Hacienda Pública Española / Revista de Economía Pública, 188-(1/2009): 9-30 © 2009, Instituto de Estudios Fiscales

Rendimiento educativo y efectos a medio plazo sobre el Presupuesto* INÉS P. MURILLO Universidad de Extremadura FRANCISCO PEDRAJA Universidad de Extremadura Recibido: Enero, 2008 Aceptado: Diciembre, 2008 Resumen Entre las distintas ventajas que ofrece para la economía de un país el tener una población más educa­ da, el presente trabajo se centra en analizar los mayores ingresos fiscales que el sector público puede obtener de las mayores rentas derivadas de una mejor formación académica. De modo más específico contrastamos, para el caso de España, si los pagos impositivos marginales que el sector público espe­ ra recibir de los contribuyentes con un nivel educativo adicional son más que proporcionales al gasto educativo marginal efectuado sobre ellos. Para ello, siguiendo a Psacharopoulos (1981) ampliamos su análisis calculando tasas de rentabilidad pública del gasto en educación. Los resultados indican que el sector público obtiene una elevada rentabilidad en todos y cada uno de los niveles educativos, inclu­ yendo el post-obligatorio. Palabras clave: Gasto en educación, carga fiscal, tasa interna de rentabilidad. Clasificación JEL: I2, H3, H5.

1. Introducción La intervención del sector público en educación puede justificarse, desde un enfoque normativo, por razones tanto de equidad como de eficiencia. Desde el punto de vista de la equidad, el gasto público en educación tiene como principal objetivo garantizar la igualdad

∗ Agradecemos los valiosos comentarios recibidos de los profesores J. L. Raymond y J. L. Roig, así como la ines­ timable ayuda recibida del profesor J. Pérez en el tratamiento de las bases de datos empleados. Agradecemos tam­ bién la financiación recibida del Ministerio de Educación y Ciencia a través del proyecto SEJ2004-08051/ECON. El presente artículo fue publicado como Documento de Trabajo n.º 357/07 de Funcas.

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de acceso al sistema educativo con independencia de la renta familiar del alumno, especial­ mente en el caso de la educación universitaria. Sin embargo, los numerosos estudios realiza­ dos sobre los efectos redistributivos del gasto en educación no parecen confirmar el logro de dicho fin. En el ámbito de la economía española, existe una amplia evidencia empírica que muestra reiteradamente que la demanda de educación superior depende en último extremo del estatus socioeconómico familiar –véanse, por ejemplo, Cea y Mora (1992), Jiménez et al. (1994), Mora (1996), Calero (1998), Aldas y Uriel (1999), Albert (2000) o Rahona (2006)–. Por lo que respecta a la eficiencia, la mejora del capital humano de un país supone claros beneficios económicos. En este último sentido, una de las ventajas económicas más importantes que la sociedad obtiene de una población más educada es el aumento de la pro­ ductividad del trabajo derivado de una mano de obra cualificada. En línea con lo anterior, una mayor productividad se traduce en un mejor salario y éste en una mayor recaudación fis­ cal por lo que el gasto en educación podría resultar además rentable para el Estado si se tie­ nen en cuenta sus efectos en el Presupuesto en un período suficientemente amplio. A pesar del indudable interés de esta cuestión, y aunque son numerosos los autores que han indagado en los beneficios individuales derivados de un mayor nivel de estudios, cuan­ tificando tasas de rentabilidad privadas de la educación1, el estudio de la rentabilidad de la educación desde una perspectiva social ha acaparado una menor atención entre los econo­ mistas. Para el caso de España, cabe destacar el trabajo de De la Fuente et al. (2003), quie­ nes calculan la tasa de rentabilidad social asociada a un año adicional de escolaridad para el caso de un individuo con nivel educativo promedio. Centrando el interés de nuestro estudio en el análisis de los efectos a medio plazo del gasto educativo sobre el Presupuesto, resulta interesante extender al ámbito del sector públi­ co la propuesta de Psacharopoulos (1981), que calcula los rendimientos privados de la edu­ cación mediante tasas internas de rentabilidad (TIR). En este sentido, en el presente estudio desarrollamos dicha metodología definiendo la TIR asociada a la financiación de un nivel educativo adicional como el tipo de interés que iguala la corriente de gastos marginales aso­ ciados a un mayor nivel de estudios con los beneficios marginales que el Estado espera ob­ tener de ese nivel educativo más elevado. Los gastos estarían integrados tanto por el coste directo (instalaciones, profesorado, becas, etc.) como por los impuestos dejados de percibir mientras los individuos continúan su formación académica en lugar de incorporarse al mer­ cado laboral; los ingresos asociados a una población activa más cualificada, por su parte, comprenderían tanto los de tipo fiscal, consecuencia del aumento de recaudación, como los derivados de los menores gastos sociales –debido a unas prestaciones por desempleo más re­ ducidas–. En definitiva, en este estudio, aplicado al caso de España, analizamos cómo varían los pagos impositivos de los contribuyentes en función de su nivel de estudios, prestando espe­ cial atención al caso de la educación universitaria. El objetivo es comprobar si los mayores pagos impositivos que el sector público espera recibir de los contribuyentes con educación superior son más que proporcionales al gasto educativo efectuado sobre ellos, en cuyo caso se podría afirmar que el gasto en educación universitaria es una inversión rentable, también

