemia de la COVID-19 en la distribución de la renta y el papel de las políticas públicas. Información Comercial Española, 923, pp. 145-161.
IGAE (2022). Contabilidad nacional. Serie anual. Clasificación funcional del gasto de las Administraciones Públicas (COFOG). Ministerio de Hacienda y Función Pública.
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Notas
* Funcas y Universidad de Zaragoza.
1 La medición del impacto de las pensiones sobre la desigualdad se realiza aquí con un enfoque estrictamente anual, sin tener en cuenta consideraciones de incidencia vitalicia que nos llevarían a comparar el valor capitalizado de las cotizaciones efectuadas a lo largo de toda la vida activa con el valor descontado de todas las pensiones percibidas durante los años de jubilación.