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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

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.

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

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:

  1. 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.
  2. 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.
  3. 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

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

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


 

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 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

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 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 socio-económicos, 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).

Pobreza y privación en la población menor. Enseñanzas generales a partir del caso vasco. Luis Sanzo

Artículo escrito para el blog llei d’engel

Introducción

Como es bien sabido, el marco europeo para el desarrollo de estadísticas en materia de pobreza está constituido por la European Union-Statistics on Income and Living Conditions (EU-SILC, Estadísticas sobre Ingreso y Condiciones de Vida de la Unión Europea). En España, la aplicación de la EU-SILC corresponde a la Encuesta de Condiciones de Vida.

Dentro del proceso de actualización del Sistema Estadístico Europeo (ESS), una de las estadísticas cuyo contenido está siendo objeto de revisión es la EU-SILC. En este ámbito relacionado con el estudio de la pobreza, las principales demandas existentes se vinculan a la necesidad de cubrir más áreas relacionadas con el desarrollo de las políticas sociales y de ampliar los análisis transversales asociados a la definición de estas políticas. Esta estrategia de revisión quedó fijada en la reunión del 7 y 8 de junio de 2010 del Consejo de la Unión Europea.

La propuesta de revisión planteada para la EU-SICL apuesta por una estructura fija, que limita el componente anual de esta estadística a la recogida de la información necesaria para obtener sus principales indicadores, y un conjunto de módulos complementarios de aplicación no anual. Esta aproximación permitiría abarcar más temas en el acercamiento a la realidad social pero con una periodicidad superior al año, variable en función de la temática (tres o seis años, según los casos).

La traducción jurídica definitiva del proceso de revisión de la EU-SILC aún no ha culminado pero sí está consolidada la previsión de un módulo específico destinado a obtener una serie de información clave sobre la población menor. La aproximación incluye, en particular, la recogida de información sobre las formas de privación material observadas en el colectivo de niños, niñas y adolescentes. Estas variables fueron delimitadas en el acuerdo ESS-2013 y, con posterioridad, en el módulo de desarrollo ad-hoc establecido para 2014. Estas variables se diseñaron de forma que fueran consistentes con variables similares para población adulta.

La regulación del módulo previsto para 2014, aprobada en febrero de 2013, establecía la recogida de una serie de variables secundarias de privación, trece de ellas aplicables a menores entre 1 y 15 años (y ya previstas en el acuerdo ESS-2013). Además se incorporaban otras variables para hogares y personas adultas para proceder a una actualización del cálculo del indicador AROPE. En principio, la recogida de esta información estaba prevista a partir de 2016.

En el año señalado, el cuestionario de la Encuesta de Condiciones de Vida incluyó las nuevas variables relativas a hogares y adultos pero no, al menos según lo que se ha difundido en la web del INE, las relativas a la población menor. Estas variables sí fueron introducidas, en cambio, en la Encuesta de Pobreza y Desigualdades Sociales de Euskadi de 2016 (EPDS-2016).

La presentación de los principales resultados de la EPDS-2016, relativas a la población entre 1 y 15 años en Euskadi, resulta útil para otras comunidades por al menos dos razones. Por una parte, porque se trata de la primera información disponible en España sobre privación en este colectivo de niños, niñas y adolescentes. Por otra, porque muestra la extensión de esta problemática en la población menor pertenecientes a los grupos más desfavorecidos de la sociedad, incluso en un territorio con un sistema de garantía de ingresos comparable a los más desarrollados en el espacio de la Unión Europea.

Las principales conclusiones del análisis de la relación entre privación y posición en la escala de pobreza-bienestar en la población menor de Euskadi se presentan a continuación.

Resultados

Con carácter general, debe destacarse el significativo impacto de la pobreza y la precariedad en la población menor. Aunque el sistema de protección autonómico limita las diferencias y reduce el impacto de los problemas, en especial de los más graves, es imposible no percibir la desigualdad de oportunidades que se relaciona con la pobreza y la ausencia de bienestar entre niños, niñas y adolescentes. Los datos de la EPDS 2016 muestran, en este sentido, el decisivo impacto diferencial que tiene en la población menor la presencia de la pobreza y otras formas de ausencia de bienestar.

