Polarización intergeneracional y exclusión social de

En Labeaga, J. M. y Mercader-Prats, M. (ed.), Desigualdad, Redistribución y
Bienestar: Una aproximación a partir de la Microsimulación de Reformas Fiscales,
Colección Estudios de Hacienda Pública, Instituto de Estudios Fiscales, Madrid.
Págs. 97-129. ISBN: 84-8008-088-4, 2001
Polarización intergeneracional y exclusión social de los niños
en España e Italia 1
Conchita D'Ambrosio 2 y Carlos Gradín3
Resumen
En este trabajo, ponemos de manifiesto la creciente polarización existente entre los diferentes grupos de edad,
tanto en España como en Italia, lo que incrementa especialmente el riesgo de exclusión social de los niños. El
empleo de índices de polarización en este trabajo se justifica en la constatación de la inadecuación, a estos
efectos, tanto de los índices de desigualdad consistentes con el criterio de Lorenz, como de los índices más
habituales de pobreza. Para analizar las causas de la creciente polarización intergeneracional estudiamos una
descomposición de la distribución de la renta dentro del colectivo de población infantil de acuerdo con una serie
de características de los hogares en los que conviven los niños. En último lugar, pretendemos medir los efectos
de la intervención pública a través de la provisión directa de servicios básicos de educación y sanidad. Como
principal resultado, cabe destacar que la intervención pública no consiguió en estos países atajar el problema de
creciente exclusión infantil, debido a que el diseño y orientación de las instituciones de bienestar las hace más
efectivas frente a riesgos asociados con la vejez que con la infancia, ante la ausencia de una verdadera política
destinada a mejorar las condiciones de vida de los hogares con niños.
1
Este trabajo se comenzó cuando los autores realizaban una estancia en el CEPS/INSTEAD (Luxemburgo) dentro
del IRISS Training and Mobility of Researchers programme (“Access to Large Scale Facilities”) de la Comisión
Europea (DGXII). El apoyo del personal del mencionado centro de investigación fue importante para este estudio.
Queremos agradecer a Stephen Jenkins sus comentarios a una versión previa de este trabajo, así como los
recibidos de otros asistentes a la conferencia “Child Well-Being in Rich and Transition Countries” en
Luxemburgo.
2
Università Bocconi. E-mail: [email protected]
3
Universidade de Vigo. E-mail: [email protected]
1
1. Introducción
Los últimos años han sido testigos de un cambio profundo en la evolución de los niveles de
bienestar de niños y personas mayores, los grupos de edad más vulnerables en nuestra sociedad. En
particular, en numerosos países industrializados la mejora en los indicadores de bienestar de la
población de más edad fue acompañada de un profundo deterioro de los mismos en el caso de la
población infantil. En este trabajo nos centramos en el nivel de bienestar de niños y otros grupos de
población en dos países del sur de Europa como son Italia y España. En ambos casos se trata de
países del área mediterránea, con estructuras familiares más tradicionales que muestran, a diferencia
de otros países europeos, un escaso desarrollo de la familia monoparental y con una prolongación
de la convivencia de los niños en sus familias hasta muy tarde. También ambos países presentan un
predominio claro del papel del sector público en la provisión sanitaria y educativa, enfrentando un
proceso de reestructuración del papel del sector público en sus respectivas economías.
Nuestra principal línea de argumentación será que existe un creciente peligro de exclusión social
de la población de menor edad en ambos países. Nuestra propuesta consiste en el análisis de la
exclusión social mediante un índice de polarización4 debido a que ni los índices de desigualdad que
son consistentes con el criterio de Lorenz, ni las medidas de pobreza son apropiadas para esta tarea.
Aplicamos el índice de polarización a los diferentes grupos de edad en España e Italia en los años
ochenta y noventa. La principal conclusión es que los niños padecen un alto riesgo de exclusión en
ambos países debido al deterioro de su posición económica, al aumentar la distancia entre los
grupos de edad, lo que conduce a una mayor polarización social.
La investigación de las causas que puedan estar detrás de la tendencia mencionada se lleva a
cabo mediante el agrupamiento de los niños de acuerdo con las características de los hogares de los
que forman parte, dejando al descubierto que los grupos más vulnerables son los hogares con más
niños, un sólo perceptor de rentas, especialmente si éste está en situación de desempleo. Finalmente,
es también nuestro propósito determinar los efectos de la intervención de los gobiernos en este
fenómeno, para lo que nos centramos en la provisión de servicios educativos y de salud.
La organización del trabajo es como sigue. La segunda sección presenta los datos y la
metodología empleada en la imputación de rentas en especie, mientras que la tercera introduce la
medición de la polarización. La cuarta sección presenta los resultados de la estimación para los
4
Una idea similar ha sido propuesta por D’Ambrosio (2000).
2
diferentes grupos de edad y la sección quinta se centra en exclusiva en los niños. Una última sección
recoge las principales conclusiones del trabajo.
2. Los datos
Este estudio se centra en España, con datos provenientes de la Encuesta de Presupuestos
Familiares del INE, para los años 1980/81 y 1990/91 — a los que por simplicidad nos referiremos
como 1980 y 1990 — e Italia, datos del SHIW de 1986, 1991, y 1995. En aras de una mayor
comparabilidad entre ambos países, emplearemos los datos de ambas encuestas disponibles en la
base de datos LIS, dada su mayor homogeneidad. Como definición de “renta inicial” emplearemos
la renta monetaria disponible de los hogares que incluye salarios, rentas por cuenta propia, rentas de
la propiedad y las procedentes de transferencias sociales, netas en todo caso de impuestos sobre la
renta y cotizaciones sociales. La renta se ajusta para tener en cuenta la existencia de economías de
escala debido a diferencias en tamaño y composición de los hogares. La renta equivalente de un
hogar se obtiene de dividir la renta disponible por el número de adultos equivalentes de acuerdo con
la escala OCDE5, el montante resultante se le asigna a cada individuo del hogar. La unidad última de
análisis son los individuos, por lo que cada hogar se ponderará por su tamaño, además de su
correspondiente peso muestral.
Con el propósito de aproximarnos a las oportunidades reales de los miembros de un hogar
construimos de forma adicional la “renta final”, resultante de aumentar la renta inicial de cada
individuo asignándole la cuantía que le corresponde como transferencia en especie en concepto de la
provisión pública directa en sanidad y educación. Esta transferencia se calcula del modo siguiente.
En primer lugar, se calcula el montante de gasto efectivamente realizado6 por el sector público en
cada país y por cada concepto, educación y salud, de acuerdo con las fuentes de datos nacionales
respectivas. En segundo lugar, se imputa a cada individuo la cuantía correspondiente según el coste
estimado en función de sus características (edad, sexo, región, escolarización, etc.). En el apéndice
se pueden encontrar los detalles del proceso. Debe tenerse en cuenta que, y a diferencia de la renta
5
De acuerdo con esta escala asignaremos un peso 1 al primer adulto, 0,7 al resto de los adultos y 0,5 a cada menor
de 18 años.
6
Nuestro enfoque es muy similar al de Smeeding et al. (1993), donde se puede encontrar una discusión más
detallada de los diferentes procedimientos de imputación.
3
del hogar, las transferencias en especie no se pueden redistribuir dentro del mismo, por lo que son
asignadas directamente a cada individuo.
En lo que se refiere al gasto educativo, incluiremos en el análisis tanto el gasto en capital como
el gasto corriente en todos los niveles educativos. A la hora de imputar el gasto individualmente se
tiene en cuenta si el individuo está escolarizado, y en ese caso cuál es su actual nivel de
escolarización.7 En España, también se hace distinción de acuerdo con la comunidad autónoma de
residencia para tener en cuenta las posibles diferencias en niveles de gasto surgidas del proceso de
descentralización iniciado a comienzos de los años ochenta.
En lo que respecta a la cobertura sanitaria, consideramos todos los gastos corrientes y de
capital, incluyendo atención primaria y especializada, atención hospitalaria y farmacéutica, así como
otros servicios sociales. La cobertura sanitaria se entiende como un seguro, por lo que se le asigna a
cada individuo su transferencia correspondiente en función del coste de asistencia para su grupo
demográfico (por edad y sexo), estimado en base a la información disponible.
Tal y como ya fue mencionado, el empleo de la base de datos LIS en lugar de las respectivas
fuentes nacionales, tiene la ventaja de proporcionar un mayor grado de comparabilidad de renta
disponible. Pero la elección tiene su coste, ya que afecta a la definición de renta final al perderse
alguna información acerca de los hogares. En particular, no podemos distinguir qué familias en
España no estaban cubiertas por el sistema público de salud en 1980, asumiendo que todos estaban
cubiertos, por lo que se sobreestima el impacto de la cobertura sanitaria en ese año. Este problema
no es importante en España en 1990 ni en Italia en los años estudiados ya que en esos casos la
cobertura era prácticamente universal.