Rendimiento educativo y efectos a medio plazo sobre el Presupuesto

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para el sector público. Otro trabajo en esta misma línea es el de Barceinas et al. (2000). Al igual que en nuestro caso, estos autores calculan tasas de rentabilidad social para cada uno de los niveles educativos siguiendo a Psacharopoulos (1981), partiendo para ello de estima­ ciones detalladas de cada una de las funciones que definen la TIR. La principal aportación de nuestro estudio respecto al de Barceinas et al. (2000) reside, además de en una importan­ te actualización de las distintas bases de datos empleadas, en una consideración pormenori­ zada de la legislación fiscal, que nos permite calcular los pagos por impuestos (y por consi­ guiente las TIRs) de una manera más afinada. En una situación de crisis económica como la actual, teniendo en cuenta las limitacio­ nes al incremento del gasto público como consecuencia, entre otras razones, de la dificultad de obtención de ingresos públicos de tipo fiscal, parece oportuno analizar hasta qué punto puede considerarse la educación post-obligatoria como una inversión rentable por sus efec­ tos sobre el Presupuesto y ello al margen del efecto que el gasto educativo tiene en la mejo­ ra de la productividad de la economía española, muy alejada de la existente en los principa­ les países europeos. El resto del estudio se estructura de la siguiente manera. En la sección segunda se ana­ lizan las diferencias recaudatorias por impuestos (directos e indirectos) entre contribuyentes que presentan distintos niveles de estudio. En la imposición directa, el análisis se centra en el gravamen de las rentas del trabajo y del capital; las primeras se estiman mediante ecua­ ciones de salarios y se ponderan por la probabilidad de ocupación, asignándose, en caso de desempleo, el subsidio correspondiente. A continuación, se estiman los pagos vitalicios es­ perados por el Impuesto sobre la Renta de las Personas Físicas (IRPF). En cuanto a la impo­ sición indirecta, a partir de los perfiles de consumo vitalicio propios de cada nivel de estu­ dios, se calculan los pagos esperados por el impuesto general sobre el consumo (IVA) y los especiales armonizados con la Unión Europea (IIEE). Con el fin de comparar ingresos y gas­ tos educativos, en la sección tercera se calcula el gasto promedio individual del sector públi­ co en función de la formación académica. Con todo lo anterior se obtienen las tasas internas de rentabilidad de la inversión en los distintos niveles educativos. Cerramos el trabajo con el habitual apartado de conclusiones.

2. Imposición y nivel educativo En la presente sección se efectúa un análisis acerca de cómo varían los pagos impositi­ vos en función del nivel de estudios de los contribuyentes. Los niveles educativos conside­ rados son: analfabetos y primaria, secundaria, formación profesional, y educación superior. Las fuentes y metodología empleadas se comentan a continuación. En lo referente a la imposición directa el análisis se centra en el gravamen de las rentas del trabajo y del capital por familias. Para estimar las primeras, se emplea la Encuesta de Es­ tructura Salarial de 2002 (EES-02). Aunque esta encuesta presenta una cobertura limitada (pues no incluye a los trabajadores de pequeñas empresas ni a los funcionarios públicos)

