1. Focus d’anàlisis concretes

Es tractarà en aquest capítol de valorar un seguit de relacions de la redistribució observada i com aquesta s’associa, per exemple, amb la taxa d’atur entre determinats col·lectius, la participació de les dones en el mercat laboral i la renda per capita i la taxa de creixement d’aquesta, per exemple, amb la distribució primària que dona l’índex de Gini de mercat. Així mateix es vol contrastar la relació entre la ràtio de la despesa pública respecte del PIB amb la diferència de l’índex de Gini abans i després de la intervenció pública i com hi influeix la ràtio entre transferències en efectiu versus transferències en espècie, la composició dels ingressos públics —la ràtio d’impostos indirectes sobre directes i la naturalesa i importància dels sistemes de pensions. I finalment, si el millor resultat final en termes d’igualtat l’obtenen aquells països que opten per una estratègia igualitària d’entrada, condicionant regulatòriament la distribució inicial del mercat —per exemple, amb salaris mínims o condicionant la distribució de dividends a la constitució de reserves—, o aquells que sense condicionaments inicials assoleixen majors cotes de creixement que els permeten un finançament de l’acció pública prou gran per a reduir de manera absoluta o proporcionalment la desigualtat inicial més gran respecte de la final.

Tot seguit fem una comparativa transversal entre països de l’OCDE en diferents moments —per exemple, abans i després de la crisi— per a constatar com varien en efectivitat, amb un zoom especial a l’anàlisi del cas espanyol i català en particular. Val la pena, en tot cas, recordar que sovint la polarització, més que la desigualtat, és el principal enemic de la cohesió social.

Les correlacions simples observades[1] respecte de les variables que més es poden hipotetitzar que tenen a veure amb la desigualtat i per a les quals es compta amb dades estadístiques, mostren:
a) Un alt nivell relatiu entre la desigualtat del Gini inicial i l’atur (0,5148), i com aquesta correlació augmenta en el temps i especialment amb la crisi. Es comprova com cada vegada més hi ha una correlació augmentada entre desigualtats de renda de mercat, el que indicaria la pressió per la part inferior de rendes i de la desocupació, deprimint els salaris de reserva dels treballadors pobres (taules 1 i 2).

b) Pel que fa a la renda ‘per capita’, el signe per al conjunt del període és l’esperat, però relativament baix (−0,1793), el doble respecte del Gini final una vegada ha actuat la redistribució, i que clarament es redueix amb la crisi, contràriament al que alguns havien postulat assumint que la crisi augmentava la disparitat a les rendes per capita dels països analitzats. Per tant, s’observa que tot i comptar amb valors de correlació petits, no sembla que sigui cert que els països amb més renda per capita hagin de ser els més desiguals, sinó més aviat el contrari, ni en origen (mercat) ni en destinació (Gini final). Les rendes inicials dels països més rics incorporen menys desigualtat que als països pobres. Tot i que aquests valors decreixen en el temps fins a la no significança estadística en el període més recent, pel que sabem, la desigualtat augmenta amb creixements de renda per capita i sense (taules 3 i 4; gràfics 1 i 2).

c) Així mateix, si en lloc de la renda per capita (nivell) considerem la taxa de creixement del PIB, en la seva correlació amb la desigualtat a la distribució inicial de la renda, observem una pauta més erràtica, que va d’un signe positiu abans de la crisi (0,1575) a un de negatiu posteriorment (−0,2769) i baixa finalment amb la recuperació.  En resum, es detecta que tot i comptar amb valors de correlació molt baixos, no sembla que sigui cert que els països amb més renda per capita, ja relativament o en taxes de creixement, hagin de ser els més desiguals, sinó més aviat al contrari. Les rendes inicials dels països més rics incorporen menys desigualtat que el dels països pobres. Tot i que aquests valors decreixen al llarg del temps, val a dir que pràcticament el comentari que fèiem en el cas anterior en termes de nivells s’aplica en la correlació amb les taxes de creixement de la renda per capita sense mostrar necessàriament una associació robusta entre desigualtat inicial de rendes procedents del mercat i creixement de la renda per capita, fins a la no significança estadística en el període més recent, i, pel que sabem, la desigualtat augmenta amb creixements de renda per capita i sense (taules 5 i 6).