3. La medición de la polarización social
En primer lugar, describiremos los cambios distributivos mediante el uso de técnicas no
paramétricas, en particular haremos uso del método conocido como kernel adpatativo. Este
procedimiento será modificado para tener en cuenta los pesos muestrales, ϑi , que van asociados a
cada observación, de modo que cada una de ellas será ponderada por ϑi . De este modo, las
expresiones utilizadas en las dos etapas que conlleva la estimación serán, respectivamente:
4
N ϑ
~
 y j − yi 
j
(
)
 ∀i
f yi = ∑ K 
h
j =1 hN

N

(1)
y:
 y − yi 
 ∀i ,
K j


h
λ
(
y
)
h
λ
(
y
)
j =1 N
j
j 
 N
N
~
f a ( yi ) = ∑
ϑj
donde los pesos muestrales están normalizados para que sumen la unidad,
(2)
∑ϑ
i
i
=1.
La estimación de las funciones de densidad se hará sobre el logaritmo de la renta por un doble
motivo:
•
El estimador kernel presenta ciertos problemas en el caso de que la densidad tenga un alto
grado de asimetría. Es posible demostrar que el valor más pequeño del “error cuadrático medio
integrado” (MISE en sus siglas en inglés) depende de la función
f
a través de
R( f '' ) = ∫ f '' ( y )2 dy , que es una medida de la curvatura total de f , de modo que su magnitud
es un indicador de la bondad de la estimación cuando h N se elige a través de un proceso de
optimación, tomando dicha expresión valores más altos en el caso de una densidad fuertemente
asimétrica y con diversas modas. De hecho, la función de densidad BETA (4,4) es la que resulta
más fácil de estimar8, siendo el orden de varias funciones conocidas el siguiente:
Beta (4,4)
Normal
Gamma (3)
Log-normal
En general podemos afirmar que las funciones más sencillas de estimar con esta técnica no
paramétrica son las que se aproximan en mayor medida a una normal. Debido a que la
distribución de renta es habitualmente similar a una distribución Log-normal, su logaritmo se
aproximará a una distribución normal.
7
En el caso de un niño de menos de 15 años, el nivel educativo se estima en función de su edad, asumiendo que
todos están escolarizados por tratarse de educación obligatoria. En el caso de ser mayor de 15 años estimamos su
nivel educativo de acuerdo con su edad, siempre que esté escolarizado.
8
Para una prueba formal véase Wand y Jones (1995).
5
•
La estimación logarítmica recorta la larga cola superior de la distribución, lo que facilita las
comparaciones a lo largo del tiempo o entre grupos diversos.
Las medidas de desigualdad habitualmente consistentes con el criterio de Lorenz no son
adecuadas para determinar los cambios distributivos que queremos analizar. El motivo de ello es que
se manifiestan incapaces de distinguir entre situaciones en las que se produce convergencia a la
moda global y el surgimiento de grupos emergentes debido a que la convergencia se produce en
torno a polos locales. Este hecho motivó la aparición de propuestas independientes sobre la noción
de polarización como son el caso de Wolfson (1994) y Esteban y Ray (1994). Esteban, Gradín, y
Ray (1999) (en adelante EGR) extendieron posteriormente el enfoque de Esteban y Ray, incluyendo
el de Wolfson como un caso particular del mismo. Nuestra propuesta consiste en utilizar el índice de
polarización sugerido por EGR con la finalidad de medir el grado de distancia social entre grupos en
las sociedades que analizamos.9
La derivación del índice de polarización se realiza del modo siguiente. Consideremos la función
de densidad f — la original o la estimada de forma no-paramétrica — definida sobre las rentas
equivalentes relativas. Consideremos, así mismo, que ρ=(y1,y2,...yk,p1,p2,.. pk,z1,z2,...zk) indica una
partición de la población en k grupos adyacentes, donde para el grupo i tenemos que pi indica la
proporción de población que representa, yi es su media condicionada, y zi indica la renta de corte
entre los grupos i e i+1.
Desde un punto de vista estadístico, la partición ρ es una representación de f que induce un
error de aproximación, que denotamos ε(f,ρ). Para G(f) indicando el coeficiente de Gini de la
distribución f, el error se expresa como:
ε (f,ρ ) = G(f) - G( ρ ) .
(3)
Este término de error se denomina falta de identificación o heterogeneidad intragrupo.
Se asume que la polarización de la distribución es el resultado del hecho de que los individuos
se sienten identificados con los miembros de su propio grupo y a la vez alienados respecto de los
miembros de otros grupos. De este modo, la polarización en f se expresa como la polarización en la
representación ρ menos la falta de identificación dentro de los grupos, que se mide por el término de
error:
6
P(f;α , β , ρ ) = ER( α , ρ ) - βε (f,ρ ) ,
(4)
donde ER indica el índice de Esteban y Ray (1994), dado por:
n
n
ER(α , ρ ) = ∑ ∑ pi 1+α p j | ln( y i ) - ln( y j ) | ,
(5)
i =1 i =1
con α∈[1, 1,6] indicando la sensibilidad del índice hacia la polarización, y β≥0 el peso asignado a
la identificación. El término ER se denomina polarización simple debido a que mide la polarización
en la representación, mientras que la medida P se denomina polarización extendida porque
combina tanto la polarización simple como la heterogeneidad intragrupo. Gradín (2000) extiende el
enfoque de EGR para el análisis de grupos que pueden solaparse entre sí en vez de ser intervalos de
renta. En ese caso, la falta de identificación puede ser el resultado de la desigualdad dentro de los
grupos pero también del grado en que éstos se solapan entre sí. Así, la polarización definida como
en (4) podría ser negativa, por lo que el índice se normaliza de forma que tome valores no negativos,
para lo que se le resta el valor mínimo que el índice puede alcanzar, -β. El índice considerado
cuando los grupos se solapan es:
P* (f;α , β , ρ ) = P(f;α , β , ρ ) + β .
(6)
Al permitir investigar los movimientos de los grupos sociales, el índice descrito resulta útil para
determinar la distancia social con respecto a diferentes particiones que sugiera la teoría económica.
Esto es, permite controlar, entre otros, cómo evoluciona el nivel de bienestar de los grupos
educativos, en qué medida existen diferencias regionales en términos de renta, si hay cambios en la
distancia social entre generaciones, hasta qué punto los individuos pertenecientes al mismo grupo
generacional pueden obtener diferentes rentas en distintos años.
4. Polarización social entre grupos de edad
Durante la segunda mitad de los años ochenta, la mayoría de los países europeos
experimentaron una importante expansión económica. Tal y como se muestra en la Tabla 1, las
rentas medias experimentaron en España un crecimiento en términos reales del 23% referido a toda
9
Véase Gradín (1999, 2000) y D’Ambrosio (1998, 2000) para el análisis de España e Italia con un análisis similar.
7
la década, siendo en Italia del 40% en la segunda mitad de la misma. La recesión italiana de
principios de los años noventa produjo una caída del 8% en su renta media. La asignación de las
transferencias en especie a los hogares incrementó notablemente sus oportunidades mediante el
aumento de su renta final respecto de la inicial en un 12,5% en España en 1980, y de un 14,5% en
1990.10 El caso italiano es aún más nítido: las transferencias hicieron crecer las rentas finales un
13,7% en 1986 y un 23% en 1995. En consecuencia, las transferencias en especie contribuyeron de
forma notable a la expansión de la renta a lo largo de los años ochenta (un 2% adicional en España
y un 7% en Italia) y frenaron la recesión italiana de principios de los noventa. En ambos países la
cuantía de las transferencias sanitarias fue muy superior a la correspondiente a la educación.
Tabla 1. Renta media en Italia y España
Inicial
Con educación
Con sanidad
cambio (1)
Con ambos
cambio (1)
cambio (1)
España
1980
588.170
614.878
4,54 634.767
7,92 661.474
12,46
1990
723.607
764.170
5,61 787.830
8,88 828.392
14,48
Cambio 1980-90
23,03
24,28
24,11
25,23
Italia
1986
9.440
10.095
6,94 10.075
6,73 10.730
13,66
1991
13.197
14.249
7,97 14.738
11,68 15.791
19,65
1995
12.031
13.059
8,54 13.764
14,41 14.792
22,95
Cambio 1986-91
39,79
41,15
46,28
47,17
Cambio 1991-95
-8,83
-8,36
-6,61
-6,32
Notas:
Todas las rentas están expresadas en términos constantes, en pesetas y miles de liras de 1990.
(1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año.
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS.
10
En realidad este incremento fue un 20% mayor, recuérdese la sobreestimación del gasto en 1980.
8
Para trasladar nuestro foco de atención de las rentas medias agregadas al conjunto de la
distribución las Tablas 2 y 3 presentan los resultados de medir la desigualdad y la polarización
respectivamente. Por simplicidad, en el caso de la polarización presentamos un caso particular, tres
grupos, β=1 y α=1,3, en el de desigualdad, el coeficiente de Gini.
La polarización en España se redujo durante los años ochenta con independencia del número
de grupos asumidos y de la sensibilidad a la polarización. En cada año, el nivel de polarización se ve
reducido con la introducción de transferencias en especie por el gasto público en educación y
sanidad en más del 10%, siendo mayor en 1990. La reducción en el caso de la sanidad duplica la
que se produce por el gasto en educación.
