Empleo, vivienda y RGI. Principales datos para el debate. Luis Sanzo

En una interesante entrevista, Joseba Zalakain planteaba recientemente los límites que, para la sociedad (en este caso la vasca), representaban los cambios observados en la dinámica del empleo o de la vivienda. Unos cambios que podían llegar a hacer inviable la acción paliativa de sistemas de garantías de ingresos como el que representa, en Euskadi, la Renta de Garantía de Ingresos (RGI). Sin empleo digno, o vivienda accesible, la acción compensatoria de un sistema de garantía de este tipo podría llegar a ser inviable.

Las importantes cuestiones planteadas merecen una aportación al debate. Se resumen a continuación los principales datos a tener en cuenta, en el análisis de la relación entre empleo, vivienda y RGI a lo largo del periodo 1996-2016 en Euskadi.

En lo relativo a la evolución del empleo de bienestar hasta 2016

1. Se observa una clara línea de deterioro en el volumen de empleo de bienestar (ver nota 1) a partir de 2008, con una pérdida de alrededor de algo más de 72.000 ocupaciones de este tipo. Esto supone una disminución del 12,7% respecto a la cifra máxima de empleos de bienestar, alcanzada en 2008, con casi 569.000 personas ocupadas en esta categoría de empleos.

2. La caída del empleo de bienestar afecta a todos los sectores de actividad, aunque de forma desigual:

2.1. El principal factor de reducción del empleo de bienestar se relaciona con la evolución de la ocupación en la industria y la construcción, sectores que alcanzan en 2015 el nivel más bajo de ocupación en Euskadi desde 1985. Un 86,1% del empleo de bienestar perdido entre 2008 y 2016 corresponde a la industria y la construcción (37,7% y 48,5%, respectivamente). En ambos sectores, más de la mitad de la caída se vincula a personas no asalariadas (52,7% en la construcción y 55% en la industria). Un hecho particularmente relevante es que, en 2016, el volumen de empleo de bienestar en estos sectores es inferior al existente en 1996.

2.2. Entre 2008 y 2016, el empleo de bienestar se reduce también en el sector servicios, aunque de forma mucho menos intensa que en los dos otros sectores mencionados. La caída es del 2,3% frente al 16,2% de la industria y el 57,2% de la construcción. Apenas supone un 10,7% de la caída absoluta del empleo de bienestar en el periodo considerado.

3. Entre 2008 y 2016, el único tipo de ocupación que avanza en Euskadi es el empleo peor remunerado del sector servicios (+19,2%). La positiva evolución de la ocupación en este sector entre 2008 y 2016, con un incremento general del 7,3%, sólo se vincula por tanto a empleos con ingresos que no llegan al umbral de bienestar mínimo definido.

4. A pesar de la negativa evolución observada, no debe infravalorarse sin embargo el nivel de empleo de bienestar existente en Euskadi. Aunque el volumen de empleo de bienestar existente en 2016 resulta también inferior al de 2004 (-4,5%), un año más realista para la comparación que el 2008 (ver nota 2), el peso relativo del empleo de bienestar llega al 36% de la población de 16 a 64 años en 2016. Se trata de un porcentaje claramente superior al 26,1% de 1996 y al 33,6% del año 2000. El registro supera también el 35,3% de 2004 y es similar al 36,4% de 2012. Sólo se aleja claramente del 40% de 2008.

El pesimismo sobre el estado actual del empleo no tiene en cuenta el enorme impulso al empleo de bienestar que se observa en el sector servicios entre 1996 y 2008. A pesar de la caída posterior a la crisis, las más de 324.000 personas ocupadas con este tipo de empleo en los servicios, en 2016, superan en un 57,8% las existentes en 1996.

Es posible que, sin bases más sólidas en la industria y la construcción, y ante el riesgo de la automatización de parte del sector terciario, esta situación empeore en el futuro en términos de acceso a un empleo de calidad. Pero en 2016 aún se mantiene una realidad comparativamente favorable respecto a lo observado en el periodo 1996-2004.

A diferencia de los años 80 y 90, las perspectivas demográficas resultan además favorables. La salida hacia la jubilación de las generaciones del baby boom de los sesenta y setenta se traducirá en una línea descendente de la población entre 16 y 64 años que podría contribuir a una mejoría de la situación de ocupación de las nuevas generaciones de población trabajadora.

5. La mayor proporción de población empleada en 2016, en comparación con 2004 (65,3% frente a 60,3% en ocupación total; 36% frente a 35,3% en empleos de bienestar), es compatible con un aumento de las situaciones más difíciles ante el empleo en los últimos años. De esta forma, entre 2008 y 2016, el porcentaje de población de 16 a 64 años en hogares sin ingresos por trabajo, o con únicamente un ingreso situado por debajo del umbral de empleo de bienestar, remonta de 20,2 a 25,9%. El porcentaje de 2016 sólo queda por debajo del 33,3% de 1996 y del 30,7% de 2014, superando claramente tanto el 21,5% del año 2000 como las cifras cercanas al 20% de 2004 y 2008. En cifras absolutas, estas situaciones afectan en 2016 a casi 357.000 personas entre 16 y 64 años. Esta cifra supera en un 13,9% la existente en el año 2000, en un 20,6% la de 2004 y en un 23,9% la de 2008.

Entre los principales factores explicativos, además de la desigualdad existente en el acceso a los empleos de bienestar, puede destacarse la fragmentación y aumento del número de hogares (alrededor de un 20%  entre 1996/2000 y 2016) pero también de la presión que representa la inmigración. Entre 2004 y 2016, el incremento del volumen de personas sin ingresos de trabajo, o sólo con acceso a empleos que no garantizan el nivel mínimo de bienestar, se vincula en un 58,4% de los casos a población extranjera o con menos de 10 años de residencia en Euskadi.

En lo relativo a la evolución del precio de la vivienda

1. El aumento de la presión del gasto de acceso a la vivienda es, como señala Joseba Zalakain, otro de los aspectos llamativos de la dinámica social de las dos últimas décadas en Euskadi. En 1996 y 2000, el gasto en alquileres e hipotecas apenas suponía alrededor del 5,5% de los ingresos regulares de los hogares vascos (excluidos ingresos por asistencia social) encabezados por personas en edad activa. El peso de este gasto aumenta de forma progresiva hasta alcanzar el 13,3% en 2012 antes de reducirse al 11,6% en 2016, muy por encima todavía de los porcentajes de 1996 y 2000.

Sin embargo, el principal efecto del aumento de los precios de la vivienda se observa en los grupos más desfavorecidos de la sociedad. En las personas en hogares con ausencia de bienestar, pero no pobres, el peso del gasto en vivienda respecto a los ingresos (sin aportaciones de asistencia social) aumenta de cifras inferiores al 10% en 1996 y 2000 a 24,3% en 2008 y 42,1% en 2016. En el grupo en situación de pobreza real, el impacto es aún más llamativo. El peso sobre los ingresos analizados del gasto en alquileres e hipotecas pasa del 12,9% y 15,7% de 1996 y 2000 al 45,2% de 2008 y el 75,6% de 2012. La proporción apenas se reduce en 2016 hasta el 65,6%.

2. La dinámica observada se asocia al sustancial incremento de la proporción de personas en hogares enfrentados al pago de hipotecas y alquiler en las edades activas. En las personas en hogares con acceso al bienestar, esta proporción pasa de un 21,8% en 1996 a un 42,7% en 2008 y 49,3% en 2014, con una ligera caída, hasta el 46,4%, en 2016 (una cifra también inferior al 47,6% de 2012).

En el caso de las personas en hogares en situación de pobreza real o ausencia de bienestar, la proporción de población enfrentada a estos gastos de alquiler e hipotecas pasa del 29,8% de 1996 al 57,4% en 2008 y un máximo del 78% en 2016.

3. Dentro de los hogares encabezados por población en edad activa y gastos de hipotecas o alquiler, una sustancial diferencia entre los grupos en bienestar y aquellos ajenos al mismo es el destino del gasto en vivienda. En el primer caso, el destino del gasto se dirige muy mayoritariamente (entre un 75,7 y un 83,3% de los casos) a la adquisición de una vivienda en propiedad. En los grupos en ausencia de bienestar o pobreza real, en cambio, siempre resulta determinante el gasto destinado al pago del alquiler. El 51,3% de 1996 llega al 63,7% en 2008 y al 76,6% en 2012, con apenas una ligera variación descendente, hasta el 74,8%, en 2016.

Estos datos revelan que las principales problemáticas ligadas al acceso a la vivienda, en los grupos con mayor nivel de riesgo económico, se vinculan a las dificultades observadas en hacer frente a los alquileres.

4. La dinámica del coste de acceso a la vivienda cambia la percepción existente sobre los periodos de mayor o menor prosperidad económica real en Euskadi.

La consideración de los ingresos mensuales habituales de la población vasca revela que entre 1996 y 2008, el valor medio (en equivalencia per cápita y valores de 2016, sin tener en cuenta recursos de asistencia social) aumenta en Euskadi en un 35,1% (de 954,57 a 1.289,88 euros). Entre 2008 y 2016, los ingresos medios caen un 7%, hasta 1199.80, por encima sin embargo de todos los registros previos a 2004, con un máximo de 1.190,61 en el año 2000.

Tras descontar el gasto en alquileres e hipotecas, el nivel de ingresos mensuales habituales (sin ingresos de asistencia social) alcanza un nivel muy cercano en los años 2000 y 2008: 1.127,11 euros por 1.136,18 en 2008. Estas cifras son superiores, entre un 5,9 y un 6,7%, a las de 2016 (1.060,24 euros) que, sin embargo, superan los 1.026,61 euros de 2004.

Contemplados por separado los distintos grupos en la escala pobreza-bienestar, se comprueba que el valor más alto, en términos de ingresos mensuales habituales tras gastos de vivienda, es siempre superior (antes de las aportaciones de la asistencia social) en el año 2000 que en 2008. La prosperidad económica máxima de 2008 vino así asociada a altos costes asociados, ligados al acceso a la vivienda, que de facto limitaron los ingresos disponibles reales tras el pago de alquileres e hipotecas.

¿Cómo interviene en 2016 el sistema RGI/PCV/AES en el contexto de las dinámicas señaladas?

1. En los hogares de población en edad activa, y respecto al máximo de ingresos después de gastos de vivienda del año 2000, el nivel de ingresos de 2016 (antes de asistencia social) es apenas inferior en un 2,3% en la población en situación de bienestar (1.175,80 euros frente a 1.203,47). La mejora media de ingresos de 41,50 euros se ve compensada con un incremento de 69,18 euros en el coste de acceso a la vivienda. Pero la situación de 2016 no muestra un deterioro sustancial.

2. No ocurre lo mismo en los grupos más desfavorecidos. Así, la caída de ingresos disponibles (tras realización de los gastos de vivienda, y antes de asistencia sociales) es del 55,4% en 2016, respecto al año 2000, en la población en ausencia de bienestar (286,88 euros frente a 642,63). La pérdida de recursos llega al 72,2% en la población en situación de pobreza real (87,60 euros disponibles reales en 2016 frente a 315,32 en el año 2000).

Estas notables caídas en los ingresos disponibles (antes de asistencia social) entre 2000 y 2016 son el resultado de la combinación de dos factores negativos: la reducción de ingresos asociada a la crisis y el aumento del coste de acceso a la vivienda. En el grupo en ausencia de bienestar, la reducción de 355,74 euros disponibles se asocia en un 57,4% a la caída de ingresos y en un 42,6% a aumento del coste de acceso a la vivienda. Los datos son muy similares en el caso de la población en pobreza real, con un 47,6% de la pérdida de 227,72 euros asociada a la reducción de ingresos y un 52,4% al aumento de los costes de acceso a la vivienda.

3. Lo relevante del caso vasco, sin embargo, es la medida en que la política de garantía de ingresos relacionada con la asistencia social autonómica permite compensar en Euskadi el déficit observado, en especial a través del sistema RGI-PCV-AES. En la población en ausencia de bienestar, la caída del 55,4% en ingresos respecto a 2000 es sólo del 7,8% en el gasto efectivamente realizado. El sistema de garantía de ingresos compensa un 46,5% del deterioro asociado a la caída de ingresos y al aumento del precio de la vivienda. Frente a apenas una aportación del 2,2% de los ingresos tras gasto de vivienda en el año 2000, la aportación del sistema equivale a un 57,7% en 2016 (2,2% frente a 25% en términos de la aportación asistencial al total de ingresos).

En la población pobre, la reducción del 72,2% en ingresos respecto a 2000 es sólo del 2,5% en el gasto efectivamente realizado. El sistema de garantía de ingresos compensa un 91,8% del deterioro asociado a la caída de ingresos y L aumento del precio de la vivienda. Frente a una aportación del 22,5% de los ingresos tras gasto de vivienda en el año 2000, la aportación del sistema pasa al 44% en 2004, al 97,8% en 2008 y al 370,4% en 2012. Es aún del 238,6% tras la recuperación en 2016. En términos de la aportación asistencial al el total de ingresos de los grupos pobres, el aumento es del 15,9% en el año 2000 al 23,2% en 2004, el 34,9% en 2008 y el 47,5% en 2012. Es  todavía 45,1% en 2016.

4. A pesar del extraordinario esfuerzo realizado, en un contexto de desistimiento del Estado y de fuerte presión inmigratoria, el déficit de ingresos respecto al gasto empieza a ser significativo en los últimos años para la población. Es del 8,2% en 2016 en grupos en ausencia de bienestar. Era del 17,2% en 2012 en los grupos pobres, llegando al 19,4% en 2016.

Sin embargo, en este contexto difícil, el sistema RGI/PCV/AES ha seguido contribuyendo a prevenir con cierto éxito  la pobreza en Euskadi. Es uno de los hechos que explican que el País Vasco se sitúe en 2016 por debajo de cualquiera de los estados de la UE en el indicador más relacionado con la medición de la seguridad económica a largo plazo (la proporción de personas en hogares sin recursos para hacer frente a gastos extraordinarios).

Notas

(1) En una perspectiva a largo plazo, el nivel mínimo esperado por una persona sola para llegar a fin de mes se sitúa por término medio en 1.363,56 euros netos mensuales de 2016. En esta cifra podría situarse el umbral razonable de un ingreso laboral capaz de facilitar un mínimo bienestar, o ingreso de bienestar. Este artículo parte de ese valor como referencia de acercamiento al empleo de bienestar, con una mínima calidad por tanto en términos de ingresos netos.

(2) El análisis a largo plazo de los cambios observados en los últimos años toma en general como año de referencia a 2008, un procedimiento que tiene mucho de irreal. El periodo final del boom económico supuso una efímera edad de prosperidad económica que apenas duró unos pocos años. Se trató de un periodo tan breve y fugaz como la combinación de algunas de las dinámicas económicas que lo hicieron posible, en particular el boom totalmente coyuntural del empleo de bienestar en la construcción, con sus efectos expansivos indirectos en la industria y en los propios servicios.

Los indicadores de pobreza real en España. Periodo 2016-2017. Luis Sanzo

El presente artículo trata de profundizar en el intento de ofrecer para el conjunto de España, y en la línea de la Encuesta de Pobreza y Desigualdades Sociales de Euskadi, indicadores de pobreza que reflejen las situaciones reales y no meramente situaciones de riesgo, entendidas además en sentido extenso.

Uno de los fundamentos básicos de la EPDS es la idea de que las situaciones de pobreza real no son consecuencia automática de la presencia de determinados factores de riesgo, sino que dependen de la posición de los hogares ante las distintas dimensiones de pobreza. Los factores de riesgo no se limitan, además, a una insuficiencia temporal de ingresos. También son relevantes la falta de acceso a ciertos bienes y servicios de consumo duradero o la ausencia de un patrimonio de reserva adecuado para afrontar situaciones de crisis.

Partiendo de este planteamiento, además de los tradicionales indicadores de riesgo en la dimensión de ingresos, la EPDS ofrece indicadores similares en la dimensión asociada a las condiciones de vida a medio y largo plazo, y a modo de síntesis del impacto combinado de las situaciones observadas en esas dos dimensiones, un indicador final de pobreza real. Este artículo trata de ofrecer, siguiendo la metodología que se explica en Anexo, y que mejora la presentada en su momento en un artículo similar hasta el año 2016, una estimación del impacto de estas situaciones de pobreza real en España.

Se presentan a continuación los resultados actualizados a 2017. Se trata de unos resultados que es preciso abordar con la prudencia asociada a los límites muestrales que afectan a los datos de ciertos grupos sociales minoritarios y a ciertas comunidades autónomas con menor población (los datos de Illes Balears, en particular, exigirían mayor contraste).

Antes de profundizar en las distintas cuestiones, y a modo de resumen, es preciso destacar de partida que mejora la incidencia de la pobreza real en España en 2017. No obstante, esta problemática sigue afectando a más de un 10% de la población. No se trata por tanto de una cuestión marginal. La problemática de la pobreza sigue teniendo una incidencia relevante, tal y como también sucedía al final del boom económico de primeros de siglo.

