Una recuperación desigual: masa salarial y distribución del ingreso después de la crisis.^[1]

Versión revisada 17/09/2024 por actualización de los datos del Sistema de Cuentas Nacionales por parte del BCU^[2]

Mauricio De Rosa, Guillermo Sánchez, Andrea Vigorito y Joan Vilá

Setiembre 2024

La evolución reciente de la desigualdad personal de ingresos

Si bien desde fines de 2021 el PIB de Uruguay superó los niveles previos a la crisis originada por la pandemia de COVID-19, la información disponible indica que esta evolución no se tradujo en mejoras distributivas. Esta situación contrasta con la tendencia regional, pues solo en otros tres países los niveles de desigualdad no retornaron a los valores previos.^[3] Así, entre 2019 y 2023, el coeficiente de Gini de concentración de los ingresos de los hogares pasó de 0.382 a 0.390 (Gráfica 1, panel a).^[4] Aunque parezca un movimiento pequeño, este aumento es relevante dado que es un indicador “difícil de mover”.

La trayectoria de la desigualdad sugiere que tanto el deterioro de las condiciones de vida durante la crisis como la recuperación posterior no afectaron de manera similar a los distintos estratos de ingreso. En el panel b) de la Gráfica 1 se destaca el patrón marcadamente regresivo que caracterizó la evolución de los ingresos reales de los hogares entre 2019 y 2023. Si bien la caída promedio fue de 1.6%, las pérdidas resultaron más pronunciadas para los ventiles más bajos.^[5] Así, mientras que el 95% inferior experimentó una disminución en su poder adquisitivo, el del 5% superior aumentó. Sin considerar al 5% superior, el ingreso promedio de los hogares cayó 2.6%. Una vez más, la sociedad uruguaya emerge de una crisis con mayor disparidad en las condiciones de vida de la población,^[6] aspecto que, en este caso, también se ilustra con la conocida evolución de la incidencia de la pobreza, cuyos niveles tampoco retornaron a los de 2019.

Gráfica 1: Crecimiento económico, coeficiente de Gini y evolución del ingreso real per cápita de los hogares con valor locativo por estrato de ingreso

Nota: Se presenta la evolución del PIB en pesos constantes de 2016. Los valores del coeficiente de Gini representados en la gráfica difieren de la publicación del INE debido a la remoción de la imputación de ingreso por FONASA. La serie con FONASA sigue un patrón similar. Los valores de los ingresos fueron deflactados a diciembre de 2006. Los resultados de 2020 y 2021 no son comparables con el resto de la serie, debido a que el INE introdujo cambios en la muestra, cuestionario y método de relevamiento de las ECH por efecto de la pandemia. Fuente: Elaboración propia con base en información de Encuesta Continua de Hogares (INE) y del Banco Central del Uruguay.

En el corto plazo, la trayectoria de la distribución del ingreso observada depende de la evolución de las distintas fuentes que lo componen -remuneraciones laborales y a la propiedad del capital, así como transferencias públicas y privadas- y de la conformación de los hogares. En esta breve entrada nos concentraremos exclusivamente en el primer aspecto. Para ello, analizaremos la evolución de la participación de la masa salarial en el PIB -es decir, qué parte de la producción total perciben los asalariados-, determinante central de las condiciones de partida para una mejor distribución personal de ingresos entre hogares. A su vez, exploraremos la masa de remuneraciones laborales (MRL en adelante), un indicador más abarcativo, que incluye además los ingresos laborales de los trabajadores independientes (trabajadores por cuenta propia y patrones).^[7] Este primer análisis de la distribución funcional del ingreso forma parte de una investigación más amplio que estamos desarrollando en el grupo de Desigualdad y Pobreza del Instituto de Economía.

 

La distribución funcional del ingreso

El estudio de la distribución funcional del ingreso tiene como principal objetivo analizar cómo se distribuye lo generado en la economía entre remuneración al trabajo y al capital. En los trabajos contemporáneos, este tipo de estudios se basan en datos del Sistema de Cuentas Nacionales (SCN), que permiten analizar el PIB desde el enfoque del ingreso, distinguiendo la masa salarial (sueldos, salarios y contribuciones a la seguridad social), el ingreso mixto bruto, el excedente bruto de explotación (agregado que se calcula por diferencia y puede entenderse como una aproximación a los ingresos del capital), y los impuestos menos las subvenciones sobre la producción y los productos.

