Introducción

En las dos primeras décadas del siglo XXI, la desigualdad de ingresos ha mostrado una leve disminución en la mayoría de los países de la región, contrario a la tendencia de crecimiento presentada en los años ochenta y noventa del siglo anterior (López-Calva y Lustig, 2011; Cornia, 2012; Sánchez-Ancochea, 2018; Gasparini, 2019). Sin embargo, Costa Rica experimentó esta reducción solo del año 2002 al 2005, para después aumentar y mantener el grado de desigualdad. De manera que pasa de registrar uno de los grados más bajos en la región a mostrar un nivel intermedio, similar al de Ecuador y por arriba de Perú y El Salvador (Trejos y Oviedo, 2012). El cambio en la desigualdad opuesto a la tendencia regional y la nueva posición intermedia en la región de Costa Rica lo convierten en un caso de interés para el análisis distributivo.

Este artículo¹aplica la perspectiva promovida por Piketty (2003) y Atkinson (2007) conocida como “top income shares”, o enfoque de altos ingresos, para analizar la desigualdad en Costa Rica. Dicho enfoque combina información de encuestas, datos tributarios y de Cuentas Nacionales (en adelante CN) para explorar la concentración de los centiles superiores (la parte más alta de una distribución y por lo tanto las personas de más altos ingresos) y conocer su impacto en la desigualdad medida por el coeficiente de Gini a base de encuestas. Específicamente, el artículo presenta una estimación de la apropiación sobre el ingreso del hogar por parte del 1 %, el 0,5% y el 0,1 % superior.

La contribución de este texto al análisis y discusión del caso de Costa Rica consiste en utilizar de manera directa datos tributarios en el análisis de la desigualdad, lo cual resulta novedoso para el caso de Costa Rica y de Centroamérica y lo que, a su vez, permite aproximarse a personas de altos ingresos, difíciles de registrar con encuestas. Esto significa producir indicadores distributivos, como las medidas de concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior, mencionadas anteriormente, y realizar una corrección del coeficiente de Gini a base de encuestas con los datos tributarios. De esta manera, su contribución resulta metodológica al combinar las tres fuentes de información mencionadas antes, las cuales no se utilizan frecuentemente de manera directa en el estudio sobre la desigualdad, en particular en el enfoque tradicional. Por una parte, esto implica superar la limitación de las encuestas al registrar a las personas de más altos ingresos. Por otra parte, permite incluir en el análisis actividades productivas que, difícilmente, podrían ser registradas por las encuestas tal y como se observan en las declaraciones de impuestos. Asimismo, se brinda un aporte al utilizar información tributaria, ya que se incorpora de manera directa el sistema tributario en el análisis distributivo.

Del 2010 al 2019, los resultados del análisis sugieren un aumento en la desigualdad medido por la concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior y un incremento del coeficiente de Gini a base de encuestas corregido con el porcentaje de concentración de estos centiles. De esta manera, la tendencia al aumento de la desigualdad medida con encuestas, observada en el siglo XXI, resulta mayor si se incorporan datos tributarios y, por lo tanto, a personas de altos ingresos. Por el nivel y por la tendencia en la concentración de los centiles superiores, es posible sugerir que Costa Rica continúa hacia un camino de mayor desigualdad.

Así las cosas, este artículo se encuentra organizado en seis apartados. El primero ubica el caso de Costa Rica en la historia de la desigualdad latinoamericana. El segundo presenta antecedentes del enfoque de altos ingresos y su aplicación en América Latina, haciendo énfasis en cuestiones metodológicas. El tercero describe los datos y la metodología empleada. El cuarto presenta los resultados de la aplicación del enfoque de altas rentas: el porcentaje de concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior y su impacto en la desigualdad medido por el coeficiente de Gini, así como una comparación internacional. El quinto expone una discusión sobre las implicaciones metodológicas y políticas de la estimación de los centiles superiores (el 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior). Finalmente, la sexta sección cierra el artículo con una síntesis de los principales hallazgos y sugiere líneas de investigación para mejorar la estimación de los más altos ingresos.

Contexto: Costa Rica en la historia de la desigualdad latinoamericana

Tratar de analizar los cambios distributivos a lo largo del tiempo resulta una tarea difícil debido a la escasa disponibilidad de información y a las diferencias metodológicas en la producción de los datos. Por lo tanto, cualquier análisis a largo plazo debe realizarse con cautela y con el apoyo de literatura sobre la desigualdad. Los datos que se presentan a continuación son elaborados por el Centro de Estudios Distributivos, Laborales y Sociales de Argentina, con la colaboración del Banco Mundial.

A finales de los años setenta y principios de los años ochenta, en América Latina se desarrolla una crisis económica producto del aumento del precio del petróleo, el crecimiento de las tasas de interés y la interrupción del crédito (Gaspatini y Lustig, 2011), lo que más tarde se denominó la crisis de la deuda. Estas condiciones económicas adversas son aprovechadas por los Gobiernos de la región para aplicar una serie de ajustes económicos, como liberalización de los mercados internos, privatización de empresas estatales y la reducción del Estado, lo cual posteriormente se conocería como modelo neoliberal.

En América Latina, durante la crisis y los ajustes económicos de principios de los años ochenta, se desarrolla un deterioro en la distribución del ingreso, a excepción de Colombia, Costa Rica, Honduras y Perú (Cornia, 2012). En el caso de Costa Rica, la disminución de la desigualdad se asocia con la reducción del premio de los trabajadores calificados y en una mejora en la distribución de las horas trabajadas, lo que se traduce en una menor brecha de ingresos entre los trabajadores con mayor y menor educación (Gindling y Trejos, 2004; Trejos y Oviedo, 2012).