Aunque se mantienen en general las diferencias estructurales que se observaban en 2008-2009, tanto por comunidades autónomas como por tipos de hogar, algunas dinámicas recientes indican la existencia de algunos cambios relevantes. En la dimensión territorial destacan en particular los siguientes aspectos:

  1. Se observa una presión alcista de las situaciones de pobreza real, en especial de las asociadas a consecuencias sociales graves o muy graves, en las zonas con un sistema de rentas mínimas más desarrollado. Esta realidad es en gran medida el reflejo del papel de refugio socioeconómico que desempeñan en España durante la crisis territorios como Asturias o Navarra y, muy especialmente, Euskadi.
  2. Destaca igualmente el fuerte deterioro de la situación social en Illes Balears, en contraste con la mejor evolución que, entre 2014 y 2017, caracteriza a Madrid y Cataluña, otras de las comunidades autónomas con mayor coste de la vida.
  3. También es relevante el avance de las situaciones de pobreza real en algunas comunidades del sur, en particular Extremadura y en menor medida Castilla-La Mancha, un deterioro que comparte Canarias en lo relativo a las formas graves y muy graves de pobreza real. En todos estos casos se detectan en 2017 tasas superiores de pobreza real que las observadas en 2008. El conjunto formado por Andalucía, Murcia y la Comunidad Valenciana también se caracteriza por un mayor impacto de la pobreza real en 2017 aunque, a diferencia de las regiones señaladas, se detecta una generalizada evolución favorable en el periodo de recuperación 2014-2017.

En lo relativo a los tipos de hogar, la línea de mejora que caracteriza al periodo 2014-2017 es mucho más nítida. No obstante, en este caso también deben introducirse algunos matices, en especial los siguientes:

  1. Aunque se trata del grupo menos afectado por la pobreza real, llama la atención en 2017 el repunte de la pobreza real en los hogares de personas mayores de 65 años.
  2. A pesar de la mejora que se observa entre 2014 y 2017, y respecto a lo observado en 2009, la incidencia de la pobreza real sigue siendo superior en 2017 en los hogares con niños y niñas dependientes, en hogares de adultos menores de 65 años sin personas dependientes y entre los hombres solos menores de 65 años. En estos grupos, la parte más positiva a señalar es una reducción en los hogares con menores del impacto de las formas de pobreza real con impacto grave o muy grave que acerca las tasas de 2017 a las de 2009.
  3. Aunque los últimos años mejoran los niveles de precariedad en los hogares de mujeres solas menores de 65 años y en los hogares monoparentales, la gran mayoría asociada a este tipo de mujeres, las tasas de pobreza real se mantienen desproporcionadamente altas en este grupo en 2017. Además, el impacto de la pobreza real con impacto social grave o muy grave sigue siendo superior en 2017 a la de 2009.

Tras este resumen introductorio, se detallan a continuación los principales resultados.

ASPECTOS GENERALES

El impacto de la pobreza real se reduce en España en el periodo 2016-2017

Tal y como puede comprobarse en el gráfico 1, la incidencia de la pobreza real disminuye en 2017. Después de afectar a un 12,9% de la población española en el punto culminante de la crisis social, en 2014, en 2017 el impacto se reduce al 10,9%. Aunque se acerca al 9,6% registrado para el periodo 2008-2009, la incidencia de la pobreza real sigue siendo en 2017 algo superior (+1,3 puntos porcentuales).

La evolución de la pobreza real con impacto social grave/muy grave es muy similar. El 5,9% de 2017 muestra una línea descendente respecto al 7,4% de 2014 pero sigue siendo superior, en  0,8 puntos porcentuales, al 5,1% de 2009.

Gráfico 1

Grafíco 1

Las diferencias territoriales en el impacto de la pobreza real siguen siendo significativas

En el gráfico 2 puede comprobarse que se mantienen en 2017 las sustanciales diferencias existentes en la incidencia de las situaciones de pobreza real, con un impacto más de cuatro veces superior entre las comunidades más y menos afectas.

En la parte más favorecida, con tasas de pobreza real inferiores a la media, el grupo de comunidades autónomas menos afectadas (entre un 3,9 y un 6,2% de la población) incluye, por un lado, al País Vasco y Navarra y, por otro, a Cantabria, Castilla-León, La Rioja y Aragón. Algo por encima, Galicia y Cataluña se sitúan entre el 7,9 y el 8,3%. Más cerca de la media, la incidencia es del 9,5% en Asturias y del 10,7% en Madrid.

En la parte más afectada, con tasas de pobreza real superiores a la media española, la incidencia llega al 12% en Murcia y a cifras entre 13,2 y 14,4% en Extremadura, Castilla-La Mancha, Andalucía y Canarias. Por encima, los niveles más elevado corresponden a la Comunidad Valenciana y a Illes Balears (15,6 y 17,9%, respectivamente).

Gráfico 2

Gráfico 2

El gráfico 3 muestra los datos relativos a la incidencia de la pobreza real con impacto social grave o muy grave. Aunque las diferencias son similares, se observan algunas significativas diferencias.

En la parte más favorecida, las tasas más bajas, entre 0,9 y 1,9% de la población, corresponden a Castilla-León, La Rioja y Aragón. Cantabria, País Vasco y Navarra se sitúan entre el 3,2 y el 4%, unas cifras a las que se acercan, entre un 4,2 y un 4,4% Galicia y Cataluña. En niveles cercanos al 5,9% de España vuelven a situarse Madrid, con un 5,4%, y Asturias, algo por encima en este caso del nivel español (6,6%). Castilla-La Mancha se incluye en este último grupo, con un 6,2%.

Claramente por encima de la media española, Murcia, Comunidad Valenciana, Andalucía y Extremadura se sitúan entre un 7,3 y un 8,6%. Los niveles más altos corresponden a Canarias e Illes Balears (10,3 y 10,8%, respectivamente).

Gráfico 3

Gráfico 3

Las diferencias siguen siendo igualmente importantes por grupos sociales

Las diferencias, recogidas en el gráfico 4, también siguen siendo relevantes por grupos sociales en 2016-2017. En términos del indicador general de pobreza real, las tasas se alejan claramente por debajo de la media española, con niveles entre 4,7 y 4,9%, en algunos grupos de personas mayores de 65 años, tanto en hogares con dos adultos como en hombres solos. Aunque todavía por debajo de la media española, la cifra es bastante más alta entre mujeres solas mayores de 65 años (8,9%) así como en los hogares de dos adultos menores de 65 años y sin niños o niñas dependientes (7,4%).

En la parte más desfavorecida, las tasas de pobreza real siguen siendo superiores a la media española en hogares con presencia de niños y niñas dependientes (12,2%). Con niveles superiores al 20%, las tasas más altas de pobreza real corresponden a las personas solas menores de 65 años (22,6% en hombres y 23,2% en mujeres). El máximo corresponde a las familias monoparentales con niños o niñas dependientes, con un 27,8%.

La imagen es muy similar al considerar el indicador de pobreza real con impacto social grave o muy grave aunque con algunos matices. Las mejores posiciones corresponde en este caso a los distintos grupos con personas mayores de 65 años, con una incidencia entre el 1,6 y el 3,2%, con un 4,3% en los hogares de dos adultos menores de 65 años y sin niños o niñas dependientes. Con un 6,9%, la tasa vuelve a superar  la media en hogares con presencia de niños y niñas dependientes. En las personas solas menores de 65 años la tasa supera el 10%, con un 10,7% entre las mujeres y un 11,1% entre los hombres. El máximo, con un 16,6%, vuelve a corresponder a las familias monoparentales con niños o niñas dependientes.

Gráfico 4

Gráfico 4

ASPECTOS RELATIVOS A LA EVOLUCIÓN POR COMUNIDADES AUTÓNOMAS

La dinámica territorial por comunidades autónomas resulta muy diferente entre 2008-2009 y 2016-2017 y aporta algunos elementos de interés para el análisis, tal y como puede analizarse en los gráficos 5 y 6.

El primero de estos aspectos se vincula a la diferente evolución de las comunidades autónomas con menor impacto de la pobreza real durante todo el periodo de crisis. Destaca así en el gráfico 5 la mejor dinámica diferencial de las comunidades autónomas de Galicia, Cantabria, Castilla-León, La Rioja y Aragón que la que corresponde a los tres territorios que, como Asturias, Euskadi y Navarra, han destacado por el esfuerzo realizado con sus sistemas de rentas mínimas durante la crisis. De esta forma, mientras la primera zona superaba en 1,8 puntos la tasa de pobreza real de Asturias, Euskadi y Navarra en 2009 (5,7 frente a 3,9%), en 2017 queda 0,4 puntos por debajo (5,9% frente a 6,3%).

Esta diferente evolución es aún más llamativa al considerar en el gráfico 6 el indicador de pobreza real con impacto social grave o muy grave. En este caso, la zona de Galicia, Cantabria, Castilla-León, La Rioja y Aragón superaba en 1,4 puntos a Asturias, Euskadi y Navarra en 2009 (3,0 frente a 1,6%). En 2017, en cambio, tiene una incidencia del fenómeno social analizado 2,1 puntos inferior (2,5 frente a 4,6%).

Lo más llamativo en la dinámica observada es que, a diferencia de lo que se observa en las otras comunidades autónomas consideradas, la recuperación económica apenas se traduce en Asturias, País Vasco y Navarra en mejoría en las tasas. La tasa de pobreza real, que había aumentado de 3,9 a 6,7% entre 2009 y 2014, se mantiene en 6,3% en 2017 (con un descenso del 7,6 al 5,9% en Galicia, Cantabria, Castilla-León, La Rioja y Aragón). El indicador de pobreza real con impacto social grave o muy grave apenas varía entre 2014 y 2017, pasando de 4,7 a 4,6% en el conjunto formado por Asturias, País Vasco y Navarra, mientras se reduce de 4,1 a 2,5% en las otras cinco comunidades autónomas.

La dinámica observada no puede entenderse sin la función “refugio” que la zona de Asturias, Euskadi y Navarra, con mayor o menor impacto según los casos, cumple en este periodo. En parte por su sistema de protección social pero también, en especial en el País Vasco y Navarra, por la mayor resistencia del empleo, con una tasa de paro muy inferior a la española, estas comunidades autónomas acogen durante el largo periodo de la crisis a una parte de la población, en especial  extranjera, que se queda sin expectativas en otros territorios españoles. En el caso de la población nacida en el extranjero, mientras en el conjunto de España se observa un aumento de esta población del 5,4% entre 2008 y 2018 y del 4% en Galicia, Cantabria, Castilla-León, La Rioja y Aragón, el aumento es cercano al 20% en Asturias y Navarra y llega al 44,7% en Euskadi.

La otra cara de este papel solidario de refugio socioeconómico entre 2008 y 2017 para colectivos en situación precaria es una mayor presión de las situaciones potenciales de pobreza en Asturias, Navarra y, muy especialmente, Euskadi.

Gráfico 5

Gráfico 5

Gráfico 6

Gráfico 6

Una segunda dinámica relevante es la que afecta a las zonas con mayor nivel de precios en España (Madrid, Cataluña y Baleares). Estas comunidades autónomas que, en 2014, habían llegado a tener un impacto muy elevado de la pobreza real, con cifras del 13% en Madrid/Cataluña y del 14,9% en Illes Baleares, muestran una evolución diferenciada durante la fase reciente de recuperación. Mientras en Baleares la pobreza real sigue aumentando, hasta un 17,9%, 4,5 puntos por encima del 13,4% de 2009, en las otras dos comunidades autónomas se observa una evidente mejora en los últimos años. El 9,4% de 2017 queda así por debajo no sólo del 13% de 2014 sino también del 11,4% de 2009.

Los datos relativos a la pobreza real con impacto social grave o muy grave muestran una evolución similar. Aunque en Illes Balears, la incidencia de esta forma de pobreza grave se reduce ligeramente entre 2014 y 2017 (de 11,0 a 10,8%), el registro de 2017 es superior al 9% de 2009. En Madrid/Cataluña, en cambio, después de aumentar de 5,4 a 7,4% entre 2009 y 2017, la tasa se reduce al 4,9% en 2017, muy cerca del 4,6% que se observa en el conjunto formado por Asturias, Euskadi y Navarra.

Es importante mencionar que esta evolución debe analizarse en paralelo a la evolución del coste percibido de acceso al bienestar. Mientras sigue sustancialmente al alza en Illes Balears, se observa una significativa caída de la necesidad percibida en Madrid y Cataluña. La dinámica de los precios de la vivienda debe tenerse en cuenta en esta evolución contradictoria, con aumentos del precio del alquiler muy llamativos en Illes Balears (ver aquí, por ejemplo). El precio de la vivienda no sólo es superior en ese territorio respecto a las otros dos comunidades consideradas, y experimenta un fuerte aumento ya en 2016, sino que la recuperación de los precios en Madrid y Barcelona podría ser compatible con una reducción efectiva de la necesidad a través de la salida de parte de la población más precaria hacia la periferia, con menor nivel de precios. Se trata de una cuestión que habrá que seguir y evaluar en el futuro, en especial si la subida de precios se extiende hacia la periferia de las grandes ciudades y se consolida  en los próximos años una dinámica similar a la de Illes Balears.

El tercer aspecto a destacar es el deterioro comparado de la situación en Extremadura y Castilla-La Mancha. En estas dos regiones, la incidencia de la pobreza real, también en sus formas más graves, es muy superior en 2017 a la que se observa en 2008 y, salvo en Castilla-La Mancha en lo relativo a las formas más graves, los indicadores tienden a deteriorarse entre 2014 y 2017. En lo relativo al indicador de pobreza real, en concreto, el indicador conjunto para estas dos regiones aumenta de 6,7% en 2009 a 10,7% en 2014 y 13,6% en 2017, casi siete puntos por encima de lo observado en 2009. A pesar de la señalada mejora en Castilla-La Mancha, la pobreza real con impacto social grave o muy grave también aumenta para el conjunto formado por estas dos regiones. El indicador pasa, en este sentido, de 2,5% en 2008 a 6% en 2014 y 6,9% en 2017.

Con la excepción de Murcia en lo relativo al indicador general, y en relación a la situación de 2009, la incidencia de la pobreza real también es claramente superior en 2017 en el conjunto formado por Andalucía, Comunidad Valenciana y Murcia. Así, en el indicador general de pobreza real, el 14,3% de 2017 supera en 4,5 puntos el 10,8% de 2009. Lo mismo sucede con las formas de pobreza real con impacto social grave o muy grave, con un 7,6% en 2017 que supera en 1,2 puntos el 6,4% de 2014. En este grupo de comunidades autónomas, sin embargo, se detecta una clara mejora entre 2014 y 2017, tanto en el indicador general de pobreza real (de 16,8 a 14,3%) como, de forma muy clara, en lo relativo a las formas graves y muy graves (de 9,9 a 7,6%).

 La situación de Canarias es más compleja. Mientras la recuperación se traduce en una caída del indicador general de pobreza real entre 2014 y 2017, con un 13,9% en este último año que es inferior tanto al 16,2% de 2014 como al 15,8% de 2008, en 2017 se detecta un nítido deterioro de la situación en lo relativo a las formas más graves. De esta forma, el indicador de pobreza real con impacto social grave o muy grave aumenta en Canarias de 7% en 2014 a 10,3% en 2017, un nivel que se sitúa un punto porcentual por encima del 9,3% de 2009.

ASPECTOS RELATIVOS A LOS TIPOS DE HOGAR

La evolución reciente por tipos de hogar es más favorable, con mejoras en casi todos los grupos en la fase reciente de recuperación económica, tal y como puede observarse en los gráficos 7 y 8. Pero algunos matices deben ser igualmente introducidos en este punto.

En primer lugar, y aunque sigue siendo el grupo menos afectado por la precariedad económica, llama la atención el aumento entre 2014 y 2017 de las formas de pobreza real en los hogares de personas mayores de 65 años. El incremento es muy limitado en el caso de pobreza real con impacto grave o muy grave (de 1,6 a 2% en el periodo considerado, todavía por debajo del 2,2% de 2009). Es más llamativo en lo relativo al indicador general de pobreza real (de 4,2 a 5,6%) aunque el nivel de 2008 queda muy por debajo del 8,2% de 2009.

El segundo aspecto a señalar es que, a pesar de la mejora del periodo 2014-2017 que se detecta en algunos grupos, las tasas de pobreza real siguen siendo superiores en 2017 a las de 2009 en algunos tipos de hogar. En lo relativo al indicador general, esto es particularmente claro en el caso de hombres solos menores de 65 años, con una caída del 31,5% de 2014 al 22,6% de 2017, en un nivel que sin embargo se mantiene aún muy por encima del 16,2% de 2009. Lo mismo se observa en el caso de pobreza real con impacto grave o muy grave, con un 11,1% en 2017 que es claramente inferior al 16,9% de 2014 pero que también supera con nitidez el 6,6% de 2009.

En los hogares con niños o niñas dependientes, la tasa de pobreza grave de 2017 también supera la de 2009 (12,2% frente a 11,4%) aunque se observa una significativa mejora respecto al 15,3% de 2014. La mejora es más clara en lo relativo a las formas graves o muy graves, con una reducción del 9,2 al 6,9% entre 2014 y 2017, en niveles ya cercanos al 6,8% de 2009.