De forma similar, la polarización disminuyó en Italia durante la segunda mitad de los ochenta,
pero aumentó de forma notable a comienzos de los noventa. La consideración del efecto del gasto
público sobre la misma reduce el nivel de forma similar a lo mostrado en España, con intensidad
creciente entre 1986 y 1991. La diferencia más destacable es que la reducción en 1991 es más
importante en Italia que en España, superando el 15%. Esto fue debido al creciente impacto de la
sanidad, mientras que hubo una disminución del efecto de la educación en los casos de dos y tres
grupos. El impacto de las transferencias sobre la distribución parece haberse estabilizado desde ese
año.
Los cambios mencionados en los niveles de polarización se explican a partir de los cambios en
la distribución entre grupos de renta que se presentan en la Tabla 4. La diferencia entre las rentas de
los grupos extremos se redujo en España entre 1980 y 1990, y en Italia entre 1986 y 1991, lo
contrario de lo ocurrido en este último país en el periodo 1991-95. Ambas transferencias en
especie, pero en especial las de sanidad, contribuyeron a la disminución de estos ratios en el caso de
la renta final. Las tendencias mostradas por el coeficiente de Gini son similares a las descritas para la
polarización.
Una simple comparación entre ambos países, muestra que en 1991 España presentaba un nivel
de desigualdad en la renta inicial un 5% superior al de Italia en ese mismo año, aunque inferior a la
del país alpino en 1995. Sin embargo, en términos de polarización social las diferencias en 1991 se
vuelven mínimas, incluso cuando se introduce el gasto sanitario. En ambos casos la diferencia
aumenta ligeramente por la introducción del gasto en sanidad. La Tabla 4 muestra que también en
1991 las diferencias de rentas entre grupos extremos son desfavorables a España en todos los
casos.
9
Tabla 2. Desigualdad en la renta en España e Italia: Coeficiente de Gini
Renta
inicial
con Educación
con Sanidad
cambio (1)
con ambos
cambio (1)
cambio (1)
España
1980
0,325
0,315
-3,19 0,303
-6,87 0,293
-9,85
1990
0,308
0,296
-3,89 0,285
-7,43 0,273
-11,37
cambio 1980-90
-5,52
-6,20
-6,08
-7,11
Italia
1986
0,309
0,297
-3,97 0,291
-5,92 0,278
-10,02
1991
0,293
0,282
-3,63 0,265
-9,54 0,253
-13,61
1995
0,348
0,335
-3,60 0,311
-10,73 0,298
-14,48
cambio 1986-91
-5,26
-4,92
-8,91
-9,04
cambio 1991-95
18,71
18,74
17,14
17,51
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para renta inicial. Para renta final véase apéndice.
10
Tabla 3. Polarización en España e Italia: el caso de 3 grupos, β =1, α =1,3
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
P
ER
ε
P
1980
0,093
0,138
0,045
0,090
-3,60 0,085
-8,40 0,082
-11,71
1990
0,086
0,129
0,043
0,083
-4,32 0,079
-8,65 0,075
-13,14
Cambio (1) P
Cambio (1)
P
Cambio (1)
España
cambio
-7,20
-6,49
-5,04
-7,90
-7,45
-8,70
1980-90
Italia
1986
0,089
0,132
0,043
0,085
-4,68 0,082
-7,61 0,078
-12,38
1991
0,085
0,125
0,040
0,081
-4,33 0,075
-12,01 0,071
-16,73
1995
0,102
0,152
0,050
0,098
-3,74 0,088
-13,96 0,083
-18,28
cambio
-4,67
-5,36
-6,81
-4,32
-9,20
-9,40
20,16
21,36
23,93
20,89
17,49
17,92
1986-91
cambio
1991-95
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para renta inicial. Para renta final véase apéndice.
Tabla 4. Ratio de renta entre grupos extremos (grupos óptimos) en España e Italia
Inicial
con Educación
con Sanidad
con ambos
España
nº de grupos
2
3
4
2
3
4
2
3
4
2
3
4
1980
2,54
3,97
5,35
2,46
3,79
4,57
2,38
3,60
4,71
2,31
3,45
4,47
1990
2,42
3,64
4,82
2,33
3,46
4,54
2,26
3,30
4,27
2,17
3,13
3,99
2
3
4
2
3
4
2
3
4
2
3
4
1986
2,44
3,63
4,81
2,34
3,47
4,81
2,31
3,35
4,35
2,21
3,20
4,12
1991
2,32
3,41
4,38
2,25
3,27
4,15
2,13
3,02
3,79
2,06
2,86
3,59
1995
2,72
4,37
6,17
2,62
4,14
5,72
2,42
3,69
5,05
2,33
3,49
4,74
Italia
nº de grupos
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para renta inicial. Para renta final véase apéndice.
En las Figuras 1 y 2 se presenta gráficamente el efecto que producen las transferencias en
especie sobre toda la distribución, efecto que consiste en desplazar el conjunto de la densidad hacia
valores más altos de renta, trasladando en ambos países, durante los años analizados, la masa de
11
población de la cola izquierda tanto hacia el centro como hacia la cola derecha. Este efecto es más
pronunciado en los noventa que en los ochenta, especialmente para el caso de Italia en 1991 y
1995, donde el efecto de las transferencias reduce la dispersión de rentas presente en la distribución
debido a que el desplazamiento de masa que se produce desde la cola izquierda se da en mayor
medida hacia el centro que hacia la cola derecha de la densidad.
Insertar Figuras 1 y 2
Con el propósito de estudiar la distancia social entre generaciones distintas, procedemos a
dividir a la población en cuatro grupos de acuerdo con su edad: niños (hasta 14 años), adultos
jóvenes (entre 15 y 30 años), adultos (entre 31 y 64), y personas mayores (a partir de 65 años).
Dado que las transferencias en especie afectan de forma diferenciada a los distintos grupos de edad,
también investigamos cómo cambia el conjunto de la distribución cuando introducimos estas
transferencias.
Para poder comprender mejor los cambios experimentados por los grupos poblacionales,
calculamos previamente los tamaños relativos de cada uno de los grupos en la Tabla 5. Se puede
observar que el grupo de los niños pasó de representar en España un 26% de la población a un
20%, ganando todos los otros grupos. El mismo fenómeno se reprodujo en Italia durante los años
ochenta, aunque la reducción en el tamaño relativo del colectivo infantil no fue tan importante como
en España, pero también su nivel de partida era inferior; durante los noventa los dos grupos de
adultos comenzaron a perder peso sobre el total de la población.
12
Tabla 5. Porcentaje de población en los grupos de edad en España e Italia
España
1980
1990
niños
25,8
19,6
adultos jóvenes
22,9
25,1
adultos
39,8
41,2
Personas mayores
11,5
14,1
Italia
1986
1991
1995
niños
17,6
15,3
15,0
adultos jóvenes
24,7
25,7
23,7
adultos
45,2
45,2
44,8
Personas mayores
12,5
13,8
16,4
Notas: Toda la población = 1
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
La Tabla 6, que presenta los cambios en las rentas medias, deja constancia del progresivo
deterioro de la posición económica de los niños respecto de su renta inicial, especialmente en el
caso de Italia al pasar, en un periodo de diez años, de tener el 90% de la media conjunta hasta el
80%, siendo también patente, aunque con menor intensidad, en el caso de España: del 93% al 89%.
El grupo de los niños se convirtió en el grupo de edad más pobre en ambos países, situándose a una
distancia considerable del resto de la población. Los adultos tienen la mayor renta media en todos
los casos.
Si los niños se hacen más pobres a lo largo del tiempo, la otra cara de la moneda fue la mejora
en la posición relativa de las personas de más edad (del 92% al 98% de la renta media inicial en
España, y del 95% al 100% en Italia) que, en consecuencia, dejan de ser el grupo más pobre.
Téngase en cuenta que una diferencia entre ambos países durante los años ochenta es que mientras
que en Italia destaca el empeoramiento relativo de los niños, es el único grupo que empeora, en
España resalta la mejora sustancial de los de más edad, mientras que todos los demás grupos
empeoraron.
13
Tabla 6. Renta media por grupos de edad en España e Italia
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
1990
1980
Niños
0,93
0,89
0,97
0,97
0,90
0,87
0,95
0,94
Adultos
Jóvenes
Adultos
1,04
1,02
1,09
1,08
1,05
1,01
1,10
1,07
1,05
1,04
1,00
0,99
1,04
1,04
1,00
0,99
Personas
Mayores
Italia
0,92
0,98
0,88
0,93
0,96
1,05
0,92
1,00
1986
Niños
0,90
0,86
0,81
1,03
1,01
0,95
0,88
0,84
0,78
1,01
0,97
0,91
Adultos
Jóvenes
Adultos
0,98
0,99
0,99
1,04
1,07
1,11
0,96
0,95
0,95
1,02
1,03
1,05
1,06
1,07
1,06
0,99
0,99
0,98
1,06
1,05
1,04
0,99
0,98
0,97
Personas
0,95
0,96
1,04
Mayores
Notas: Renta relativa a la media (=1)
0,89
0,89
0,96
1,04
1,10
1,18
0,98
1,02
1,09
1995
1986
1990
1991
1980
Con ambos
España
1991
1980
Con Sanidad
1995
1986
1990
1991
1980
1995
1986
1990
1991 1995
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para renta inicial. Para renta final véase apéndice.