Como se muestra en el gráfico 1, los datos reflejan la existencia en Euskadi de cuatro tipos de menores en términos de impacto de las situaciones de privación o carencia y de la posición del hogar en la escala pobreza-bienestar real.

Gráfico 1

Gráfico 1

En lo relativo a los hogares en situación de bienestar, y sin presencia de riesgos significativos asociados, la presencia de carencias o situaciones de población en la población de 1 a 15 años es prácticamente inexistente. Hasta un 95,1% de la población menor analizada vive al margen de todos y cada uno de los indicadores de privación considerados. Apenas un 4,9% tiene carencias significativas o relacionadas con aspectos básicos (3,9 y 1%, respectivamente). En estos hogares, que definen la situación de la gran mayoría de la población menor en Euskadi, puede así hablarse de una realidad prácticamente generalizada de completa ausencia de privación. Pero no ocurre lo mismo cuando está presente el hogar alguna situación económica desfavorable.

En los hogares en los que sigue predominando el bienestar en el hogar, pero éste viene acompañado de algunos factores de riesgo, la ausencia de carencias todavía es una realidad dominante. Sin embargo, la proporción se reduce en este grupo al 57,7% de la población menor. La presencia de problemas básicos, o al menos significativos, ya afecta por tanto a un elevado 42,3% de la población menor en este grupo.

A pesar de ello, en este tipo de hogares, la presencia de problemas básicos sigue siendo claramente minoritaria, con apenas un 8,4% de la población menor afectada por este tipo de carencias. Esta dimensión minoritaria es más llamativa, además, cuando se consideran problemas muy graves de privación material (2,8% por 5,6% de otros problemas básicos). La parte correspondiente a menores con carencias significativas, pero no básicas, es la más destacada en este grupo, con un 33,9% de personas entre 1 y 15 años en esta situación.

En los hogares en situación de ausencia de bienestar, pero no de pobreza real, la completa ausencia de carencias resulta ya claramente minoritaria, con apenas un 32,1% de la población menor en esta situación. No obstante, los problemas básicos sólo afectan a un grupo minoritario de menores, un 33,3% del total, en especial si se trata de formas de privación básica muy grave (apenas un 5,2% frente a un 28,1% con otros problemas básicos). Un 34,6% tiene problemas significativos pero no básicos.

Es únicamente en los hogares afectados por la pobreza real donde las situaciones de privación se convierten en dominantes, con apenas un 5,3% de menores sin ningún tipo de carencia. Además, y esto es lo socialmente más relevante, los problemas básicos se convierten en mayoritarios, con un 66,1% de la población menor afectada por este tipo de carencias.

El dato más positivo en este grupo de menores pobres es que, dentro de los problemas básicos, los más graves siguen resultando minoritarios. Aun así, un 25,5% de los niños, niñas y adolescentes de los hogares en situación de pobreza real sufren formas de privación básica muy graves por un 40,6% que se enfrenta a problemas básicos pero menos graves. Otro 28,6% tiene carencias significativas pero no básicas.

El gráfico 2 aporta información complementaria, relativa en este caso al impacto detallado de cada una de las carencias básicas consideradas en la población menor.

Gráfico 2

Gráfico 2

Como puede comprobarse en el mencionado gráfico, el impacto de las formas más graves de privación sólo alcanza niveles significativos, claramente superiores a cifras de 3-5%, en los hogares pobres. En estos hogares, un 10,7% de la población menor no tiene acceso diario a frutas o verduras, un 12,8% carece de dos pares de zapatos (o uno para cada época del año) y un 17,4% no tiene acceso a una comida proteínica cada día.

En los hogares pobres de Euskadi, sin embargo, el impacto de la pobreza en niños, niñas y adolescentes se percibe más claramente en la presencia de ciertos tipos de carencias básicas pero de menor gravedad. De esta forma, un 40,1% de la población menor de estos hogares no dispone de ropa nueva y un 38,2% no puede celebrar ocasiones especiales. Un 25,3% no tiene equipamiento para jugar al aire libre y un 19,3% carece de libros para su edad. Un 12,9% no tiene equipamiento para jugar en casa y un 12,4% carece de un espacio adecuado para hacer los deberes.