Figura 1
Crecimiento promedio del coeficiente de Gini según el ingreso per cápita familiar para América Latina circa 1988-2000
Fuente: Elaboración propia a partir de datos del SEDLAC.

Como se observa en la Figura 1, el deterioro distributivo en América Latina continuó hasta finales de los años noventa, en este caso Chile y Paraguay son las excepciones. Si estos se excluyen, el crecimiento promedio de la desigualdad en la región ronda el 0,70 %. Muy por encima del promedio se encuentran Argentina y Bolivia con crecimientos superiores al 2 % y muy cerca se encuentran Costa Rica y Ecuador.

Para la región, el deterioro distributivo de los años ochenta y noventa se asocia con las crisis económicas y el deterioro del mercado laboral, como la dificultad para la creación de empleo y el aumento de la informalidad; se vincula con la aplicación de las políticas de ajuste económico sin una red de protección social, como la reducción del Estado, las privatizaciones, la apertura comercial, el avance tecnológico y el consecuente premio a los trabajadores calificados (Gasparini y Lustig, 2011; Cornia, 2012; Trejos y Oviedo, 2012; Gasparini, 2019).

En el caso de Costa Rica, como se observa en la Figura 1, la desigualdad aumenta para finales de los años noventa a un ritmo muy similar al promedio de la región. La mejora distributiva de los ochenta se sostiene hasta 1992. Los factores que explican el aumento de la desigualdad se asocian con el incremento del premio salarial de los trabajadores con mayor calificación, lo cual aumenta la brecha entre los trabajadores de más altos y bajos ingresos, y se asocia con el incremento de la dispersión de las horas trabajadas debido a un aumento de la proporción de hombres que trabajan más de una jornada completa y un crecimiento de la proporción de las mujeres que trabajan menos de una jornada completa (Gindling y Trejos, 2004; Trejos y Oviedo, 2012). Para finales de los años noventa, pese a este incremento en la desigualdad, Costa Rica mostraba un grado de desigualdad relativamente reducido en relación con el de los países de la región (Trejos y Oviedo, 2012).

Figura 2
Crecimiento promedio del coeficiente de Gini según el ingreso per cápita familiar para América Latina circa 2000-2018
Fuente: Elaboración propia a partir de datos del SEDLAC.

A partir de 2002, en un contexto de alto crecimiento económico con generación de empleo, solo interrumpido por la crisis de los años 2008 y 2009, la desigualdad en la región tendió a disminuir levemente, como se observa en la Figura 2. La disminución promedio del coeficiente de Gini para América Latina rondó el -0,77 %, muy cerca del promedio se encuentra la mayoría de los países, salvo El Salvador y Bolivia con promedios cercanos al 1 % y 2 %, respectivamente. En este caso, Costa Rica es la excepción a la tendencia regional, con un deterioro distributivo promedio anual de 0,30 %.

Para la región, las causas de la mejora distributiva de los años dos mil se vinculan con la reducción del efecto negativo provocado por el periodo de ajuste económico que implicó privatizaciones y la disminución del Estado, con un crecimiento económico sostenido, una reducción del premio de los trabajadores calificados vía mejor distribución de la educación y una mejora del salario de los trabajadores no calificados, junto con un fortalecimiento de las organizaciones de trabajadores y, por último, se asocia con la adopción de políticas redistributivas (Cornia, 2012; Gasparini y Lustig, 2011; López-Calva y Lustig, 2015; Sánchez-Ancochea, 2018; Gasparini, 2019).

Costa Rica experimentó una reducción de la disparidad solo del año 2002 al 2005, para después aumentar y mantener su grado. Este incremento se vincula con la magnitud del ingreso de los trabajadores calificados del sector público y privado, diferencias en las horas trabajadas y el tamaño de la empresa, con las ganancias de los empleadores y las rentas de capital (Trejos y Oviedo, 2012; Fernández, 2016).

En este breve repaso puede valorarse el cambio en la distribución del ingreso ocurrido en Costa Rica; mientras en los años ochenta y principios de los noventa se tendió a la reducción de la desigualdad, para finales de los noventa se mostró un deterioro distributivo que, sin embargo, no empeoró su nivel en comparación con el de los países de la región. Esto cambia para finales de los años dos mil, dado que la mayoría de los países mejoró la distribución del ingreso, pero en Costa Rica más bien aumentó la desigualdad.

Antecedentes: Enfoque de altos ingresos y su aplicación en América Latina

Las personas de más altos ingresos interesan al análisis distributivo planteado por Piketty (2003) y Atkinson (2007)² porque se sugiere que estas personas cuentan con la capacidad de acaparar los recursos de la sociedad, de incidir en las relaciones de poder y de influir en una escala más amplia que la nacional (Atkinson, 2007). Es decir, interesan por su impacto en la sociedad. Para explorar el porcentaje obtenido por esta población se utiliza información tributaria y de CN. La medida típica de desigualdad utilizada es la participación del 1 % superior en el ingreso del hogar. Las encuestas no se utilizan para este propósito por su limitación para registrar los recursos de quienes más concentran. Lo anterior se debe a que, al ser un grupo reducido de la población, las personas de más altos ingresos no suelen incorporarse a la muestra (truncamiento de la encuesta), o bien, al incorporarse, estos deciden subdeclarar por temor a experimentar la delincuencia o para evitar fiscalizaciones tributarias (Villatoro, 2015; Cortés y Vargas, 2017; Lustig, 2019).