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INÉS P. MURILLO Y FRANCISCO PEDRAJA

contiene una valiosa información que permite estimar ecuaciones mincerianas de salarios –Mincer (1974)–, necesarias para calcular los ingresos del ciclo vital de cada trabajador en función de su nivel de estudios. Dadas las diferencias en tasas de desempleo por niveles edu­ cativos que existen en España, las anteriores estimaciones se ponderan por la probabilidad de estar ocupado. Dichas probabilidades se estiman mediante modelos probit a partir de los microdatos de la Encuesta de Población Activa referidos al 4º trimestre de 2002 (EPA-4/02). En definitiva, las rentas del trabajo del ciclo vital de cada individuo se calculan multiplican­ do sus ingresos salariales esperados por la probabilidad de ocupación, asignándose, en caso de desempleo, el subsidio correspondiente. Estos cálculos se extienden desde el inicio de la vida laboral (que suponemos comienza a los 18, 21 ó 25 años según se trate de individuos con estudios básicos o medios, de formación profesional o superiores, respectivamente) hasta la edad de 65 años, a partir de la que se asigna una pensión de jubilación que alcanza un 75% de la base reguladora correspondiente2 (calculada como el salario promedio de los últimos 15 años de vida activa). Esta será su renta del trabajo a gravar hasta la edad de fa­ llecimiento (que suponemos a los 83 años). Por lo que respecta a las rentas del capital, se aproximan empleando la información fa­ cilitada por el Ministerio de Economía y Hacienda acerca de las declaraciones por el IRPF y el Impuesto sobre el Patrimonio en 20023. El procedimiento empleado consiste en asociar los niveles de rendimientos del trabajo estimados según la metodología descrita en el párra­ fo anterior con las rentas del capital que corresponden a niveles de rentas del trabajo decla­ radas de igual cuantía. Partiendo de los cálculos anteriores respecto a rentas del trabajo y del capital, se esti­ man, para cada año, las liquidaciones esperadas por concepto de IRPF, cuantificando final­ mente los pagos vitalicios por dicho impuesto. La unidad de análisis es la familia, compues­ ta en cada caso por dos adultos con un nivel similar de estudios. El cálculo de los pagos por imposición indirecta, se basa en los datos de la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares 2002 (ECPF-02), utilizando también como unidad de análisis los hogares4. Para calcular los niveles de gasto vitalicio a gravar para cada nivel de estudios se ha diferenciado, según este mismo criterio, la composición de la cesta de consu­ mo. La razón es que los componentes de dicha cesta representan un porcentaje de gasto res­ pecto al consumo total distinto en unas familias y otras: así por ejemplo, la partida de ali­ mentos básicos supone un mayor porcentaje de gasto en el caso de familias con estudios primarios que en el caso de familias con estudios superiores, mientras que para la partida de cultura y enseñanza ocurre lo contrario. Utilizando esta información se estima una ecuación de consumo siguiendo la propuesta de Gehz y Becker (1974), definiendo los perfiles de consumo vitalicio representativos de las familias según su nivel de estudios y calculando a partir de ellos las liquidaciones anuales y los pagos vitalicios esperados por IVA e IIEE. El pago final por impuestos será la suma de los pagos por imposición directa e indirecta.