Respecte de la relació entre desigualtat tant abans com després de la redistribució pública i el pes de la participació de les dones en el mercat de treball s’observa el signe esperat (negatiu, −0,4042), que es mostra relativament estable al llarg dels tres talls considerats. Les correlacions efectuades mostren que la participació de
la dona en el mercat de treball esdevé un factor important en la reducció de la desigualtat de la renda de les llars, en un pes creixent amb la crisi, ja que actua com a element de risk pooling o mutualització de rendes, tal com seria esperable (taules 7 i 8).

d) En matèria ja de redistribució —tancament de la desigualtat entre abans i després de la intervenció pública—, és remarcable la relació entre la reducció de la desigualtat a la distribució inicial —amb relació a la final— i el pes de la despesa pública respecte del PIB (0,7314), amb valors que es reforcen durant la crisi (0,8296). Inequívocament les correlacions mostren com els països que més redueixen la desigualtat entre els Gini inicials i finals són els que en general mantenen unes ràtios de despesa pública/PIB més elevades. I això malgrat que el valor del coeficient baixi alguna cosa en l’últim any amb la crisi, previsiblement per la menor capacitat que atorgava l’economia amb unes finances públiques sotmeses a consolidació fiscal. En qualsevol cas, la rellevància del factor de correlació està fora de dubte (taules 9, 10, 11 i 12; gràfic 3).

Font: Elaboració pròpia a partir de dades de l’OCDE.[3]

Si considerem específicament el pes de les pensions sobre la despesa pública com a element amortidor de les diferències entre rendes inicials i finals, a causa de l’efecte que tenen sobre la població pensionista, detectem un valor positiu en favor de major redistribució —0,3839—, que es fa més fort en el seu efecte al llarg del temps —0,4639 el 2015. Es confirma, efectivament, que les pensions són un important element reductor de la desigualtat, amb influència més creixent al llarg del temps.

Notem també que la redistribució sembla més gran com major és el pes de la despesa en efectiu respecte d’aquella feta en espècie (0,4868), que s’amplia al 0,5719 pel darrer tall analitzat (taula 13).[4]

Finalment, el pes de la imposició indirecta sobre la directa sembla associada positivament tant respecte de la desigualtat final com de la reducció de la desigualtat:

[2].S’utilitzen tots els països de l’OCDE excepte Hongria, Mèxic i Turquia, que s’exclouen a efectes de garantir la comparabilitat entre els països, atès que les dades de Gini de les quals es disposa per a aquests països no segueixen la mateixa definició que la resta i això pot distorsionar. En general —s’especificarà quan no sigui així—, la font de les dades és l’OCDE. I per a Catalunya és l’Idescat. En tot cas, no hi ha dades d’atur per a Suïssa el 2009.
[3]. Despesa en pensions/despesa pública: Els anys poden no coincidir. De pensions, hi ha dades pels anys 2000, 2005, 2008, 2009, 2010 i 2011. I també pel 2015 o any més proper —aproximadament, entre el 2013 i el 2015 totes juntes. S’aparellen per Gini les dades de 2005, 2010 i 2015 amb les més properes que tenim, Les dades de Letònia fan referència a una base de dades diferents però similar: no és despesa en pensions sobre PIB sinó Public expenditure on old-age and survivors cash benefits, in % GDP (https://stats.oecd.org/index.aspx?queryid=30197) en no aparèixer a la base de dades de la resta. No hi ha dades de Grècia ni de Polònia per al tercer període.
[4].Les dades per a despesa en efectiu i despesa en espècie no estaven disponibles per alguns dels anys pels quals teníem dades de Gini. Per no canviar els anys d’aquesta última variable tal com s’havia estat usant en totes les altres correlacions, s’han fet servir les dades d’efectiu/en espècie que més s’apropessin a la dada de Gini que correspongués; però si la diferència era de més d’un any, no s’hi han inclòs.