La pérdida conjunta en la posición relativa de los niños es más pequeña en España si nos
centramos en la renta final (solamente pasa del 95% al 94% de la renta media total), pero el
deterioro sigue siendo importante en Italia durante la segunda mitad de los ochenta, desde el 100%
al 97%, agravándose durante los primeros años noventa, del 97% al 91%. Obviamente, el gasto
educativo tuvo una repercusión mayor entre los niños que el gasto sanitario. Este último, en efecto,
redujo sus renta media relativa por ser las personas de mayor edad sus principales beneficiarios.
Tras añadir las transferencias en especie, los niños italianos se encontraban en términos relativos
mejor situados que los niños españoles en 1990, mientras que lo contrario ocurría con la renta
inicial. A pesar de que los niños son los principales beneficiarios en conjunto de las transferencias en
especie, gracias a su escolarización, ello no altera su posición como el grupo más pobre y por tanto
vulnerable. Respecto a las personas mayores destaca el hecho de que de acuerdo con la renta inicial
estaban mejor situados relativamente en España, pero al considerar el gasto sanitario su posición
relativa es mejor en Italia.
Las funciones de densidad de la distribución de la renta por grupos de edad, con y sin
transferencias en especie, se muestran en las Figuras de la 3 a la 7. Todos los grupos de edad se
beneficiaron en España del crecimiento económico durante los años ochenta, pero las ganancias no
14
se repartieron de forma equitativa. Nótese el cambio en la forma de las densidades de renta antes de
las transferencias para los grupos de niños y mayores de 1980 a 1990. Una comparación de los
cambios en las distribuciones de renta sin transferencias en los diez años de análisis, pone de
manifiesto un desplazamiento de todas las densidades hacia valores de renta más altos, siendo este
movimiento más acusado en el caso de la población de más edad, el que experimentó la mayor
ganancia en bienestar entre 1980 y 1990. Las transferencias en especie no anulan este resultado y,
de hecho, tras añadirlas es posible observar que la distribución del grupo de adultos es la menos
afectada por las mismas, mientras que existe un efecto adicional en el caso de niños y personas de
más edad, particularmente en los años noventa, debido a la reducción en el grado de dispersión de
renta. Esta reducción está originada por el hecho de la masa de población se desplaza desde la cola
izquierda hacia el centro en mayor medida que hacia la derecha.
Insertar Figura 3 y 4
Entre 1986 y 1995, las distribuciones de todos los grupos de edad en Italia se movieron hacia
niveles de renta más altos, con diferencias relevantes tanto entre los grupos como entre los años de
análisis, por lo que se hace apropiado hacer una distinción por subperiodos: 1986-1991 y 19911995. Entre 1986 y 1991, el grupo que obtuvo una menor ganancia fue el compuesto por niños, ya
que su densidad sin transferencias en especie se desplazó en menor medida hacia la derecha que las
densidades de los otros grupos. Las transferencias en especie se vieron incrementadas
proporcionalmente para todos los grupos sin compensar sus ganancias relativas, pero en cambio sí
que redujeron la dispersión de rentas entre los niños. El periodo siguiente, de 1991 a 1995, que
abarca años de recesión para la economía italiana, la masa de la densidad sin transferencias se
desplazó hacia niveles más bajos de renta. Este efecto es muy pequeño para los más mayores pero
extremadamente pronunciado en el caso de los niños. Las mismas consideraciones se mantienen en
el caso de incluir las transferencias. El efecto neto de los cambios mencionados en la distribución
entre 1986 y 1995 en Italia fue que los niños constituyen el grupo que menos ganancia obtuvo, al
haber sido el menos beneficiario del crecimiento económico y ser, en cambio, el más vulnerable ante
la recesión.
Insertar Figura 5, 6 y 7
15
Tabla 7. Polarización social entre grupos de edad en España e Italia: el caso de β =1, α =1,3
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
P*
ER
ε
P*
1980
0,714
0,0110
0,297
0,727
1,90 0,742
3,92 0,750
5,15
1990
0,732
0,0108
0,279
0,742
1,41 0,757
3,52 0,760
3,81
Cambio (1) P*
Cambio (1)
P*
Cambio (1)
España
Cambio
2,51
-1,49
-6,08
2,01
2,11
1,20
1980-90
Italia
1986
0,739
0,0146
0,276
0,734
-0,63 0,758
2,69 0,732
-0,88
1991
0,761
0,0162
0,255
0,757
-0,59 0,798
4,83 0,765
0,42
1995
0,707
0,0153
0,309
0,705
-0,21 0,774
9,55 0,750
6,06
Cambio
3,08
11,07
-7,67
3,12
5,23
4,44
-7,19
-5,66
21,11
-6,83
-3,00
-1,97
1986-91
Cambio
1991-95
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
Con objeto de cuantificar estos cambios distributivos en términos de la polarización de la
sociedad, se muestra en la Tabla 7 el resultado de los índices descritos en la sección anterior cuando
consideramos los grupos no como agrupaciones de renta similares sino en función de su edad.
Observamos que la polarización extendida por grupos de edad se incrementó en España, 1980-90,
e Italia 1986-91, pero se redujo en esta última en torno a un 7% entre 1991 y 1995.
El motivo que está detrás del incremento de la polarización intergeneracional tiene que ver con
una caída en la heterogeneidad intragrupo, o falta de identificación, ya que los grupos de edad se
vuelven más homogéneos internamente. En Italia entre 1986 y 1991 este efecto se refuerza por el
aumento en la distancia entre los distintos grupos de edad.
Nótese que en 1991 la polarización de acuerdo con la renta inicial era mayor en Italia que en
España, consecuencia tanto de mostrar mayor polarización simple como grupos más homogéneos.
Tal y como muestra la Tabla 8, todos los grupos experimentaron una caída en sus niveles de
heterogeneidad intragrupo durante los años ochenta. Esta caída fue creciente con la edad del grupo
en España, mientras que en Italia esta reducción no afectó a los más mayores. Durante los noventa,
16
todos lo grupos italianos experimentaron un aumento de similar magnitud en la heterogeneidad
intragrupo, pero menos significativa en el caso de los de más edad. En ambos países, este grupo se
convirtió en el más homogéneo en términos de renta, con los niños situados en una posición
intermedia.
Tabla 8. Heterogeneidad intragrupo por grupo de edad en España e Italia
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
España
1980
1990
1980
1990
1980
1990
1980
1990
Niños
0,317
0,306
0,286
0,268
0,303
0,291
0,273
0,254
Adultos
Jóvenes
Adultos
0,316
0,303
0,303
0,282
0,292
0,282
0,281
0,264
0,332
0,313
0,332
0,313
0,308
0,290
0,308
0,290
Personas
Mayores
Italia
0,324
0,288
0,324
0,288
0,289
0,248
0,289
0,248
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991
1995
Niños
0,301
0,289
0,352
0,255
0,250
0,294
0,288
0,266
0,320
0,245
0,231
0,269
Adultos
Jóvenes
Adultos
0,317
0,297
0,359
0,301
0,281
0,344
0,303
0,277
0,329
0,290
0,263
0,319
0,313
0,292
0,352
0,313
0,292
0,352
0,295
0,265
0,315
0,295
0,265
0,315
Personas
0,273 0,272 0,297 0,273 0,272 0,297 0,234 0,214 0,229 0,234 0,214 0,229
Mayores
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para la renta inicial. Para la renta final, véase el
apéndice.
La introducción de las transferencias en especie incrementó la polarización social en España en
ambos años, con menor intensidad en 1990. En Italia, a pesar de que las transferencias por
educación no tuvieron efecto, las de salud incrementaron la polarización resultante, y lo hizo de
forma creciente en el tiempo, debido tanto al aumento de la polarización simple como a la
disminución de la heterogeneidad interna. En 1990, de acuerdo con la renta inicial la polarización
intergeneracional era muy similar en España e Italia, al desvanecerse las diferencias observadas con
la renta inicial.