En los hogares de adultos menores de 65 años y sin menores dependientes, la tasa de pobreza real se reduce del 8,2 al 7,4% entre 2014 y 2017 pero se mantiene muy por encima del 4,7% de 2009. Las formas de pobreza real con impacto grave o muy grave también tienen mayor incidencia en 2017 que en 2009 (4,3 frente a 2,6%), en línea sólo ligeramente descendente respecto al 5% de 2014. Se trata sin embargo de un grupo con menor impacto comparativo de la pobreza real en España.

Aunque en los últimos años mejoran las tasas en los hogares de mujeres solas menores de 65 años y en los hogares monoparentales, la gran mayoría asociada a este tipo de mujeres, las tasas de pobreza real se mantienen muy altas en este grupo en 2017. Llegan al 25,8%, apenas algo por debajo del 28% de 2009 y del 28,7% de 2014. Además, en este grupo, el impacto de la pobreza real con impacto social grave o muy grave sigue siendo superior en 2017 a la de 2009. Aunque se reduce del 14,6% al 14% entre 2014 y 2017, el impacto de esta forma de pobreza en los grupos considerados supera el 12,6% de 2009.

Gráfico 7                                                                                                                                                    Gráfico 7

Gráfico 8

Gráfico 8

ANEXO ESTADÍSTICO

gRÁFICO 9

ANEXO METODOLÓGICO

La aproximación al estudio del impacto de la pobreza real se basa en el intento de aplicar los principios utilizados en la EPDS vasca a los datos de la ECV para el conjunto de España. La EPDS revela, en este sentido, que las situaciones reales de pobreza no sólo dependen de la situación de ingresos existente sino del acceso adecuado a bienes y servicios de consumo a medio y largo plazo y de un mínimo patrimonio de reserva para afrontar situaciones de crisis.

Teniendo en cuenta algunas limitaciones de información de la ECV, se ha determinado qué información disponible en esta última encuesta podría servir para obtener una aproximación al indicador de pobreza real de la EPDS. Del análisis realizado, se concluye que pueden considerarse en situación de pobreza real a los hogares en los que se detectan, en la ECV, las siguientes situaciones:

  1. Disponer de ingresos inferiores al 40% de la mediana de ingresos equivalentes PPAB/PPCC por unidad de consumo y tener alguno de los problemas considerados en el análisis, ya se trate de problemas estructurales relacionados con las condiciones de vida o el acceso a un mínimo patrimonio de reserva, de problemas de alimentación (pregunta HS050 de la ECV) o de acceso a una temperatura adecuada (pregunta HH050 de la ECV), o de cualquier tipo de impago.
  2. Disponer de ingresos entre el 40% y el 50% de la mediana de ingresos equivalentes PPAB/PPC por unidad de consumo, tener problemas estructurales asociados, relacionados con las condiciones de vida o un mínimo patrimonio de reserva y, además, una situación en la que se combinan problemas de impago (uno o más) y falta de cobertura de las necesidades de alimentación.
  3. Disponer de ingresos entre el 50% y el 60% de la mediana de ingresos equivalentes PPAB/PPC por unidad de consumo, tener problemas estructurales asociados, relacionados con las condiciones de vida o un mínimo patrimonio de reserva y, además, una situación en la que se combinan problemas graves de impago (dos o más) y problemas para alcanzar una temperatura adecuada durante los meses de invierno.

Se considera que existen problemas estructurales asociados, relacionados con las condiciones de vida o un mínimo patrimonio de reserva, cuando está presente en el hogar alguna de las siguientes circunstancias:

*  Falta de capacidad para afrontar gastos imprevistos.

*  Tres o más carencias en lo relativo al acceso a los siguientes bienes (teléfono, TV color, ordenador, lavadora).

*  Ausencia de agua corriente, o bañera/ducha, en la vivienda o sus anexos.

Por su parte, la aproximación a los impagos tiene en cuenta, de forma acumulada, los distintos tipos de impagos previstos en la ECV (HS011, HS021 y HS031).

En la aproximación a la disposición de ingresos se ha tenido en cuenta el impacto diferencial de los precios por territorios. A tales efectos, y tomando la media española como base de referencia, en la ECV se han ajustado (al alza o a la baja) los ingresos reales de los hogares a las paridades de poder de compra (PPC) entre comunidades autónomas, determinadas en términos de garantía de un nivel de bienestar equivalente para distintos niveles de precio.

Estas PPC se han estimado a partir de las respuestas ofrecidas por los hogares en la pregunta de la ECV relativa a la cuantía necesaria para llegar a fin de mes (HS130), calculada por unidad de consumo. Dado el limitado tamaño muestral de esta operación estadística, y teniendo en cuenta dinámicas cercanas de percepción de costes asociados a la idea de llegar a fin de mes, la aproximación se ha realizado para las siguientes comunidades autónomas o agrupaciones de comunidades autónomas:

En el estudio, se han determinado igualmente unas situaciones de especial gravedad dentro de la pobreza real, entendiendo por tales aquellas que vienen asociadas a consecuencias sociales muy graves para las personas afectadas (impacto social grave o muy grave). En este sentido, las situaciones de pobreza con impacto social grave o muy grave son aquellas en las que, además de pobreza real, están presentes algunas de las siguientes situaciones:

  1. Problemas de impagos (uno o más), indicativos de una línea de endeudamiento muy grave.
  2. Problemas de falta de cobertura de las necesidades de alimentación, indicativos de una inseguridad muy grave en el acceso a la alimentación.
  3. Problemas para alcanzar una temperatura adecuada durante los meses de invierno, indicativos de condiciones muy graves de pobreza energética.
  4. Problemas estructurales graves: tres o más carencias en lo relativo al acceso a los siguientes bienes (teléfono, TV color, ordenador, lavadora), ausencia de agua corriente, o bañera/ducha, en la vivienda o sus anexos.

Se entiende que, al asociarse a una situación general de pobreza real, la presencia de alguna de estas realidades es indicativa de un proceso muy grave de empobrecimiento o desacumulación.

Aproximación PPAB/PPC

En la aproximación a las posiciones respecto a la mediana de ingresos, el estudio trata igualmente de neutralizar el impacto de las estructuras de costes diferenciadas, ligadas además al ciclo de vida, que se detectan en las determinadas comunidades autónomas. En este sentido, la aproximación a la estimación de la mediana de ingresos equivalentes se basa en un ajuste de los ingresos que permita obtener unos resultados ajustados, comparables y armonizados para el conjunto de las comunidades autónomas españolas.

El punto de partida es la determinación de una escala de equivalencia basada en la percepción real de la población. La experiencia histórica muestra que las escalas de equivalencia utilizadas habitualmente en el estudio de la pobreza y el bienestar en España no se ajustan adecuadamente a la realidad. Frente a los métodos que utilizan una escala de equivalencia prefijada, como el usado por Eurostat, se obtiene en el estudio una escala ad-hoc que se basa en la propia percepción de la población.

A tales efectos, se calcula la media de ingresos considerados necesarios para llegar a fin de mes para una serie de tipos de hogar. De cara a la estimación de estos ingresos necesarios, la ECV permite utilizar una pregunta específica que facilita la posición de cada hogar respecto a un indicador, directamente asociado a la medición del bienestar. Se trata de la pregunta HS130 que recoge los ingresos mínimos para llegar a fin de mes. La aproximación tiene en cuenta la edad de la persona principal, el tamaño del hogar y su composición ((Personas solas, Adultos sin hijos/as, Familias monoparentales, Parejas y otros hogares con hijos/as), teniendo en cuenta la necesidad de contar con una base muestral que resulte suficiente para cada tipo de hogar. A partir de las medias obtenidas para cada tipo de hogar, se determina la escala de equivalencia resultante para cada uno de los años analizados. Aplicando las escalas de equivalencia obtenidas de esta forma, se estiman a continuación los ingresos equivalentes per cápita de cada hogar.

Para disponer de datos de ingresos que sean comparables en el conjunto de España, y con los ingresos equivalentes ya disponibles en la forma señalada, se calculan a continuación los ingresos necesarios para llegar a fin de mes en cada comunidad autónoma y para tres grupos de hogares, delimitados en función de la edad de la persona principal (menos de 45 años, 45-64 y mayores de 65 años). El coste medio de acceso al bienestar para el conjunto de la comunidad se estima en base a la media estandarizada de las medias parciales por grupos de edad, tomando como base común la distribución de los hogares por grupos de edad en el conjunto de España.

Una vez obtenida la media estandarizada de los ingresos necesarios, se determina un factor de ajuste que refleja el coste diferencial de acceder al bienestar en cada comunidad autónoma. Este factor funciona a modo de Paridad de Poder de Acceso al Bienestar (PPAB) con unos ingresos dados. Este factor de ajuste se aplica a los ingresos equivalentes disponibles antes de calcular la mediana de ingresos que se utiliza en el estudio. El factor PPAB actúa en una línea similar a la que resultaría de la obtención de cifras en paridades de poder de compra (PPC).

Debe recordarse finalmente, para entender el significado de los ingresos PPAB/PPC considerados, que éstos se obtienen siempre para a la renta estimada correspondiente al año anterior al de realización de cada operación anual de la ECV. Los indicadores estructurales corresponden en cambio al año de realización de la ECV. En el estudio se consideran tres periodos: 2008-2009, 2013-2014 y 2016-2017. La referencia son estos periodos aunque habitualmente la redacción habla, de forma simplificada, del año de aplicación de la ECV (2009, 2014 y 2017).

Algo no va bien en España y tiene que ver con la precariedad económica. Una aproximación a los datos de fecundidad de 2017. Luis Sanzo González

La presentación de los indicadores demográficos del INE, el pasado 19 de junio, permite señalar algunas cuestiones relevantes respecto al impacto que, en la fecundidad, está teniendo la dinámica económica actual.

Los principales resultados a destacar se presentan a continuación. Como conclusión básica de estos resultados cabe quedarse con tres aspectos clave:

a) En primer lugar, en tanto que variable muy directamente asociada a las variaciones de bienestar económico de la población adulta joven, la evolución a la baja que se observa entre 2016 y 2017 en la fecundidad, en pleno impulso del crecimiento del PIB, muestra que algo no va bien en la realidad socioeconómica española. Dado que los efectos de la temporalidad y la parcialidad fueron compatibles con un cierto repunte de los indicadores de fecundidad entre 2013 y 2016, cabe pensar que la hipótesis más probable del deterioro subyacente se vincula al fuerte repunte alcista en los precios de la vivienda.

b) En segundo lugar, aunque el País Vasco también participa de la línea descendente de la fecundidad entre 2016 y 2017, el aumento del número de hijos/as por mujer en esta comunidad autónoma durante la crisis 2008-2013 indica el efecto diferencial que tiene en la fecundidad un marco socioeconómico estable. A unas tasas de paro comparativamente bajas en este territorio durante la crisis se unen dos factores importantes en el periodo: una deflación de precios de la vivienda hasta 2014 y la protección diferencial que representa en Euskadi el sistema de garantía de ingresos.

c) Destaca finalmente, como conclusión principal, que el aumento del coste de acceso a la vivienda podría tener, de mantenerse, importantes consecuencias sociales para la prevención de la pobreza y otras formas de ausencia de bienestar, en especial entre la población adulta joven, limitando de nuevo sus posibilidades de acceso a la emancipación y una vida independiente. Los datos sobre pobreza encubierta en España, decisivos en la evolución de la fecundidad, indican que se trata de un problema serio en la España actual.

La recuperación económica viene acompañada, en la actual fase de desarrollo, de una significativa y generalizada caída de la fecundidad

Como se observa en el gráfico 1, durante el periodo del boom económico en España, el indicador coyuntural de fecundidad (ICF), que recoge el número de hijos/as por mujer, había crecido de forma ininterrumpida desde el 1,13 de 1998, tras la crisis económica de la primera mitad de los años 90, a 1,45 en 2008. La crisis financiera se traduce en una caída posterior que sitúa el indicador en 1,27 hijos/as por mujer en 2013. La recuperación económica viene acompañada de una nueva mejora, con una cifra de 1,34 en 2016. De forma significativa, sin embargo, 2017 marca una caída que lleva el nivel del ICF a 1,31.

Esta reducción del ICF es tanto más llamativa como que contrasta con la buena evolución de los indicadores de crecimiento económico. Como se ha podido comprobar, entre 1998 y 2008 la recuperación económica siempre vino acompañada en España de un avance en los niveles del indicador de fecundidad considerado. La situación observada en 2017 resulta, por ello, atípica y preocupante.

Gráfico 1

Gráfico 1

Tal y como puede verse en el gráfico 2, la línea descendente del ICF entre 2016 y 2017 caracteriza de forma específica a las mujeres con nacionalidad española, pasando el indicador de 1,28 a 1,25 entre 2016 y 2017. Pero, en este caso, el ICF se estanca ya entre 2015 y 2016, con un crecimiento además limitado respecto al 1,24 de 2013. En algunas comunidades autónomas, de forma significativa en la de Madrid, la línea descendente se inicia ya a partir de 2015, con una reducción de 1,32 a 1,26 hasta 2017 en el número de hijos/as por mujer.

En el caso de las mujeres españolas, la nueva caída de la fecundidad se suma a la observada desde el 1,35 de 2008. En realidad, el 1,25 de 2017 supone retroceder a niveles propios de los años 2002 y 2003.

Gráfico 2

Gráfico 2

El gráfico 3 muestra la dinámica del ICF en las mujeres extranjeras en España. En este caso, y con la excepción de los años 2005 a 2008, se observa una línea tendencialmente descendente de la fecundidad entre 2002 y 2013. Se pasa así de 1,86 hijos por mujer en 2002 a 1,53 en 2013. La recuperación se traduce sin embargo en una significativa recuperación, con un ICF de 1,72 en 2016. Pero 2017 también marca un cambio de tendencia en este grupo de población, con 1,70 hijos/as por mujer en ese año.

Gráfico 3

Gráfico 3

La caída de la fecundidad también se da en el País Vasco entre 2016 y 2017, un caso atípico que ponía de manifiesto el impacto favorable de un sistema de garantía de ingresos en un contexto de deflación

Tal y como se observa en el gráfico 1, ya comentado, la caída de la fecundidad se extiende al País Vasco entre 2016 y 2017, con una reducción en el número de hijos/as por mujer de 1,39 a 1,34 en ese periodo. Esta caída es significativa porque se trata de la única comunidad autónoma en la que se mantenía una línea ascendente en el ICF, prácticamente continuada, desde el 0,95 de 1998. Después de llegar a 1,30 hijos/as por mujer en 2008, la cifra aumentaba a 1,35 en 2012, en pleno periodo de crisis económica.

El gráfico 3 anterior muestra que esta dinámica favorece de manera especial a las mujeres extranjeras. En este caso, y después de caer entre 2002 y 2005 de forma paralela a lo observado en el conjunto español (en este caso de 1,64 a 1,47), el número de hijos/as por mujer extranjera aumenta a partir de entonces de forma prácticamente continuada (salvo entre 2008 y 2010) para alcanzar una cifra de 2,39 hijos/as por mujer en 2016. El nivel cae a 2,23 en 2017 pero todavía en niveles muy elevados para lo habitual en España.

El gráfico muestra que, aunque a menor escala, la misma evolución se observa entre las mujeres no extranjeras en el País Vasco. De apenas 1,07 hijos/as por mujer, el ICF aumenta a 1,21 en 2008 para seguir avanzando hasta 1,29 en 2014. A partir de entonces, el ICF muestra sin embargo una línea descendente hasta situarse en 1,23 en 2017. La crisis de fecundidad reciente, aunque también observable en las mujeres extranjeras, afecta sobre todo por tanto a mujeres nacionales en el caso vasco.

La evolución observada, con un incremento de la fecundidad en Euskadi que contrasta con la que se da en el resto de España a partir de 2008, se traduce en una práctica eliminación de las fuertes diferencias de fecundidad que se observaban entre el País Vasco y el resto de España a mediados de los años 90. El gráfico 4 muestra la línea de reducción de las diferencias entre Euskadi y Cataluña, una de las comunidades con mejor evolución en este indicador hasta 2009. Lo más importante es comprobar que la convergencia se consigue en lo fundamental después de finalizado el boom económico, momento en el que se inicia el declive de la fecundidad en Cataluña mientras se mantiene la línea alcista en el País Vasco (ver al respecto igualmente el gráfico 1 para comparar la evolución del número de hijos/as por mujer en Euskadi y Cataluña).

Aunque una parte llamativa de la reducción de diferencias entre Cataluña y Euskadi se asocia a la fecundidad de mujeres extranjeras, el gráfico 5 muestra que la tendencia favorable también caracteriza a las mujeres no extranjeras en el País Vasco.

