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Autor: Mª del Carmen Moreno Moreno
Título: Desigualdad horizontal del IRPF en las Comunidades Autónomas
Resumen:
(Dpto. de Hacienda Pública y Sistema Fiscal. U.C.M.).
INDICE
INTRODUCCION
1.3.UNIDAD DE ANALISIS
1.4.FACTORES DE AJUSTE EN LA COMPARACION DE RENTAS
1.5.INDICE ELEGIDO PARA EL ANALISIS
2.2.RESULTADOS DE LA APLICACIÓN DEL INDICE POR CC.AA.
BIBLIOGRAFIA
ANEXO
INTRODUCCION
Nuestro objetivo es medir la incidencia en términos de
equidad horizontal del IRPF en las Comunidades Autónomas, utilizando una muestra
aleatoria simple anual del panel expandido de declaraciones de IRPF. El trabajo se
desarrolla en cuatro puntos. El primero sienta las bases metodológicas que son esenciales
para el análisis. El análisis aplicado se lleva a cabo en el segundo apartado, donde se
establecen los resultados de la medición de la equidad horizontal a través de la
aplicación de un índice adecuado. Posteriormente, realizamos un análisis de escalado
multidimensional (MDS) cuyo interés es ordenar los valores del índice de las comunidades
en dos dimensiones y distribuirlas en un plano estableciendo la posición relativa entre
ellas en términos de desigualdad. El apartado tres está dedicado a revisar las causas
generadoras de la desigualdad horizontal y en el cuarto apartado establecemos las
principales conclusiones.
1. ASPECTOS METODOLOGICOS
1.1. CONCEPTO DE EQUIDAD HORIZONTAL E INDICES DE
MEDICION
El estudio de los sistemas fiscales ideales ha prestado
siempre especial atención a las cuestiones de equidad. Una idea generalmente aceptada en
este sentido es que los impuestos deben repartirse con justicia. El problema que se
plantea en este caso es que no existe un criterio de justicia exclusivo, sino que depende
de la forma en que se pueda apreciar el principio de capacidad de pago. Este principio se
basa en la idea de que los individuos sean gravados de acuerdo con su capacidad económica
y admite dos interpretaciones básicas concretadas en los criterios de Equidad Vertical
(EV) (imposición distinta para capacidades diferentes) y Equidad Horizontal (EH) (igual
impuesto para capacidades idénticas). La operatividad de estos criterios está
condicionada en la práctica por la definición de equidad elegida y el índice adecuado
para su medición.
En este papel únicamente vamos a estudiar las cuestiones
relativas a la EH dejando al margen del estudio los temas relacionados con la EV.
La cuestiones relevantes en el caso de la EH son : la
generalización más adecuada para establecer iguales en términos de posición
económica, y la elección del índice que mejor mida la EH según la definición elegida.
En cuanto a la elección que se realice de la definición
de igualdad no es una cuestión irrelevante por cuanto cada alternativa tiene
implicaciones distintas respecto al impuesto que se considera aceptable. Por otra parte,
el índice de medición queda totalmente vinculado al criterio de EH aplicado.
Desde la literatura han sido propuestos varios conceptos de
EH y los índices asociados a los mismos que sirven para dar operatividad al criterio.
Para diferenciar estas cuestiones podemos distinguir tres clases de enfoques en cuanto a
la definición y medición :
a.1.) EH como tratamiento similar de los similares.
a.2.) EH como desviación a la distribución óptima.
Bajo la definición de EH según, el criterio tradicional,
se incluyen aquellas aportaciones que tratan de hacer operativo el tratamiento igual de
los iguales. En este sentido, los índices utilizados son completamente ajenos a las
alteraciones que el impuesto introduce en las posiciones de los individuos antes y
después de impuestos. El cambio en la ordenación de los individuos a que da lugar el
impuesto respecto a su posición inicial es irrelevante.
Las primeras aportaciones en este campo se encaminan a
medir la EH como similaridad, basadas en la comparación de individuos con similar
posición económica en términos de renta y similares tipos impositivos efectivos. Aquí
podríamos incluir las aportaciones de Johnson y Mayer (1962), Brennan (1971), Habib
(1979), Berliant y Strauss (1991), Moreno (1993) y Lambert (1994).
En el caso de la medición de la EH como distancia a la
distribución óptima tenemos los trabajos de Hettich (1983), Kaplow (1989) y
posteriormente de Musgrave (1990) y Zodrow (1990). Musgrave mide el exceso de coste de
bienestar que el pago de impuestos supone bajo la distribución que la carga existente
supone respecto a la distribución óptima y Zodrow mide los efectos de gravar a los
individuos mediante sistemas impositivos alternativos.