Rendimiento educativo y efectos a medio plazo sobre el Presupuesto

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2.1. Imposición directa Los resultados obtenidos tras estimar las ecuaciones de salarios que determinan el au­ mento en la recaudación por impuestos directos asociado a un mayor nivel de estudios se muestran en la tabla 1. En dichas estimaciones, la muestra está constituida por hombres y mujeres que trabajan a jornada completa y que presentan unas condiciones estándar en cuan­ to a salarios mínimo y máximo por hora, salario mínimo percibido y horas de trabajo anua­ les5. El número de observaciones disponibles alcanza las 188.900. En cuanto a la aproxima­ ción econométrica utilizada, la ecuación de salarios estimada es una ecuación minceriana clásica donde la variable dependiente recoge el logaritmo del salario hora y las variables in­ dependientes se refieren a la escolaridad y a la experiencia del trabajador, incluyendo ade­ más una variable ficticia referida al sexo. La variable escolaridad se ha construido conside­ rando el número de años necesarios para completar la titulación académica declarada por cada trabajador. Por su parte, al no disponer la base de datos considerada de una variable que mida la experiencia, se ha supuesto que ésta coincide con el número de años transcurridos desde la finalización de la etapa académica, calculándose como: edad-6-escolaridad, aproxi­ mación ampliamente utilizada en la literatura internacional. Finalmente, el método de esti­ mación empleado ha sido Mínimos Cuadrados Ordinarios, considerando estimaciones sepa­ radas para cada nivel educativo al suponer que los rendimientos asociados a la escolaridad y la experiencia difieren para cada uno de ellos –Oliver et al. (1999)–. Los resultados de la tabla 1 arrojan unos rendimientos de la escolaridad y la experiencia en línea con los obtenidos por otros autores para el caso de la economía española –Raymond y Roig (2006) y Pastor et al. (2007)–. La tabla 2 recoge los resultados correspondientes a las estimaciones de la probabilidad de ocupación por nivel educativo. En este caso, tras considerar una selección muestral aná­ loga a la utilizada en las estimaciones de la tabla 1 y referida a la población activa, el núme­ ro de observaciones disponibles asciende aproximadamente a 75.800. Cabe mencionar que se ha considerado la posibilidad de que el nivel educativo influya significativamente no sólo en la probabilidad de ocupación sino también en la probabilidad de formar parte de la pobla­ ción activa –siguiendo a De la Fuente et al. (2003)–. En este sentido, se ha estimado un mo­ delo de Heckman para contrastar el posible sesgo de selección. El no rechazo de la hipóte­ sis nula indica que es posible estimar el probit de ocupación considerando como grupo de referencia la población activa. Por último, hay que indicar que tanto en las ecuaciones de salarios como en los probits de empleo se ha incluido una dummy referida al sexo del individuo, dadas las notables dife­ rencias en el mercado de trabajo español en salarios y tasas de desempleo entre hombres y mujeres con un mismo nivel educativo. Con el propósito de definir correctamente los ingresos esperados de los individuos según las estimaciones anteriores, se han calculado también los pagos esperados en situación de des­ empleo. En concreto, se ha considerado una tasa de cobertura de la prestación de desempleo

0,0214 (29,08) 0,0288 (53,92) 0,0356 (47,47) 0,0530 (62,27)

0,0771 (1,80)

0,1456 (92,02)

0,0857 (42,17)

0,0886 (56,75)

8,4566 (33,00)

7,4980 (422,57)

8,0041 (287,64)

7,9750 (290,71)

Analfabetos y primaria

Secundaria

Formación Profesional

Superior

–0,0007 (–34,81)

–0,0003 (–20,58)

–0,0002 (–25,60)

–0,0001 (–13,34)

Experiencia2

0,2478 (53,29)

0,2750 (65,47)

0,2492 (81,63)

0,3000 (77,36)

Dummy sexo (hombre=1)

0,334

0,366

0,290

0,218

R2

0,4345

0,3518

0,3760

0,3621

S.E.

4.584,6

4.579,0

7.436,8

3.356,4

F

0,0903 (8,72)

0,0882 (5,58)

0,0571 (5,65)

–0,6822 (–5,93)

–0,6900 (–3,21)

–0,6130 (–3,55)

Secundaria

Formación Profesional

Superior

(*) Entre paréntesis: estadísticos z.

0,1200 (14,03)

–0,7838 (–10,17)

Escolaridad

Analfabetos y primaria

Constante

0,0964 (20,63)

0,0480 (8,76)

0,0429 (14,39)

0,0369 (9,62)

Experiencia

–0,0015 (–11,71)

–0,0008 (–5,56)

–0,0005 (–7,81)

–0,0003 (–4,55)

Experiencia2

0,2588 (8,34)

0,4916 (15,71)

0,5502 (29,78)

0,4636 (19,15)

Dummy sexo (hombre=1)

–4.337,2

–4.049,0

–11.611,4

–6.905,7

Log verosimilitud

1.529

1.417

4.226

2.551

Obs. con Dep=0

13.314

9.960

27.140

15.637

Obs. con Dep=1

Tabla 2 PROBITS DE EMPLEO POR NIVEL DE ESTUDIOS (VARIABLE DEPENDIENTE: DUMMY EMPLEO)*

(*) Entre paréntesis: estadísticos t.