Gráfico 4

Gráfico 4

Gráfico 5

Gráfico 5

Los factores subyacentes detrás de los procesos observados

Los datos estadísticos del País Vasco, procedentes de la EPDS, aportan dos elementos relevantes para entender los procesos que pueden estar incidiendo en los cambios recientes en la dinámica de la fecundidad. El primer dato a destacar es que el descenso de la fecundidad que se da entre 2016 y 2017 viene precedido de una muy significativa caída de la proporción de población de 18 a 44 años emancipada en esta comunidad autónoma. Tal y como muestra el gráfico 6, después de un crecimiento continuado de la proporción de población emancipada desde el 40,6% del año 2000 hasta las cifras cercanas al 59,5% de 2012 y 2014, superiores al 57,5% de 2008, el porcentaje cae bruscamente hasta el 52,8% en 2016.

Gráfico 6

Gráfico 6

En un contexto de mejora del empleo, el principal cambio que se observa en Euskadi en este periodo es el inicio de una significativa recuperación de los precios del alquiler. Tomando como referencia la Encuesta de Oferta Inmobiliaria del País Vasco, se comprueba que el precio del alquiler repunta en un 11,8%, compensando en gran medida el proceso de deflación observado entre 2008 y 2014.

La importancia del factor vivienda se reafirma al considerar la dinámica de la fecundidad por territorio histórico en el País Vasco. De esta forma, se observa que la principal caída del número de hijos por mujer se produce en las dos provincias más afectadas por el repunte del precio de la vivienda, Bizkaia y Gipuzkoa, con un incremento del 11% y del 25,6%, respectivamente, entre 2014 y 2017. Como revela el gráfico 7, es precisamente Gipuzkoa el territorio vasco en el que más cae la fecundidad. En este caso, la caída se inicia a partir de 2015, pasando el ICF de 1,47 en dicho año a 1,38  en 2017. El descenso se retrasa 2016 en Bizkaia pero resulta importante en el último año, con una reducción del ICF entre el 1,34 de 2016 y el 1,28 de 2017.

La única excepción corresponde a Álava. En este caso, puede hablarse de un proceso de estabilización entre 2014 y 2017, con un ICF que apenas varía en este periodo de 1,51 a 1,49 hijos/as por mujer. La característica de Álava sin embargo es que es el único territorio en el que se mantiene el impacto de la deflación en el precio de la vivienda, con un nivel del alquiler todavía inferior en un 20,7% en 2017 respecto al valor de 2008 (cifras nominales). A diferencia de Bizkaia y Gipuzkoa, en Álava se mantiene estable, incluso ligeramente a la baja, el precio del alquiler entre 2014 y 2017.

El gráfico 8 muestra la estrecha relación entre el precio de la vivienda y el impacto de la precariedad y pobreza  encubierta. Mientras este problema afecta apenas a un 2,2% de la población de 18 a 44 años en Álava, incide en un 5,5% de la población de este grupo de edad en Gipuzkoa y a un 10,9% en Bizkaia. La asociación de estos porcentajes con los niveles del ICF (1,49 hijos/as por mujer en Álava en 2017 por 1,38 en Gipuzkoa y 1,28 en Bizkaia) resulta particularmente significativa.

Gráfico 7

Gráfico 7

Gráfico 8

Gráfico 8

Fuente: EPDS.

Sin embargo, es importante tener en cuenta otro elemento en el gráfico 7, relativo a la comparación entre la dinámica de la fecundidad entre Barcelona, ejemplo de la reciente prosperidad recuperada tras la crisis de 2008, y las dos provincias con mayor renta económica en Euskadi, Álava y Gipuzkoa. Los datos del gráfico muestran el impacto que, sobre la fecundidad, tiene la combinación de menores tasas de desempleo y pobreza, mayor protección en términos de garantía de ingresos y ajuste a la baja, tras la crisis, de los precios de la vivienda.

En la parte más negativa, el deterioro caracteriza a Barcelona, una provincia líder en creación de empleo en España pero con una protección económica limitada en periodos de desempleo. En este caso, la crisis económica hace caer el ICF de 1,48 en 2008 a 1,31 en 2013. La cifra se recupera hasta 1,39 en 2016 para descender de nuevo, hasta 1,35, en 2017. Esta cifra se queda en este último año por debajo del 1,38 de Gipuzkoa y del 1,49 de Álava, territorios que se situaban sin embargo entre 0,10 y 0,15 puntos por debajo de Barcelona en el ICF de 2008. Respecto a Barcelona, el contexto social más favorable de las dos provincias vascas se caracteriza así por un vuelco completo en la situación de la fecundidad en plena crisis económica.

Se trata, en mi opinión, de una realidad que expresa el impacto favorable que, en las condiciones de vida de las familias menos favorecidas de la sociedad, ha tenido en Euskadi la combinación de garantía de ingresos y precios moderados de la vivienda. Esta situación favorable es lo que parece alterarse por completo en la última fase de la recuperación, aparentemente también en Euskadi, con un deterioro de las condiciones de vida de los grupos familiares jóvenes más precarios, claramente reflejado en la reciente evolución de la fecundidad en España.

En tanto que indicador muy asociado a la dinámica de la precariedad económica, ligada a la pobreza o a otras formas de ausencia de bienestar, el cambio observado en la fecundidad resulta especialmente preocupante. Resulta de hecho sorprendente que una caída tan llamativa se produzca en medio de tasas de crecimiento del PIB superiores al 3%. Algo no parece ir bien en España en términos socioeconómicos, al menos en el periodo 2016-2017 y en lo relativo a la población adulta joven.

Nota breve: Seguridad económica de los hogares españoles. Comparación de indicadores de la Encuesta de Competencias Financieras 2016 y de la Encuesta de Condiciones de Vida. Luis Sanzo

 

Se ha presentado recientemente el informe de principales resultados de la Encuesta de Competencias Financieras 2016 (ECF). Es el resultado de una acción de colaboración, dentro del marco del Plan de Educación Financiera, entre el Banco de España (BdE) y la Comisión Nacional del Mercado de Valores (CNMV).

La ECF aporta indicadores de utilidad para analizar la situación financiera de los hogares en España pero también para medir, de forma más específica, la seguridad económica estructural de la población española. El indicador que se considera en esta nota breve es el relativo a la proporción de personas en hogares con gastos superiores a sus ingresos en los doce meses anteriores a la realización de la encuesta. Este indicador aporta información sobre la seguridad económica de la población española que puede contrastarse con la procedente de la Encuesta de Condiciones de Vida del INE, en particular con el indicador relativo a la proporción de personas en hogares sin capacidad para hacer frente a gastos imprevistos con sus propios recursos.

Los principales resultados a destacar son los siguientes:

1. Tal y como puede observarse en el gráfico 1, la proporción de población en hogares con gastos superiores a los ingresos disponibles es muy variable en España aunque sobre la base de una proporción en general elevada, con un 28% de población afectada. En algunas comunidades autónomas, la proporción supera el nivel del 30%, con cifras entre 31 y 36% en Madrid, Andalucía, Comunidad Valenciana, Illes Balears y Canarias. En torno a la media, con cifras entre 26 y 28% se encuentran Galicia y Cantabria, en la zona norte, y Castilla-La Mancha y Murcia, en la sur y sureste.

La proporción es algo más baja, con cifras entre el 23 y 24%, en zonas del norte que incluyen a Asturias, Castilla-León, La Rioja y Navarra, por un lado, y Cataluña, por otro. Más al sur, la región occidental de Extremadura también forma parte de este grupo.

En la parte más claramente favorecida, la proporción es del 20% en Aragón. El porcentaje más bajo corresponde al País Vasco, con un 16% que queda doce puntos por debajo de la media española, cuatro por debajo de Aragón y entre siete y ocho por debajo del núcleo más amplio de regiones del norte y del oeste que se sitúan en posiciones inferiores a la media española.

Gráfico 1

Gráfico 1Fuente: Elaboración propia (LSG) a partir de la Encuesta de Competencias Financieras 2016 (ECF)

Gráfico 2

Gráfico 2

Fuente: Elaboración propia (LSG) a partir de la Encuesta de Competencias Financieras 2016 (ECF) y de la Encuesta de Condiciones de Vida 2016, INE.

2. El gráfico 2 recoge la relación entre el indicador de relación gastos/ingresos de la ECF 2016 y el indicador de la ECV relativo a la falta de capacidad para hacer frente a gastos imprevistos. Como puede comprobarse en el gráfico, la asociación entre los resultados correspondientes a ambos indicadores es evidente. Esto revela que el exceso de gasto sobre los ingresos se vincula en general más a formas severas y estructurales de inseguridad e insuficiencia en el nivel de ingresos (con el riesgo de sobreendeudamiento o desacumulación asociado) que a un nivel de ahorros acumulado que permita gastar por encima de lo que se ingresa.

Respecto al indicador ECF, no obstante, pueden señalarse algunos elementos o matices diferenciales al considerar el indicador ECV de incapacidad para abordar gastos extraordinarios.

En primer lugar, la distancia entre comunidades autónomas se acentúa. Si la diferencia entre Euskadi y Canarias, como territorios más y menos favorecidos, era de 20 puntos en el indicador gastos/ingresos de la ECF, esta distancia aumenta a 43,5 puntos en la proporción de población incapaz de hacer frente a gastos imprevistos (17,8 frente a 61,3%).

En segundo lugar, la posición de Illes Balears y Madrid mejora en este indicador. Con cifras de 32,7 y 33,6%, respectivamente, estas dos comunidades autónomas quedan por debajo del 38,7% medio de España y se sitúan en posiciones intermedias junto a Galicia, Cantabria y Castilla-La Mancha. Las cifras entre 28,9 y 35% de este conjunto de comunidades autónomas no sólo se alejan sin embargo del 17,8% del País Vasco sino también de los niveles entre 22,1 y 24,1% de Asturias, Navarra, Castilla-León y La Rioja. Aunque más escorado a las zonas favorecidas, Aragón se sitúa entre ambos grupos, con un 26,8% que resulta menos favorable que el indicador gastos/ingresos de la ECF.

En tercer lugar, el indicador de la ECV es claramente menos favorable que el de gastos/ingresos de la ECF en Cataluña, Extremadura y Murcia, comunidades que se colocaban por debajo de la media española en este último indicador. No ocurre así en estas dos últimas en lo relativo a la proporción de personas en hogares incapaces de hacer frente a gastos imprevistos, con una proporción del 43,4% en Extremadura y del 48% en Murcia. Comunidad Valenciana, Andalucía y Canarias mantienen su mala posición comparada en este indicador, con cifras claramente superiores a la media española en los tres casos (43,8%, 52,8% y 61,3%, respectivamente). Aunque Cataluña queda algo por debajo del 38,7% español, su 37,2% le acerca también a la zona con mayor problemática en el indicador considerado.

3. En una perspectiva general, los datos evidencian mayores niveles de seguridad económica estructural entre la población de las comunidades del norte y noroeste español, incluyendo las regiones de Aragón, La Rioja, Navarra, Asturias y, en gran medida, Galicia. Dentro de este bloque, Euskadi se posiciona claramente por debajo del resto en los dos indicadores considerados, con cifras favorables que sólo es posible encontrar en algunos estados del centro y norte de Europa.

En la posición opuesta, las situaciones menos favorecidas corresponden en todos los casos a Canarias, Andalucía y la Comunidad Valenciana. Murcia y Extremadura, así como Madrid, Cataluña y Baleares se sitúan también por encima de la media española en algunos de los indicadores analizados. Cantabria y Castilla-La Mancha se acercan por su parte, y en ambos indicadores, a las cifras generales de España.

Como vienen reflejando muchos de los análisis realizados con anterioridad en este blog, vuelve así a confirmarse la peculiar posición social de comunidades autónomas que, como Madrid, Cataluña o Illes Balears, tienden a considerarse como algunas de las zonas más prósperas del país. Los datos relativos a seguridad económica de la población indican que esta percepción es, al menos en parte, errónea.

Aunque en Madrid e Illes Balears, y respecto a la media española, la superior proporción de población que gasta más de lo que ingresa pueda vincularse a una mayor capacidad de gasto asociada al ahorro, el porcentaje de personas en hogares incapaces de hacer frente a un gasto extraordinario se acerca más a la elevada media española que a la situación de las comunidades autónomas con mayores niveles de seguridad económica.

En Cataluña, por su parte, la comparativamente baja proporción, en el contexto español, de personas en hogares con gastos superiores a los ingresos refleja ante todo estrategias más eficaces de ajuste financiero dentro de los hogares. Porque, como revelan los datos del gráfico 2, esta capacidad de ajuste contrasta con cifras prácticamente iguales a la elevada media española (37,2 frente a 38,7%) en la proporción de personas en hogares incapaces de hacer frente a un gasto extraordinario con sus propios recursos.

En la zona sur y sureste, y en contraste con la Comunidad Valenciana y Castilla-La Mancha, Murcia y Extremadura se acercan a Cataluña en esta mayor capacidad diferencial de ajuste entre gastos e ingresos, a pesar de una muy elevada proporción de hogares (43,4 y 48%) incapaces de hacer frente a un gasto extraordinario.

Los datos, en cualquier caso, muestran los potenciales efectos destructivos que, para una parte sustancial de la población española, pueden tener muy ligeras variaciones coyunturales en los niveles de ingresos. Por desgracia, lejos de adaptarse a la realidad tras la crisis de 2008-2013, la política de garantia de ingresos de la Seguridad Social española, a diferencia de la acción autonómica en rentas mínimas, ha sido incapaz de definir líneas de mejora para garantizar mayores niveles de protección a la poblacion en riesgo en España.

El riesgo de pobreza encubierta en la población entre 25 y 64 años en España. 2008-2016. Luis Sanzo

Introducción

Una de los principales rasgos característicos de la Encuesta de Pobreza y Desigualdades Sociales vasca (EPDS) es su aproximación al estudio de la pobreza encubierta. Es conocida la dificultad experimentada por algunas personas, principalmente jóvenes pero no sólo, para acceder a una vida independiente como consecuencia de la falta de recursos económicos suficientes. Con frecuencia, estas dificultades esconden realidades de pobreza y ausencia de bienestar que no se manifiestan socialmente, quedando ocultas en los hogares de origen de estas personas.

Este artículo pretende aproximarse a la medición del riesgo de pobreza encubierta en la población entre 25 y 64 años en España. A tales efectos, se centra en detectar la parte de población en el intervalo de edad considerado que combina dos situaciones objetivas: la falta de acceso a una vida plenamente independiente y la ausencia de ingresos suficientes para poder vivir al margen de la pobreza en caso de constituir un hogar unipersonal.

El análisis no tiene en cuenta a la población menor de 25 años por dos razones. La primera es que en España, desde mediados de los años 80, los procesos de acceso a la vida independiente sólo empiezan a ser significativos, en términos de proporción de población implicada, a partir de una edad situada en torno a los 25 años.

Obviamente, esto no significa que los procesos de emancipación no se produzcan con anterioridad ni tampoco que en condiciones normales resultara conveniente que fueran mayoritarios, o al menos significativos, antes de esos 25 años. Simplemente implica asumir que, en España, estos procesos quedan en gran medida diferidos por razones económicas hasta edades posteriores. De hecho, en la población de 16 a 24 años residente en 2016 únicamente se observa un 5,6% de personas plenamente independizadas. En este grupo de población, por tanto, la ausencia de recursos no puede asimilarse con cierta presunción de probabilidad a un riesgo efectivo de pobreza encubierta, relacionado con la dificultad de acceso a una deseada vida independiente.

Debe mencionarse una segunda razón, asociada a la anterior. A diferencia de la EPDS, en la Encuesta de Condiciones de Vida del INE no hay información disponible sobre los procesos de emancipación y la medida en que éstos puedan verse alterados por razones económicas. De ahí la imposibilidad de detectar aquellos casos en los que, en las personas de 16 a 24 años, están presentes problemas directos e inmediatos de acceso a una vida independiente.

Ambos factores hacen imposible acercarse a una estimación mínimamente razonable sobre el impacto de la pobreza encubierta en estas personas de 16 a 24 años.

La dificultad de precisar algunos de los aspectos señalados es también, por otra parte, uno de los motivos por los que este artículo habla de riesgo de pobreza encubierta (y no de hechos efectivos definidos asociados a esta forma de pobreza). En este sentido, no es posible precisar los casos en los que existe real deseo, o necesidad, de plena independización para constituir un hogar independiente. Es evidente que algunas personas, incluso en ausencia de recursos, deciden vivir voluntariamente en sus hogares de origen y en estos casos no puede hablarse en sentido estricto de presencia directa de formas de pobreza encubierta.

A pesar de las limitaciones señaladas, los datos aportan información útil para el estudio de este fenómeno en España. Toda la información presentada se estima y calcula a partir de la ECV 2008 y 2016 (rentas 2007 y 2015).

Resultados

Los resultados más destacados del estudio son los siguientes:

*   Como era de prever, en 2016, el fenómeno de la pobreza encubierta tiene un impacto significativo en España. Se trataba sin embargo de un hecho social que seguía siendo muy relevante en 2008, en pleno boom económico.

*   El repunte alcista de la pobreza encubierta afecta más, en términos relativos, a población joven, entre 25 y 34 años. En términos absolutos, no obstante, la línea alcista es más llamativa en colectivos mayores de 35 años.