Tanto en Italia como en España las transferencias en especie ayudaron a reducir el incremento
en la polarización extendida observada con la renta inicial durante los años ochenta, pero en los
noventa también frenaron la caída en el caso de Italia. Nuestro principal resultado hasta el momento,
el creciente grado de polarización social entre niños y los otros grupos de edad tanto en Italia como
en España, puede atribuirse parcialmente a las instituciones del estado de bienestar de ambos
17
países, diseñadas para combatir el riesgo de exclusión de los de más edad pero no de los niños. Los
sistemas de seguridad social tuvieron un cierto éxito en reducir tanto la dispersión dentro del grupo
de mayores, logrando una mayor identificación como grupo, como en mantener su tasa de
crecimiento en línea con los activos más jóvenes. Italia y España son de los pocos países, junto con
Grecia, dentro de la UE sin un subsidio universal a las familias con niños. En ambos casos este
subsidio depende conjuntamente de la renta y de la ocupación de los padres, y su cuantía es muy
pequeña en relación con el coste que los niños representan para un hogar. Las deducciones fiscales
en el impuesto sobre la renta son de aplicación universal sobre los contribuyentes, pero una vez más
su cuantía es manifiestamente insuficiente; no existe un programa nacional que provea con una renta
mínima a los hogares con niños. Las políticas públicas tampoco ayudan demasiado a las madres
trabajadoras dado que el número de guarderías es mínimo y los horarios de las escuelas infantiles y
juveniles no se adecuan a sus necesidades por no coincidir con lo horarios laborales. En contraste, el
sistema de pensiones ha sido ampliamente generoso en redistribuir renta desde los activos hacia los
retirados. Este hecho es sustancialmente importante en Italia, donde, por ejemplo, el sistema de
pensiones previo a la reforma Amato (1992) podía ofrecer una pensión equivalente al 80% del
salario medio de los últimos cinco años. Los trabajadores se podían retirar no solamente cuando
alcanzaban la edad de jubilación (60 los hombres, 55 las mujeres), sino que también lo podían hacer
si habían contribuido 35 años al sistema. Las pensiones estaban indexadas tanto a la inflación como
al crecimiento de los salarios y la jubilación anticipada se utilizaba como medio de lucha contra el
desempleo.
6. La distribución entre los niños
Hasta el momento, nos hemos centrado en la posición económica relativa de los niños respecto
de los demás grupos de edad. Ahora, damos un paso adicional investigando los cambios que
afectaron a la distribución de ingreso dentro del colectivo infantil, tratando de explicar qué factores
están detrás.
Como ya hemos visto, la posición económica de los niños retrocedió en términos relativos tanto
en España como en Italia en los años ochenta, acelerándose en este último durante la primera mitad
de los noventa. Como muestra la Tabla 9, la polarización extendida en el colectivo infantil se redujo
en España durante los años ochenta, pero con menos intensidad de lo acontecido para el conjunto
18
de la población, por lo que su nivel se igualó al del resto con independencia de si incluimos o no las
transferencias en especie. La polarización extendida entre los niños permaneció estable o aumentó
en Italia durante los años ochenta, aumentando brúscamente en los noventa, cuando alcanzó un nivel
superior al del conjunto de la población si tomamos en cuenta la renta inicial, aunque el efecto
amortiguador de las transferencias en educación hizo que todavía fuese menor
Tabla 9. Polarización en España e Italia en la población infantil: el caso de 3 grupos, β =1, α =1,3
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
P
ER
ε
P
1980
0,090
0,134
0,044
0,079
-12,23 0,085
-5,57 0,075
-16,82
1990
0,086
0,128
0,042
0,073
-14,49 0,081
-5,35 0,069
-19,54
Cambio (1) P
Cambio (1)
P
Cambio (1)
España
Cambio
1980-90
Italia
-4,52
-4,35
-3,99
-6,98
-4,30
-7,64
1986
0,083
0,127
0,043
0,067
-19,31
0,080
-4,38 0,064
-22,61
1991
0,085
0,124
0,039
0,070
-17,74
0,077
-9,56 0,063
-25,41
1995
0,104
0,154
0,050
0,086
-17,62
0,092
-12,04 0,076
-26,85
Cambio
2,12
-1,63
-8,85
-4,12
-3,40
1986-91
Cambio
22,45
23,80 26,71
22,64
19,09
1991-95
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
-1,57
20,09
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
Con el propósito de investigar en qué medida pudiese haber aumentado la polarización social
entre los niños con respecto a alguna característica, consideramos en este estudio las siguientes
clasificaciones:
-
El nivel de educación alcanzado por el sustentador principal: sin estudios, primaria,
secundaria, y educación superior.11
-
El área de residencia: regiones Norte, Centro y Sur en Italia; tres grupos de comunidades
autónomas en España según la renta inicial que tenían en 1980. En este último caso, se han
11
De cara a hacer más homogénea la información disponible en ambos países, se definieron estos niveles
utilizando los originales de cada país, en términos de años potenciales de educación. Respectivamente: “hasta
ocho”, “ocho”, “entre ocho y trece”, “más de trece”. El nivel de educación se estima según la edad de cada
persona, asumiendo que todos los niños de menos de quince años estaban escolarizados.
19
utilizado los tres grupos óptimos resultantes de la minimización en ese año de la dispersión
interna.
-
La composición del hogar: distinguimos nueve grupos de acuerdo con el número de niños
(ninguno, uno, y más de uno) y el número de perceptores de renta (uno o ninguno, dos, tres
o más).
-
Situación profesional del sustentador principal: éste puede ser empleado, trabajar por cuenta
propia con o sin empleados, retirado, o no trabajar por otros motivos (si está desempleado,
buscando su primer empleo, desempeñando tareas del hogar, es rentista, estudiante, etc.).
De acuerdo con las definiciones de LIS, el sustentador principal es el marido en las parejas
casadas, pero cuando los datos no estaban disponibles para él, se consideró a la mujer como la
sustentadora principal. 12
Un elemento que puede explicar un proceso creciente de polarización entre los niños en un país
es la existencia de un creciente premio a la educación en el mercado de trabajo a los sustentadores
principales. Esto parece, en efecto, la característica que genera la distribución más polarizada en
ambos países, con independencia de que la evolución en los ochenta fue muy diferente. La Tabla 10
presenta los resultados de la polarización de acuerdo con el nivel educativo del sustentador principal,
y las Tablas 11 y 12 presentan los resultados de las rentas medias y porcentajes de población de
cada grupo educativo.
Durante los años ochenta se produjo un aumento en el nivel educativo medio en ambos países,
con una reducción especialmente importante del nivel más bajo en España. Sin embargo, surgen
algunas diferencias cuando comparamos las rentas de los grupos extremos, los sin estudios y los que
poseen estudios superiores. Mientras que esta distancia se reduce de forma notable en España
debido a la caída en renta relativa del grupo de educación superior, la distancia entre ambos grupos
aumentó fuertemente en Italia. En consecuencia, la polarización simple para grupos educativos se
redujo en España y creció en Italia en ese periodo. Cuando comparamos ambos países en 1990,
observamos que un niño italiano cuyo sustentador principal tuviese un título universitario tenía una
renta 3,2 veces superior a la de un niño cuyo sustentador no tuviese estudios formales. En España
ese ratio era de 2,7. La reducción en la falta de identificación interna en Italia, y su aumento en
España, reforzaron estas tendencias mencionadas en las rentas medias.
20
En los primeros años noventa, el proceso continuó en Italia, pero fue acompañado de una caída
en la distancia de renta entre los grupos en el medio (con estudios primarios y secundarios).
La introducción de las transferencias en especie, especialmente las referidas a la educación,
redujeron de forma sustancial el nivel de polarización simple acortando las distancias entre grupos
extremos, con mayor intensidad en Italia (una reducción de entre el 20% y el 30%) que en España
(sobre el 15%). El impacto final sobre la polarización extendida, sin embargo, no fue importante,
debido a que también se aumentó el grado de homogeneidad al interior de los grupos.
Tabla 10. Polarización educacional entre los niños en España e Italia: β =1, α =1,3
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
P*
ER
ε
P*
1980
0,920
0,073
0,153
0,922
0,16 0,924
0,41 0,926
0,66
1990
0,906
0,062
0,156
0,910
0,51 0,910
0,54 0,917
1,25
Cambio (1) P*
Cambio (1)
P*
Cambio (1)
España
Cambio
1980-90
Italia
-1,59
-15,52
2,11
-1,25
-1,46
-1,02
1986
0,872
0,064
0,191
0,876
0,45 0,878
0,69 0,882
1,12
1991
0,920
0,071
0,152
0,912
-0,85 0,926
0,70 0,921
0,11
1995
0,872
0,075
0,203
0,867
-0,57 0,885
1,46 0,881
1,02
Cambio
5,47
12,16 -20,87
4,10
5,48
1986-91
Cambio
-5,22
4,59 33,86
-4,94
-4,50
1991-95
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
4,41
-4,36
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
12
El problema es más importante en España en 1980, ya que la encuesta original provee información sólo de los
sustentadores principales de los hogares, los cuales se definen originalmente como los que aportan más renta al
hogar de forma regular.