Experiencia

Escolaridad

Constante

14.843

11.377

31.366

18.188

N

36.478

31.618

72.752

48.055

N

Tabla 1

ECUACIONES DE SALARIOS POR NIVEL DE ESTUDIOS. VARIABLE DEPENDIENTE: LOG (SALARIO BRUTO HORA)*

14 INÉS P. MURILLO Y FRANCISCO PEDRAJA

Rendimiento educativo y efectos a medio plazo sobre el Presupuesto

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del 59,9%, siguiendo la información recogida en el Anuario de Estadísticas Laborales (2002) –AEL/02–. Además, como no todos los desempleados cobran un subsidio, bien sea porque agotaron el plazo legal de percepción o porque no generaron su derecho al cobro, los pagos anteriores se han multiplicado por 0,65, la tasa de reemplazo reflejada en el AEL/02. Final­ mente, estas prestaciones por desempleo se han ajustado de forma que ningún individuo in­ grese por este concepto menos del mínimo o más del máximo correspondientes a 2002. La figura 1 muestra los perfiles de salarios antes de la jubilación derivados de las esti­ maciones anteriores6. En concreto, los ingresos anuales que integran las rentas del trabajo vi­ talicias de cada contribuyente se calculan como: wes = wees * p(ocup)s + wues * (1–p(ocup)s)

(1)

donde: wes: es el salario esperado por los individuos con nivel de estudios “s”. wees: es el salario percibido por los individuos con un nivel de estudios “s”, si éstos están empleados. p(ocup)s: es la probabilidad de empleo del colectivo de individuos con estudios “s”. wues: es la prestación de desempleo esperada por parte de los individuos con nivel de estudios “s”, caso de que éstos estén desocupados. Las tablas 1 y 2 y la figura 1 muestran que, como cabía esperar, a mayor nivel educativo, mayor salario y mayor probabilidad de empleo. Este resultado se produce tanto en los hombres como en las mujeres. Estas últimas, en promedio, presentan unos salarios y una probabilidad de empleo menores que las correspondientes a hombres con idéntica formación académica.

Figura 1A. Perfiles de ingresos esperados distinguiendo por nivel de estudio. Mujeres

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Figura 1B. Perfiles de ingresos esperados distinguiendo por nivel de estudio. Hombres

Por lo que respecta a las rentas del capital se aproximan de acuerdo a los datos de recau­ dación por impuestos directos del Ministerio de Economía y Hacienda correspondientes al año 2002. En cada caso, se han asociado los niveles salariales comentados en párrafos ante­ riores con las rentas del capital que, según la información disponible, se corresponden con rentas del trabajo declaradas de igual cuantía. La figura 2 del Anexo muestra cómo varían dichos rendimientos del capital en función del nivel de renta del contribuyente. Finalmente, la tabla 3 muestra los pagos por IRPF que resultan de los ingresos vitalicios por rentas del trabajo y del capital, suponiendo que se opta por presentar declaraciones indi­ viduales (al ser ésta la opción más favorable para las familias)7. Para la liquidación por IRPF se han establecido algunos supuestos simplificadores sobre la unidad contribuyente, en con­ creto: cada familia está integrada por dos adultos (con similar nivel de estudios) y dos hijos, nacidos cuando el cabeza de familia cumple 31 y 34 años respectivamente8; compra vivien­ da habitual a los 35 años del sustentador principal, contrayendo para ello un préstamo hipo­ tecario que representa un tercio de los ingresos totales del hogar durante 20 años9. Sobre dicho préstamo se calcula la correspondiente deducción por vivienda10.

Tabla 3

PAGOS POR DECLARACIONES INDIVIDUALES IRPF (EUROS DE 2002)

UNIDAD DE ANÁLISIS: FAMILIA

Analfabetos y primaria Secundaria FP Superior

Renta familiar

Base liquidable

Cuota líquida

1.677.822 2.107.397 2.475.829 4.186.364

735.141 1.200.108 1.612.111 3.377.490

125.547 226.261 328.037 886.483

Tipo medio 7,48% 10,73% 13,25% 21,17%

Rendimiento educativo y efectos a medio plazo sobre el Presupuesto

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En la tabla 3 se aprecia que, como cabía esperar dado el carácter progresivo del impuesto, los pagos por IRPF crecen más que proporcionalmente con el nivel de renta del contribuyente.