La determinación del peso relativo de estos componentes en el PIB se liga a un amplio conjunto de aspectos entre los que se cuentan los niveles de empleo y salarios; la distribución de la propiedad y las condiciones de generación de ganancias, intereses y otros ingresos derivados del capital; los arreglos institucionales y políticas públicas que regulan la actividad económica, incluyendo la tributación y la política salarial.^[8] Así, la participación de la masa salarial y la MRL puede modificarse por un conjunto de políticas públicas que afectan la distribución de ingresos, y dan cuenta de las condiciones de partida para el accionar de aquellas orientadas a alterar la desigualdad personal de ingresos.^[9] En el caso latinoamericano, el estudio de Abeles, Amarante y Vega^[10] ya ponía de manifiesto las limitaciones al proceso redistributivo verificado en los primeros quince años de este siglo, con incrementos de la participación de la MRL únicamente en tres países, entre los que se cuenta Uruguay. A la vez, la sostenida tendencia a la disminución de la participación relativa de la masa salarial y la MRL, observada a nivel internacional desde la década de 1970, vuelven aún más relevante su estudio.

Por otro lado, el estudio de la evolución del peso de las distintas fuentes de ingresos permite analizar la forma en la que se distribuyeron en el corto plazo los efectos de la crisis. En los estudios previos para Uruguay se observan contracciones importantes del peso de la masa de remuneraciones laborales en períodos de crisis, generalmente recuperando los valores previos en los años posteriores^[11]. Por ejemplo, entre 1997 y 2003, la masa salarial cayó de 39,6 a 33,9%, mientras que en el período de expansión posterior se recuperó, y, en 2016, llegó al 41.6%.

Uruguay enfrenta restricciones de información periódica sobre la distribución funcional del ingreso, lo cual dificulta el análisis basado en indicadores oficiales. Recientemente, el Banco Central del Uruguay (BCU) ha subsanado parcialmente estas limitaciones, con publicaciones del PIB desde el enfoque del ingreso que cubren los años 1997 a 2005, y estimaciones puntuales para 2012, y 2016 a 2021.^[12] Por lo tanto, a efectos de contar con una serie de datos completa se requiere implementar una metodología que permita estimar los valores faltantes (2006 a 2011, 2013 a 2015, y 2022 a 2023).

Para ello se pueden utilizar diversos métodos. Una primera aproximación consiste en comparar la evolución del PIB con la de dos índices que publica el INE: un índice de variación de la tasa de empleo (ITE), obtenido a partir de las Encuestas Continuas de Hogares (ECH), y el Índice Medio de Salarios Reales, IMSR (Método 1). De esta forma, la evolución de la participación de la masa salarial se infiere del crecimiento relativo del PIB (línea continua azul) con respecto a la masa salarial (línea continua roja).^[13] Un segundo método, más exigente en términos del trabajo con datos, consiste en actualizar la masa salarial o MRL que proporciona el SCN, con base en información de la evolución del empleo y las remuneraciones proveniente de los microdatos de las ECH (Método 2). En este caso, es posible distinguir los grupos de personas ocupadas con los que se hará el ejercicio, y obtener evoluciones específicas para la masa salarial y la MRL. De esta forma, se obtiene el nivel absoluto del agregado de interés y se lo compara con el PIB del año correspondiente. A grandes rasgos, esa segunda metodología es más precisa, y es la que sigue en la investigación de la que surge esta nota.^[14]

En la Gráfica 2 pueden observarse los resultados de la implementación de uno y otro método. En el panel (a) se representan los componentes del Método 1, es decir, la evolución de las principales variables del mercado de trabajo junto con la evolución reciente del PIB. La crisis económica generada por la pandemia de COVID-19 provocó fuertes caídas del empleo en 2020, y reducciones del salario real hasta 2023. En términos de la recuperación, el empleo, pero particularmente los salarios reales, acompañaron tardíamente el repunte de la economía posterior a la pandemia.

Las estimaciones basadas en el Método 2 (panel b) indican que la participación de la MRL experimentó una caída de 9% entre 2019 y 2021 (bajando desde 50.6 a 46%), que comenzó a revertirse a partir de 2022. La masa salarial, en cambio, se redujo 8% entre 2019 y 2021 (o 3,5 puntos porcentuales).  La recuperación iniciada en 2022 genera que tanto la MRL como la masa salarial se encuentren en niveles similares a los de 2019, aunque ligeramente por encima en el caso de la MRL (0,3 puntos porcentuales) y algo por debajo en el caso de la masa salarial (0,2 puntos porcentuales).

Más allá de la recuperación reciente, es importante resaltar que el deterioro de las condiciones de vida de la población corresponde a la suma de todas las pérdidas (véase el área sombreada en azul en el panel b de la Gráfica 2). Esto significa que entre 2019 y 2023 la reducción total de la MRL fue de aproximadamente 4532 millones de dólares, lo que equivale al 8.3% del PIB de 2019. En términos de masa salarial, la pérdida equivalió al 7.8%.^[15]

 

Gráfica 2. Evolución de la participación de la masa salarial y la MRL en el PIB (1997–2023)

Nota: El panel (a) presenta el PIB y la estimación de evolución de la MRL en base a la evolución del Índice Medio de Salarios y de la tasa de empleo. El panel (b) parte de los datos oficiales de MRL del SCN y los interpola/extrapola para los años en los que no hay información con datos de las ECH. Fuente: Elaboración propia en base a información de ECH (INE) y SCN (BCU).