21
Tabla 11. Renta media para los niños por nivel educativo del sustentador principal en España e Italia
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
España
1980
1990
1980
Con Sanidad
1990
1980
Con ambos
1990
1980
1990
sin estudios
0,67
0,67
0,72
0,73
0,69
0,68
0,73
0,74
primaria
0,96
0,87
0,96
0,89
0,96
0,88
0,96
0,90
secundaria
1,45
1,21
1,39
1,17
1,43
1,20
1,38
1,16
universidad
2,06
1,82
1,95
1,71
2,00
1,78
1,91
1,68
Italia
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991 1995
sin estudios
0,55
0,50
0,52
0,63
0,61
0,69
0,57
0,54
0,56
0,65
0,64
0,71
primaria
0,87
0,85
0,80
0,90
0,88
0,85
0,87
0,86
0,81
0,91
0,89
0,86
secundaria
1,22
1,23
1,11
1,16
1,17
1,07
1,21
1,21
1,11
1,16
1,16
1,07
universidad
1,50
1,62
1,98
1,40
1,49
1,75
1,48
1,57
1,89
1,38
1,46
1,70
Notas: Renta en relación a la media (=1)
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para renta inicial. Para renta final véase apéndice.
Tabla 12. Proporción de población infantil de acuerdo con nivel
educativo del sustentador principal en España e Italia
España
1980
1990
sin estudios
0,280
0,145
primaria
0,570
0,582
secundaria
0,071
0,168
universidad
0,078
0,105
Italia
1986
1991
1995
sin estudios
0,038
0,015
0,022
primaria
0,604
0,593
0,543
secundaria
0,292
0,295
0,354
universidad
0,066
0,096
0,082
Notas: Toda la población = 1
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
También podemos observar una distribución fuertemente polarizada entre los niños cuando
consideramos el número de perceptores de renta en sus hogares y el número de niños en los mismos
(véanse las Tablas 13-15). De forma adicional, este tipo de polarización extendida se incrementó de
forma pronunciada en ambos países a lo largo de los años ochenta, aunque se redujo en el caso de
Italia a comienzos de los noventa. El primer efecto fue debido a un aumento en la polarización simple
acompañada de una reducción en la heterogeneidad intragrupo. El segundo efecto se debió a lo
22
contrario. Como en el caso anterior (por nivel educativo), la inclusión de las transferencias en
especie no altera la tendencia descrita.
Todos los grupos en España aumentaron en tamaño relativo salvo los de más de dos niños. El
grupo económicamente más vulnerable, con a lo sumo un perceptor de rentas y más de dos niños,
experimentó el mayor deterioro en términos de renta, constituyendo el único grupo con una caída en
términos absolutos. Los grupos con las mejores posiciones y con los mayores progresos son
aquéllos sin niños adicionales y con dos perceptores. La existencia de perceptores adicionales, en
muchos casos miembros del hogar ya retirados, no mejora la renta de los niños.
En Italia, la posición de los grupos fue muy similar a la resultante en el caso de España. El grupo
mejor posicionado fue el de niños en hogares con dos perceptores y un único niño, y el peor el de
un perceptor a lo sumo y más de dos niños adicionales. La distancia entre ambos grupos fue mayor
que en España en 1990. Los ochenta se caracterizaron por un deterioro en la posición de los niños
en hogares con un perceptor y más de dos niños, y una mejora en los hogares con dos percpetores,
incluso si tenían más de dos niños. Este proceso cambió durante los noventa.
La introducción de las transferencias en especie en ambos países, principalmente educación,
mejoró la posición de la población infantil en hogares con más de dos niños.
23
Tabla 13. Polarización entre los niños por composición del hogar en España e Italia: β =1, α =1,3
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
P*
ER
ε
P*
1980
0,798
0,021
0,224
0,812
1,79 0,809
1,38 0,822
3,12
1990
0,860
0,026
0,166
0,872
1,40 0,867
0,91 0,880
2,39
Cambio (1) P*
Cambio (1)
P*
Cambio (1)
España
Cambio
1980-90
Italia
7,77
22,50
-25,58
7,36
7,27
7,01
1986
0,860
0,026
0,166
0,869
1,01 0,867
0,80 0,875
1,77
1991
0,931
0,039
0,108
0,921
-1,01 0,935
0,80 0,929
-0,21
1995
0,866
0,041
0,175
0,869
0,27 0,879
1,45 0,882
1,79
Cambio
8,18
45,70 -35,06
6,01
7,82
1986-91
Cambio
-6,89
6,32 61,70
-5,69
-5,98
1991-95
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
6,07
-5,02
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
La polarización regional extendida entre los niños cayó en España y creció en Italia durante los
años ochenta (véanse las Tablas 16-18). En España la reducción de la distancia entre los pobres y
los ricos redujo el nivel de polarización simple, y los grupos mostraron mayor heterogeneidad
intragrupo,13 mientras en Italia el incremento en la polarización extendida fue debido al aumento en la
identificación al interior de las regiones. En España, las regiones que eran más pobres en 1980
incrementaron su peso en la población, mientras que en Italia este grupo (el Sur) redujo su tamaño
relativo.
Durante los años noventa, la polarización regional extendida se redujo también en Italia debido
al efecto conjunto de un pronunciado aumento en la heterogeneidad intragrupo y un menor
incremento en la distancia entre el Sur y el Norte.
En ambos países, el gasto público en educación aporta el mayor beneficio para los niños
residentes en las regiones pobres, mientras que el gasto en salud apenas tuvo efecto sobre las rentas
relativas en ambos países, excepto en Italia en 1995, donde también benefició más claramente a las
regiones pobres.
13
Este resultado es también válido para el conjunto de la población, pero depende crucialmente de la elección de
la renta como variable relevante. En Gradín (2000) se muestra que para toda la población la polarización de gasto
por comunidades autónomas aumenta durante los años ochenta, considerando cada comunidad como un grupo.
24
Tabla 14. Renta media de los niños por composición del hogar en España e Italia
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
España
1980
1990
1980
With health care
1990
1980
Con ambos
1990
1980
1990
n<=1, c=1
1,12
0,98
1,09
0,95
1,13
1,00
1,09
0,97
n<=1, c=2
1,04
0,89
1,02
0,90
1,04
0,89
1,02
0,90
n<=1, c>2
0,83
0,68
0,86
0,73
0,84
0,69
0,86
0,74
n=2, c=1
1,45
1,51
1,39
1,41
1,43
1,50
1,38
1,41
n=2, c=2
1,27
1,33
1,24
1,29
1,26
1,31
1,23
1,27
n=2, c>2
0,91
0,96
0,93
0,99
0,91
0,96
0,93
0,98
n>2, c=1
1,29
1,21
1,26
1,19
1,28
1,20
1,25
1,18
n>2, c=2
1,08
1,11
1,08
1,11
1,08
1,09
1,07
1,10
n>2, c>2
0,84
0,81
0,88
0,86
0,85
0,82
0,88
0,86
Italia
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991 1995
n<=1, c=1
0,90
0,90
0,91
0,89
0,88
0,92
0,90
0,92
0,92
0,90
0,89
0,92
n<=1, c=2
0,85
0,75
0,71
0,89
0,80
0,78
0,85
0,77
0,74
0,89
0,82
0,80
n<=1, c>2
0,63
0,57
0,64
0,72
0,66
0,74
0,65
0,60
0,67
0,73
0,69
0,76
n=2, c=1
1,42
1,50
1,53
1,31
1,37
1,38
1,41
1,46
1,49
1,30
1,35
1,36
n=2, c=2
1,23
1,30
1,30
1,18
1,25
1,23
1,22
1,27
1,27
1,17
1,23
1,21
n=2, c>2
0,84
1,08
1,11
0,87
1,08
1,09
0,85
1,07
1,10
0,88
1,07
1,08
n>2, c=1
1,29
1,34
1,38
1,26
1,32
1,36
1,27
1,31
1,33
1,25
1,30
1,32
n>2, c=2
1,08
1,07
1,12
1,10
1,08
1,15
1,08
1,06
1,10
1,09
1,07
1,13
n>2, c>2
0,96
0,83
0,72
1,04
0,86
0,83
0,95
0,84
0,74
1,04
0,86
0,83
Notas:
-Renta en relación a la media global (=1)
-n=número de perceptores; c=número de niños
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para renta inicial. Para renta final (véase el apéndice).
