APUNTES - 2019/01

¿Cuánto cuesta actualizar las pensiones con la inflación?

Angel de la Fuente (FEDEA e Instituto de Análisis Económico (CSIC))

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Angel de la Fuente FEDEA e Instituto de Análisis Económico (CSIC)

Mayo de 2019

Resumen

En esta nota se cuantifica el coste de la supresión del IRP para volver a la indexación de las pensiones al IPC. El experimento específico de política que se analiza consiste en actualizar las pensiones contributivas pagadas en 2017 con la inflación (que se supone del 2%) durante un solo ejercicio para volver después a la tasa de actualización del 0,25% que habría que aplicar en la situación actual bajo la normativa del IRP ahora suspendida. Aunque el coste inmediato de la medida sería relativamente modesto e iría decreciendo después con el paso del tiempo, los efectos persistirían durante varias décadas y el incremento acumulado del gasto, calculado a precios constantes, rondaría los 30.000 millones de euros, lo que supone unas 13 veces el coste inicial.

Uno de los aspectos más controvertidos de la reforma de 2013 del sistema público de pensiones español ha sido la introducción de un Índice de Revalorización de las Pensiones (IRP) que ligaba la actualización de estas prestaciones, una vez causadas, a la situación financiera (observada y prevista a medio plazo) de la Seguridad Social, abandonando así la referencia tradicional a la inflación medida por el índice de precios al consumo (IPC). La mayor parte de los analistas coinciden en que, en las circunstancias actuales, la aplicación de este mecanismo de control automático del gasto habría supuesto la cuasi-congelación de las pensiones durante varias décadas. Una vez causadas, las pensiones habrían crecido a un ritmo de sólo el 0,25% anual, lo que, incluso con tasas modestas de inflación, habría supuesto una considerable pérdida de poder adquisitivo durante la vida de sus beneficiarios, con los consiguientes problemas de suficiencia especialmente entre los perceptores de las prestaciones más bajas. Dada la impopularidad de la medida, una vez la inflación comenzó a repuntar tras el fin de la crisis, no se tardó demasiado en suspenderla provisionalmente. En la actualidad, parece existir un amplio consenso entre los principales partidos para derogarla definitivamente, volviendo a la indexación general de las pensiones al IPC.

Aunque el mantenimiento del poder adquisitivo de las pensiones es ciertamente un objetivo deseable, no puede ser la prioridad absoluta a cualquier precio. La indexación generalizada de las pensiones a la inflación es un compromiso potencialmente muy caro, especialmente en las complicadas circunstancias demográficas a las que nos enfrentaremos en las próximas décadas.¹ Resulta por tanto necesario analizar con cuidado los costes y beneficios de la supresión del IRP y valorar la posibilidad de establecer algún tipo de limitación o salvaguarda a la indexación con el IPC o de introducir medidas compensatorias que ayuden a mitigar su impacto sobre el crecimiento del gasto en pensiones.

¹ Sobre esto, véase por ejemplo la sección 2 de de la Fuente, García y Sánchez (2018).

Con el ánimo de contribuir a esta discusión, en la presente nota se cuantifica el coste de la supresión del IRP. El experimento específico de política que se analiza consiste en suprimir el IRP durante un único ejercicio, esto es, actualizar las pensiones contributivas con la inflación durante un solo año para volver después a una tasa de actualización del 0,25%. El cálculo se realiza a partir del gasto en pensiones contributivas realmente observado en 2017 y bajo el supuesto de una tasa de inflación constante del 2% durante todo el período relevante. Puesto que el índice de actualización no afecta a la cuantía inicial de las futuras pensiones aún no causadas, basta con considerar el efecto de la medida sobre las prestaciones percibidas por una población beneficiaria integrada por los ya jubilados a finales de 2017. Para este grupo, han de compararse dos sendas hipotéticas de gasto en prestaciones: la que se habría observado manteniendo la política preexistente, esto es, aplicando el tope mínimo del IRP del 0,25%, y la resultante del experimento propuesto, consistente en actualizar las pensiones con la inflación (que supondré del 2%) durante un año, para volver después al IRP.