Las comparaciones entre la posición inicial y final de los
individuos forman la base de la generalización de EH basada en el mantenimiento de la
ordenación inicial. Así, los índices propuestos al respecto se ocupan de medir la
distancia más adecuada entre las dos posiciones. Son representantes de esta corriente
Atkinson (1980), King (1983), Plotnick (1981,1982,1985), kakwani (1983), Chakravarty
(1990) y Duclos (1993).
Finalmente, el enfoque de simetría parcial se propone como
método alternativo a las dos generalizaciones anteriores. El método propuesto por
Jenkins (1988) basado en las aportaciones de Cowell (1980,1985) divide a la población en
grupos de semejantes y mide la IH en cada uno de ellos por las posibles alteraciones en la
posición de los individuos a que da lugar el impuesto. Es decir, el método escoge el
sistema del preorden por intervalos de renta, en lugar de toda la población de estudio.
Dentro de este enfoque se han producido importantes avances que tratan de resaltar las
ventajas de estos índices. Las medidas propuestas son esencialmente índices de
divergencias sobre cambios proporcionales de renta y no sólo miden las posibles
alteraciones en la ordenación de los individuos sino también cambios en la estructura de
la distribución. En este sentido podemos ver los trabajos de Camarero, Herrero y Zubiri
(1993) y Pazos, Rabadan y Salas (1994). Estos últimos proponen índices de cambio
distributivo relativo basados en el índice de Atkinson.
Todos estos enfoques no están exentos de críticas. Cada uno de ellos encuentra dificultades en su aplicación y en la explicación de los resultados. Sin embargo, no es lugar aquí para exponer tan controvertida polémica. Nosotros proponemos la definición de similar tratamiento de similares y el índice de Berliant y Strauss como mejor medida de la generalización de EH elegida, desde el convencimiento de que esta definición se
ajusta plenamente a la definición de EH tal y como es
entendida desde un punto de vista tradicional por parte de la Hacienda Pública.
1.2. INDICADOR DE POSICION ECONOMICA
La EH como principio de igualdad tributaria establece que
aquellos individuos que se encuentran en similar situación no deberían ser discriminados
por el sistema impositivo y, por tanto, deberían hacer frente a una carga fiscal similar.
Para dar a esta noción un mayor contenido debemos definir
las condiciones de situación similar que serán relevantes para poder aplicar un
tratamiento apropiado. La polémica surgida entre defensores del indicador de utilidad y
los defensores de un indicador expresado en términos monetarios que pudiera medir con
claridad la verdadera capacidad de pago derivó en apoyo de esta última.
Así, los indicadores que han competido históricamente
como mejores índices de capacidad de pago han sido la renta, el gasto y el patrimonio,
expresando lo que una persona gana, gasta o posee, respectivamente. La renta constituye el
indicador de posición económica más defendido. Ahora bien, sabemos que existen
distintas alternativas para definir la renta, cada una con un contenido distinto. El
elegir una u otra, no es neutral a la hora de interpretar los resultados del análisis de
EH.
DEFINICIÓN DE RENTA
Podríamos empezar distinguiendo dos aspectos en la
definición de renta. El primero sería una definición puramente teórica y el segundo
una definición que ha sido utilizada en la práctica fiscal.
La definición teórica mayormente aceptada como la mejor
definición de la capacidad de pago es la denominada renta amplia o extensiva de
Schanz-Haig-Simons. Sin embargo, las dificultades de trasladar este concepto a la realidad
fiscal han supuesto incorporar una serie de omisiones que la han convertido en una base
menos amplia de lo que la teoría requiere. En este sentido, la renta extensiva es
un concepto muy satisfactorio como ideal teórico para conseguir los requerimientos de
equidad, pero muchos de sus componentes no se pueden traducir en términos prácticos.
La mayoría de los trabajos sobre la equidad han adoptado
la definición que establece el impuesto de la misma, es decir, la base imponible,
definida como la suma de rendimientos netos o la diferencia entre ingresos y gastos
deducibles. Sin embargo, adoptar esta definición en un trabajo sobre al EH origina
algunos problemas y esto ha hecho que algunos autores hayan escogido la renta bruta y no
la base imponible. A nuestro entender esto es lógico, ya que lo esencial es comprobar
cómo la aplicación de la norma determina el pago impositivo de individuos con igual
capacidad económica de partida independientemente de la fuente y del uso que se haga de
ella. Por tanto, el objetivo en un análisis de EH debe ser medir la distorsión que, en
estos términos, genera la normativa del impuesto.
Obviamente, este concepto tal y como se determina de la
norma impositiva tampoco es el ideal, puesto que uno de los problemas fundamentales que
surgen es que no todos para obtener la misma renta tenemos los mismos gastos. La
naturaleza de los gastos en que se incurre para obtener los ingresos es radicalmente
distinta según estos sean salariales o de actividades económicas y ello hace
incomparable el ingreso bruto. A su vez, el concepto de ingreso según proceda de una
renta salarial o de una actividad económica tiene distinto significado, ya que estos
últimos se corresponden con el concepto de cifra de negocios.