En la Gráfica 3 se descompone la evolución de la participación de la MRL en remuneraciones y empleo, en base al Método 2. Se observa que, en 2020, el impacto de la crisis se explicó por reducciones de los salarios reales y del empleo. Sin embargo, la recuperación fue resultado de la expansión del empleo, en tanto las remuneraciones laborales reales continuaron cayendo, es decir, contribuyeron a la reducción de la masa salarial en 2021 y 2022. Esto pone de manifiesto el rol de la política salarial en la falta de recuperación de los ingresos laborales reales. Adicionalmente, debe recordarse que la evolución general de la participación de la MRL esconde fuertes heterogeneidades. En los últimos años, la recuperación de la participación de la masa salarial se produce con un aumento de la dispersión de ingresos laborales (con incrementos en el coeficiente de Gini de ingresos laborales totales de 0.417 en 2019 a 0.429 en 2023), lo que indica que los costos de la crisis tampoco se distribuyeron por igual entre quienes perciben ingresos laborales, y alerta sobre la necesidad de considerar de forma conjunta los enfoques funcional y personal en los estudios distributivos. Así, el ligero repunte de la MRL por encima de los valores de 2019 no necesariamente se tradujo en mejoras para los grupos de menores ingresos dentro de los trabajadores.

 

Gráfico 3. Descomposición de la variación real de la MRL (1997–2023)

Para complementar el análisis de la evolución de la MRL es relevante conocer cómo evolucionaron el resto de los componentes de ingreso de la economía. En particular, los ingresos por capital tienen una incidencia significativa en la evolución general de la desigualdad debido a la fuerte dispersión tanto entre sus componentes, -rentas, beneficios, intereses-, como dentro de cada uno de estos. El panel a de la Gráfica 4 muestra la evolución de la composición del PIB por fuente de ingreso. Como se observa, una buena parte de la reducción en la participación de la masa salarial y la MRL se explica por un aumento del peso del Excedente de Explotación en los períodos de crisis. Esto remarca los claros efectos regresivos de la crisis, que implican generalmente una transferencia de ingresos desde los ingresos salariales a quienes perciben rentas del capital.

Un indicio adicional de la evolución reciente de las diversas fuentes de ingreso es la evolución de la recaudación de la Dirección General Impositiva (DGI), según tipo de impuesto (panel b de la Gráfica 4). Como se observa, tanto el Impuesto a la Renta de las Personas Físicas I (IRPF-I), que grava las rentas del capital, como el Impuesto a la Renta de no Residentes (IRNR), que grava la remisión de ingresos al exterior, muestran un fuerte despegue a partir de 2020, superando la evolución general de la recaudación. Sin embargo, para analizar en profundidad los efectos de las rentas del capital en la evolución de la desigualdad personal reciente es necesario recurrir a fuentes de microdatos de registros administrativos no disponibles hasta el momento.^[16]

 

Gráfica 4. Distribución funcional del ingreso e índice de recaudación de los principales impuestos por parte de la DGI (Índice 2016=100).

Nota: El panel (a) presenta la composición del PIB desde la perspectiva del ingreso. El panel (b) presenta la evolución de la recaudación de los principales impuestos de DGI con base 2016=100.

Fuente: Elaboración propia en base a información del BCU y de DGI.

En síntesis, la sociedad uruguaya emergió de la última crisis siendo más desigual. A pesar de la recuperación reciente de los niveles de masa salarial y MRL, los ingresos de las personas ocupadas experimentaron una caída acumulada a lo largo del período (concentrada entre 2019 y 2021), a la vez que la salida de la crisis se produjo con aumento de la desigualdad personal. La concentración de los ingresos ya presentaba marcados signos de estancamiento desde mediados de la década pasada, por lo que se requiere discutir las formas de lograr una reducción sustantiva de la desigualdad funcional y personal, que además viabilice una reducción estructural de la vulnerabilidad socioeconómica y la pobreza.

 

^[1] Agradecemos los valiosos comentarios de Verónica Amarante. Todos los errores son de exclusiva responsabilidad de los autores.

^[2] El 30 de Agosto de 2024 el BCU publicó los datos de Cuentas Nacionales con el enfoque del ingreso para los años 2020 y 2021. En función de ello, corregimos la versión anterior de esta entrada, que trabajaba con 2019 como último dato disponible. Si bien las estimaciones cambian ligeramente, las principales conclusiones se mantienen. Véase la publicación para los años 2020 y 2021 en https://www.bcu.gub.uy/Estadisticas-e-Indicadores/Paginas/Producto-Interno-Bruto.aspx

^[3] Véase Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), (2023) Panorama Social de América Latina y el Caribe, 2023 (LC/PUB.2023/18-P/Rev.1)

^[4] El coeficiente de Gini indica la distancia entre la distribución del ingreso observada y una equidistribución en la cual todos los hogares (o personas) recibirían un ingreso similar. El índice vale 0 cuando todos los ingresos son iguales y 1 en el caso en que un hogar (persona) concentre todo el ingreso.