El cálculo del coste inmediato de la medida es sencillo, al menos como primera aproximación. En 2017 el gasto público en pensiones contributivas ascendió en España a unos 135.000 millones de euros, sumando las pensiones de la Seguridad Social y las del sistema de Clases Pasivas para funcionarios (véase MEySS, varios años, y MHyFP, 2018). Actualizar esta cantidad al 2% en vez de al 0,25%, supondría un gasto extra del 1,75% de 135.000 millones de euros, esto es 2.363 millones, de los que habría que sustraer las prestaciones no cobradas por el fallecimiento de sus titulares entre 2017 y 2018. En años posteriores, sin embargo, el incremento extra de las pensiones por encima del 0,25% se consolidaría y habría de seguir pagándose durante toda la vida de los beneficiarios afectados, actualizándose a su vez con el IRP un año tras otro. Así pues, la decisión de actualizar las pensiones con la inflación un único año generaría un flujo de costes futuros durante el resto de la vida de los integrantes de la población beneficiaria. Aunque este coste iría reduciéndose con el tiempo en términos reales debido al fallecimiento de los beneficiarios y a una tasa de inflación que estoy suponiendo mayor que el IRP, su valor acumulado durante varias décadas sería mucho mayor que el coste incurrido en el primer año. Bajo mis supuestos, en particular, el gasto adicional acumulado a precios constantes sería de casi 30.000 millones de euros, o 13 veces el coste inicial. Si la supresión del IRP fuese permanente, y considerando sólo los efectos de la medida sobre la población ya jubilada en 2017, esta cifra se elevaría hasta 327.000 millones a precios constantes de 2018, a lo que habría que añadir el incremento de las prestaciones percibidas por cohortes posteriores de nuevos jubilados para llegar al coste total de la vuelta a la indexación al IPC.

Más que la cifra concreta de aumento del gasto, que dependerá de la senda de inflación, lo importante es resaltar que el coste total de cualquier medida en esta línea sería muy superior a su coste inmediato, que es el que se suele calcular y destacar. Dada la naturaleza del sistema de pensiones, que implica compromisos recurrentes de pago durante muchos años, cualquier cambio, incluso transitorio, en las reglas de cálculo o actualización de las prestaciones tiene importantes repercusiones a largo plazo que han de tenerse en cuenta a la hora de tomar decisiones. Además, dado que el sistema afecta a un número muy elevado de personas y moviliza una cantidad ingente de recursos, conviene extremar la precaución a la hora de diseñar posibles cambios de política en este campo.

ANEXO: Detalles del cálculo

Este Anexo describe en detalle como se calculan las cifras presentadas en el texto. Básicamente, se trata de proyectar la evolución en el tiempo de la población beneficiaria (los jubilados que cobraron una pensión contributiva en 2017 y vivieron al menos un año más), ponderando las distintas cohortes de esa población de acuerdo con sus pensiones medias relativas. Para poder hacer esto, es necesario aproximar tres variables: la estructura por edades de la población beneficiaria inicial, la cuantía media de sus pensiones y sus tasas de supervivencia a un año vista, ambas por edades simples.

Gráfico 1: Riesgo medio de muerte según edad en 2017

Gráfico 2: Cuantía media mensual de la pensión inicial según el año de jubilación, euros de 2015 - Fuente: INE (2019b) y MEySS (varios años).

Dado el elevado grado de cobertura de nuestro sistema de pensiones, no resulta arriesgado suponer que la población beneficiaria se parecerá mucho a la población total en edad de jubilación y evolucionará por tanto de la misma forma que ella. Esto me permite trabajar con los datos de población y las tablas de mortalidad del INE (2019a y b). El Gráfico 3 muestra la población (“bruta”) española de 64 o más años de edad en 2017 desagregada por edades simples. He tomado como límite los 64 años de edad porque esa es aproximadamente la edad media real de jubilación en la actualidad. El Gráfico 1 muestra el riesgo medio anual de muerte según la edad para el mismo segmento de población, utilizando también datos de 2017. El Gráfico 2, finalmente, muestra la cuantía media mensual de las nuevas pensiones de jubilación causadas en cada año, medida a precios constantes de 2015, así como la cuantía de la pensión mínima en ese año, trabajando con datos de MEySS (varios años).