La solución pasa por buscar un procedimiento que nos permita determinar la renta bruta de estas actividades y que sea comparable con la de otros colectivos económicos y otros rendimientos. La normativa fiscal del IRPF determina cuáles son los gastos deducibles para actividades económicas y esto nos permite distinguir entre aquellos que corresponden únicamente a gastos de explotación propios de la actividad desarrollada (sueldos y salarios, amortizaciones, gastos financieros, etc.) y, aquellos que afectan al trabajo del individuo en la actividad que serían los gastos personales (cotizaciones a la Seguridad Social del sujeto pasivo, y en algunos casos, un porcentaje sobre los ingresos como gastos de difícil justificación). La renta bruta correspondiente a la cifra de ventas menos los gastos que hemos denominado de explotación nos daría un término que podemos llamar renta bruta imputada, variable que permite realizar comparaciones con otros colectivos y rendimientos. El rendimiento neto final de la actividad económica sería la renta bruta imputada menos los gastos de carácter personal.
Por tanto, la renta bruta imputada para las actividades económicas vendría determinada por la siguiente expresión:
RBI = RN + CC.SS. + % Ingresos
Sin embargo, reconstruir esta variable a partir de los
datos disponibles plantea varios inconvenientes, ya que no es posible distinguir las
partidas que integran los gastos deducibles de cada actividad.
La solución encontrada para tratar de aproximarnos a esta
variable, sería imputar la cotización media a la Seguridad Social autónomos y el
porcentaje de gastos correspondiente para cada actividad.
La información disponible responde al talón de cargo de
la declaración de IRPF para 1992. En ella se distinguen los regímenes de determinación
del rendimiento neto por actividades económicas, sin embargo, los datos sólo reflejan el
componente de Ingresos Brutos y Rendimientos Netos. A partir de aquí, nosotros hemos
reconstruido la variable Renta Bruta Imputada por clases de actividad y régimen de
tributación teniendo en cuenta :
a) Cotización media de la Seguridad Social autónomos para 1992 que es de 268.688 ptas.
Por tanto, la variable en cada uno de los casos queda determinada :
Estimación Directa : RBI = RN + 268.688 + 1% IB
Est. Objetiva Coeficientes : RBI = (RN/0,9) + 268.688
Estimación Directa : RBI= RN + 268.688
Est. Objetiva Coeficientes : RBI = (RN/ 0,825)
+ 268.688
Por otro lado, la mayoría de los declarantes añaden a los
ingresos de su actividad laboral los de la titularidad de otros activos, en este caso,
elegir la renta bruta no plantea ningún problema.
1.3. UNIDAD DE ANALISIS
Existen distintas alternativas que pueden ser utilizadas
como unidad contribuyente : el individuo, la unidad familiar, la pareja de hecho, el
conjunto de personas que comparten un vivienda, el hogar, etc. Sin embargo, las dos
alternativas básicas sobre las que se ha estudiado con mayor detenimiento en el terreno
fiscal han sido la unidad familiar y el individuo, hecho por otra parte, al que no ha sido
ajeno la evolución de nuestro IRPF y también el de otros países de nuestro entorno.
La compleja problemática concerniente a la unidad fiscal
ha sido analizada por parte de numerosos estudios. El conflicto surge entre los
requerimientos de neutralidad ante el matrimonio y la EH. La forma más directa de
garantizar la neutralidad consiste en optar por el individuo en tanto que para alcanzar la
EH es preciso hacerlo por la familia. Es evidente, que en presencia de una escala de
gravamen progresiva los dos objetivos no pueden conseguirse conjuntamente. Razones de
equidad aconsejan elegir a la familia, mientras que razones de neutralidad y eficiencia
aconsejan elegir al individuo.
Si eligiéramos al individuo tendríamos que imputar la
renta a cada uno de los miembros que integran la familia y esto sería bastante arbitrario
porque sería poco probable que se correspondiera con la renta que tendría cada uno si
viviese solo. Por otro lado, las decisiones de consumo y trabajo de los miembros de una
familia no son independientes. La capacidad de consumir de cada uno de los miembros de una
familia no depende exclusivamente de su renta individual, sino de la renta total de la
familia. Además, si lo que pretendemos es medir el grado de EH del IRPF tenemos que tener
en cuenta que la unidad familiar ha constituido la pieza central en torno a la cual se ha
configurado el tributo.