25
Tabla 15. Proporción de población infantil por composición del hogar en
España e Italia
España
1980
1990
n<=1, c=1
0,075
0,094
n<=1, c=2
0,248
0,269
n<=1, c>2
0,319
0,195
n=2, c=1
0,045
0,081
n=2, c=2
0,098
0,156
n=2, c>2
0,112
0,094
n>2, c=1
0,016
0,032
n>2, c=2
0,030
0,045
n>2, c>2
0,057
0,035
Italia
1986
1991
1995
n<=1, c=1
0,124
0,116
0,122
n<=1, c=2
0,273
0,259
0,281
n<=1, c>2
0,118
0,111
0,151
n=2, c=1
0,134
0,132
0,129
n=2, c=2
0,202
0,254
0,221
n=2, c>2
0,076
0,067
0,074
n>2, c=1
0,023
0,020
0,011
n>2, c=2
0,031
0,026
0,009
n>2, c>2
0,019
0,014
0,002
Notas:
-Toda la población=1
-n=número de perceptores; c=número de niños
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
26
Tabla 16. Polarización regional entre los niños en España e Italia: β =1, α =1,3
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
P*
ER
ε
P*
1980
0,828
0,049
0,221
0,832
0,47 0,836
0,91 0,840
1,42
1990
0,804
0,037
0,233
0,816
1,50 0,813
1,00 0,826
2,63
Cambio (1) P*
Cambio (1)
P*
Cambio (1)
España
Cambio
1980-90
Italia
-2,85
-23,22
-1,85
-2,75
-1,69
1986
0,834
0,051
0,217
0,854
2,40
0,841
0,85 0,860
3,15
1991
0,861
0,051
0,190
0,864
0,34
0,873
1,40 0,877
1,82
1995
0,834
0,068
0,234
0,848
1,69
0,849
1,85 0,862
3,42
Cambio
3,27
0,69 -12,38
1,18
3,83
1986-91
Cambio
-3,14
33,43 23,18
-1,83
-2,72
1991-95
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
1,94
-1,62
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
Tabla 17. Renta media de los niños por área de residencia en España e Italia
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
España
1980
1990
1980
1990
1980
1990
1980
1990
pobre
0,80
0,85
0,83
0,88
0,80
0,86
0,84
0,89
media
1,05
1,06
1,05
1,05
1,05
1,06
1,04
1,05
rica
1,22
1,17
1,18
1,12
1,21
1,16
1,17
1,12
Italia
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991 1995
Norte
1,17
1,20
1,25
1,14
1,16
1,19
1,16
1,19
1,23
1,13
1,15
1,18
Centro
1,10
1,11
1,06
1,08
1,08
1,05
1,10
1,11
1,06
1,08
1,08
1,05
Sur
0,83
0,84
0,76
0,86
0,87
0,82
0,83
0,85
0,79
0,86
0,88
0,83
Notas: Renta relativa a la media global (=1)
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para la renta inicial. Para la renta final véase el
apéndice.
27
Tabla 18. Proporción de población infantil por área de residencia en
España e Italia
España
1980
1990
pobre
0,395
0,416
media
0,315
0,319
rica
0,290
0,266
Italia
1986
1991
1995
Norte
0,386
0,395
0,372
Centro
0,156
0,168
0,179
Sur
0,458
0,437
0,448
Notas: Toda la población = 1
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
La polarización extendida por empleo u ocupación del sustentador principal (véanse las Tablas
19-21) permaneció estable durante todo el periodo en ambos países, ya que los cambios en la
polarización simple fueron en buena medida compensados por los cambios en el término de
identificación intragrupo. Destaca de forma particularmente relevante lo ocurrido en Italia entre 1991
y 1995, cuando la polarización simple creció de forma pronunciada, pero fue completamente
compensada por el correspondiente aumento en el nivel de falta de identificación interna.
La población infantil que se benefició más del crecimiento económico de los años ochenta en
España fueron los niños en hogares donde el sustentador era o bien autoempleado o bien retirado;
en Italia fueron aquellos niños cuyos sustentadores no trabajaban o estaban retirados. En España los
niños en hogares donde el sustentador no trabajaba eran los que estaban en la peor situación y los
que más empeoraron en ese periodo, lo mismo que ocurrió en Italia durante los noventa. En general,
los que habitaban en hogares donde el sustentador no trabajaba o estaba retirado constituían los
grupos que se beneficiaron en mayor medida del gasto público en ambos países.
28
Tabla 19. Polarización entre los niños según situación profesional del sustentador principal en España e Italia:
β =1, α =1,3
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
Con Sanidad
Con ambos
P*
ER
ε
P*
1980
0,775
0,036
0,261
0,794
2,37 0,786
1,31 0,803
3,61
1990
0,773
0,030
0,257
0,800
3,52 0,782
1,20 0,809
4,75
Cambio (1) P*
Cambio (1)
P*
Cambio (1)
España
Cambio
1980-90
Italia
-0,36
-16,89
-1,27
0,77
-0,47
0,74
1986
0,761
0,025
0,264
0,798
4,83
0,770
1,24 0,805
5,83
1991
0,760
0,016
0,256
0,780
2,59
0,780
2,59 0,797
4,91
1995
0,766
0,050
0,284
0,787
2,86
0,787
2,77 0,807
5,37
Cambio
-0,12
-35,57
-3,07
-2,24
1,21
1986-91
Cambio
0,72
205,22 10,90
0,98
0,90
1991-95
Notas: (1) Cambio porcentual respecto del valor de la renta inicial en el mismo año
-0,98
1,16
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
29
Tabla 20. Renta media de los niños por situación profesional en España e Italia
Renta Inicial
Renta Final
Con Educación
España
1980 1990
No trabajan*
Empleado
Autoempleado
**
Retirado
Italia
No trabajan
Autoempleado
**
1990
1980
Con ambos
1990
1980
1990
0,90
0,65
0,91
0,70
0,90
0,68
0,91
0,72
1,08
1,05
1,07
1,04
1,08
1,05
1,07
1,04
0,87
1,07
0,89
1,06
0,88
1,06
0,90
1,06
0,65
0,76
0,70
0,80
0,67
0,77
0,71
0,81
1986 1991 1995 1986
*
Empleado
Retirado
1980
Con Sanidad
1991
1995
1986
1991
1995
1986
1991 1995
0,54
0,68
0,36
0,61
0,81
0,53
0,56
0,69
0,41
0,63
0,81
0,56
0,99
1,01
1,08
0,98
1,01
1,06
0,99
1,00
1,08
0,99
1,01
1,06
1,11
1,11
1,02
1,10
1,07
1,00
1,10
1,11
1,01
1,09
1,07
1,00
0,80
1,01
0,95
0,87
1,07
1,04
0,81
0,99
0,94
0,87
1,06
1,03
Notas:
-Renta relativa a la media global (=1)
-* Todos los tipos de inactividad excepto por retiro, o desempleo
-** Trabajo por cuenta propia o empresario
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS para la renta inicial. Para la renta final véase el
apéndice.
Tabla 21. Proporción de población infantil según la situación
profesional en España e Italia
España
1980
1990
0,147
0,089
0,652
0,677
0,149
0,170
Retirado
0,052
0,065
Italia
1986
1991
1995
No trabajan*
0,019
0,005
0,085
Empleado
0,700
0,738
0,650
Autoempleado**
0,243
0,244
0,222
Retirado
0,038
0,013
0,042
No trabajan
*
Empleado
Autoempleado
**
Notas:
-Renta relativa a la media global (=1)
-* Todos los tipos de inactividad excepto por retiro, o desempleo
-** Trabajo por cuenta propia o empresario
Fuente: Construcción propia usando la base de datos LIS
30
7. Conclusiones
Los años ochenta se caracterizaron tanto en Italia como en España por una leve reducción en
los niveles de polarización social entre grupos de rentas. Sin embargo, esto contrasta con el
importante incremento de la polarización intergeneracional en ambos países. En ese periodo se
observa una creciente homogeneidad interna de los grupos de edad, a la vez que hay un deterioro de
la posición económica relativa de los niños frente al resto de los colectivos de población, pese a su
cada vez menor peso poblacional. En Italia en los primeros años noventa cae la polarización
intergeneracional debido, en parte, a la mayor desigualdad dentro los grupos de edad o a la mejora
de renta de las personas mayores, pero continúa de forma inquietante el deterioro de la posición
económica de la población infantil, a la vez que se disparan los niveles de polarización de los grupos
de renta que conforman este colectivo.
En este trabajo hemos mostrado, por tanto, que existen claros síntomas de alarma que justifican
la preocupación existente en amplios sectores por la posible exclusión social de la población infantil
en las sociedades española e italiana. Dentro de la población infantil, la peor posición económica le
corresponde a los niños que habitan hogares con otros niños y a lo sumo un perceptor de rentas, lo
que los convierte en el grupo más vulnerable, resultado consistente con Cantó y Mercader (1998),
que mostraron el creciente riesgo de caer en la pobreza de este colectivo infantil en España. Este
grupo representa respectivamente el 20% de todos los niños en 1990 en España (pese a haber
reducido su tamaño) y 15% en Italia en 1995 (dado su creciente tamaño en los primeros noventa).
Si el sustentador del hogar además está desempleado, su situación se agrava en ambos países.
La intervención pública ha contribuido en alguna manera a mitigar esta tendencia, aumentando
las oportunidades para los niños a través de la provisión directa por parte del estado de servicios
esenciales tales como la educación y los cuidados sanitarios a los niños, pero no fue capaz de
revertirla ante la ausencia de una política de rentas diseñada específicamente para proteger a este
colectivo, al contrario de lo que ocurre en otros países europeos. Este deterioro de las condiciones
de vida relativas de los niños contrasta con las mejoras experimentadas por la población de más
edad. Las instituciones de bienestar de ambos países son más efectivas en la reducción de los
riesgos que entraña la edad avanzada que los que origina la infancia.
31
Referencias
Agenzia Sanitaria Italiana (1999), N. 1/2, 7/14, enero, 1999.
Akerlof, G.A. (1997), “Social Distance and Social Decision”, Econometrica, Vol. 65, Nº 5, 10051027.