*   La caída de los ingresos salariales en el periodo de crisis no caracteriza a todos los colectivos por igual, ni siquiera en función de la edad. Al contrario, el principal grupo afectado es la población que en 2016 no tiene acceso a una vida independiente, tanto en el caso de personas entre 25 y 34 años como en población mayor de 35 años.

*   El riesgo de pobreza encubierta es superior entre los hombres. Mientras se observa una mejora en 2016 en la situación de la población femenina, con una caída del nivel de riesgo, lo contrario ocurre con la población masculina.

Es importante señalar que el proceso de deflación en los precios de la vivienda en España ha limitado la incidencia de la pobreza encubierta hasta 2016. El repunte reciente de estos precios podría contribuir a un repunte de esta forma de pobreza, de muy llamativa incidencia en los años 80 y primeros 90.

  1. Una problemática social significativa en España

Entre la población nacional de 25-64 años, los datos generales muestran un incremento del 2,7% en el riesgo de pobreza encubierta entre 2008 y 2016. El volumen absoluto de población en esta situación pasa de 2,72 millones de personas en 2008 a 2,79 en 2016. El aumento es de 73.954 personas.

Tabla 1

En relación al conjunto de población entre 25 y 64 años, el riesgo analizado es significativo ya que afecta en 2016 al 10,7% de la población total en esas edades. Sin embargo, la relevancia de esta problemática se hace mucho más evidente al considerar el impacto de la pobreza encubierta en exclusiva en el colectivo no plenamente independizado. En este caso, la proporción de personas afectadas es muy mayoritaria, con un 66,5% en 2016.

A pesar de la sustancial reducción del coste de acceso a una vida independiente asociado a la deflación del precio de la vivienda tras la crisis (ver anexo metodológico), el riesgo de pobreza encubierta aumenta en la crisis, pasando de 10,3 a 10,7% entre 2008 y 2016. El deterioro asociado a la crisis es más nítido al considerar el impacto de las situaciones de riesgo en los colectivos no independizados, con un aumento de 7,5 puntos porcentuales. La proporción de personas en riesgo aumenta en este caso de 59% en 2008 a 66,5% en 2016.

En cualquier caso, los datos presentados revelan que la problemática estaba todavía muy extendida en 2008, en el momento más álgido del periodo de crecimiento económico de finales de los años 90 y de la primera década del nuevo siglo. Parte de esta situación se vinculaba al alto coste de acceso a la vivienda.

  1. Un riesgo mayor en personas jóvenes pero un impacto cuantitativo creciente en personas no tan jóvenes

La relativa estabilidad de la tasa de riesgo de pobreza encubierta entre 2008 y 2016 se vincula a unos procesos demográficos que tienden a limitar el avance del problema. De esta forma, como consecuencia de la caída de la fecundidad en los años 80 y 90, cae el volumen de población entre 25 y 34 años, una realidad acentuada además por la emigración de una parte del colectivo durante la crisis.

Pero la dinámica real es más preocupante de lo que indican los datos generales. El análisis del riesgo de pobreza encubierta por grupos de edad muestra un muy superior deterioro de la situación, en particular en el grupo de edad más joven. Así, entre 2008 y 2016, la tasa de riesgo aumenta en 6,1 puntos porcentuales, de 24,8% a 30,9%, en el grupo entre 25 y 34 años. El aumento es algo superior a un punto entre los 35 y 54 años: de 7,2 a 8,2% entre 35 y 44 años y de 3,6 a 4,8% entre 45 y 64 años. Es todavía de 0,6 puntos porcentuales entre los 55 y 64 años, con un incremento del 2 al 2,7% entre 2008 y 2016.

Gráfico 1

Gráfico 1

En la población entre 25 y 64 años, el riesgo de pobreza encubierta afecta sobre todo por tanto al grupo más joven, entre 25 y 34 años, en el que casi una tercera parte del colectivo se ve afectada en 2016. Como puede comprobarse en el gráfico 2, en el conjunto de personas en riesgo, un 59,5% de ellas pertenecen de hecho a este grupo de edad.

Sin embargo, dos hechos deben matizar la dimensión “juvenil” del problema de la pobreza encubierta en España. Por un lado, en 2016 un 40,5% de las personas afectadas tenía ya más de 35 años lo que revela que se trata de un problema que desborda el periodo estrictamente adulto joven. Por otro, lo que es aún más llamativo, el peso de los colectivos mayores de 35 años se muestra creciente, 8,5 puntos porcentuales por encima del 32% que representaban en 2008. Como revela el gráfico 3, además, en términos cuantitativos, el incremento efectivo de las situaciones de riesgo de pobreza encubierta entre 2008 y 2016 se vincula en exclusiva a personas mayores de 35 años

Gráfico 2

Gráfico 2

Gráfico 3

Gráfico 3

El gráfico 4 contribuye a hacer entender los factores subyacentes a los hechos señalados. En particular, se constata que, aunque la caída del ingreso mensual nominal por persona en el periodo 2008-2016 es muy relevante en personas de 25 a 34 años con acceso a una vida independiente (-13,9%), los principales perdedores y perdedoras de la crisis son en realidad las personas entre 25 y 54 años que no han tenido la posibilidad de acceder (o mantener) esa forma de vida independiente. En este último grupo, la caída máxima entre 2008 y 2016 corresponde a personas no independizadas entre 25 y 34 años (-33%), pero es todavía superior a -23% entre personas entre 35 y 54 años no independizadas en 2016. Como se ve en el gráfico 3, es precisamente en estos grupos de edad en los que se detecta el mayor incremento absoluto en el volumen de personas en riesgo de pobreza encubierta en España.

Gráfico 4

  1. Un riesgo mayor y en aumento entre la población masculina

Un aspecto muy relevante de la dinámica de la pobreza encubierta, entre 2008 y 2016, es que se trata de un fenómeno que afecta de manera diferencial a población masculina. En 2016, un 12,2% de la población masculina entre 25 y 64 años se ve en situación de riesgo por 9,3% de la femenina. Mientras la tasa aumenta en la población masculina, desde el 10,7% de 2008, cae en la femenina, desde el 9,9% de 2008. El peso de los hombres en el colectivo en riesgo de pobreza encubierta pasa de 52,6 al 56,7% entre 2008 y 2016.

Gráfico 5

Gráfico 5


Anexo: Datos por comunidades autónomas

Anexo

Anexo metodológico

El método de aproximación al estudio de la pobreza encubierta es el EPDS que aplica el modelo de regresión de Leyden para obtener dos umbrales complementarios: el de pobreza en sentido estricto y el de ausencia de bienestar. A través de la pregunta HS130, que mide el ingreso mínimo necesario para llegar a fin de mes, la ECV permite estimar el umbral de necesidad para acceder a un mínimo nivel de bienestar en el caso de personas solas en hogares independientes. Este umbral se utiliza para determinar los niveles de riesgo analizados.

Para aproximarse a los datos que se derivan del método EPDS se introducen dos adaptaciones. La primera, condicionada por la falta de base muestral suficiente y ausencia de información sobre gastos habituales, se traduce en la obtención de una única línea de regresión para las personas solas entre 25 y 64 años que viven en hogares independientes. La regresión se aplica, con independencia de la edad, al colectivo que señala llegar a fin de mes con dificultad o, a lo sumo, con alguna facilidad. Con carácter previo, se aplica un indicador de ajuste para tener en cuenta los diferentes costes territoriales de acceso a una vida independiente.

Al carecer de información sobre la percepción del mínimo para cubrir las necesidades básicas, la segunda adaptación consiste en delimitar el umbral de riesgo de pobreza, estimado por grupos de comunidades autónomas, en términos de una proporción del umbral de ausencia de bienestar determinado por la vía señalada (60% en este caso).

Teniendo en cuenta los principios anteriores, los umbrales de necesidad que se determinan para medir el riesgo de pobreza encubierta en la población de 25 a 64 años que no ha accedido a su propio hogar independiente se estiman para los dos años considerados, 2008 y 2016, en 1.038.74 y 898,26 euros, respectivamente, para el conjunto de España. Estos niveles se ven condicionados por los niveles de precios de la vivienda y el proceso de deflación posterior a la crisis que, a pesar de la fuerte recuperación en marcha, en 2016 aún no habían devuelto por completo los precios a los niveles pre-crisis. Este impacto suponía, de hecho, una caída estimada del coste de acceso a una vida independiente en solitario de -13,5%.

En el estudio se considera como población independizada a la que permanece en el hogar de origen o que, aun viviendo en un hogar diferente, no es la persona de referencia en dicho hogar o su cónyuge.

Los datos corresponden a las operaciones 2008 y 2016 de la ECV, con datos de renta correspondientes a 2007 y 2015. Los ingresos personales considerados son los procedentes de trabajo, desempleo y pensiones.

 

La menguante (y sesgada) cobertura del desempleo

Este post fue publicado inicialmente en catalán en Llei d’Engel

Las transformaciones de los últimos decenios y los efectos de la crisis económica han despertado una creciente atención por las «fracturas» sociales. Más allá de la preocupación por las dificultades por las que pasa una parte importante de la población, el peligro de que las sociedades occidentales se estén «rompiendo» y dando lugar a espacios sociales con perspectivas divergentes está presente en diversos análisis sobre la evolución social reciente (como los de FOESSA para España o France Stratégie para Francia). La crisis de los sistemas de representación política (las elecciones presidenciales norteamericanas, la dinámica de partidos en España o el Brexit) se atribuye con frecuencia a esa fractura, que haría que el voto se polarice en territorios o grupos sociales cada vez más separados.

En el caso español, las dos líneas de fractura de las que se habla con mayor frecuencia son la territorial (ciertamente de origen muy anterior pero políticamente agravada por la crisis) y la que separa la población de mayor edad de la más joven. El impacto de la crisis ha sido muy diferente para la población mayor de 65 años y para los menores de esa edad. Los mayores se han visto naturalmente menos afectados por la destrucción de empleo mientras el sistema de pensiones no se ha visto afectado por los recortes (al menos a corto plazo). Por el contrario, los adultos en edad activa se han visto muy duramente afectados y su parte más pobre ha llegado a perder un tercio de sus ingresos entre 2008 y 2014. Desde el punto de vista territorial, a la vieja polaridad entre regiones ricas y pobres se han añadido la fractura entre la España mediterránea dinámica pero precaria, una España envejecida sostenida por las pensiones en el Noroeste y un Norte más industrial pero en riesgo.

Una de las funciones de las políticas sociales, y en especial de las de garantía de ingresos, es compensar y corregir las tendencias a la desigualdad y prevenir con ello el agravamiento de las fracturas sociales. En el contexto de una crisis intensiva en destrucción de empleo, las políticas de protección económica por desempleo han adquirido un protagonismo notable. España es el país de la Unión Europea que mayor esfuerzo realiza, en proporción a su PIB en desempleo. El gasto en desempleo alcanzó un máximo del 3,6 por ciento del PIB en 2011.

La protección económica por desempleo tiene dos grandes niveles, al que se añade de hecho un tercero.

El primero lo constituyen las prestaciones contributivas, que funcionan con una lógica de seguro, y compensan la pérdida del salario anterior en proporción al mismo y durante un tiempo proporcional al tiempo cotizado (4 meses de prestación por cada año cotizado, aproximadamente).

El segundo nivel lo componen diversas prestaciones o subsidios asistenciales, que son de cuantía fija (por lo general el 80 por ciento del IPREM), están sometidas a una exigencia de insuficiencia de ingresos y tienen un carácter muy selectivo. Para acceder hay que estar en alguna de una lista de situaciones definidas, entre otros criterios, por haber agotado una prestación contributiva, por la edad, por haber cotizado pero de forma insuficiente, por tener responsabilidades familiares o por estar en situaciones particulares (salir de la cárcel, ser víctima de violencia de género y otras). En este nivel incluimos algunas prestaciones peculiares, como la Renta Activa de Inserción y los programas temporales PRODI y PAE, que hoy están en revisión al haberlos considerado el Tribunal Constitucional como políticas activas de empleo con subvención en lugar de cómo prestaciones propiamente dichas.

Por último, las rentas mínimas autonómicas no son estrictamente prestaciones por desempleo, aunque en una parte substancial las sustituyen en situaciones no cubiertas por el sistema general.

De estas prestaciones, las rentas mínimas autonómicas son las que con mayor frecuencia reciben críticas. Las diferencias de cobertura son muy notables y no tienen relación aparente con la intensidad de la pobreza de cada comunidad. Aunque en conjunto han jugado un papel positivo, en especial en las comunidades de mayor cobertura, es frecuente reprochar al carácter autonómico (y, por tanto, potencialmente desigual) el agravamiento de las desigualdades entre territorios. Cabe preguntarse qué sucede con un programa mucho mayor, el de las prestaciones por desempleo, que tiene carácter y ámbito estatal, y con excepción del caso de los trabajadores eventuales agrarios de Andalucía y Extremadura, una normativa homogénea para todo el país. Sólo analizaremos la cobertura, sin entrar en un asunto importante, como es la diferencia de poder adquisitivo real de unas cuantías homogéneas en un país que presenta diferencias de coste de la vida entre territorios que se acercan al 30 por ciento.

La primera cuestión a tener en cuenta es que la cobertura global del desempleo (es decir, la proporción de parados registrados que perciben alguna prestación) se ha reducido mucho desde 2010. El máximo nivel de cobertura se alcanzó entre 2008 y 2010, cuando entre 7 y 8 de cada 10 parados registrados percibían alguna prestación o subsidio. Desde 2010 se estabiliza con una ligera tendencia a la baja, que se acelera a partir de principios de 2013 y cae de forma que hoy sólo la mitad de las personas sin empleo registradas perciben alguna prestación. A la caída de las prestaciones contributivas (por agotamiento del derecho a las mismas derivado de la cotización) se ha añadido un ajuste a la baja del acceso a la modalidad asistencial. El gasto en el conjunto de subsidios asistenciales por desempleo ha caído de unos 10.300 millones anuales en 2010 a unos 7.600 en 2015. Pero analicemos con mayor detalle a quién y dónde llegan estos subsidios.

Gráfico 1. Evolución del desempleo registrado y del número de personas perceptoras de prestaciones y subsidios por desempleo 1996–2018 (datos mensuales)

Fuente: Estadísticas del MESS y SEPE

Laprotección por desempleo alcanza de forma mucho más intensa a los desempleados varones y mayores de 45 años que a las personas desempleadas más jóvenes y a las mujeres. Las personas mayores de 45 años (y más aún las mayores de 55) tienen un acceso menor a prestaciones contributivas pero muy superior a los subsidios asistenciales, en especial gracias a dos de sus modalidades, el subsidio de mayores de 55 años y la Renta Activa de Inserción, que está dirigida prioritariamente a los mayores de 45 años. Se trata sin duda de una franja de edad con riesgo de permanencia a largo plazo en el desempleo y de ver erosionarse sus derechos a una pensión. Pero llama la atención el contraste con la población adulta más joven (de 25 a 44 años de edad) que ha sufrido con dureza la crisis y donde es más frecuente tener hijos menores, cuya protección es notablemente inferior.

Gráfico 2. Distribución por edad y sexo de las personas perceptoras de prestaciones por desempleo y de las demandantes de empleo no ocupadas (diciembre 2015)

Fuente: Estadísticas del MESS y SEPE

Esta menor protección de los jóvenes y de las mujeres es resultado de un proceso de caída diferencial de la cobertura. El siguiente gráfico muestra la evolución de un indicador de cobertura[1]para cada grupo de edad y sexo entre 2006 y 2016.

Gráfico 3. Evolución de la ratio entre perceptores de prestaciones y parados registrados (más trabajadores eventuales agrarios con subsidio) por sexo y edad 2006–2016

 Fuente: Anuarios de Estadísticas Laborales

La progresiva liquidación de los programas excepcionales (PRODI, Prepara y Programa de Activación para el Empleo) parece tener un papel importante en la reducción selectiva de la protección contra los más jóvenes. Dichos programas protegieron con mayor intensidad a los desempleados menores de 45 años mientras duraron. También es cierto que los desempleados adultos jóvenes se vieron protegidos desde el inicio de la crisis en mayor medida por las prestaciones contributivas. Su progresivo deterioro, fruto de su agotamiento y de los períodos de cotización más breves durante la crisis y la incipiente recuperación, ha tenido también un efecto de «desprotección diferencial» en perjuicio de esta población.

Las diferencias de cobertura por territorios son también importantes. Hay una comunidad outlierpor arriba, las Islas Baleares, que presenta en el mes de diciembre (no así en verano) un nivel de cobertura sorprendentemente elevado, que de hecho supera el 100 por cien. Junto con la fuerte rotación del empleo en el turismo, hay que recordar que algunos no ocupados como los fijos discontinuos no se cuentan como desempleados, aunque perciban prestaciones por desempleo.

La mayoría del resto de comunidades tiene una cobertura entre el 42 y el 47 por ciento de los desempleados. Algo por encima aparecen tres, Extremadura, Cataluña y Andalucía con una cobertura de entre el 53 y el 56 por ciento, y por debajo Asturias, el País Vasco y Ceuta y Melilla. Estas diferencias necesitan un análisis más detallado, que está pendiente de hacer. Pero se pueden apuntar algunas posibles explicaciones.