1.4. FACTORES DE AJUSTE EN LA COMPARACION DE RENTAS
Para medir el grado de tratamiento similar en el IRPF
tenemos que tener en cuenta que las familias difieren en dimensión, características, o
más generalmente, en necesidades. Tratar estas circunstancias exige aplicar a la
distribución de la renta original unos factores de ajuste que nos permitan corregir de
acuerdo con esas necesidades. Estos factores de ajuste se denominan escalas de
equivalencia (EE).
Una EE es una función que depende del número de miembros
de la familia que multiplicada por la renta bruta nos determina la posición económica de
la familia para su comparación.
Desafortunadamente, no existe consenso sobre cual es la EE
que hay que utilizar, e incluso, si se debe utilizar alguna o no. Los dos extremos
estarían determinados por la no utilización de la EE y la EE per cápita. El primer
caso, nos llevaría a realizar un análisis de EH por grupos iguales en tamaño y después
agregar esos índices para dar un resultado global, lo que hace el análisis muy
complicado. El segundo caso, supone identificar el bienestar de la familia con la renta
individual y esto supondría aceptar:
1.- Que todos los miembros de una familia tienen las mismas necesidades independientemente de la edad.
2.- Que no existen economías de escala en la convivencia.
3.- Que sería una medida muy deseada por familias de gran
tamaño y tendería a subestimar el verdadero bienestar económico de éstas.
Una posición intermedia vendría dada por la utilización de una EE que eliminara en cierta forma, todos estos inconvenientes. Elegimos la EE más utilizada en el ámbito de la OCDE :
1
2
n1: es el número de adultos que hay en una familia.
n2: es el número de menores.
Esta escala asigna el valor 1 al primer adulto, 0,7 al
resto de adultos y 0,5 a cada uno de los menores de 14 años y es la que utilizaremos en
el análisis.
1.5. INDICE ELEGIDO PARA EL ANALISIS
De las distintas generalizaciones sobre el concepto de EH
anteriormente expuestas, nosostros elegimos la que identifica este criterio con el
criterio más tradicional de tratamiento igual de los iguales. El enfoque de EH como
similaridad está basado en el método siguiente : se trata de estructurar la escala
de renta económica de la muestra identificada con la renta bruta ajustada antes de
impuesto en tramos o intervalos, y considerar similares a todas aquellas familias cuya
renta pertenece al mismo intervalo. La diferencia en el tratamiento en términos de tipos
impositivos efectivos (cuota líquida/ renta bruta) para familias en el mismo intervalo
determinará el grado del inequidad horizontal.
El índice elegido para nuestros propósitos es el de Berliant y Strauss. Este requiere para su aplicación realizar todas las comparaciones existentes entre pares de contribuyentes con similar renta económica pero con tipos impositivos distintos, ponderadas por el ratio máximo en la distancia de tipos (ejemplos de inequidad horizontal) y todas las comparaciones posibles entre pares de contribuyentes con similar renta y similares tipos (ejemplos de equidad horizontal). Enfrentando el total de comparaciones inequitativas respecto al total de comparaciones, tanto equitativas como inequitativas, se obtiene el índice de IH. Este índice posee algunas ventajas :
El índice también posee una serie de inconvenientes, sin
embargo, estos no son muy distintos a los que poseen el resto de los índices. Quizás
clasificar a las unidades del análisis en intervalos de renta y tipos impositivos
efectivos sea una tarea algo arbitraria. No obstante, siempre que el tamaño de los
intervalos sea lo suficientemente reducido para incluir contribuyentes prácticamente
iguales aportará una información bastante aproximada de hasta que punto contribuyentes
con similares niveles de renta están haciendo frente al pago del impuesto de forma
similar o diferente.
El índice de Berliant y Strauss es el siguiente :
1 (1)
2 (2)
N= número de individuos
i = 1,...n clase de renta económica del primer contribuyente.
j = 1,...m clase de tipo impositivo efectivo del primer contribuyente.
k= 1,...m clase de tipo impositivo efectivo del segundo contribuyente.
h =1,..n clase de renta económica del segundo
contribuyente.
Como se trata de calcular la IH según la definición de
similares, es obvio que en este caso no hay diferencia de rentas, es decir, i = h.
2. MEDICION Y VALORACION DE LA DESIGUALDAD HORIZONTAL DEL IRPF
POR COMUNIDADES AUTONOMAS
Antes de pasar a los resultados del análisis conviene hacer explícitos los factores que limitan el análisis aunque de una forma muy breve y casi descriptiva.
2.1.CAUSAS QUE LIMITAN EL ANÁLISIS
Base de Datos. En el estudio utilizamos una muestra escogida aleatoriamente del panel expandido de IRPF del I .E.F. que consiste en datos de declaraciones presentadas para el año 1992, último año posible, ya que años posteriores no están aún disponibles para su utilización. Para el año de estudio, obtenemos una matriz de 106 datos por cantidades variables de contribuyentes por cada una de las 15 CC.AA. Así tenemos, por cada CC.AA. de régimen común una muestra representativa.