Atkinson, A.B. (1998), “Social Exclusion, Poverty and Unemployment”, CASEpaper, CASE/4,
Centre for Analysis of Social Exclusion, London School of Economics, 1-20.
Atkinson, A.B. y J. Hill. (1998), “Exclusion, Employment and Opportunity”, CASEpaper, CASE/4,
Centre for Analysis of Social Exclusion, London School of Economics.
Bandrés, E. (1993), “La Eficacia Redistributiva de los Gastos Sociales. Una Aplicación al Caso
Español (1980-1990)”, en: Sector Público y Redistribución, I Simposio sobre Igualdad y
Distribución de la Renta y la Riqueza, Fundación Argentaria, Madrid.
Caï s, J., E. J. Castilla, y J. De Miguel (1993), “Desigualdad y Morbilidad”, en: El Impacto de las
Políticas Sociales: Educación, Salud, Vivienda, I Simposio sobre Igualdad y Distribución
de la Renta y la Riqueza, Volumen VIII, Fundación Argentaria, Madrid.
Cantó, O. y M. Prats (1998), “Child Poverty in Spain: What can be said?”, Innocenti Occasional
Papers, Economic and Social Policy Series, 66, UNICEF, Florencia, Italia.
D’Ambrosio, C. (1998), “La Distribuzione del Reddito in Italia: Disuguaglianza e Polarizzazione”,
mimeo, Università Bocconi, Milán.
D’Ambrosio, C. (2000), “Household Characteristics and the Distribution of Income in Italy: An
Application of Social Distance Measures”, mimeo, próximo a aparecer en Review of
Income and Wealth.
Gradín, C. (1999), “Polarization, and Inequality in Spain, 1973-1990”, Documento de Trabajo
9907, Departamento de Economía Aplicada, Universidade de Vigo.
Gradín, C. (2000), “Polarization by Subpopulations in Spain, 1973-91”, Review of Income and
Wealth, 46 (4), diciembre, págs. 457-474.
Esteban, J. M. y D. Ray (1994), “On the Measurement of Polarization”, Econometrica, vol. 62, 4,
julio, págs. 819-851.
Esteban, J. M., C. Gradín y D. Ray (1999), “Extensions of a Measure of Polarization, with an
Application to the Income Distributions of Five OCDE Countries”, Working Paper 24,
Instituto de Estudios Económicos de Galicia-P. Barrié de la Maza, A Coruña, España.
32
También en: Luxembourg Income Study (LIS) Working Paper Series, 218, Maxwell School
of Citizenship and Public Affairs, Syracuse University, Syracuse, New York.
ISTAT (1986), Statistiche Demografiche, 1986, Roma.
ISTAT (1995), Popolazione e Movimento Anagrafico dei Comuni, Roma.
Klasen, S. (1998), “Social Exclusion and Children in OCDE Countries: Some Conceptual Issues”,
OCDE, Centre for Educational Research and Innovation.
Ministero del Tesoro: Relazione Generale sulla Situazione Economica del Paese, años 1987,
1990, 1995 y 1997, Roma.
Phipps, S. y L. Curtis (2000), “The Social Exclusion of Children in North America”, mimeo,
Dalhousie University, Halifax.
Silverman, B.W. (1982): Density Estimation for Statistics and Data Analysis, Chapman and Hall,
Londres.
Smeeding, T., P. Saunders, J. Coder, S. Jenkins, J. Fritzell, A. Hagenaars, R. Hauser y M. Wolfson
(1993), “Poverty, Inequality, and Family Living Standards Impacts across Seven Nations:
The Effect of Noncash Subsidies for Health, Education and Housing”, Review of Income
and Wealth, 39 (3), Septiembre, págs. 229-56.
Tracogna, A. (1998): La Distribuzione dei Redditi e i Trasferimenti in Natura: il Caso della
Sanita’, Tesi di Laurea, Università Bocconi, Milan.
Uriel, E., L. Moltó, F. Pérez, J. Aldás y V. Cucarella (1997), Las Cuentas de la Educación en
España y sus Comunidades Autónomas: 1980-1992, Fundación Argentaria, Madrid.
Wand, M.P. y M.C. Jones (1995): Kernel Smoothing, Chapman and Hall, Londres.
Wolfson, M. (1994), “When Inequalities Diverge”, American Economic Review, 84, 2, 353-358.
Apéndice
En este apéndice presentamos algunos detalles adicionales sobre el proceso de imputación de
las transferencias en especie.
España:
El gasto total en sanidad en España fue, de acuerdo con Bandrés (1993), de 1.487.946 y de
2.554.100 millones de pesetas de 1990 en 1980 y 1990, respectivamente. Estas cifras incluyen el
gasto en diferente prestaciones sociales y sanitarias en especie: hospitales, atención primaria y
33
especializada, atención farmacéutica, servicios sociales (atención a discapacitados, ancianos, etc.)
provistos por el gobierno central y las comunidades autónomas.
De cara a calcular la cuantía de las transferencias en especie consideramos la existencia de
diferencias en el coste de prestación de servicios de acuerdo con la edad y el sexo. En ausencia de
información sobre los costes reales, utilizamos la información disponible acerca del diferente uso que
los grupos de población hacen de estos servicios. La estimación fue hecha basándonos en las
“Encuestas de Morbilidad Hospitalaria” del Instituto Nacional de Estadística. Sobre la base de este
uso de servicios hospitalarios, construimos pesos que asignamos a cada grupo de población para
obtener el gasto por persona protegida, tal y como se muestra en la Figura a1.
Figura a1. Gasto sanitario por persona protegida en España
pesetas de 1990
250.000
gasto
200.000
150.000
100.000
50.000
0
<1
1-4
5-14
15-24
25-34
35-44
45-54
55-64
65-74
75+
edad
mujeres- 80
mujeres- 90
hombres- 80
hombres- 90
Para el caso del gasto en educación, utilizamos los datos de gasto y número de estudiantes por
nivel educativo y comunidad autónoma correspondientes a los cursos 1980/81, 1990/91 de Uriel et
al. (1997). En el caso del gasto en universidades consideramos el gasto para todo el estado dado
que hay comunidades sin universidades y la movilidad geográfica de estos estudiantes es mayor. De
acuerdo con esto, dividimos el gasto agregado (corriente y de capital) por el número de estudiantes
en cada caso (cada comunidad y nivel), el gasto medio por estudiante fue respectivamente para
1980 y 1990 expresado en pesetas de 1990: 79.120 y 127.686 para educación primaria, 156.280
y 233.049 para secundaria, y 190.978 y 354.486 para universidades.
Italia:
34
Los datos de transferencias en especie se derivan de las estadísticas oficiales publicadas
anualmente en la Relazione Generale sulla Situazione Economica del Paese, con cifras de gasto
en educación y sanidad del gobierno central.
Los datos sobre educación son los gastos medios por estudiante y nivel educativo del Ministerio
de Educación Pública. Los datos sobre gasto indivisible se atribuyen a cada estudiante de acuerdo
con la contribución del gasto medio de ese estudiante al gasto total. Los gastos no incluyen el
correspondiente a guarderías y escuelas infantiles realizados por las administraciones locales.
El gasto público en sanidad se atribuyó a cada persona según su edad por medio de los
coeficientes oficiales utilizados para dividir el fondo nacional de salud (Fondo Sanitario Nazionale)
entre las regiones italianas en 1999. El coeficiente se clasifica según la edad en tres grupos de
atención: farmacéutica, especializada y hospitalaria. Los coeficientes farmacéuticos proporcionan una
agrupación adicional según el sexo. Algunas imputaciones fueron necesarias para calcular el gasto
público en hospitales, para la atención especializada en hospitales y prevención y asesoramiento –
no reportado – del gasto reportado en bienes y servicios y personal. El gasto en capital se atribuyó a
cada grupo dependiendo de su contribución al gasto total. La imputación final de gasto por grupo de
edad se muestra en la Figura a2. Una descripción detallada del proceso de imputación está
disponible para quien la s solicite.
Figura a2. Gasto sanitario por grupos de edad en Italia
miles de liras italianas de 1990
4000
3000
hombres- 1995
2000
mujeres- 1995
hombres- 1991
1000
mujeres- 1991
hombres- 1986
mujeres- 1986
>=75
45-64
25-44
65-74
edad
15-24
5-14
1-4
0
0
35
Figura 1: España - Distribución de la renta con y sin transferencias en especie. 1980-1990.
36
Figura 2: Italia - Distribución de la renta con y sin transferencias en especie. 1986-1991-1995.
37
Figura 3: España- Distribución de la renta con y sin transferencias en especie. Grupos de edad 1980.
38
Figura 4: España- Distribución de la renta con y sin transferencias en especie. Grupos de edad 1990.
39
Figura 5: Italia- Distribución de la renta con y sin transferencias en especie. Grupos de edad - 1986.
40
Figura 6: Italia- Distribución de la renta con y sin transferencias en especie. Grupos de edad - 1991.
41
Figura 7: Italia- Distribución de la renta con y sin transferencias en especie. Grupos de edad - 1995.
42