Esta limitación de las encuestas implica un subregistro de ingresos y por lo tanto una subestimación de la medición de la desigualdad, típicamente aproximada con el coeficiente de Gini. Para resolver dicho obstáculo, este enfoque utiliza el porcentaje concentrado por el 1 % superior, y otros centiles superiores, a fin de incorporarlo a la desigualdad medida con el coeficiente de Gini a base de encuestas. De esta manera, se propone una reevaluación del cálculo de la desigualdad. La propuesta analítica consiste en combinar fuentes de información: 1) con el objetivo de medir el porcentaje apropiado por los centiles superiores se elabora una distribución de ingresos a base de datos administrativos de tipo tributario para relacionarla con un “ingreso de control” construido a partir de CN (Piketty, 2003) o sobre la base de datos tributarios declarados y no declarados (Piketty y Saenz, 2003); 2) luego se ajusta el coeficiente de Gini producido a base de encuestas con el porcentaje concentrado por los centiles correspondientes (Atkinson, 2007).

La relación establecida en el punto 1 ocurre por medio de una fracción. Los datos tributarios se ubican en el numerador y el ingreso de control en el denominador. La información tributaria puede obtenerse a partir de microdatos o de tabulaciones de las declaraciones de impuestos de los contribuyentes. Si existen microdatos, la distribución se divide en 99 partes para obtener el ingreso del 1 % superior, en cambio, de contar con información tabulada se realiza el método de interpolación de Pareto para aproximar dicha renta, lo que implica calcular una “población de control”. El uso de las CN también cuenta con dos posibilidades para su elaboración: 1) trabajar con cuentas del sector hogares o 2) utilizar el ingreso nacional o el Producto Interno Bruto (en adelante PIB) a precios de mercado para adicionar y sustraer cuentas de manera que puedan aproximarse los recursos del hogar (Atkinson, 2007).

La perspectiva de altos ingresos ha tenido su correlato en algunos países de América Latina con un punto de partida similar. Székely y Hilgert (1999) investigan la desigualdad a base de encuestas para 18 países de América Latina y encuentran que los hogares ubicados en la parte alta de la distribución perciben recursos similares a los de profesionales de alta calificación. Por lo anterior, argumentan que este instrumento estadístico subregistra a las personas de más altos ingresos. La aplicación de este enfoque en la región parte de esta limitación de las encuestas y del interés de registrar los recursos de esta población, al igual que los países del norte global. La mayoría de esas investigaciones guardan una perspectiva de corto plazo, dada la disponibilidad de datos, a excepción de los trabajos de Alvaredo (2010) para uno de los estudios sobre Argentina y Atria et al. (2018) para el caso de Chile, que cuentan con series más extensas.

En América Latina la evasión fiscal es considerada una problemática, dado su grado y su poca supervisión (Comisión Económica para América Latina y el Caribe, 2017). La perspectiva de altos ingresos sortea esta dificultad contemplando rentas con y sin ajuste por ingresos no declarados, lo que implica producir un ingreso de los percentiles superiores con datos declarados y no declarados. Este es el caso de los trabajos para Chile que incluyen cálculos con ajuste (López et al., 2013; Fairfield y Jorratt De Luis, 2015; Atria et al., 2018) y para uno de los casos sobre Argentina (Alvaredo, 2010). Otro aspecto de los datos tributarios es su forma. Las declaraciones de impuestos se presentan en forma de tabulación, por lo que los países de la región utilizan la interpolación de Pareto para encontrar los percentiles superiores, excepto el trabajo sobre Uruguay (Burdín et al., 2014), que cuenta con microdatos, y los trabajos sobre Colombia (Alvaredo y Londoño, 2013) y uno sobre Chile (López et al., 2013), que combinan el uso de esta forma de los datos.

En América Latina, la producción del ingreso de control a partir de la información de CN ha utilizado la estrategia de sustracción o adición de rubros al ingreso nacional a precios de mercado o, cuando este no se encuentra disponible, al PIB. Así, a la cuenta correspondiente se le restan rubros relacionados con el Gobierno, los empresarios y las asociaciones sin fines de lucro, como los impuestos o la depreciación del capital, por citar dos ejemplos, para dar con un ingreso similar al de los hogares. El ingreso de control para los países de la región guarda similitudes proporcionales, pues representa entre un 60 % y 65 % del PIB para los casos de Colombia (Alvaredo y Londoño, 2013), Uruguay (Burdín et al., 2014), Argentina (Alvaredo, 2010) y Ecuador (Rossignolo et al., 2016).

La aplicación de la metodología promovida por Piketty (2003) y Atkinson (2007) en América Latina tiene un mismo punto de partida que los estudios generados en Europa y Estados Unidos: el interés por registrar los altos ingresos, los cuales son difíciles de examinar con encuestas. Como se ha mencionado, dada la situación tributaria latinoamericana, con un grado importante de evasión fiscal, resulta de interés producir cifras con ajuste por no declarantes. Esto resulta relevante para el caso de la región latinoamericana porque, para construir el ingreso de control, se utilizan datos de CN, los cuales suponen la contabilización de datos declarados y no declarados, pues con frecuencia se utiliza para aproximar la evasión fiscal (Fonseca y Muñoz, 2015; Fairfield y Jorratt de Luis, 2015; Ueda y Pecho, 2018), como se mencionará más adelante en la sección metodológica para el caso de Costa Rica. En la sección sobre comparación internacional se retoman los resultados de los estudios latinoamericanos y se comparan con los del caso de Costa Rica.