CC.AA. |
Tamaño muestral |
| Andalucía Aragón Asturias Baleares Canarias Cantabria Castilla-La Mancha Castilla -León Cataluña Extremadura Galicia Madrid Murcia Rioja Valencia |
1535 1548 1790 1699 1518 2041 1596 1595 1510 1792 1737 1537 1629 2205 1523 |
El proceso de homogeneización de los datos nos ha obligado a la
eliminación de algunos contribuyentes por presentar rentas brutas y bases imponibles
negativas que aunque no son una inconsistencia ya que es posible dada la forma de
cálculo, los índices de medición no pueden incluir rentas negativas. Otras causas de
eliminación han sido errores en la grabación de los datos.
Definición de renta. Es uno de los factores fundamentales
que incide en los resultados del análisis. Nosotros hemos elegido el concepto de renta
bruta fiscal integrada por todos los rendimientos que componen la base imponible en
términos brutos, excepto, como ya indicamos, los rendimientos de actividades económicas
que se procedió a su ajuste para hacerlos comparables con otras rentas y otros
colectivos. La justificación de esta elección está en que pretendemos medir la
incidencia del IRPF sobre el gravamen de estas rentas, independientemente de la fuente o
el origen de las rentas y del uso que se haga de ellas. Otros trabajos han utilizado otra
forma de cálculo de la renta bruta e incluso la base imponible. Es evidente, que la
determinación correcta de la renta determina los resultados del índice aplicado.
Escalas de Equivalencia. La diversidad de escalas de
equivalencia que se pueden utilizar pone de manifiesto el poco consenso que existe sobre
este punto. Los índices son sensibles a la introducción de distintas escalas de
equivalencia, por eso, un análisis que se considera completo debería incluir distintos
escenarios con diferentes escalas y observar los diferentes resultados.
Elección de tramos de renta y tipos medios efectivos. El
índice de Beliant y Strauss está basado en la elección de tramos de rentas y tipos
efectivos. La extensión de los tramos condiciona lo que nosotros podemos considerar como
similares y, por tanto, los resultados del análisis.
Podríamos incluir aquí como causas que limitan el análisis de IH,
por un lado, los límites a la obligación de presentar la declaración de la renta.4
Esto significa que algunos contribuyentes que hayan obtenido rentas anuales inferiores al
límite legal no realicen la declaración. Esto sugiere que los datos disponibles aportan
solamente alguna información sobre las rentas bajas por debajo del límite, sin embargo,
no estarán todas, lo que subestima los datos de renta baja. Otra causa serán las rentas
exentas de tributación, aunque en este caso su importancia cuantitativa no es muy
significativa, limitan de alguna forma la medición, ya que aquellos individuos que
reciben rentas incluidas en estos supuestos no están obligados al impuesto.
Si tomamos como base de estudio la base de datos fiscales, uno de
los factores más significativos que limitan el análisis de equidad sería el fraude
fiscal. Es obvio que nosotros únicamente contamos con rentas declaradas por parte de los
individuos. Las rentas ocultadas son sin duda una fuente clara de inequidad porque alteran
sustancialmente el estatus económico de los individuos y como consecuencia de ello las
estimaciones del análisis pueden estar distorsionadas. Cualquier base de datos que
provenga de rentas declaradas impide medir ese fraude. Sin embargo, conviene hacer
explícito este hecho, ya que sino estamos considerando que el fraude se distribuye
proporcionalmente por fuentes y niveles de renta, y esto claramente no es así.
2.2. RESULTADOS DE LA APLICACIÓN DEL INDICE POR COMUNIDADES
AUTONOMAS.
La medición de la IH está basada en la desigualdad de trato fiscal que presentan unidades familiares similares. Las variables que dan un contenido operativo a la definición de similaridad son : renta bruta ajustada y tipos medios efectivos. Por tanto, hemos definido la relación de similaridad considerando como familias parecidas a todas aquellas que tienen rentas parecidas. Consecuentemente, dividimos la escala en 24 tramos de renta y se han definido como similares a todas aquellas familias que se encuentran situadas en el mismo tramo. Para rentas bajas hasta 1.000.000 ptas., los intervalos tienen una amplitud de 200.000 ptas. de 1.000.000 a 10.000.000 ptas. el intervalo es ampliado a 500.000 ptas. Esto implica que para la mayor parte de las familias la similaridad es equivalente a que sus rentas brutas ajustadas no difieran de 200.000 ptas. Los tramos de tipos medios efectivos son 11 y tienen en todos los casos una amplitud del 5%, es decir, el tratamiento similar implica que sus tipos no difieran en más de ese valor. El valor de la IH se ha calculado para cada comunidad autónoma. La tabla 1 ofrece los resultados del índice en términos de equidad e inequidad.