2.2. Imposición indirecta Como se ha indicado con anterioridad, los cálculos correspondientes a los pagos por IVA e IIEE parten de la estimación de una ecuación de consumo con base a la información de la ECPF-02. El número de observaciones disponibles, tras eliminar en la selección muestral aquellos casos que presentan ingresos o gastos anuales atípicos11, asciende a 6.400 familias. En la estimación de la ecuación de consumo el modelo teórico de referencia es el de Gehz y Becker (1974), con las siguientes particularidades. Dado que la información utiliza­ da corresponde a datos de sección cruzada, es posible que algunas de las observaciones de la muestra reflejen un comportamiento transitorio (del ingreso y, en consecuencia, del gasto) que es necesario corregir para obtener unas estimaciones que se ajusten al comportamiento regular de los hogares. Relacionado con lo anterior, como segunda cautela, es posible que la variable ingreso sea endógena. Analíticamente, se pueden expresar estos inconvenientes del siguiente modo. La ecuación que se pretende estimar es: gmt = α + β1imth + β2e + β3e2 + ε

(2)

donde gmt es el gasto monetario total o consumo de la familia, imth es el ingreso monetario total del hogar, e es la edad del cabeza de familia y ε es el término de error. El ingreso observado comprende un componente permanente y otro transitorio: imth = imp + η

(3)

donde imp se refiere a la parte permanente del ingreso total. Sustituyendo la ecuación (3) en la ecuación (2) se tiene: gmt = α + β1imth + β2e + β3e2 + ε = α + β1imp + β2e + β3e2 + µ

(4)

donde µ = ε + β1η. De la ecuación (4) se deduce que el término de error está correlacionado con una de las variables independientes, lo que implica que los parámetros estimados por MCO son incon­ sistentes. Con el objetivo de verificar los problemas de endogeneidad en el ingreso y de co­ rrelación entre el término de error y el componente permanente del ingreso, se ha aplicado el test de Hausman, obteniendo como resultado un rechazo de la hipótesis nula. En conse­ cuencia, y con el propósito de obtener una estimación consistente de los parámetros de la ecuación de consumo, se han empleado variables instrumentales, utilizando como instru­ mentos los distintos niveles educativos.

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Por último, antes de presentar los resultados correspondientes a la estimación de la ecua­ ción de consumo, cabe destacar que las características de la muestra empleada aconsejan la especificación de las variables gasto e ingreso en logaritmos ya que una aproximación en ni­ veles no se ajusta a las observaciones, por lo que la expresión finalmente estimada ha sido: log(gmt) = α + β1 log(imp) + β2e + β3e2

(5)

aproximándose el ingreso permanente como: imp = δ0 + δ1secundaria + δ2fp + δ3superior + δ4e + δ5e2

(6)

Los resultados obtenidos se muestran en la tabla 412. Tabla 4 ECUACIÓN DE CONSUMO. VARIABLE DEPENDIENTE: LOG(gmt). INSTRUMENTOS: c e e2 analfprim secundaria fp superior Variable c Log(imth) e e2 R2 Error Estándar Regr. F N

Coeficiente

Estadísticos t

0,3322 0,9436 0,0104 –8,3exp–0,5

1,31 33,11 2,99 –2,48 0,423 0,446 886,6 6221

Para calcular los pagos por imposición indirecta que se muestran en las tablas 6 y 7 (las cua­ les se basan en la composición de la cesta de consumo que recoge la tabla 5) se han tenido en cuenta las siguientes particularidades. En el caso del IVA, los precios de consumo disponibles en la base de datos empleada incluyen el pago impositivo realizado por lo que los tipos estable­ cidos legalmente (te, tipos “base excluida”) no resultan apropiados. Es necesario, por tanto, gra­ var el gasto con los tipos correspondientes a una base que incluya al propio impuesto (tipos “base incluida”: ti). La relación entre unos tipos y otros se recoge en la siguiente expresión13: ti 8

te 1 ' te

(7)

Por lo que respecta a los IIEE, siguiendo la normativa comunitaria la base del IVA in­ cluye al impuesto especial por lo que el gasto a gravar debe calcularse como: g8

g iva 1 ' te

(8)

donde giva es el gasto que incluye el IVA (el disponible en la base de datos) y g es el gasto sin incluir dicho impuesto, que es el que debe grabarse con los IIEE. Adicionalmente, el hecho de que los IIEE graven unidades físicas y no monetarias hace que los tipos empleados en nuestro caso difieran de los legalmente establecidos14.