Gráfico 4. Cobertura de las prestaciones per desempleo (contributivas y asistenciales) sobre el total de demandantes de empleo no ocupados por comunidad autónoma. Diciembre 2015.

Fuente: Estadísticas del MESS y SEPE

Unamirada más detallada a los tipos de prestaciones y subsidios de cada comunidad nos da algunas pistas. De las tres comunidades con una cobertura algo superior a la media, en Extremadura y Andalucía la mejor cobertura se explica sobre todo por el papel adicional del subsidio de eventuales agrarios y la Renta Agraria. Si Andalucía careciese de estos dos programas la cobertura caería bastante por debajo del 40 por ciento, por lo que parece claro que cubren una carencia importante. Pero al mismo tiempo extienden la protección más allá de la que existe en otras comunidades. En el caso de Cataluña, por el contrario, es el mayor acceso a prestaciones contributivas el que compensa un acceso bastante inferior a las asistenciales.

En el otro extremo, llama la atención el caso de Asturias y, sobre todo, el del País Vasco. En este último, el acceso a prestaciones contributivas es relativamente alto pero el acceso a las asistenciales es el más bajo de todas las comunidades. Cabe preguntarse si el acceso amplio a la Renta de Garantía de Ingresos, una prestación asistencial autonómica de cuantía superior a los subsidios de desempleo no está dando lugar a una transferencia perversa de responsabilidades. La RGI, como las otras rentas mínimas autonómicas, son y deben ser subsidiarias o complementarias de prestaciones estatales como las de desempleo, y no al revés. Sin embargo, la regulación estatal de los subsidios computa los ingresos por renta mínima para establecer la carencia de medios, de forma que quienes acceden a la renta mínima pueden ver denegado (o reducido) el subsidio de desempleo. Mientras en la mayoría de las comunidades esta contradicción queda limitada por la baja cuantía y cobertura de la renta mínima, en el País Vasco (y hasta cierto punto en Asturias) parece que las prestaciones autonómicas sustituyen una responsabilidad de la administración central.

La intención de este artículo sólo es mostrar algunos datos que hacen pensar que nuestro sistema de protección por desempleo (y más en general de garantía de rentas) requiere de ajustes que lo hagan más eficaz y más equitativo. La explicación de las diferencias entre grupos de edad y sexo y entre territorios requiere de más análisis, y para ello se requiere un acceso más completo y sencillo a información detallada sobre las prestaciones (estatales y autonómicas). Los sesgos apreciables en programas que son de derecho subjetivo y de ámbito estatal debería servir para recordar que en los detalles de la regulación aparentemente «homogénea» pueden esconderse mecanismos de tratamiento desigual que deben corregirse. De otro modo, y con independencia de las intenciones, estos programas de protección social pueden agravar las fracturas que deberían prevenir y limitar.

[1]El indicador utilizado es el cociente entre perceptores de prestaciones y el número de parados registrados más el de trabajadores eventuales agrarios con subsidio. Las estadísticas oficiales usan entre otros uno parecido, pero eliminando del denominador a las personas paradas registradas que no han trabajado antes (y nunca podrían optar a una prestación).

Comentarios al artículo de Raül Segarra ‘La precariedad severa, en el centro de la pobreza laboral’

En un excelente artículo, Raül Segarra presentaba recientemente en Agenda Pública sus avances en el análisis de la precariedad laboral severa y su relación con la pobreza en España. Utilizando datos correspondientes a Euskadi, presento a continuación algunos comentarios al artículo por si pudieran ser de utilidad para la reflexión que vaya a inspirar la continuidad de su investigación.

Aspectos generales

1

Las distintas formas de precariedad laboral son un elemento estructural del mercado de trabajo en España desde los años 80 y 90. Tal y como se observa en el Gráfico 1, en el caso de Euskadi, en 1996, al final de la crisis de la primera mitad de los años 90, un 31,8% de la población asalariada o asimilada se encontraba afectada, trabajando con contrato temporal o sin contrato.

La dimensión estructural de esta precariedad laboral se detecta en un hecho determinante, también reflejado en el Gráfico 1: entre 1996 y 2016, con la única excepción de 2009, entre un 30,8 y un 34,3% de la población asalariada y asimilada sufre esta problemática, dentro de un reducido intervalo que refleja una esencial continuidad de la problemática. Aunque se reduce de forma significativa su impacto, en 2009 todavía un 25,3% de la población asalariada se veía afectada por alguna de las situaciones consideradas.

Gráfico 1

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta de Condiciones de Trabajo en Euskadi.

2.

Sí se detecta en el gráfico 1, y esto es un elemento destacable, un cambio en el impacto de las distintas formas posibles de precariedad laboral. A pesar del claro repunte a partir de 2009, cae el impacto de las formas de contratación temporal y sin contrato. Éstas afectan a un 20,8% de la población asalariada y asimilada en 2016, por encima del 19% de 2009, pero muy lejos del 31,8% que habían llegado a suponer en 1996, año desde el que el impacto empieza a reducirse de forma sustancial hasta 2009.

Aumenta en cambio el peso del trabajo a tiempo parcial cuyo impacto pasa del 5,7% del año 2000 al 16% de 2013 (aunque su peso se reduce hasta el 12,6% en 2016). También aumenta el protagonismo de las formas de trabajo autónomo cercanas al trabajo asalariado (asalariados de la propia empresa o autónomos TRADE) hasta un 5,6% en 2016.

3.

A pesar del incremento del trabajo a tiempo parcial, y a diferencia del caso español general, las formas de gran precariedad laboral que comenta Raül Segarra no parecen tender claramente al alza en Euskadi en los últimos 20 años. Tal y como puede comprobarse en el gráfico 2, los distintos elementos de precariado que considera (subempleo ligado a la parcialidad y contratación temporal por menos de 3 meses) no muestran un aumento cualitativamente decisivo. Con un mínimo del 8,9% en 2009, entre 2000 y 2016 su incidencia se mueve, de forma relativamente estable, entre el 10,9 y el 11,8%.

Gráfico 2

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta de Condiciones de Trabajo en Euskadi.

Si se considera el conjunto de situaciones atípicas y precarias consideradas en el gráfico 1, y vinculando las formas más precarias a las que se traducen en una decisión de búsqueda de un empleo alternativo, la línea tendencial que muestra el gráfico 2 en este indicador es además claramente descendente. De un 12,2% en 1996, la proporción se reduce a un 7,4% en 2009. Tras remontar al 9,4% en 2013, el indicador cae al 8% en 2016, la segunda cifra más baja desde 1996.

4.

Los datos de Euskadi muestran sin duda la estrecha relación entre las situaciones de paro y ocupación marginal (o precaria) y la pobreza. Entre las personas afectadas por situaciones crónicas que combinan paro y ocupación precaria (30 o más meses con carácter general, 18 en el caso de la persona principal), un 52,7% vive en una situación real de pobreza o ausencia de bienestar si está actualmente en desempleo, proporción que es todavía del 42,6% en caso de ocupación precaria. Se trata de una problemática social muy grave que constituye sin duda uno de los principales retos sociales tanto en Euskadi como en España en general.

Gráfico 3

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta de Necesidades Sociales en Euskadi.

5.

Sin embargo, en la sociedad española actual, con el mercado de trabajo precario que la caracteriza, la participación en las formas de trabajo atípicas, o precarias, que se analizan no son automáticamente sinónimo de pobreza y ausencia de bienestar económica. En realidad, son en ocasiones un aporte necesario, seguramente inadecuado pero con frecuencia imprescindible, para el acceso a formas mínimas de bienestar en los hogares. En esta línea, el gráfico 4, que tiene en cuenta la intensidad de relación con el empleo en el último año, siguiendo el indicador también utilizado por Raül Segarra, permite extraer dos hechos básicos.

El primero es, por supuesto, la tendencia descendente del impacto de la pobreza real, u otras formas de ausencia de bienestar en el hogar, conforme aumenta la intensidad laboral. Llama sin embargo la atención que, al menos en Euskadi, el impacto de estas problemáticas sociales resulte siempre minoritaria entre la población con experiencia con el empleo. Incluso en grupos con intensidad laboral inferior al 25% en el periodo anterior, la tasa de pobreza y ausencia de bienestar real no pasa del 23% en 2016. Alta, sin duda, per minoritaria.

El segundo aspecto a destacar es que una significativa reducción de las problemáticas no se asocie necesariamente a intensidades que se acercan al 100%. Frente a tasas de pobreza y ausencia de bienestar real que son superiores al 21% en caso de intensidad inferior al 50%, la proporción se reduce al 11,2% en personas con una intensidad laboral entre el 50 y el 75%. En este grupo, un 88,8% accede de hecho a formas de vida en las que la presencia del bienestar es dominante. En un 70,3%, este bienestar puede considerarse completo o casi completo.

Gráfico 4

Fuente: Elaboración propia a partir de la Encuesta de Pobreza y Desigualdades Sociales en Euskadi.

Reflexiones para la investigación

Pensando en el desarrollo futuro de la investigación, algunas cuestiones pueden plantearse a partir de los resultados presentados sobre el caso vasco.

En primer lugar, la hipótesis de que nos enfrentamos a un nuevo mercado de trabajo tiene algunos fundamentos evidentes, claramente recogidos en el artículo de Segarra. Sin embargo, es necesario admitir que se trataría, en todo caso, de nuevas formas de un mercado de trabajo que en las últimas décadas se ha caracterizado siempre por la importancia relevante de las realidades precarias. Que las dinámicas en curso supongan un cambio cualitativo respecto a lo observado desde los años 80 y 90 requiere, en mi opinión, profundizar en los aspectos analizados.

Por otra parte, y en sentido contrario a lo que reflejan los datos generales de España, la evolución en Euskadi no parece reflejar un deterioro cualitativo de las condiciones de trabajo entre 1996 y 2016 sino más bien continuidad y, en algunos aspectos, en realidad mejora. Esta diferente evolución hace razonable la pretensión de considerar en detalle las distintas evoluciones por comunidades autónomas. Sería así necesario tratar de precisar, en segundo lugar, qué modelos territoriales existen en esta dimensión y la medida en que influyen en su dinámica elementos asociados a la estructura sectorial de la producción y el empleo.

En tercer lugar, es preciso analizar las condiciones que podrían facilitar una mejora en las condiciones de vida de la población trabajadora más afectada por la precariedad. En mi opinión, la problemática que afecta a esta población (así como a las empresas que la contratan) requiere ir más allá del análisis de las modalidades de contratación. El caso vasco revela además que no todas las dinámicas de trabajo consideradas se asocian de forma automática a una vida en situación de precariedad económica real.

En el futuro, Raül Segarra nos podrá ofrecer sin duda nuevas aportaciones de cara al análisis de las cuestiones planteadas.

Riesgo de pérdida de bienestar y reacción pensionista ante la política de (no)revalorización de las pensiones. Luis Sanzo

Introducción

El presente artículo sitúa las bases objetivas, ligadas al riesgo de pobreza y ausencia de bienestar, que explican la relevancia del proceso de movilización de la población pensionista contra la política estatal de (no)revalorización de las pensiones. Esta movilización constituye, en cierta forma, un levantamiento social contra la aplicación del 0,25% de incremento aprobado por el Gobierno de España, muy inferior al aumento observado en el índice general de precios.

El estudio se basa en el método alternativo de aproximación a la pobreza y al bienestar cuyo contenido se detalla en el siguiente artículo, método que permite una aproximación homogénea a la situación existente en las distintas comunidades autónomas españolas. Delimita, en este sentido, indicadores de pobreza/bienestar que permiten una comparación efectiva entre las distintas comunidades autónomas en España.

En este artículo se utilizan tres indicadores básicos, ajustados de acuerdo con el método señalado:

  1. El indicador ajustado de pobreza grave (40% de la mediana).
  2. El indicador ajustado de ausencia de bienestar, o falta de capacidad para acceder a los niveles mínimos de bienestar esperados en nuestra sociedad (60% de la mediana).
  3. El indicador ajustado de bienestar esperado, o falta de capacidad para acceder al bienestar general esperado (de acuerdo con las respuestas dadas a la pregunta HS120 de la ECV, relativa a los ingresos mínimos señalados por cada hogar para llegar a fin de mes).

La distinción entre hogares pensionistas y no pensionistas se basa en el origen principal de los ingresos disponibles en el hogar (pensiones u otras fuentes).

El estudio se basa en la Encuesta de Condiciones de Vida del INE para el año 2015 (datos de renta 2014). Los datos se aplican a la población residente en las viviendas analizadas encuestadas en la ECV.

Precariedad comparada en hogares pensionistas y no pensionistas

Como es bien conocido, una de las principales líneas argumentales en la investigación de la pobreza en España ha sido insistir en la precariedad diferencial de la población residente en hogares no pensionistas. Es un hecho difícilmente rebatible que muestra uno de los principales éxitos de la política social en el periodo democrático posfranquista, la reducción y contención de la pobreza entre la población pensionista.

Los datos presentados en los gráficos 1 y 2 avalan la evidencia señalada. En el primero de ellos se comprueba, en este sentido, que la tasa de riesgo de pobreza grave es 2,6 veces superior en la población residente en hogares no pensionistas (12,7% frente a 4,8% en la pensionista). La tasa de riesgo de ausencia de un nivel mínimo de bienestar (60% de la mediana) es también claramente superior en los hogares no pensionistas (22,8% frente a 15,6% en los pensionistas). Sólo se observa un cierto equilibrio en lo relativo al indicador de acceso al bienestar general esperado. En este caso, el riesgo afecta a un 43,5% de la población en hogares no pensionistas, algo por debajo del 45,6% que corresponde a las personas residentes en hogares pensionistas.

Gráfico 1

Las diferencias, en perjuicio de los hogares no pensionistas, son aún mayores al considerar la distancia al umbral de precariedad, tal y como se constata en el gráfico 2. El índice FGT-2 de pobreza grave acumulada (equivalente a ingresos nulos) es 3,6 veces superior en los hogares no pensionistas (5,7% frente a 1,6% en los pensionistas) y resulta 2,5 veces mayor en lo relativo al indicador FGT-2 de ausencia de bienestar asociado al 60% de la mediana (9,8 frente a 3,9%).

Por otra parte, aunque es inferior la proporción de personas en hogares no pensionistas con carencias en el acceso al bienestar general esperado, la distancia al umbral de los ingresos disponibles es muy superior en las personas en riesgo en los hogares no pensionistas (41,4% frente a 29,7%). El resultado es un índice FGT-2 mucho más elevado en estos hogares: 18% frente a 13,5% en los hogares no pensionistas.

Gráfico 2

Pero, siendo cierta la distancia observada entre hogares pensionistas y no pensionistas, y también la dimensión positiva de la política social asociada a las pensiones en España, no puede olvidarse el significado real de los datos presentados en relación con la población vinculada a hogares pensionistas. La protección a este tipo de hogares ha contribuido sin duda a situar la pobreza grave como problema social minoritario entre la población pensionista pero, ni siquiera en este caso, ha conseguido eliminarla por completo. Además, muchas personas en hogares pensionistas se mantienen fuera del marco de bienestar esperado en nuestra sociedad, entre un 15,6% y un 45,6% de la población según se consideren los niveles mínimos de bienestar esperados o los que podrían considerarse propios del bienestar más general al que aspira la población en nuestro país.

Es importante por tanto no perder de vista que una mejor posición comparada no significa automáticamente ausencia de problemas. Y este hecho es importante para entender el profundo descontento que revela la reacción pensionista en las calles.

Las implicaciones de una política de pérdida de poder adquisitivo en los hogares pensionistas

La estrategia española con las pensiones se orienta sin duda al mantenimiento de su valor adquisitivo pero contemplando, en caso de no ser viable este objetivo, una línea de reducción de este valor. Esta línea se vincula tanto a aspectos ligados al posible incremento de la esperanza de vida como a una reducción progresiva del nivel real de las pensiones como resultado de un crecimiento inferior al de la inflación. Pero las consecuencias de la pérdida de calidad de vida asociada son claramente percibidas por la población pensionista.

Analizando lo que está en juego para este colectivo, en términos de proporción de personas potencialmente afectadas a medio plazo por una desvalorización hipotética del 15% en los ingresos pensionistas, puede comprobarse que su impacto sobre las tasas de riesgo de pobreza grave sería significativo pero no cuantitativamente determinante. Como puede verse en el gráfico 3, la tasa de riesgo de pobreza grave sólo aumentaría del 4,8 al 6,8%.

El aumento del riesgo de ausencia de bienestar resultaría socialmente mucho más importante. En el caso del indicador de bienestar mínimo (60% de la mediana), un deterioro del 15% en la capacidad adquisitiva haría pasar la tasa de riesgo de un 15,6 a un 25,5% entre la población en hogares pensionistas. En lo relativo al bienestar general esperado, una desvalorización del 15% supondría una variación igualmente relevante, pasando la proporción de personas afectadas del 45,6 al 56,9%. La perspectiva de deterioro, que ya concierne a la mitad del colectivo, se extendería al 65,4% de la población considerada si el peligro de desvalorización llegara hasta el 30%. El riesgo de pérdida de calidad de vida tiene por tanto una dimensión cualitativa y cuantitativa indudable en la población pensionista en España.