TABLA 1
RESULTADOS DEL ÍNDICE DE BERLIANT-STRAUSS POR CC.AA.
CC.AA. |
I H (%) |
EH (%) |
| Andalucía Aragón Asturias Baleares Canarias Cantabria Castilla-La Mancha Castilla León Cataluña Extremadura Galicia Madrid Murcia Rioja Valencia |
65.62 69.12 69.14 67.81 63.83 68.40 63.39 64.74 71.89 57.04 64.99 69.45 61.12 68.03 65.43 |
34.38 30.88 30.86 32.19 36.17 31.60 36.61 35.26 28.11 42.96 35.01 30.55 38.88 31.97 34.57 |
De los resultados obtenidos destacamos que el grado de IH es mayor que el EH. El IRPF es más inequitativo. La comunidad que mayor IH presenta en la aplicación del IRPF es Cataluña, con valor del 71,89% seguida de Madrid con un 69,45%. Por el contrario, la comunidad que menos IH presenta es Extremadura con un valor del 57,04%, precedida por Murcia con un 61,12%. Así, el orden de mayor a menor IH entre comunidades sería el siguiente :
Cataluña
Madrid
Asturias
Aragón
Cantabria
Rioja
Baleares
Andalucía
Valencia
Galicia
Castilla-León
Canarias
Castilla-La Mancha
Murcia
Extremadura
El rango de variación de estos índices está situado en 14,85
puntos, variación que consideramos significativa dado que el IRPF es un impuesto regulado
por la Administración central e igual para todo el territorio nacional que comprende
estas comunidades. Por tanto, de los resultados se desprenden dos conclusiones : a)
El IRPF en su aplicación genera IH y b) La IH es diferente por CC.AA. Las causas que
originan esta desigualdad habrá que buscarlas no sólo en la distinta composición de
rentas y situaciones familiares de los contribuyentes sino también en las diferencias
específicas que marcan cada región.
2.3. DESIGUALDAD HORIZONTAL ENTRE COMUNIDADES AUTONOMAS A TRAVES
DEL ANALISIS DE ESCALADO MULTIDIMENSIONAL (MDS)
El análisis de proximidades o multidimensional scaling (MDS)
es una técnica muy general diseñada para construir un mapa que representa las
relaciones entre un número de objetos, conocida una determinada información sobre las
distancias o disimilaridades entre ellos. El mapa resultante puede ser expresado en una,
dos, tres o más dimensiones dependiendo de la solución adoptada. En la actualidad
existen una variedad de métodos de MDS. Nosotros vamos a utilizar el método denominado
escalado multidimensional no métrico porque las exigencias para el análisis son
menores y por considerar que es el que mejor se adapta a nuestros propósitos.
Un análisis de MDS comienza con una matriz de distancias o
disimilaridades simétrica entre n objetos que refleja la proximidad o lejanía entre
ellos. El procedimiento del análisis contiene una serie de etapas que, en resumen, de lo
que tratan es de convertir las distancias o dismilaridades reales, según los datos que
tenemos ( i j ) en distancias ajustadas (di j ) a través de la
aplicación de una función de regresión que será lineal o polinominal en el caso del
escalado multidimensional métrico y monótona en el escalado no métrico. En este último
caso, sólo el orden de los datos de distancias es importante. Es decir, si dos valores se
relacionan como i j < i' j' . La función monótona transforma
los datos en : di j = f ( i j ) y debe conservar la ordenación
inicial d i j d i' j' .
El MDS convierte, por tanto, las i j en d i j y
estima las d i j tratando de minimizar la diferencia entre di j y di
j mediante un estadístico adecuado denominado strees (S), que las relaciona entre
ellas. La técnica de escalado utiliza un algoritmo recurrente que pretende minimizar la
función stress. El resultado del análisis establece las coordenadas de los n objetos en
t dimensiones, para situarlos en un mapa que muestra cómo los distintos objetos
están relacionados entre si.
OBTENCION DE LOS RESULTADOS DEL ANALISIS DE ESCALAS
MULTIDIMENSIONALES (MDS)
Definimos la distancia o disimilaridad entre los valores del índice de IH como :
i j = IH i - IH j
Esto es, la diferencia existente entre el valor del índice de IH
como medida de proximidad o lejanía entre las CC.AA. en valores absolutos.
Las propiedades que debe cumplir la definición de distancia o disimilaridad para calificarse como tal, son como mínimo las tres siguientes :
En nuestro caso estas tres condiciones básicas se cumplen y los
resultados están representados en la matriz de similaridad (tabla 2 del anexo).