Partiendo de estos datos, he procedido como sigue. En primer lugar, he ponderado la población inicial de acuerdo con una estimación de la pensión relativa de cada una de sus cohortes construida con los datos resumidos en el Gráfico 2. Suponiendo una edad constante de jubilación de 64 años, podemos utilizar esos datos para aproximar la pensión media en 2017 de cada una de las cohortes del stock de jubilados existente a principios de ese año. Puesto que las pensiones se han actualizado con la inflación durante la mayor parte del período relevante, la pensión inicial en el momento de la jubilación medida a precios constantes debería ser una buena aproximación para la pensión media de cada cohorte en 2017. La excepción serían las cohortes de mayor edad, cuya pensión inicial media actualizada ha quedado por debajo de la pensión mínima, que ha crecido más que la inflación a lo largo del período analizado. En este caso, he utilizado la pensión mínima como estimación de la pensión media de la cohorte.

Gráfico 3: Población 64+ en 2017 y población ponderada, distribución por edades simples miles de personas - Fuente: INE (2019a) y elaboración propia.

Una vez estimadas las pensiones medias de cada cohorte de jubilados en 2017, normalizamos a la unidad la pensión de la última de ellas (la de 2016), obteniendo así un indicador de la cuantía relativa de las pensiones de los distintos grupos de edad, e, en 2017, al que denominaré pensrel^e . La población inicial de edad e ponderada por la cuantía relativa de su pensión media se calcula entonces como

\[p o b p s _ {o} ^ {e} = p o b _ {o} ^ {e} * p e n s r e l ^ {e} \tag {1}\]

donde es la población bruta o sin ponderar de edad e en el momento inicial (o = 2017). El resultado se muestra en el Gráfico 3. Como allí se aprecia, la población ponderada es menor que la real porque las pensiones medias de las cohortes se van reduciendo con la edad y por tanto se les atribuye una ponderación inferior a la unidad (hasta que llegamos al tope que supone la pensión mínima).

En segundo lugar, las probabilidades de supervivencia del INE se utilizan para aproximar la evolución de la población ponderada a partir de su distribución inicial. La proyección se construye recursivamente para cada cohorte partiendo de los valores iniciales construidos en (1) y utilizando la siguiente expresión

\[p o b p s _ {t + 1} ^ {e + 1} = p o b p s _ {t} ^ {e} * (1 - p r m ^ {e}) \tag {2}\]

donde pobps es la población ponderada superviviente en el momento t con edad e en t y prm es la probabilidad de muerte a la edad e . Obsérvese que estoy suponiendo que la probabilidad de supervivencia no varía con el tiempo y no depende de la renta. Ambas hipótesis tienden a sesgar a la baja mis estimaciones del coste de la indexación de las pensiones. En relación con la primera, cabe esperar que las probabilidades de supervivencia vayan aumentando gradualmente con el paso del tiempo, lo que hará que mis estimaciones subestimen la vida media restante de la población beneficiaria y por lo tanto el coste del experimento. En cuanto a la segunda, la probabilidad de supervivencia tiende a aumentar con la renta, lo que hace que las pensiones más elevadas tengan una mayor duración con un efecto similar. El Gráfico 4 ilustra la evolución prevista de la población ponderada, comparando su distribución inicial con la esperada tras el transcurso de 10 y 20 años.

Gráfico 4: Distribución por edades simples de la población ponderada inicial y superviviente tras 10 y 20 años, miles de personas

Gráfico 5: Evolución prevista de la población ponderada superviviente millones de personas Sumando sobre cohortes, la población ponderada superviviente total en cada momento t vendrá dada por

\[P O B P S _ {t} = \sum_ {e 0 \geq 6 4} p o b p s _ {t} ^ {e} \tag {3}\]

donde se suma sobre todas las cohortes cuya edad en 2017, e0, era igual o superior a los 64 años. El Gráfico 5 muestra la evolución estimada de la población ponderada superviviente total, que tardaría unos 15 años en reducirse a la mitad.