Metodología: Altas rentas, ingreso de control y ajuste del coeficiente de Gini

Para la estimación de la concentración de los altos ingresos, se utilizan ingresos anuales y brutos (antes del pago de impuestos y cualquier otra deducción), y el periodo de análisis comprende los años entre el 2010 y el 2019. La distribución con datos administrativos de tipo tributario se construye con microdatos e incluye solo rentas en el umbral del pago de impuestos; el ingreso de control se produce con cuentas del sector de los hogares elaboradas por el Sistema de Cuentas Nacionales del Banco Central de Costa Rica (BCCR). Los datos de las encuestas se toman de información elaborada por el Instituto Nacional de Estadística y Censos de Costa Rica (INEC). Los tres tipos de ingresos guardan correspondencia en definición y en unidad. A continuación, se describen los datos utilizados.

La información tributaria contempla ingresos salariales y por pensión provenientes del Sistema Centralizado de Recaudación (SICERE) de la Caja Costarricense del Seguro Social (en adelante CCSS); ingresos por pensión registrados por el Fondo de Jubilaciones y Pensiones del Poder Judicial (en adelante FJPPJ); pensiones brindadas por el Ministerio de Hacienda de Costa Rica, las cuales corresponden al régimen especial con cargo al Presupuesto Nacional; y pensiones administradas por la Junta de Pensiones del Magisterio Nacional (en adelante JUPEMA). Esta información cubre todos los ingresos gravables de los asalariados y pensionados en Costa Rica.

Asimismo, los datos tributarios incluyen las rentas declaradas por las personas físicas con actividad lucrativa en la Declaración Jurada del Impuesto sobre la Renta realizada por medio del formulario D-101 y de acuerdo con la Ley sobre el Impuesto de Renta 7092. Esta declaración registra la actividad económica de las personas físicas (típicamente trabajadores independientes que contratan o no personal), pero no incluyen rentas de capital, como dividendos, participaciones y rendimientos porque la ley no obliga a declararlas en un formulario,³ pese a que se cobran impuestos sobre estos ingresos. Como sugiere Lustig (2019), la imposibilidad de contar con algunos tipos de ingreso importantes para las personas de más altas rentas es una limitación de la legislación tributaria explicada por el concepto de renta imponible tipificada o, como en el caso de Costa Rica, por la omisión parcial o total en la declaración de algunos tipos de recursos.

El ingreso de control contiene recursos de los hogares gravables y no gravables, así como formales e informales. Las cuentas de los hogares utilizadas del Sistema de Cuentas Nacionales son las siguientes: la cuenta de “sueldos y salarios” con la que se registran todos los ingresos de los trabajadores en relación de dependencia (asalariados), incluidos los recursos en especie; la cuenta de “prestaciones sociales”, la cual incluye las remuneraciones de los sistemas de pensiones del país; y la cuenta de “ingreso mixto”, que representa la renta de los trabajadores independientes, la cual es equivalente a lo declarado por las personas físicas con actividad lucrativa en la D-101.

Los datos de encuestas provienen de la Encuesta Nacional de Hogares (ENAHO) elaborada por el INEC. Los ingresos utilizados son anuales, brutos y corresponden a las remuneraciones de los trabajadores asalariados, los trabajadores independientes, las pensiones, también corresponden al ingreso de las personas de 20 años o más. Esta información se utiliza para comparar el porcentaje de concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % elaborado a base de encuestas con el producido con datos tributarios y para calcular un coeficiente de Gini que será ajustado por el nivel de concentración de los centiles superiores construidos con datos tributarios.

Con la información tributaria se construye una distribución que es ajustada por no declarantes, lo que implica contar con una estimación piso y techo de los percentiles superiores, marcada por los datos sin y con ajuste, respectivamente. Este ajuste es relevante porque el ingreso de control se construye a partir de las CN y estas son utilizadas por la literatura sobre temas tributarios bajo el supuesto de que registran el ingreso declarado y no declarado de la población (Fonseca y Muñoz, 2015; Fairfield y Jorratt De Luis, 2015; Ueda y Pecho, 2018). De esta manera, la literatura sobre esta temática compara los ingresos de encuestas y los de CN y supone que la diferencia a favor de las CN (monto mayor) se debe a la no declaración de ingresos por parte de los contribuyentes. A partir del ajuste de las encuestas con base en las CN, se construye un ingreso imponible y una recaudación potencial que se compara con lo efectivamente recaudado por la autoridad tributaria; la diferencia entre la recaudación potencial (producida a partir de las CN) y la recaudación efectiva da lugar a una cifra de evasión, elusión y mora fiscal para el caso de Costa Rica (Fonseca y Muñoz, 2015; Ueda y Pecho, 2018).

Los coeficientes utilizados para ajustar los datos tributarios corresponden con los elaborados por el INEC, lo cual guarda relación con los coeficientes utilizados para estudios que estiman ingresos no declarados en el caso de Costa Rica (ver Fonseca y Muñoz, 2015 y Ueda y Pecho, 2018). De esta manera, el ingreso declarado en la D-101 por las personas físicas con actividad lucrativa se multiplica por 1,45 (resultado de dividir los coeficientes para trabajadores independientes agrícolas y no agrícolas), la remuneración salarial por 1,45 (resultado de dividir el coeficiente entre trabajadores asalariados agrícolas y no agrícolas) y las pensiones se ajustan por 1,5 (INEC, 2018; INEC, 2019).

La Figura 3 presenta la distribución de datos tributarios y la Tabla 1 contiene el ingreso de control.

Figura 3
Composición de ingresos tributarios circa 2010-2019
Nota. En porcentajes. Fuente: Elaboración propia con datos del Ministerio de Hacienda, CCSS, FJPPJ y JUPEMA.

Como se observa en la Figura 3, la distribución de ingresos tributarios abarca dos grandes fuentes: los salarios y la renta declarada en la D-101 por las personas físicas con actividad lucrativa, las cuales se aproximan al 90 % del total. El peso de la declaración de renta es el más importante y mantiene una tendencia al alza. Muy cerca se encuentran los salarios, pero con una tendencia a perder participación en el total. El restante 10 % corresponde a la fuente de pensiones, la cual se mantiene siempre próxima a dicho monto.