El análisis de escaldo multidimensional no métrico produce una
solución en dos dimensiones para los datos. El valor del strees es de 0,00469 y es
considerado como casi perfecto.5 El resultado del análisis estable las
coordenadas de las 15 comunidades según se muestran en la tabla 3 del anexo y las
posiciona en el gráfico denominado escalograma.
Hemos de hacer notar que las dimensiones no tienen interpretación
numérica, únicamente establecen el orden en el sentido de distancias métricas. Son
dimensiones que establece el propio algoritmo y, por tanto, el número de los ejes que
refleja el gráfico se corresponden con los valores de las dimensiones.
Lo importante a destacar del método gráfico es la posición
relativa de las CC.AA. consideradas. La técnica lo que hace es ordenar los puntos en dos
dimensiones y así los distribuye en el plano. La foto representativa refleja que se
pueden establecer 5 grupos de semejantes. 1) Cataluña, 2) Madrid, Asturias, Aragón,
Cantabria, Rioja y Baleares, 3) Galicia, Canarias, Castilla-La Mancha, Castilla-León,
Andalucía y Valencia, 4) Murcia y 5) Extremadura. Esto significa que las comunidades que
menos se parecen al resto y, por tanto, están más alejadas son Extremadura y Murcia (el
índice así lo refleja). El resto de ellas forman grupos más homogéneos destacando
Cataluña que también se aleja, aunque en menor medida, por motivos contrarios a las
anteriores. Estas posiciones relativas de las comunidades vienen avaladas por el valor que
presentan los índices. Los diferentes grupos o clusters que se pueden observar
tienen índices muy parecidos.
3. PRINCIPALES CAUSAS DE INEQUIDAD HORIZONTAL
Unidades familiares con circunstancias económicas, familiares y
personales similiares pueden estar sujetas al impuesto de forma diferente. Los motivos de
este distinto tratamiento los podemos encontrar en los siguientes :
La renta procede de muy diversas fuentes. En la tabla 4 del anexo
hemos establecido una descomposición de la misma distinguiendo entre rentas del trabajo y
rentas del capital, observándose que las primeras son el componente principal ya que
representan como media el 87% frente al 13% de las rentas del capital. A su vez, las
rentas por trabajo dependiente alcanzan casi el 70%, seguidas de las rentas por
actividades económicas con, aproximadamente un 18%, otras rentas con un 12% y finalmente
las ganancias de capital representan un escaso 1%. Esto parece indicar que existe una
cierta homogeneidad en el origen de la renta y, por tanto, en su tratamiento fiscal. No
parece que sean entonces los factores decisivos desencadenantes de la inequidad.
Si observamos esta composición de renta por comunidades vemos que,
por lo general, aquellas en las que las rentas del capital representan un porcentaje mayor
se corresponden con las que tienen un nivel de desigualdad mayor. Por otra parte, en las
comunidades donde la diversidad de rentas es mayor son generadoras de mayor desigualdad.
Así vemos el caso de Cataluña, Madrid, Aragón, Baleares, Rioja, Cantabria y Valencia.
Por el contrario, aquellas comunidades que obtienen la mayor parte de la renta del trabajo
como son Andalucía, Canarias y Extremadura presentan una menor desigualdad.
Los resultados del índice también revelan que existe un mayor
grado de desigualdad cuanto mayor es la renta. Esto es así, atendiendo exclusivamente al
origen de la misma, porque su composición puede ser muy diversa. Si atendemos además al
uso que se puede hacer de ella, la diferencia es muy significativa. Esta interpretación
se corresponde con los resultados alcanzados, ya que Madrid y Cataluña presentan el mayor
nivel de renta, mientras que Extremadura y Castilla-La Mancha, tendrían el menor.
La segunda causa de inequidad que hemos establecido es la
aplicación de deducciones distintas. La tabla 5 del anexo nos puede ayudar en el
análisis. Las deducciones familiares constituyen una especie de escala de equivalencia
tendiendo a equiparar a las unidades familiares con distinta composición. Estas, en
principio, no serían causantes de desigualdad, ya que se aplican por todas las unidades
familiares con el mismo criterio, atienden a las misma circunstancias y, por lo tanto, a
la capacidad de pago.
Las deducciones discriminadoras por fuente de renta son aplicables a
todas aquellos contribuyentes que obtienen su renta del trabajo personal dependiente
frente otros que obtienen su renta de otras fuentes. Sin embargo, el hecho de que esta
deducción afecte prácticamente al 80% de los contribuyentes hace que no sea una causa
determinante de desigualdad entre ellos.
En otras deducciones hemos incluido un grupo más
heterogéneo. La aplicación de estas deducciones es muy baja y supone sólo el 2,5% en
media. Son pocos los contribuyentes que tienen acceso a estas deducciones, por tanto,
éstas no son generadoras de fuertes inequidades. Sin embargo, las comunidades que tienen
un mayor porcentaje de aplicación coinciden con las que tienen mayor inequidad.