Algunos de estos problemas también tienen incidencia significativa en hogares con problemas de ausencia de bienestar pero no pobres. Así, un 19,9% de la población menor en estos hogares no puede acceder a ropa nueva, un 13,9% no puede celebrar ocasiones especiales y entre un 7,6 y un 9,2% se enfrenta a problemas a la hora de disponer de un espacio adecuado para hacer los deberes, tener libros para su edad o disponer de equipamiento para jugar al aire libre.

El gráfico 3 presenta los resultados relativos a algunas carencias que, siendo significativas, no se relacionan con necesidades estrictamente básicas. En este caso, se constata que las diferencias observadas entre los distintos tipos de menores resultan aún más llamativas al caracterizar a los distintos grupos.

Gráfico 3

Gráfico 3

En los hogares pobres, un 82,4% de la población menor no puede disfrutar de una semana de vacaciones fuera de casa. La problemática es igualmente mayoritaria en hogares en situación de ausencia de bienestar, pero no pobres, con un 58,2% de la población menor afectada. Esta problemática, que sólo afecta al 2,6% de la población en situación de bienestar, alcanza todavía a un significativo 28,3% de la población entre 1 y 15 años en hogares donde predomina el bienestar pero en los que están presentes algunos factores de riesgo.

Se observa un perfil similar de desigualdad en el impacto del resto de carencias significativas analizadas (relativas a la posibilidad de invitar a amigos/as a jugar o comer en casa, o a participar en actividades regulares fuera del hogar y en viajes y actividades escolares, con coste económico). Estas carencias tienden a afectar a alrededor de la mitad de la población menor pobre (entre 48,3 y 55,3%) y a entre un 14,2 y un 25,6% de la población con ausencia de bienestar aunque no pobre. En el colectivo en situación de bienestar, pero con presencia factores de riesgo, el impacto varía entre 9,4 y el 16,8%. En fuerte contraste, menos del 2% de la población menor sufre alguna de estas problemáticas en hogares en situación de bienestar.

Consideraciones finales

Los datos presentados revelan la importancia de políticas que consigan limitar el impacto y la gravedad de la pobreza y de otras formas de ausencia de bienestar que impiden a la población menor el acceso a una forma de vida sin privación. Muestran también que las carencias asociadas a estos hechos sociales, incluso las más graves, no están erradicadas entre la población menor, incluso en presencia de un sistema comparativamente digno de garantía de ingresos. Al menos en una situación todavía marcada por la importancia del desempleo y por los límites presupuestarios a los que se enfrentan las administraciones públicas.

En este sentido, considerando al conjunto de menores entre 1 y 15 años en Euskadi, en 2016 un 10,4% sufre todavía problemas básicos de privación, una cifra que es del 3,5% al considerar en exclusiva sus formas más graves. En referencia a estas carencias muy graves, un 2,3% no tiene acceso a comida proteínica cada día, con cifras de 1,5-1,6% en lo relativo a la carencia de acceso diario a frutas o verduras o a la disposición de zapato adecuado. En lo relativo a los problemas básicos pero menos graves, un 5,5% de la población menor no tiene acceso a ropa nueva y un 5,6% no puede celebrar ocasiones especiales.

Ciertas carencias, que no afectan a necesidades básicas pero son significativas, tienen un impacto aún más destacado en el conjunto de los niños, niñas y adolescentes de Euskadi. Entre un 8,4 y un 9,5% no puede invitar a amigos/as a jugar o comer en casa o participar en actividades sociales externas que tienen un coste económico. La imposibilidad de disfrutar de una semana de vacaciones fuera del hogar es la carencia más extendida. Caracteriza a un 17,1% de la población menor.

Desde una perspectiva más amplia, estas cifras ponen de manifiesto la necesidad de conocer la situación de la población menor en el conjunto de España. Al existir una correlación entre la pobreza general y la infantil, con mayor incidencia real de las problemáticas además en la población menor, es muy probable que el impacto de las carencias analizadas resulte muy significativo en muchas zonas de España, incluidas en comunidades como Madrid y Cataluña.

De comprobarse esta circunstancia, ya relevante en una comunidad como la vasca, comparativamente menos afectada por la pobreza, sería necesario hacer visibles las consecuencias en la población menor de la desigualdad. La sociedad necesita tomar conciencia de lo que realmente significan la pobreza, y las demás formas de ausencia de bienestar, para la igualdad de oportunidades de las nuevas generaciones de niños, niñas y adolescentes.