El ingreso de control promedia un porcentaje cercano al 63 % del ingreso de los hogares y a un 54 % del PIB. Las cuentas de los hogares que no se contemplan corresponden a las denominadas “rentas de propiedad”, o rentas de capital, las cuales representan ingresos por rendimientos, dividendos y participaciones; la cuenta “contribuciones sociales de los empleadores”, que refiere a los aportes patronales sobre el salario a la seguridad social; la cuenta de “contribuciones sociales netas”, la cual corresponde a los aportes patronales sobre la pensión a la seguridad social; y la cuenta de “otras transferencias corrientes”, que contiene indemnizaciones y otras diversas transferencias públicas y privadas, como las percibidas por las personas de menores recursos. El peso como porcentaje del PIB es menor que el correspondiente a los trabajos para Argentina, Colombia, Uruguay y Ecuador, en los cuales el peso ronda entre el 60 y 65 por ciento del PIB. Parte de esto se explica por la imposibilidad de contar con rentas de capital.

El ajuste del coeficiente de Gini se calcula a partir de la ecuación sugerida por Atkinson (2007) y probada por Alvaredo (2011):

(i) G = (1 – S) G* + S

Donde G es el Gini ajustado, S es el porcentaje acumulado por el centil de interés, en este caso corresponde al porcentaje acumulado por el 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior elaborado con datos tributarios, y G* es el coeficiente de Gini construido con datos de encuestas y sin contemplar los centiles superiores correspondientes. En el caso de este texto sería un coeficiente de Gini con el 99 %, 99,5 % y 99,9 % de la distribución de ingresos de encuestas.

Resultados: Dinámica de los altos ingresos y sus consecuencias en la desigualdad

La Figura 4 presenta la evolución del ingreso promedio del 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior con datos ajustados, sin ajustar y con datos de encuestas. También presenta la evolución de los percentiles 99, 99,5 y 99,9 para los datos ajustados, sin ajustar y de encuestas, lo cual indica el límite de ingreso necesario para que una persona sea de altos ingresos (cualquier valor por encima de dichos percentiles es un ingreso alto). Como se observa en dicha figura, la renta promedio sin ajustar y ajustada son las más elevadas. Los datos sin ajustar para el 1 % superior rondan los 700 000 y 800 000 dólares, mientras que los ajustados superan el millón de dólares. Conforme se avanza hacia los centiles más altos aumenta el ingreso, por ejemplo, se puede observar que el 0,1 % superior con datos tributarios tiene rentas promedio entre uno y cuatro millones de dólares, lo cual sugiere que un grupo reducido de individuos concentra los ingresos de mayor magnitud.

Los datos de encuestas se encuentran muy por debajo de las cifras tributarias. El ingreso promedio del 1 % superior está entre los 80 000 y los 90 000 dólares y el 0,1 % superior se aproxima a los 200 000 dólares. Los datos de encuestas son entre 10 y 15 veces más pequeños que los tributarios. Esto significa que las encuestas no logran capturar el ingreso de las personas de mayores recursos. También se puede constatar que la tendencia de crecimiento es más pronunciada en los datos tributarios que en las encuestas, lo cual podría indicar una mayor concentración de la renta con los datos tributarios que con la información de encuestas.

En la Figura 5 se puede observar que los percentiles de los datos tributarios con y sin ajuste son mayores a los de las encuestas. Esto indica que, con datos tributarios, para ser una persona de altos ingresos se requiere un monto superior a 500 000 dólares, mientras que en las encuestas se requiere un ingreso mayor a 50 000 dólares, el cual es 10 veces menor. Asimismo, se percibe que los centiles con datos tributarios tienden a disminuir, mientras que la disminución en las encuestas es tan leve que parece constante. Esto indica que, con datos tributarios, las personas de mayores ingresos tienen una clara tendencia a aumentar en cantidad, en cambio, con las encuestas el aumento de las personas de mayores rentas es muy leve.

Figura 4
Evolución del ingreso promedio del 1 %, 0,5 % y 0,1 % con datos tributarios con y sin ajuste y datos de encuestas
Fuente: Elaboración propia con datos del INEC, Ministerio de Hacienda, BCCR, CCSS, FJPPJ y JUPEMA.

Figura 5
Evolución de percentiles del 1 %, 0,5 % y 0,1 % con datos tributarios con y sin ajuste y datos de encuestas
Fuente: Elaboración propia con datos del INEC, Ministerio de Hacienda, BCCR, CCSS, FJPPJ y JUPEMA.

En la Figura 6 se observa el porcentaje de concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior sobre el ingreso del hogar, con datos ajustados, sin ajustar y con datos de encuestas. Sin embargo, el contraste debe centrarse entre los datos ajustados y las encuestas. Puede recordarse el supuesto de que las CN registran adecuadamente el ingreso de la sociedad (contempla ingresos declarados y no declarados), por lo que cualquier información externa que desea relacionarse con esta debe ser ajustada por no declarantes.

Figura 6
Evolución de la concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior con datos tributarios y de encuestas, circa 2010-2019
Nota. En porcentajes. Fuente: Elaboración propia con datos del INEC, Ministerio de Hacienda, BCCR, CCSS, FJPPJ y JUPEMA.