La finalidad de las deducciones incentivadoras es muy distinta a las
anteriores. Se trata de estimular a los agentes a tomar decisiones económicas. Este tipo
de deducciones son las que generan mayores inequidades, ya que inciden especialmente sobre
el uso que se haga de la renta y sobre contribuyentes situados en tramos altos. El
porcentaje de aplicación de estas deducciones es bastante significativo un 20%. Las
comunidades que presentan un mayor nivel de estas deducciones son Madrid, Aragón y
Cataluña. Es decir, en aquellas comunidades donde se utilizan más estas deducciones ,
por lo general, se originan mayores desigualdades.
La tercera causa de inequidad que hemos expuesto es que dependiendo
de quién obtenga la renta dentro de la unidad familiar las diferencias en la tributación
pueden ser significativas. Dos familias con la misma composición y renta, si en una de
ellas las renta es obtenida únicamente por un miembro, dadas las condiciones de
aplicación del impuesto, está claro que estará gravada más que otra familia donde la
misma renta se obtienen por dos o más miembros. La posibilidad que establece el IRPF de
tributar conjunta o separadamente, en estos casos concretos, genera desigualdades
importantes.
Finalmente, como última causa hemos aludido a la aplicación de la
propia tarifa según la composición de rentas. En este caso nos referimos a la renta
regular e irregular. Según el IRPF la renta se descompone para su gravamen en estos dos
términos, siendo las regulares las que determinan el tipo impositivo aplicado a la
totalidad de la renta. Unidades familiares con la misma renta pero distinta composición
estarán gravadas de forma distinta. La tabla 6 del anexo refleja esta distinción, siendo
el 99% de la renta obtenida de forma regular frente a un escaso 1% de irregular. Los datos
reflejan que este hecho puede tener poca incidencia en el origen de la inequidad.
Una vez repasadas todas las causas que creemos son generadoras de
desigualdad, podemos decir que ninguna de ellas estudiada aisladamente es el factor
decisivo de inequidad, sino que más bien la coexistencia de todas ellas es lo que produce
las diferencias de tratamiento entre contribuyentes. El hecho de que cada uno de estos
factores se de con mayor o menor intensidad en unas regiones que en otras proporciona la
diferencia entre ellas.
El análisis de la incidencia del IRPF por CC.AA. efectuado sobre
una muestra de declaraciones de IRPF de 1992 ha puesto de manifiesto que el impuesto es
inequitativo y esta desigualdad es distinta entre las CC.AA. a pesar de ser un tributo
cuya regulación y aplicación es igual para todo el territorio nacional que comprenden
estas regiones.
La mayor desigualdad horizontal entre contribuyentes se produce en
Cataluña, mientras que el impuesto es más equitativo en Extremadura. Los distintos
valores del índice de IH por comunidades han sido analizados a través de la técnica de
escalado multidimensional, cuyo interés es ofrecer un mapa de posición relativa de las
regiones basado en las distancias entre ellas. Este análisis revela que podemos agrupar a
las regiones en 5 grupos o clusters. La ordenación de mayor a menor desigualdad es
la siguiente : 1) Cataluña, 2) Madrid, Asturias, Aragón, Cantabria, Rioja y
Baleares, 3) Galicia, Canarias, Castilla-La Mancha, Castilla-León, Andalucía y Valencia,
4) Murcia y 5) Extremadura.
Las causas que dan origen a la desigualdad han sido analizadas de
forma general a través del análisis de los datos. Ninguna de ellas estudiada
aisladamente se configura como el factor decisivo de la falta de equidad, sino que más
bien es el resultado de que todas ellas actúan a la vez configurando un escenario
heterogéneo. Este resultado se observa también en el escalograma por comunidades, donde
no se aprecia ninguna línea diferenciadora, sino más bien agrupaciones en torno a
valores parecidos del índice. La aplicación de un sistema de deducciones distinto según
el origen y el uso de la renta podría ser la causa más influyente. La distinta
composición de la renta es otra de las causas de inequidad, sin embargo, en el estudio
realizado ésta no se ha revelado como decisiva, ya que la mayor parte de esa renta
procede del trabajo dependiente o autónomo y la diversidad entre las rentas no es muy
alta. Bien es cierto, que en aquellas comunidades donde existe mayor diversidad presentan
un mayor grado de desigualdad.
En definitiva, podemos decir que la incidencia del IRPF es distinta
por CC.AA. generando diferentes grados de desigualdad entre contribuyentes. Estas
diferencias se deben a que las causas generadoras de desigualdad operan de forma distinta
entre las regiones, dependiendo de las características específicas que cada una tiene en
términos económicos y personales.
BIBLIOGRAFIA
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Fecha de actualización: 11/08/98