5,74

FP

Superior

0,92

1,47

1,83

1,53

Tabaco

8,00

7,88

8,51

7,57

Vestido y calzado

4,34 4,67 6,17

33,20

33,49

4,18

Menaje

31,40

36,79

Vivienda

1,24

1,13

1,30

1,25

1,06

1,01

1,02

0,80

Medicina Farmacia

11,66

12,79

11,46

9,69

Ttes. y comunic.

Recaudación Tipo medio

Secundaria 100.415 4,76%

Analf. y prim. 70.351 4,19% 111.957 4,52%

FP

148.803

3,55%

Superior

Tabla 6

PAGOS POR IVA SEGÚN COMPOSICIÓN CESTA CONSUMO*

0,55

0,57

0,58

0,65

Alcohol

Analfabetos y primaria Secundaria FP Superior

IIEE (Tabaco) 6.294 10.416 9.278 7.684

IIEE (Alcohol) 990 1.223 1.332 1.701

7.284 11.639 10.610 9.385

Total IIEE

0,43% 0,55% 0,42% 0,22%

Tipo medio

Tabla 7 PAGOS POR IIEE SEGÚN COMPOSICIÓN CESTA CONSUMO

* Se ha aplicado el tipo superreducido de IVA a las partidas de gasto en Alimentos básicos, Farmacia y Libros; el tipo reducido a las partidas de gasto en Resto de alimentos, Vivienda, Medicina, Cultura (salvo libros) y Otros consumos, y el tipo normal al resto de partidas.

6,63

8,17

8,52

7,55

7,42

Secundaria

10,58

9,25

Resto alim.

Analfabetos y primaria

Alim. básicos

Tabla 5 COMPOSICIÓN DE LA CESTA DE CONSUMO

1,65

1,59

1,34

0,83

Libros

16,15

14,61

13,63

10,28

6,74

7,29

6,72

6,6

Cultura Otros (salvo libros) consum.

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Volviendo a los resultados, en las tablas 6 y 7 puede observarse que, en este caso, la re­ caudación fiscal crece con el nivel de renta familiar pero menos que proporcionalmente, dado el carácter “proporcional” de los impuestos indirectos. Derivado de lo anterior, y como puede comprobarse en la tabla 8, la carga fiscal asociada a los impuestos sobre el consumo es relativamente menor en el caso de familias con estudios superiores que en el resto, justa­ mente lo contrario que ocurría en el impuesto sobre la renta. Tabla 8 INGRESOS Y PAGOS VITALICIOS POR FAMILIAS (EUROS DE 2002) Hasta primaria

Secundaria

FP

1.677.822 125.547 77.635 203.182 7,48% 4,63% 12,11%

2.107.397 226.261 112.054 338.315 10,73% 5,32% 16,05%

2.475.829 328.037 122.567 450.604 13,25% 4,95% 18,20%

Total salarios brutos Total impuestos directos Total impuestos indirectos Total ingresos fiscales Carga fiscal por impuestos directos Carga fiscal por impuestos indirectos Carga fiscal total impuestos

Superior 4.186.364 886.483 158.188 1.044.671 21,17% 3,78% 24,95%

3. Gasto público y rentabilidad social de la educación El propósito de la presente sección es calcular las tasas internas de rentabilidad que se derivan de la decisión del gobierno de financiar un nivel de educación adicional, empleando para ello el método propuesto por Psacharoroulos (1981). Tomando como referente el paso de un nivel educativo medio a un nivel educativo superior, las componentes relevantes a la hora de calcular el rendimiento público de dicha inversión serían las corrientes de gastos e ingresos. Los gastos estarán integrados tanto por el directo consecuencia de un mayor núme­ ro de años de escolaridad como por los impuestos que el Estado deja de percibir mientras el individuo continúa su formación académica en lugar de incorporarse al mercado laboral. Los ingresos serán consecuencia de la mayor recaudación fiscal asociada a unos niveles de renta y consumo superiores que una mejor dotación de capital humano permite obtener. La TIR que iguala ambos componentes indicaría la rentabilidad que el Estado obtiene de la inver­ sión en educación que ha financiado. En concreto: c

T

t 81

t 8 c '1

e e e ' C sup ) t (1 ' r) t 8 ∑ (Tsup – Tsec ) t (1 ' r) −1 ∑ (Tsec

(9)

donde: Tesec: son los ingresos esperados asociados a un nivel de estudios medios (secundaria). Csup: son los gastos directos asociados a un nivel de estudios superior (instalaciones, pro­ fesorado, etc…). c: es el número de años necesario para completar un nivel de estudios superior. r: es la tasa interna de rentabilidad.