La diferencia entre los datos ajustados y sin ajustar para el 1 % promedian los 3,6 puntos porcentuales (en adelante p.p.), para el 0,5 % promedia 2,6 p.p. y para el 0,1 % promedia 1,2 p.p. a favor de los datos ajustados. De manera que el 1 % promedia un valor de 11,58 %, mientras el 1 % sin ajustar promedia un 8 %; el 0,5 % ajustado promedia 8,47 %, mientras el 0,5 % sin ajustar promedia un 5,84 %; por último, el 0,1 % ajustado promedia 3,91 %, en cambio, el respectivo sin ajustar promedia un 2,69 %. La diferencia de concentración entre el piso y el techo es considerable, y es menor conforme aumenta la desagregación.

Asimismo, con datos ajustados y sin ajustar se observa un aumento de la desigualdad medida por los centiles superiores. Los datos sin ajustar son superiores a los de encuestas con las medidas del 0,5 % y 0,1 %, con la medida del 1 % sin ajustar la superioridad de las encuestas inicia a partir del año 2014. Después de ese año los datos sin ajustar son siempre mayores a los de las encuestas. Aunque debe observarse que la tendencia e incluso la magnitud de concentración de los datos sin ajustar tiende a ser mayor conforme pasan los años, lo cual implica que los datos sin ajustar muestran mayor desigualdad que los de encuestas. A continuación, el análisis basado en los datos ajustados.

Del 2010 al 2019, los porcentajes de apropiación de las personas de mayo-res ingresos crecen del 9,76 % al 13,26 % para el 1 %, del 7 % al 10 % para el 0,5 % y del 3 % al 5,24 % para el 0,1 %. Esto significa un aumento de la desigualdad medida por los centiles superiores del 1 %, 0,5 % y 0,1 %. La diferencia entre los porcentajes del año 2019 y 2010 indica que el mayor crecimiento lo registra el 1 % con 3,47 p.p., seguido del 0,5 % con un 2,93 p.p. y por último el 0,1 % con un 2,18 p.p.

El nivel de concentración de las personas de mayores ingresos, elaborado de acuerdo con datos tributarios, mantiene una diferencia importante en cuanto magnitud y tendencia con sus similares construidos con encuestas. El 1 % superior con datos tributarios mantiene una distancia con su similar de encuestas que va aumentando con los años, la cual cierra el año 2019 con una diferencia cercana a los 5 p.p. De igual manera, el 0,5 % mantiene una distancia importante con respecto a su similar de encuestas en torno a 4,70 puntos. El 0,1 % presenta la menor diferencia, cerca de 3,43 puntos. Destaca la diferencia en la tendencia entre cada serie de datos. Mientras los porcentajes con datos tributarios aumentan la concentración, los datos de encuestas mantienen una tendencia menos uniforme en la cual, incluso, muestran descensos en los años 2014 y 2015. Esto sugiere que los datos tributarios muestran una mayor desigualdad que los datos de encuestas (esto también se cumple para los datos sin ajustar, como se observa en la Figura 6 los datos tributarios tienen una tendencia marcada al aumento).

Las personas de más altos ingresos situados en los percentiles superiores corresponden en un 97,66 % a personas físicas con actividad lucrativa. Ningún pensionado se ubica sobre dichos percentiles y una porción mínima de asalariados alcanza a llegar. Por lo anterior es posible sugerir que la composición de la renta de las personas físicas con actividad lucrativa coincide con la del 1 %, el 0,5 % y el 0,1 %. En promedio, el 95,29 % de estas rentas se componen de los rubros “servicios” y “honorarios”, el restante 4,71 % consiste en “ventas”, “comisiones” y “otros ingresos”.⁴ El nivel de ingreso declarado por parte de las personas físicas con actividad lucrativa, el cual en promedio es superior a los 500 000 dólares y a los 4 millones de dólares, permite considerar si empresas individuales se están registrando como personas físicas en lugar de hacerlo como personas jurídicas. Lo anterior se tratará más adelante, en el apartado de discusión.

La Figura 7 presenta el efecto de la concentración de los centiles superiores sobre la desigualdad medida por el coeficiente de Gini a base de encuestas. El comportamiento de los coeficientes es irregular, con alzas y bajas, pero las líneas de tendencia marcan un claro incremento de la desigualdad para todos los casos. Asimismo, se puede observar que las personas de más altos ingresos ubicadas en el 1 %, 0,5 % y 0,1 % aumentan el grado de la desigualdad medido con encuestas. La diferencia entre el Gini de encuestas y los ajustados aumenta a lo largo del tiempo de 1 p.p. a cerca de 4 p.p. para el año 2019; es decir, la desigualdad con datos tributarios podría ser hasta 4 puntos mayor a la calculada por medio de encuestas.⁵

La tendencia de largo plazo de los coeficientes también muestra diferencias: si bien ambos indicadores tienden a crecer, los coeficientes de Gini ajustados tienen una curva mucho más empinada que la del Gini de encuestas, lo cual sugiere un incremento de mayor ritmo en el indicador ajustado. Si se calcula el crecimiento anual promedio de los coeficientes,⁶ se encuentra que el Gini de encuestas crece a un ritmo de 0,14 % anual, mientras los coeficientes ajustados con el 1 %, el 0,5 % y el 0,1 % lo hacen a un ritmo de 0,56 %, 0,47 % y 0,35 %, respectivamente. Por tanto, las personas de más altos ingresos incrementan el nivel de la desigualdad y su ritmo de crecimiento.

Figura 7
Evolución del coeficiente de Gini con datos de encuestas y ajustado por el 1%, el 0,5% y el 0,1%, circa 2010-2019
Fuente: Elaboración propia con datos del INEC, Ministerio de Hacienda, BCCR, CCSS, FJPPJ y JUPEMA.