^[5] Cada ventil agrupa al 5% de la población ordenada según el ingreso per cápita de sus hogares. Así, se obtienen 20 grupos (ventiles) en orden ascendente de ingreso.

^[6] Salas G. y Vigorito A, (2021), Pobreza y desigualdad en Uruguay: Aprendizajes de cuatro décadas de crisis económicas, Aportes y análisis en tiempos de Coronavirus, disponible en https://hdl.handle.net/20.500.12008/27070.

[7] Esto es, la parte de remuneraciones laborales dentro del ingreso mixto, según su denominación en el Sistema de Cuentas Nacionales (SCN).

^[8] Stantcheva S. (2022), Inequalities in the times of a pandemic, Economic Policy 37(109): 5-41.

^[9] Daudey E. y García-Peñalosa C. (2007). The Personal and the Factor Distributions of Income in a Cross-Section of Countries, The Journal of Development Studies 43(5): 812-29.

^[10] Abeles M., Amarante V. y Vega D. (2014). Participación del ingreso laboral en el ingreso total en América Latina, 1990-2010, Revista de la CEPAL, 114: 32-52.

^[11] Instituto Cuesta Duarte. (2023). La masa salarial y su participación en el producto, Informe Salarios (Instituto Cuesta Duarte, noviembre), https://cuestaduarte.org.uy/documentos/la-masa-salarial-y-su-participacion-en-el-producto; Notaro J. (2018). La distribución social del ingreso: el caso de Uruguay, 2008-2014, Cuadernos del Claeh 37(107): 11-37; Marmisolle P., Siniscalchi S., y Willebald H. (2023). Distribución funcional del ingreso en Uruguay (1908 – 2019). Metodología de cálculo y construcción de las series», Serie Documentos de Trabajo, Instituto de Economía, FCEA, Universidad de la República; De Rosa et al., Siniscalchi S., Vigorito A., Vilá J. y Willebald H. (2017). La evolución de las remuneraciones laborales y la distribución del ingreso en Uruguay. Cuaderno de Desarrollo Humano 10, El Futuro en Foco, Programa de las Naciones Unidas para el Desarrollo.

^[12] Véase https://www.bcu.gub.uy/Estadisticas-e-Indicadores/Paginas/Producto-Interno-Bruto.aspx

^[13] Esta metodología llega a un valor que no corresponde ni a la masa salarial ni a la MRL, ya que la tasa de empleo representa al conjunto de los trabajadores ocupados, cualquiera sea su categoría ocupacional, y el IMSR es representativo de los trabajadores formales en relación de dependencia.

^[14] Siguiendo la metodología propuesta por Atkinson, para asignar a trabajo y capital las remuneraciones de los trabajadores independientes se realizan predicciones salariales basadas ecuaciones de Mincer para los asalariados privados y se restan de sus remuneraciones totales (véase Atkinson (1997), The Economics of Inequality, Clarendon Press, Oxford. Cabe aclarar que en la información que se presenta en este texto no se realizan ajustes por subregistro de ingresos altos. A la vez, las remuneraciones laborales no contienen la imputación por FONASA, que habitualmente incorpora el INE en su cálculo del ingreso de los hogares. La expansión de la masa de remuneraciones absoluta que surge de la ECH es considerablemente menor a la que surge del SCN. Esta discrepancia no es una peculiaridad de Uruguay. Véase, por ejemplo, Deaton A. (2005). Measuring Poverty in a Growing World (or Measuring Growth in a Poor World), Review of Economics and Statistics 87(1): 1-19, https://doi.org/10.1162/0034653053327612; De Rosa M. y Vilá J. (2023). Beyond Tax-Survey Combination: Inequality and the Blurry Household-Firm Border, The Journal of Economic Inequality,  https://doi.org/10.1007/s10888-023-09566-w.

^[15] Esta pérdida se calcula como la MRL efectivamente observada menos la que resultaría de haberse mantenido constante su participación en el nivel de 2019, pero aplicado al PIB de cada año, de manera de dar cuenta de la crisis macroeconómica.

^[16] Como ya se ha puesto de manifiesto en estimaciones para Uruguay y otros países, esta desigualdad no puede estudiarse con base en información de la ECH debido a los niveles de subcaptación de este tipo de ingresos  Atkinson A.B., Piketty T. y  Saez E. (2011).Top Incomes in the Long Run of History», Journal of Economic Literature 49(1): 3-71.