INDICADORES DE PRIVACION CONSIDERADOS

INDICADORES DE PROBLEMAS BÁSICOS

Problemas básicos muy graves

Sin comida proteínica cada día

Sin frutas o verduras cada día

No dispone de dos pares de zapatos (o uno para cada época del año)

Otros problemas básicos

No dispone de ropa nueva

Sin espacio adecuado para hacer los deberes

Sin equipamiento de ocio (casa)

Sin libros para su edad

Sin equipamiento de ocio (aire libre)

No puede celebrar ocasiones especiales

INDICADORES RELATIVOS A OTROS PROBLEMAS SIGNIFICATIVOS

No puede invitar a amigos/as a jugar o comer

Sin actividades regulares fuera de casa (con coste)

Sin viajes y actividades escolares (con coste)

No puede ir de vacaciones (una semana al año)

Se considera que una persona menor, entre 1 y 15 años, está afectada por la carencia contemplada cuando, en el hogar, alguna de las personas menores residentes sufre la carencia considerada.

Esta misma aproximación se aplica para los distintos bloques de carencias que se contemplan. Así, por ejemplo, en un hogar en el que alguna persona menor sufra alguna carencia básica muy grave, la población menor de ese hogar será considerada como afectada por problemas básicos muy graves.

La adscripción a los cuatro grupos considerados (problemas básicos muy graves, otros problemas básicos, problemas significativos y sin problemas) es progresiva. La pertenencia a un grupo más favorecido implica que están ausentes las carencias asociadas a formas más graves. El grupo de problemas básicos incluye sin embargo a cualquier menor en un hogar en el que alguna persona entre 1 y 15 años tiene alguna de las carencias básicas contempladas, con independencia de su mayor o menor gravedad.

Indicadores de impacto del sistema de rentas mínimas autonómicas en España. 2015. Luis Sanzo

El Ministerio de Sanidad, Servicios Sociales e Igualdad ha difundido recientemente el Informe de Rentas Mínimas de Inserción para el año 2015. Se aportan a continuación dos indicadores actualizados que miden el impacto de este sistema de rentas mínimas autonómicas en España. Aunque todavía no reflejan todas las tendencias en curso en este ámbito de la política social, ligadas a los cambios recientes en las políticas autonómicas, los datos de 2015 ya adelantan algunos aspectos de las nuevas dinámicas (por ejemplo, la mejora de la posición de Aragón).

El primero de los indicadores considerados relaciona el volumen total de perceptores del sistema de rentas mínimas autonómicas con el número de personas afectadas por situaciones de pobreza real en 2015 dentro de cada territorio. El segundo indicador relaciona, por su parte, el gasto total ejecutado en dicho año con el mismo indicador de referencia, relativo a las personas con problemas de pobreza real en cada comunidad autónoma. La estimación de este colectivo en situación de pobreza real se deriva de la aplicación, para 2015, de la metodología definida en mi artículo sobre el impacto de este fenómeno en España (publicado en julio de 2017 en hungrygrass.org).

El gráfico 1 recoge la relación existente entre el total de perceptores de rentas mínimas en cada comunidad autónoma (incluyendo Ceuta y Melilla) y la población afectada por situaciones de pobreza real en 2015. Los datos muestran las distintas situaciones de protección existentes en España y que empiezan a ser más diversas de lo que se había conocido hasta ahora. Estas situaciones son las siguientes:

a) En primer lugar, las comunidades forales, Euskadi y Navarra, consiguen hacer llegar la protección a un volumen de población equivalente, o incluso superior, al que representa la población en situación de pobreza real.

b) Aunque la cobertura es muy inferior, resulta muy significativa, llegando a entre un 50 y un 56,3% de la población en pobreza real en Aragón y Asturias. La ciudad de Melilla se acerca a este nivel, con un 41,3%.

c) En niveles muy inferiores, pero por encima de la media española, con una cobertura entre un 21 y un 32% de la población en situación de pobreza real, se sitúan las comunidades de Extremadura, Castilla y León y Cantabria.

d) El resto de las comunidades españolas quedan por debajo del 15% de cobertura media que caracteriza a España. Es particularmente bajo, con cifras inferiores al 7%, en Castilla-La Mancha, Murcia, Ceuta, Canarias e Illes Balears. Se posiciona en torno al 10% en Andalucía y Cataluña, con un 12,2% en La Rioja y cifras entre el 14-15% en Madrid y Galicia.