Costa Rica en perspectiva comparada: Altos ingresos en América Latina

Las comparaciones internacionales tienen dificultades por las diferencias metodológicas y porque los años analizados por cada estudio muchas veces no coinciden entre sí. Para esta comparación, el caso de Costa Rica suma otra limitante: a diferencia del resto de países, en este caso no se cuenta con rentas de capital. Sin embargo, al tratarse del mismo enfoque analítico es posible realizar una comparación cuidadosa. En la Figura 8 se observa la concentración del 1 % superior para los países de América Latina que cuentan con estimaciones.

Figura 8
Evolución de la concentración del 1 % superior en países de América Latina, 2000-2019
Nota. En porcentajes. Fuente: elaboración propia con datos del INEC, Min. Hacienda, BCCR, CCSS, FJPPJ y JUPEMA; Alvaredo y Londoño, 2013; López, Figueroa y Gutiérrez, 2013; Burdín, Esponda, y Vigorito, 2014; Fairfield y Jorratt De Luis, 2015; Rossignolo, Oliva y Villacreses, 2016; Jiménez y Rossignolo, 2019.

Los niveles de concentración del 1 % más altos se encuentran en México, Brasil, Colombia y Chile, con valores entre el 20 % y el 30 %. Puede observarse en la figura que, de estos países, México, Brasil y Colombia tienen una tendencia de crecimiento, lo cual implica un aumento de la desigualdad medida por el 1 % (otro trabajo con una metodología diferente también sitúa a Brasil como uno de los países con mayor concentración (Morgan, 2017)). Los de menor apropiación son Argentina, Costa Rica y Uruguay, con porcentajes entre el 10 % y el 14 %. En el caso de Argentina es posible encontrar una disminución en el porcentaje de apropiación, para luego mantenerse constante. Esta es la tendencia a la baja más marcada. Un poco más arriba de estos países se encuentra Ecuador, con un porcentaje cercano al 15 %. En el caso de Costa Rica, podría sugerirse que, dada su historia de baja desigualdad, todavía la concentración en los centiles superiores no alcanza los niveles de los países más desiguales de la región. Aun así, se puede sugerir que sigue la misma tendencia al aumento de la inequidad que los países con mayor concentración.

Finalmente, en América Latina, al incorporar al coeficiente de Gini medido con encuestas el porcentaje de concentración del 1 % superior es posible constatar que la leve caída de la desigualdad registrada durante los años dos mil resulta menor (Gómez y Rossignolo, 2015). Al respecto, Pérez Sáinz (2020) sugiere que, aunado a la limitación de las encuestas por registrar a las élites, esto pone en cuestión si durante el periodo el poder de los de “arriba” realmente ha mermado. En su lugar, el caso de Costa Rica muestra que el aumento de la desigualdad medido con encuestas es mayor si se incorpora el 1 % de mayores recursos a base de datos tributarios. De esta manera, a nivel regional, Costa Rica sigue mostrando incrementos en la desigualdad.

Discusión: Implicaciones de medición y de política

Las encuestas de hogares tienen dificultades para acercarse a los más altos ingresos, como se ha visto, para el caso de Costa Rica las diferencias entre los ingresos tributarios y de encuestas alcanzan una distancia de entre 10 y 15 veces. Esto implica un subregistro de la desigualdad. Cuando se realiza un ajuste con el porcentaje de mayores ingresos al coeficiente de Gini medido a base de encuestas es posible constatar mayores niveles de inequidad. También existen contrastes entre las medidas del 1 %, 05 % y 0,1 % superior, de manera que la desigualdad es mayor con los datos tributarios que con las encuestas. Asimismo, además del cambio en el grado, se observa un cambio en la tendencia de la disparidad cuando se utiliza la fuente tributaria. Lo que implica que el ritmo de crecimiento de la desigualdad también es mayor con esta última fuente (esto ocurre con los datos ajustados y sin ajustar).

La literatura sobre la desigualdad en Costa Rica a base de encuestas ha asociado las fuentes y el crecimiento de la desigualdad con aspectos del mercado laboral, como los niveles salariales de los trabajadores calificados, las horas trabajadas y las características educativas de las personas (Trejos y Oviedo, 2012; Fernández, 2016), por mencionar tres ejemplos. La distribución de los hogares medida a base de encuestas se encuentra compuesta entre un 60 % y un 65 % por ingresos del trabajo (INEC, 2018; INEC, 2019), lo cual, sumado a la limitación de las encuestas para capturar los más altos ingresos, puede explicar la relevancia de asociar la desigualdad con las características de los asalariados. La implementación del enfoque analítico aquí presentado permite complementar las explicaciones anteriores al sumar fuentes tributarias y los recursos de quienes más concentran ingresos. Al realizar esta incorporación es posible asociar al aumento de la desigualdad el nivel de concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % que, dado su nivel de ingreso, es posible considerar que realizan actividades productivas de gran escala y que, incluso, podrían ser mayoritariamente empresas individuales.

Como se ha dicho, por su nivel de ingresos, el cual en promedio oscila entre los 500 000 dólares y los 3 o 4 millones de dólares anuales, se presume que las personas físicas con actividad lucrativa podrían ser en realidad empresas individuales que utilizan la figura jurídica de persona física. Es posible cuestionar que una sola persona, que un solo trabajador independiente, pueda generar ese volumen de ingresos. ¿La legislación tributaria facilitaría que una empresa individual se registre como persona física en lugar de inscribirse como una jurídica?

En la Tabla 2 se enumera una serie de incentivos que la legislación tributaria costarricense podría facilitar a las empresas para que se registren como personas físicas en lugar de inscribirse como personas jurídicas.