Gráfico 3

Los datos presentados muestran que el impacto mayor de la desvalorización correspondería a aquellos colectivos que verían peligrar el acceso al bienestar en España. Considerando inicialmente el indicador del 60% de la mediana (gráfico 4), que refleja el nivel de bienestar mínimo esperado por la población, antes y después de considerar una caída de valor del 15% de los ingresos pensionistas, se observan al respecto algunos hechos relevantes por comunidades autónomas.

El principal aspecto a destacar es que, una vez considerada la desvalorización potencial señalada, el riesgo de ausencia de un bienestar mínimo podría afectar a un porcentaje de población en hogares pensionistas cercano o superior al 27,5% de la población en las comunidades del sur y sudeste (Andalucía, Murcia, Comunidad Valenciana, Castilla-La Mancha y Extremadura), Madrid y Canarias/Illes Balears. Las cifras se situarían entre el 19 y el 23,2% en el noroeste (Galicia, Asturias, Cantabria y La Rioja), Navarra/Aragón y Cataluña. Por debajo quedarían únicamente Castilla-León y el País Vasco, con un 15,3 y un 7,2%, respectivamente.

Salvo en el País Vasco, donde la tasa aumentaría apenas en 3,5 puntos, en los demás casos la desvalorización tendría un notable efecto, con un incremento de entre 7,4 y 9,9 puntos en el riesgo de ausencia de un mínimo bienestar (60% de la mediana) en la mayor parte de las comunidades autónomas. El aumento sería aún mayor en el sur y sudeste español, con 10,6 puntos de incremento en Andalucía/Murcia, 12,8 en la Comunidad Valenciana y 15,9 en Castilla-La Mancha y Extremadura.

Gráfico 4

En la aproximación al bienestar general esperado, en caso de una desvalorización equivalente al 15% de los ingresos actuales, los datos del gráfico 5 muestran que en casi todas las comunidades españolas la mayoría de la población en hogares pensionistas quedaría fuera de la oportunidad de acceso a ese nivel de bienestar. En las comunidades del sur y del sudeste (Andalucía, Murcia, Comunidad Valenciana, Castilla-La Mancha y Extremadura) y en Madrid, la proporción superaría incluso el 60%. En Navarra/Aragón, la proporción sería del 40,2%, con un mínimo del 32,1% en el País Vasco. Incluso en este territorio, por tanto, el deterioro situaría fuera del bienestar general esperado a cerca de una tercera parte de la población en hogares pensionistas.

El deterioro sería significativo y generalizado respecto a la situación actual, con aumentos del indicador de ausencia de bienestar esperado que resultarían cercanos o superiores a los 7 puntos en todas las comunidades autónomas. Los mayores incrementos potenciales corresponderían a Andalucía/Murcia (13,3 puntos) y a Castilla-León (17,6 puntos).

Gráfico 5

La dimensión cuantitativa del colectivo que podría sufrir este proceso de deterioro en las condiciones de vida es evidente. El 56,9% de población en hogares pensionistas que podrían sufrir una pérdida muy directa en sus niveles de bienestar, ya sea en términos de acceso al nivel mínimo o al nivel general esperado, suponen cerca de 7 millones de habitantes en España (6,89 en concreto). La potencial desvalorización de las pensiones afecta sin embargo a las más de 12 millones de personas que viven en hogares en los que la fuente principal de ingresos está constituida por las pensiones.

Teniendo en cuenta los datos presentados, es poco probable que la crisis planteada pueda ser fácilmente gestionada, sin reajuste al alza en las revalorizaciones a realizar por el Gobierno de España. Esta realidad plantea sin embargo una cuestión asociada, relativa a la distribución de los recursos procedentes de la protección pública entre la población. Aunque es preciso apoyar al colectivo pensionista en su objetivo de limitación del deterioro de sus niveles de bienestar, resulta imprescindible evitar en paralelo una salida que se traduzca de nuevo en la falta de consideración a las necesidades de la población más desfavorecida en los hogares no pensionistas.

El mito de la igualdad (4): La desigualdad territorial como fundamento de la política de igualación en España, el caso de la protección a los hogares con hijos o hijas dependientes

Introducción

Resulta dominante en España la concepción que asocia las variaciones en el impacto de la pobreza a la tradicional división entre comunidades ricas y pobres. Esta visión contribuye a consolidar una política social que, en aplicación de principios de igualdad, considera natural priorizar la atención a la población desfavorecida de los territorios menos ricos. Este modelo legitima, sin embargo, la desigual protección que sufre la población desfavorecida de algunas comunidades.

Tomando como ejemplo a la población en hogares con hijos y/o hijas dependientes (1), este artículo resume y ordena los mecanismos que sitúan en posición de desigualdad en el acceso a la protección a ciertos grupos según su lugar de residencia. Los distintos modelos territoriales de bienestar resultantes se perfilan en el apartado de conclusiones.

El análisis se basa en los resultados ajustados que se derivan del método alternativo cuyo contenido se detalla en el primer artículo de esta serie. El estudio se basa en la Encuesta de Condiciones de Vida del INE para el año 2015 (datos de renta 2014). Los datos se aplican a la población residente en las viviendas analizadas encuestadas en la ECV.

El efecto homogeneizador del coste de acceso al bienestar, con efectos negativos evidentes en Madrid y Cataluña

Antes de transferencias sociales, teniendo en cuenta en exclusiva los ingresos propios procedentes de la actividad económica, la división entre comunidades ricas y pobres en España resulta sin duda explicativa. Determina en general la probabilidad de que la población en hogares con menores consiga acceder o no a los niveles de bienestar esperados. Como se observa en el gráfico 1, frente a la media de un 55,2% de estos hogares con problemas para acceder al bienestar en el conjunto de España, la proporción es inferior al 37,5% en el País Vasco y Navarra/Aragón, del 42,4% en Cataluña y del 46% en Madrid.

En una posición cercana a la media, las regiones del noroeste (Galicia, Asturias, Cantabria, La Rioja) y Castilla-León) se sitúan en torno a un 53-54%, con un 56,7% en Canarias y Baleares. En la parte más desfavorecida, la Comunidad Valenciana y Castilla-La Mancha/Extremadura tienen tasas cercanas al 66%. Finalmente, un 71,4% de las personas en hogares con menores quedan, con sus ingresos por actividad económica, fuera del bienestar esperado en Andalucía/Murcia.

Gráfico 1

Gráfico 1

El sentido de las diferencias se mantiene al considerar las tasas de pobreza grave (40% de la mediana)(2) asociadas a los ingresos por actividad económica, sin transferencias sociales. Antes de considerar el coste de acceso al bienestar en cada territorio, como muestra el gráfico 2, todavía un 23,4% de la población de los hogares con menores se enfrenta a este tipo de pobreza en el conjunto de España. La proporción es claramente inferior en los territorios con mayor PIB per cápita: menos del 14% en Navarra/Aragón y el País Vasco, 16,9% en Madrid y 18% en Cataluña.

Pero, entre otras cosas porque las diferencias de oportunidades económicas atraen a las personas con menores recursos hacia las zonas más prósperas, el análisis de las tasas de pobreza introduce ya claros matices. Así, entre los territorios con menos pobreza aparecen algunos situados en la periferia del crecimiento económico en España. En particular, con un 16,6%, el bloque conformado por Galicia, Asturias, Cantabria y La Rioja se sitúa con una tasa de pobreza con ingresos por actividad económica inferior a la de Madrid o Cataluña. Aunque resulta superior a las de estas dos comunidades, la tasa de riesgo no se aleja ya tan claramente de ellas en Castilla-León (21%) o en la Comunidad Valenciana (21,2%).

Pero la tasa sigue siendo elevada en el resto de territorios. Llega al 26,3% en Canarias y Baleares, al 28,6% en Castilla-La Mancha/Extremadura y a un máximo del 38% en Andalucía/Murcia.

Gráfico 2

Gráfico 2

Las cifras señaladas con anterioridad no tienen en cuenta las fuertes diferencias existentes en el coste de acceso al bienestar en cada territorio. Una vez considerado, se observan algunos hechos relevantes, ligados a la dimensión en general homogeneizadora de este factor. El más destacado es la significativa reducción del impacto de las situaciones de riesgo de pobreza grave antes de transferencias en la mayor parte de las comunidades más desfavorecidas.

Como se comprueba en el mismo gráfico 2, en la aproximación ajustada en función del coste de acceso al bienestar, el impacto de la pobreza grave en hogares con menores se reduce entre 4,6 y 5,3 puntos en Castilla-León y las regiones del sur (Andalucía/Murcia y Castilla-La Mancha/Extremadura). La reducción es de 2 a 2,3 puntos en Navarra/Aragón y las regiones del noroeste español. Se sitúa entre 1,1 y 2 puntos en el resto de las comunidades autónomas, con la única excepción de Madrid y Cataluña. En la primera de esas comunidades, al considerar el coste de acceso al bienestar, la tasa de riesgo de pobreza aumenta en 2,1 puntos. El incremento es de 0,9 puntos en Cataluña.

El resultado es un acercamiento a la media española, situada en un 21,6%, de Madrid y Cataluña, con cifras cercanas en ambos casos al 19%, apenas un punto por debajo del 20,1% de la Comunidad Valenciana. Las tasas de riesgo de Madrid y Cataluña se alejan ahora claramente de los niveles cercanos o inferiores al 14% de Navarra/Aragón (7,7%), País Vasco (12,4%) y Galicia/Asturias/Cantabria/La Rioja (14,2%). Pero no sólo de eso territorios. Castilla y León, con un 16,4%, también queda claramente por debajo del riesgo pobreza grave de Madrid y Cataluña.

En la parte más desfavorecida, se acercan a la media española Castilla-La Mancha/Extremadura, con un 23,5% que ahora queda por debajo del 25% de Canarias/Illes Balears. La tasa de Andalucía/Murcia es la única en superar el 30% (32,7%).

Es importante destacar, sin embargo, que las tasas de pobreza acentúan las diferencias territoriales reales. Estas diferencias se reducen si se considera, además de la proporción de personas afectadas, la distancia existente respecto al umbral de pobreza grave. Como se observa en el gráfico 3, en el índice FGT-2 de riesgo de pobreza grave acumulada (equivalente a ingresos 0), ajustado en función del coste de acceso al bienestar, Navarra/Aragón se sitúa en los niveles más bajos con un 3,2%. La cifra es de 7,8-8,6% en las regiones del noroeste (Galicia/Asturias/Cantabria/La Rioja) y en País Vasco. Algo por debajo de la media española del 11,2%, Madrid, Cataluña y la Comunidad Valenciana se sitúan entre el 9,9 y el 10,5%, muy cerca del 11% de Castilla-León y del 12,1% de Castilla-La Mancha/Extremadura. Canarias/Illes Balears y Andalucía/Murcia son las regiones más afectadas. Con cifras cercanas al 15%, quedan sin embargo más cerca del intervalo central que lo que reflejaban las tasas de riesgo.

Como puede comprobarse, la radical separación entre comunidades no resulta ya tan decisiva. Fuera de los polos extremos que representan Navarra/Aragón, en la parte favorable, y Canarias/Illes Balears y Andalucía/Murcia, en la desfavorable, el resto de las comunidades autónomas se sitúan un intervalo de 4,3 puntos en el índice FGT-2, entre el 7,8% de las regiones del noroeste y el 12,1% de Castilla-La Mancha/Extremadura. Entre ellas las tres comunidades “ricas”: Madrid y Cataluña pero también Euskadi.

Gráfico 3

Gráfico 3

Una protección estatal insuficiente y territorialmente muy desigual, en perjuicio de las personas en riesgo de las comunidades consideradas ricas y de las islas

El acercamiento entre comunidades se acentúa con la política de transferencias estatales. El gráfico 4 muestra la distancia al umbral de pobreza grave que consiguen reducir las transferencias sociales del Estado (3), teniendo en cuenta el coste de acceso al bienestar. Como puede comprobarse, la reducción de la distancia al umbral es muy limitada en Madrid, Cataluña y, de forma especialmente llamativa, en el País Vasco. Frente a una reducción media de la distancia al umbral del 40,7% en el conjunto de España, el nivel se reduce al 34,6% en Cataluña, al 30,6% en Madrid y a un mínimo del 20,6% en Euskadi.

En el polo opuesto, la reducción de la distancia al umbral es superior al 45% en las comunidades del sur (46,1% en Castilla-La Mancha/Extremadura y 49,9% en Andalucía/Murcia) pero también en Navarra/Aragón (56,8%). En las posiciones intermedias, la reducción de la distancia se sitúa entre un 38,1 y un 39,1% en Canarias/Illes Balears y la Comunidad Valenciana y ligeramente por encima del 40% en Castilla-León y las regiones del noroeste (Galicia, Asturias, Cantabria y La Rioja).

Gráfico 4

Gráfico 4

Las diferencias en la protección son aún más llamativas al considerar el gasto por persona que realiza el Estado, tal y como se muestra en el gráfico 5. En la atención a personas en riesgo de pobreza grave, las transferencias estatales alcanzan un máximo de 1.567 euros en Castilla-León. Las cuantías se sitúan entre 1.309 y 1.425 euros en las regiones del noroeste, Canarias/Baleares, el conjunto del sur español (Andalucía/Murcia y Castilla-La Mancha/Extremadura) y Navarra/Aragón. En fuerte contraste, las cifras más bajas se observan en Euskadi, con 947 euros, y en Madrid, Cataluña y la Comunidad Valenciana, con cifras entre 1.011 y 1.098 euros.

Gráfico 5

Gráfico 5

Nota: Datos en personas equivalentes, teniendo en cuentas las escalas de equivalencia aplicadas.

En términos relativos respecto a la media española, la aportación estatal por persona pobre en hogares con menores dependientes es un 24,7% inferior en Euskadi, un 19,6% en Madrid, un 16,3% en Cataluña y un 12,7% en la Comunidad Valencias. Es superior en cambio en un 4,1% en Galicia, Asturias, Cantabria y La Rioja, entre un 10,6 y un 13,3% en las regiones del sur, Canarias/Baleares y Navarra/Aragón. La aportación por persona en riesgo de pobreza en Castilla-León supera en un 24,6% la media española.

Gráfico 6

Gráfico 6

El resultado es una casi completa igualación. Con las transferencias del Estado, y neutralizado el factor diferencial del coste de acceso al bienestar, prácticamente todas las comunidades autónomas se caracterizan por un FGT-2 situado en un intervalo entre un 6,2 y un 7,6% en el caso de los hogares con menores. Sólo queda por encima de ese intervalo Canarias/Illes Balears, con un 9,1% y, por debajo, Navarra/Aragón (1,4%) y las regiones del noroeste (4,5%). Entre las tres regiones tradicionalmente líderes en la economía española, sólo Cataluña queda por debajo de la media española, con un 6,5%. Ligeramente por encima, País Vasco y Madrid marcan índices de 6,9% y 7,3%, cerca del 7,6% de Andalucía/Murcia. Sólo Canarias/Illes Balears superan estos niveles con un 9,1%.

Gráfico 7

Gráfico 7

El impacto del sistema asistencial en el País Vasco

Los índices señalados, marcados por la igualación, no pueden sin embargo ocultar que quedan muy lejos de conseguir una corrección suficiente del impacto de la pobreza. La tasa de pobreza grave, tras las transferencias estatales sigue siendo muy alta, con un 14,7% de personas afectadas en España en términos del indicador ajustado. Únicamente Navarra/Aragón consigue situarse claramente por debajo del nivel del 10% (5,1%). Ésta es la principal razón por la que las comunidades autónomas han tratado de intervenir en la política de garantía de ingresos, haciendo uso de sus competencias constitucionales en materia de Asistencia Social.

Han sido precisamente las comunidades llamadas “ricas” las que han apostado más claramente por estas actuaciones, junto con Castilla-León y Asturias, dentro de las regiones del noroeste. Sin embargo, al menos en 2015 (renta 2014), la aportación es casi siempre limitada, incluso en comparación con las transferencias estatales. Se sitúa entre 211 y 286 euros por persona en riesgo tras las transferencias estales en Navarra/Aragón, Madrid, Cataluña y Castilla-León. La única excepción, que explica sus bajos índices comparados de pobreza grave, es la del País Vasco. En este caso, la aportación es de 1.544 euros por persona en hogares con menores y en riesgo de pobreza después de las transferencias sociales del Estado.

Gráfico 8

Gráfico 8

Conclusión

Los datos revelan la existencia de modelos de bienestar muy diferenciados en España y en general con limitada capacidad para reducir el impacto de la pobreza grave entre los hogares con hijos o hijas dependientes. Destacan los siguientes casos, definidos de acuerdo con el nivel del índice FGT-2 de distancia acumulada al umbral de pobreza grave:

1. En la parte más favorecida, Navarra/Aragón son las únicas comunidades autónomas en las que sus hogares con menores se sitúan en niveles de pobreza graves bajos con los ingresos por actividad económica. Son además los territorios que más se benefician del sistema de transferencias estatales, con una participación igualmente significativa en el sistema de rentas mínimas autonómicas. El índice FGT final es apenas del 1,1% en relación a la pobreza grave.