Finalmente, la población ponderada superviviente se utilizará para aproximar la evolución del gasto en pensiones, restringiéndonos siempre al destinado a la población que ya estaba jubilada en 2017. Obsérvese que si las pensiones de este colectivo permanecieran constantes en el tiempo, sus prestaciones totales evolucionarían de la misma forma que la población ponderada de referencia. Cuando no es así, hemos de proceder año a año, calculando primero qué parte de las prestaciones del año t sobrevive en t+1 y actualizándolas después con la tasa aplicable en ese año. Formalmente, para cada año t, calculamos la tasa de supervivencia de la población ponderada como

\[t s p o b p _ {t} = \frac {P O B P S _ {t + 1}}{P O B P S _ {t}} \tag {4}\]

y utilizamos esta tasa para construir recursivamente la senda del gasto destinado a la población ya jubilada en 2017, GPENSJ17, a partir de su valor observado inicial (135.000 millones en 2017). Tendremos, en particular, que

\[G P E N S J 1 7 _ {t + 1} = G P E N S J 1 7 _ {t} * t s p o b p _ {t} * \left(1 + t a c t p _ {t}\right) \tag {5}\]

donde tactp es la tasa de actualización de las pensiones en el año t. La senda de GPENSJ17 ha de calculare en dos escenarios hipotéticos: manteniendo el IRP y abandonándolo sólo el primer año para actualizar con la inflación (que hemos supuesto del 2%). La diferencia entre ambos escenarios nos dará el gasto adicional atribuible al cambio de política, que se muestra en el Gráfico 6 medido tanto a precios corrientes como a precios constantes. La suma de los flujos a precios constantes asciende a 29.600 millones, esto es, a los casi 30.000 millones de los que se habla en el texto.

Gráfico 6: Gasto diferencial en pensiones inducido por la actualización del 2% en 2018 millones de euros corrientes y a precios constantes de 2018

En cuanto a los efectos de la supresión indefinida del IRP sobre las prestaciones percibidas por los ya jubilados en 2017, el cálculo es idéntico excepto en un detalle: la tasa de actualización de las pensiones que hay que utilizar en la ecuación (5) pasaría a ser siempre del 2%, en vez de 2% en el primer año y 0,25% en todos los demás.

Referencias

References

1. de la Fuente, A., M. A. García y A. Sánchez (2018). “¿Hacia una nueva reforma de las pensiones? Notas para el Pacto de Toledo.” FEDEA Policy Papers no. 2018-09, Madrid. De próxima publicación en Hacienda Pública Española. http://documentos.fedea.net/pubs/fpp/2018/10/FPP2018-09.pdf

References

1. Instituto Nacional de Estadística (INE, 2019a). Base de datos electrónica INEbase. Demografía y población. Cifras de población y censos demográficos. Cifras de población. Series detalladas desde 2002. http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=125473617695 1&menu=resultados&secc=1254736195196&idp=1254735572981

References

1. Instituto Nacional de Estadística (INE, 2019b). Base de datos electrónica INEbase. Demografía y población. Fenómenos demográficos. Tablas de mortalidad. http://www.ine.es/dyngs/INEbase/es/operacion.htm?c=Estadistica_C&cid=125473617700 4&menu=resultados&idp=1254735573002

References

1. Ministerio de Hacienda y Función Pública (MHyFP, 2018). Importes trimestrales de las pensiones abonadas por clases pasivas. Año 2017. Dirección General de Costes de Personal y Pensiones Públicas. http://www.clasespasivas.sepg.pap.hacienda.gob.es/sitios/clasespasivas/es-ES/QuienesSomos/EstadisticasInformes/Paginas/Pension2017.aspx

References

1. Ministerio de Empleo y Seguridad Social (MEySS, varios años). Presupuestos de la Seguridad Social. Informe Económico-Financiero y Anexo. http://www.seg-social.es/Internet_1 /Estadistica/PresupuestosyEstudi47977/Presupuestos/PresupSegSocialanniosant/PresupS egSoc2014/Informacioncomplementaria/index.htm