La categoría jurídica de persona física con actividad lucrativa es pensada para agrupar en la legislación tributaria a los trabajadores independientes, típicamente profesionales liberales. En este sentido, existen ciertas facilidades en el régimen de tributación para este tipo de persona, por ejemplo, tener el domicilio fiscal en su vivienda (artículo 16 del Código de Normas y Procedimientos Tributarios), permitir gastos deducibles sin comprobantes de hasta un 25 % de sus ingresos y créditos fiscales, que corresponden a deducciones en el pago de impuestos por la cantidad de hijos y cónyuge de la persona declarante (Tabla 2). En cambio, las personas jurídicas carecen de este tipo de facilidades.

Las características anteriores pueden ser útiles para declarantes con ingresos bajos o medios, pero si el foco se pone en los más altos ingresos deben considerarse otras características. En este sentido, se considera que el principal incentivo para que una empresa se registre como persona física y no como persona jurídica es el diferencial de la tasa máxima del pago de impuestos. Si se observa la Tabla 2, es posible constatar que la tasa máxima de las personas jurídicas corresponde con un 30 %, mientras el máximo de las personas físicas corresponde con un 25 %. Este diferencial de 5 puntos sobre las tasas máximas resulta atractivo para cualquier empresa de altos ingresos.

Un segundo incentivo para adoptar una figura jurídica u otra consiste en la diferencia de la estructura de las personas físicas y de las personas jurídicas en cuanto al pago de impuestos. Las personas jurídicas pagan impuestos como empresas y luego como accionistas. Es decir, la empresa paga impuesto de renta y luego los accionistas deben pagar un impuesto sobre las utilidades distribuidas de alrededor del 15 %, esto es lo que se conoce en la legislación como impuesto a la renta disponible. En cambio, las personas físicas al carecer de una estructura con accionistas no deben cancelar impuesto sobre la renta disponible. Esta excepción también resulta atractiva para empresas de altos ingresos.

Para la desigualdad de ingresos, este tipo de incentivos, en particular estos dos últimos, significan que la regulación fiscal del país facilita la acumulación y la concentración de altos ingresos en un grupo reducido de personas. Al menos dos soluciones de política fiscal podrían eliminar estos incentivos: 1) subir la tasa máxima de impuestos de las personas físicas con actividad lucrativa a un 30 %, para que se equipare al de las personas jurídicas, o 2) elaborar una escala adicional de ingresos con una tasa máxima del 30 % para las personas físicas de más altas rentas, de manera tal que no se afecte a todo el grupo de declarantes.

Conclusiones

La desigualdad medida para el 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior aumenta en el periodo en estudio, la cual pasa del 9,76 % al 13,26 %, del 7 % al 10 % y del 3 % al 5,24 %, respectivamente. La incorporación de datos tributarios, y por lo tanto de personas de altos ingresos, en el coeficiente de Gini medido con encuestas incrementa el nivel de la desigualdad hasta en 4 puntos y profundiza significativamente su tendencia al aumento. De esta manera, el crecimiento de la desigualdad en Costa Rica durante el inicio del siglo XXI, que se ha documentado mediante la combinación de fuentes, es mayor que el registrado con encuestas. Por la evidencia presentada en este texto es posible sugerir que Costa Rica continúa su tránsito hacia el ensanchamiento de las brechas de ingreso.

El análisis de las declaraciones de impuestos presentado en este texto permite vincular la fuente y el crecimiento de la desigualdad con personas que, dado sus niveles de ingresos, realizan actividades productivas de gran escala. Cerca del 98 % de las personas ubicadas en el 1 % superior son personas físicas con actividad lucrativa, con lo cual los hallazgos cuestionan que el aumento de la desigualdad se deba a características del mercado laboral, tal como frecuenta argumentar la investigación tradicional a base de encuestas. Incluso, se puede plantear como hipótesis que las personas de más altos ingresos están constituidas por empresas individuales. La legislación tributaria puede facilitar esta cuestión, como se explica en el apartado anterior. Por tanto, esta regulación puede tener un papel en la generación de la desigualdad, al propiciar el enriquecimiento de un grupo pequeño de personas.

Finalmente, este artículo sugiere otras líneas de investigación alrededor de este tema. Uno de los retos analíticos más apremiantes consiste en incluir las rentas de capital a la estimación de los altos ingresos. Esto plantea la cuestión de cuánto podría aumentar la concentración del 1 %, 0,5 % y 0,1 % superior al incluir este tipo de ingreso. Por la reforma fiscal del 2018, que da lugar a la Ley Fortalecimiento de las Finanzas Públicas número 9635 a partir del año 2020, esta inclusión es posible pero no está exenta de dificultades, dado el tipo de declaración de las rentas de capital (declaración mensual, la cual puede ocurrir un año y el siguiente no –esto depende del “hecho generador”–, a diferencia de la declaración anual de las personas físicas con actividad lucrativa).

Asimismo, dada la historia de baja desigualdad que Costa Rica ha ido perdiendo, resulta de interés analizar los altos ingresos del 3 %, del 5 % y hasta el 10 % superior con datos tributarios para conocer si la concentración es mayor conforme se avanza en la exploración de la parte alta de la distribución. Otro elemento por explorar es el cambio que puede ocurrir en la magnitud de apropiación de los centiles superiores si se cambian los coeficientes de ajuste. En este texto se utilizaron los calculados por el INEC, los cuales son conservadores. Sin embargo, podría ser interesante estimar coeficientes propios para analizar cambios en la magnitud de la concentración.

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Notas

Información adicional

Acerca de la persona autora: Lorenzo Ramírez Cardoza. Costarricense. Investigador independiente. Máster en Comunicación y Desarrollo por la Universidad de Costa Rica. Bachiller en Economía por la Universidad Nacional de Costa Rica.

Información adicional

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