2. El País Vasco no consigue acercarse a los niveles de esas comunidades autónomas pero sí se consolida entre los territorios con menor impacto de la pobreza grave acumulada en España. Sólo lo consigue sin embargo con su sistema de protección autonómico, el único en aportar más protección a la población de la comunidad autónoma que el sistema de transferencias sociales del Estado. El índice FGT-2 de pobreza grave es comparativamente bajo, con un 3,6%.

3. En el resto de comunidades autónomas, el elemento central de la protección se vincula a las transferencias estatales. Gracias a ellas, las regiones del noroeste español (Galicia, Asturias, Cantabria y La Rioja) se sitúan cerca del nivel de Euskadi, con un índice FGT-2 del 4,2%, una realidad que caracteriza en gran medida igualmente a Castilla-León, con un 5,6%. La acción protectora estatal sitúa entre el 6,1 y el 7,1% a las regiones del sur (Castilla/La Mancha/Extremadura, Andalucía/Murcia) y la Comunidad Valenciana.

Aunque responde al mismo modelo de protección, el coste diferencial de acceso al bienestar en estas comunidades autónomas coloca a Canarias/Illes Balears en la peor posición, con un FGT-2 de pobreza grave del 8,5%.

4. A pesar de no sufrir tan drásticamente la falta de protección estatal que caracteriza a Euskadi, Madrid y Cataluña comparten con ella el limitado impacto comparado de las transferencias del Estado. No es suficiente ser las dos regiones líderes en la economía española ni tener menor riesgo con los ingresos por actividad económica que las comunidades autónomas del bloque anterior: la menor intensidad relativa de la protección estatal, no compensada con una política de rentas mínimas autonómicas al estilo vasco, sitúa a estas comunidades en torno al nivel medio de España, con 5,8% en Cataluña y 6,6% en Madrid. Es la principal paradoja, o contradicción, del sistema español de protección social.

Gráfico 9

Gráfico 9

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NOTAS

(1) El concepto de hijos e hijas dependientes incluye, en la aproximación del INE, a algunas personas mayores de edad pero corresponde en la mayor parte de los casos a población menor. Por esa razón, en el artículo se utiliza el término de hogares con menores como equivalente al de hijos/as dependientes.

(2) Las referencias a la pobreza grave, a lo largo del artículo, deben entenderse en términos de situaciones de riesgo.

(3) Los indicadores después de transferencias sociales del Estado se refieren a la situación existente en función de los ingresos por actividad económica propia (trabajo, rentas de capital, alquileres, etc.) y los procedentes de los tres grandes pilares de la protección social española (pensiones, prestaciones y subsidios por desempleo y prestaciones familiares).

 

El mito de la “igualdad” (3). Las rentas mínimas autonómicas y la pobreza grave: ¿acentuación o reducción de la desigualdad? Luis Sanzo

Este artículo avanza en el análisis de las consecuencias desiguales en el territorio de las políticas sociales desarrolladas en España. En esta tercera entrega, el objetivo es analizar las diferencias en la protección de cara a la superación del riesgo de pobreza grave (40% de la mediana equivalente de ingresos) en función del ingreso dominante en el hogar. Se considera, por una parte, la situación de los hogares en los que predominan los ingresos por pensiones (hogares pensionistas) y, por otra, la que corresponde a los hogares en los que predominan otros tipos de ingresos (hogares no pensionistas).

La principal aportación del estudio es mostrar la insuficiente protección a los hogares no pensionistas en el sistema de seguridad social español y el impacto positivo que tienen algunas políticas de rentas mínimas autonómicas para hacer frente a este déficit de protección social. Lejos de acentuar la desigualdad, estas actuaciones compensan las consecuencias desiguales de una protección inadecuada del Estado a los hogares no pensionistas. La realidad más paradigmática es la del País Vasco, una comunidad que sólo se sitúa entre las menos afectadas por la pobreza en España como consecuencia de su política social autonómica. El caso vasco muestra además el “castigo” político-social que, en el sistema español de prestaciones por desempleo, se aplica a las comunidades autónomas que sitúan sus umbrales de garantía de ingresos mínimos por encima del límite de rentas establecido por el Estado.

El análisis se basa en los resultados ajustados que se derivan del método alternativo cuyo contenido se detalla en el primer artículo de esta serie. Aún más que la tasa de riesgo de pobreza grave (1), el principal índice considerado en el análisis es el FGT-2, un estadístico que combina la medición de la incidencia del riesgo con la de la distancia al umbral. De esta forma, el índice mide el impacto que tendrían en la población total las personas en situación de riesgo de pobreza grave en el supuesto de que todo el desfase actualmente existente entre ingresos reales y necesidades se estimara en términos de personas equivalentes con ingresos nulos. Refleja con ello el porcentaje de pobreza grave acumulada en un territorio, calculado en términos equivalentes al volumen de personas en una situación de completa ausencia de recursos, con un nivel de ingresos igual a 0.

El estudio se basa en la Encuesta de Condiciones de Vida del INE para el año 2015 (datos de renta 2014). Se mide, por tanto, la situación existente al final del periodo de crisis. Los datos se aplican a la población residente en las viviendas analizadas encuestadas en la ECV.

PRINCIPALES RESULTADOS

El impacto de la pobreza grave acumulada: menor protección a los hogares no pensionistas y diferencias territoriales en la protección por desempleo y prestaciones familiares, con especial relevancia en Madrid, País Vasco, Canarias e Illes Balears

El análisis de los indicadores de pobreza grave en España, después de transferencias sociales del Estado (2), muestra el impacto positivo de la política social española en los hogares pensionistas. Esto es particularmente evidente cuando se considera, además de la propia tasa de riesgo, la distancia que supone el déficit de ingresos respecto al umbral de pobreza grave.

Es cierto que, si se contemplan –en el gráfico 1- las tasas de pobreza grave de los hogares pensionistas, pueden observarse a priori significativas diferencias entre comunidades autónomas. En particular, se supera la tasa española del 4,4% en los territorios con costes más elevados de acceso al bienestar. Esto ocurre en Cataluña (5%) y, mucho más nítidamente, en Madrid (7,4%) y Canarias/Illes Balears (8,9%).

Sin embargo, tal y como se observa en el gráfico 2, el índice FGT-2 muestra en realidad una gran similitud en el impacto territorial de la pobreza grave en los hogares pensionistas. En estos hogares, el peso de la pobreza grave acumulada se sitúa en la mayor parte de España entre el 0,9 y el 2%. Algo por debajo quedan las comunidades autónomas de Castilla y León y del País Vasco (0,6 y 0,3%, respectivamente). Este importante control de la pobreza grave en los hogares pensionistas es la principal fortaleza diferencia de la política social española. En el difícil contexto de mantenimiento del sistema público de pensiones, fija un enorme reto de cara a mantener estos niveles en el futuro.

Gráfico 1

Gráfico 1

Gráfico 2

Gráfico 2

En España, el principal factor de desigualdad social que se observa es el que determina la separación de los hogares de pensionistas y no pensionistas en su capacidad de hacer frente a la pobreza grave. Una vez consideradas las distintas transferencias sociales del Estado, la tasa de pobreza es más de tres veces superior en los hogares no pensionistas: 14,3% frente a 4,4%. La diferencia es aún mayor, más de cinco veces superior, al considerar el índice FGT-2: 7,0% frente a 1,3%.

Además, prácticamente todos los territorios se alejan de los bajos niveles de impacto de la pobreza grave que corresponden a los hogares pensionistas. La única excepción hace referencia a las comunidades de Navarra y Aragón, con un nivel de pobreza grave acumulada FGT-2 del 2,2% en los hogares no pensionistas, apenas un punto por encima del 1,2% correspondiente a los pensionistas.

En el resto de comunidades autónomas, las diferencias son siempre superiores a los tres puntos en perjuicio de los hogares no pensionistas que, además, superan el 5% en el índice FGT-2. Tres grupos pueden observarse en la aproximación territorial a este indicador. Por una parte, el índice de pobreza grave acumulada se sitúa entre el 5 y el 6% en las comunidades autónomas del noroeste español (Galicia, Asturias, Cantabria, La Rioja y Castilla-León), Cataluña y dos regiones situadas en la parte sur de España (Extremadura y Castilla-La Mancha). En una posición intermedia, con niveles del 7,1 al 7,7%, se encuentrran Madrid, la Comunidad Valenciana y el País Vasco. Por encima se sitúan, finalmente, Andalucía/Murcia, con un 8,7%, y Canarias/Illes Balears, el único bloque en alcanzar el 10% de pobreza grave acumulada entre los hogares no pensionistas.

Esta realidad desigual refleja en parte las diferencias existentes en la riqueza territorial pero son, sobre todo, el resultado del diferente impacto de la protección atribuible al sistema estatal de prestaciones y subsidios por desempleo y de prestaciones familiares en un contexto condicionado por las diferencias de coste de acceso al bienestar. Como se observa en los gráficos 3 y 4, el impacto de reduccion del índice FGT-2 de pobreza grave que puede atribuirse a estas prestaciones no está relacionado con el impacto del riesgo de pobreza antes de esas transferencias.

En la parte más afectada por la pobreza grave, el impacto de las prestaciones familiares y por desempleo es mucho más favorable en el bloque Andalucía/Murcia que en el formado por Canarias/Illes Balears. Mientras en las islas, estas prestaciones reducen en un 32,8% el valor del índice FGT-2, lo hacen en un 49,7% en Andalucía/Murcia, quedando tras estas transferencias en mejor posición comparada estas dos regiones del sur peninsular que el grupo Canarias/Illes Balears.

En las posiciones intermedias, con un índice FGT-2 en torno al intervalo de 10-12% antes de las transferencias por desempleo y prestaciones familiares, la reducción mínima corresponde a Euskadi (-24,3%) y a Madrid (-30,5%). La disminución del impacto de la pobreza grave se acerca en cambio a niveles del 40% en la Comunidad Valenciana (-38,6%) para llegar a niveles de -46,4% en Castilla-León y -47,5% en Castilla-La Mancha y Extremadura. Un resultado destacado es que la pobreza grave acumulada tras esas transferencias, que era inferior en Madrid o el País Vasco al considerar en exclusiva las pensiones y los ingresos por actividad propia, supera tras la aplicación de las prestaciones familiares y de las aportaciones por desempleo la que corresponde a las dos Castillas y Extremadura.

En las comunidades con un FGT-2 inferior al 10% con ingresos por actividad económica y pensiones, Navarra y Aragón son las más beneficiadas, con una reduccion del índice del 48,1% tras las transferencias de paro y prestaciones familiares. Este nivel de reducción, sólo superado por Andalucía/Murcia, acerca a los hogares no pensionistas de estas comunidades a los índices de la población residente en hogares pensionistas. La reducción se acerca a los niveles medios en España en el bloque de comunidades que conforman Galicia/Asturias/Cantabria/La Rioja (-39%). La reducción asociada a las prestaciones familiares y por desempleo es algo menor en Cataluña (-36,1%).

Gráfico 3

Gráfico 3

Gráfico 4

Gráfico 4

En el caso de los hogares no pensionistas, el impacto de las rentas mínimas es relevante en la reducción de la pobreza grave que no es eliminada por la acción del Estado pero tiende a beneficiar más a comunidades autónomas con menor impacto del problema ante de la acción asistencial autonómica. La principal excepción es el País Vasco, un territorio que sólo consigue situarse entre las comunidades con menor impacto de la pobreza grave como consecuencia de su política social

Los datos relativos a las transferencias de Asistencia Social, muy determinadas por las rentas mínimas autonómicas, revelan de partida un impacto relativamente limitado en los hogares no pensionistas. La tasa de pobreza grave sólo se reduce de un 14,3 a un 13,7% en el conjunto de España. La reducción es comparativamente algo más significativa, pero todavía limitada, en lo relativo al índice FGT-2. Éste se reduce, en el conjunto estatal, del 7,0% al 6,4%.

La excepción más llamativa es la del País Vasco. En este caso, la tasa de pobreza grave de los hogares no pensionistas se reduce del 10,3 al 7,3%. La reducción es aún más llamativa en términos del índice FGT-2. El impacto de la pobreza grave acumulada cae así, en Euskadi, de 7,7 a 3,7% después de las transferencias de Asistencia Social. El País Vasco pasa de una posición situada entre las comunidades con mayor impacto de la pobreza grave antes de transferencias de Asistencia Social a superar únicamente, gracias a ellas, los indicadores correspondientes a Navarra y Aragón. En el caso vasco, por tanto, la acción del sistema de rentas mínimas resulta determinante en la prevención de la pobreza grave.

Gráfico 5

Gráfico 5

Gráfico 6

Gráfico 6

La importancia cualitativa del sistema de protección autonómico en el País Vasco sitúa además a esta comunidad autónoma como el primer ámbito territorial de reducción del índice FGT-2 de pobreza grave después de considerar el conjunto de las transferencias por desempleo, prestaciones familiares y asistencia Social. Por esa vía, y en lo relativo a los hogares no pensionistas, un 64,1% de la pobreza grave que no resuelve la actividad económica y las pensiones queda eliminada en Euskadi, casi 20 puntos más que el 45,5% medio del conjunto de España. En el lado opuesto, Madrid/Cataluña, otras de las comunidades menos favorecidas por la acción estatal por desempleo y prestaciones familiares, sufren la limitada aportación de su sistema asistencial. Éste apenas contribuye a un 4,3% de reducción de la pobreza grave acumulada frente al 39,8% de reducción observada en el caso vasco. En conjunto, sólo un 37,3% de la pobreza grave acumulada en los hogares no pensionistas se reduce en Madrid/Cataluña a través de las prestaciones por desempleo, las prestaciones familiares y la Asistencia Social, más de 25 puntos por debajo de lo observado en Euskadi.

Sin embargo, esa diferencia sólo es comprensible en términos del esfuerzo de las instituciones autonómicas. Así, un elemento llamativo del País Vasco es que un 62,1% de la reducción analizada corresponde a la Asistencia Social. Este impacto mayoritario, superior al 37,9% que representan prestaciones familiares y por desempleo, se asocia no sólo a la política de rentas mínimas en esa comunidad sino a la necesidad de asumir las consecuencias, en términos de mayor gasto, de una política general del Estado que es reacia a favorecer la complementariedad entre las distintas prestaciones.

El análisis del impacto del sistema asistencial autonómico muestra que, aunque muy alejado del modelo vasco, las aportaciones de la Asistencia Social tienen igualmente relevancia en otras comunidades autónomas. En Navarra/Asturias, sus prestaciones suponen de hecho un 25,1% de la reducción en la pobreza grave acumulada tras transferencias sociales distintas de las pensiones, acercándose con ello estas dos comunidades a la media de reducción española (con un impacto comparativamente menor que en otras comunidades autónomas de las prestaciones familiares y por desempleo).

Aunque la protección por Asistencia Social tiene menor importancia en el resto de comunidades autónomas, también contribuye a acentuar la posición comparativamente más favorecida de las comunidades autónomas del noroeste de España y Extremadura respecto al resto de España (8,2% de la protección total por transferencias distintas de las pensiones frente a 5,4%).

Gráfico 7

Gráfico 7

Gráfico 8

Gráfico 8

Conclusión

Teniendo en cuenta los resultados presentados, la acción de las comunidades autónomas en España no puede considerarse en ningún caso irrelevante. La principal conclusión a retener, no obstante, es que en comparación con las principales comunidades líderes en la economía española, Madrid y Cataluña, Euskadi sólo consigue situarse por debajo de ellas en términos de impacto de la pobreza grave en hogares no pensionistas gracias a su política social autonómica.

Esto se consigue con un sobreesfuerzo evidente que no sólo se vincula a su mayor nivel de gasto en la Asistencia Social constitucionalmente definida. El País Vasco asume el cierto “castigo” social relativo que se aplica, sobre todo en lo relativo al sistema español de prestaciones por desempleo, a las comunidades autónomas que sitúan sus umbrales de garantía de ingresos por encima del límite de rentas establecido por el Estado en los subsidios asistenciales por desempleo. Estas comunidades, lejos de poder siempre complementar la protección, tienen que optar por renunciar a la protección o, de lo contrario, asumirla en su integridad, perdiendo en paralelo el derecho a la protección general que garantiza el sistema estatal de prestaciones por desempleo.

Gráfico 9: Resumen para hogares no pensionistas

Gráfico 9

NOTAS

(1) Por razones de simplicidad en la presentación, las referencias a la pobreza grave en este artículo deben entenderse, todas ellas, en términos de situaciones de riesgo.

(2) Los indicadores después de transferencias sociales del Estado se refieren, en este artículo, a la situación existente en función de los ingresos por actividad económica propia (trabajo, rentas de capital, alquileres, etc.) y la consideración de los tres grandes pilares de la protección social española (pensiones, prestaciones y subsidios por desempleo y prestaciones familiares).