Gráfico 1

Gráfico 1

El gráfico 2 recoge el gasto ejecutado anual en rentas mínimas autonómicas en 2015 por persona afectada por situaciones de pobreza real. En este caso, las diferencias tienen unos rasgos cercanos a los observados en el gráfico 1 pero con algunos matices. Los principales aspectos a considerar son los siguientes:

a) Aunque las comunidades forales vuelven a situarse como las que tienen mayor nivel de gasto, en este caso el gasto ejecutado en relación con el número de personas en pobreza real es casi el doble en Euskadi (4.337 por 2.206 en Navarra).

b) Detrás de Euskadi y Navarra, Asturias aparece claramente destacada, con 1.281 euros anuales.

c) Entre 506 y 508 euros por persona en situación de pobreza real se sitúan Cantabria y Aragón. Las cifras se sitúan entre 344 y 408 euros en Extremadura, La Rioja y Castilla-León, además de la ciudad de Melilla. Con 291 euros. Galicia también supera la media de 258 euros de España.

d) El resto de comunidades autónomas se sitúan por debajo de la media española, quedando en general por debajo de los 100 euros por persona en pobreza real, con la excepción de Madrid (166 euros) y Cataluña (224 euros).

Gráfico 2

Gráfico 2

Los desequilibrios en el gasto ejecutado, respecto a la población en situación de pobreza real, son evidentes. El más llamativo es el que caracteriza a Asturias, Navarra y País Vasco. Estas comunidades representan un 48,1% del gasto en rentas mínimas autonómicas en España y apenas un 4,2% de la población en situación de pobreza real. Sin embargo, también es llamativo el desfase de participación del resto de comunidades con un gasto por persona en pobreza real que supera la media española. Así, Aragón, Castilla y León y Cantabria aportan un 9,2% del gasto en rentas mínimas, en contraste con el 5,3% de población con problemas de pobreza real en España que representan.

Si se incluye al resto de comunidades autónoma que gastan por encima de la media estatal en relación a la población pobre (Galicia, Extremadura, La Rioja y Melilla), se observa que el 64,4% de la aportación al sistema de rentas mínimas autonómicas en España corresponde a nueve comunidades autónomas, más Melilla, que apenas concentran un 15,3% de la población en situación de pobreza real en España.

El principal desfase cuantitativo corresponde a Andalucía, Madrid y Cataluña. Estas comunidades recogen un 55,5% de las situaciones de pobreza real en España en 2015 pero sólo contribuyen con un 28,3% de la aportación total a estas políticas por parte de las comunidades autónomas. En términos relativos, es igualmente llamativa la situación del resto de comunidades (Castilla-La Mancha, Murcia, Comunidad Valenciana, Baleares y Canarias, más Ceuta). Apenas se aporta en esos territorios el 7,3% del gasto total en rentas mínimas, a pesar de representar un 29,2% de las situaciones de pobreza real en España.

Gráfico 3

Gráfico 3

Los desequilibrios señalados no pueden vincularse en exclusiva a elementos de financiación autonómica. Han estado también presentes diferentes voluntades de intervención por parte de las instituciones responsables de las comunidades autónomas.

En este sentido, el origen de estas diferencias de orientación política debe buscarse en los sucesos relacionados con las crisis de los años 80 y 90. Lejos de quedar disociado el proceso de implantación de las rentas mínimas del fenómeno del paro, es muy llamativo recordar que, con la excepción de Andalucía, Extremadura y Canarias, el principal ámbito territorial de desempleo en la España de los años 80 se desarrolló en torno a Euskadi como consecuencia del proceso de reconversión industrial. Se trata precisamente del entorno político-territorial más implicado, de Asturias a Aragón, con las rentas mínimas en España.

No puede olvidarse además, para explicar las diferencias observadas, el histórico desistimiento de la Administración General del Estado en la contribución financiera al mantenimiento de esta política social. En ningún momento el Estado ha pretendido actual para mejorar la situación de las comunidades menos implicadas con las rentas mínimas.