Tesup: son los ingresos esperados asociados a un nivel de estudios superior.

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Rendimiento educativo y efectos a medio plazo sobre el Presupuesto

Para calcular las cifras de gasto público en educación (tabla 9) se ha utilizado la Esta­ dística del Gasto en Educación 2002 (EGE-02) publicada por el Ministerio de Educación y Ciencia. El gasto final correspondiente a cada nivel educativo se ha estimado considerando el número en años promedio necesarios para concluirla15. Con el fin de expresar el gasto en términos per cápita, se ha empleado asimismo la información recogida en el Anuario Esta­ dístico de España (2002) acerca del número de alumnos matriculados en cada nivel de es­ tudios16. Tabla 9 GASTO PÚBLICO EN EDUCACIÓN. CIFRAS TOTALES POR INDIVIDUO Y CICLO COMPLETO Cifras con base a datos de 2002 (en euros) Gasto primaria e infantil, excluidas becas Gasto secundaria y FP, excluidas becas Gasto superior, excluidas becas Becas niveles no universitarios Becas nivel universitario Gasto total secundaria y FP, incluida beca Gasto total universitario, incluida beca

15.990 39.674 56.640 454 1.452 40.129 58.092

En la tabla 10, de acuerdo con la información recogida en las tablas anteriores (tablas 1 a 9) se ofrecen las tasas internas de rentabilidad que el sector público obtiene de su gasto en educación17. Tabla 10

TASAS INTERNAS DE RENTABILIDAD OBTENIDAS POR EL SECTOR

PÚBLICO CUANDO INVIERTE EN EDUCACIÓN

TIR Secundaria y FP Vs. Primaria Superior Vs. Primaria Superior Vs. Secundaria y FP

7,2% 9,4% 9,8%

Los resultados sugieren que, para la selección muestral considerada, el Estado obtiene una elevada rentabilidad invirtiendo en una mayor dotación de capital humano de sus ciuda­ danos. Esta conclusión es válida tanto para la educación obligatoria como para la educación universitaria; dicho de otra manera, los mayores impuestos y el menor gasto en prestaciones sociales de los contribuyentes con educación superior exceden el gasto público educativo efectuado sobre ellos.

4. Conclusiones Son múltiples las ventajas que la sociedad obtiene de una población más educada, inclu­ so si nos ceñimos al ámbito económico. El presente trabajo se centra en cuantificar los ma­

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yores ingresos fiscales que el sector público puede obtener de una mano de obra mejor for­ mada, cuyas rentas más elevadas son consecuencia de una mayor productividad derivada de su mejor formación académica. De modo más específico tratamos de contrastar, para el caso de España, si los pagos impositivos marginales que el sector público espera recibir de los contribuyentes con un nivel educativo adicional son más que proporcionales al gasto educa­ tivo marginal efectuado sobre ellos. La obtención de resultados a favor de dicho supuesto su­ giere que el gasto en educación es una inversión rentable, también desde un punto de vista económico, para el Estado. El análisis efectuado presenta algunas limitaciones. Los resultados se circunscriben a un colectivo de trabajadores específico, que excluye a los funcionarios públicos y a los asalaria­ dos de pequeñas empresas. Asimismo, los cálculos efectuados se basan en ecuaciones que no permiten incluir ciertos aspectos que pueden afectar a los rendimientos educativos, como su­ cede por ejemplo con los fenómenos de sobrecualificación que se observan en el mercado de trabajo español y que afectan particularmente al colectivo de trabajadores más educados. Tampoco se contempla el impacto de la ocupación o el tipo de empresa sobre la productivi­ dad. Adicionalmente, la complejidad derivada de una consideración pormenorizada de la le­ gislación fiscal vigente a la hora de calcular los pagos impositivos nos ha obligado a estable­ cer algunos supuestos simplificadores acerca de las unidades contribuyentes con la consiguiente pérdida de precisión (así sucede, por ejemplo, con el supuesto de independencia entre tamaño familiar y nivel educativo). A pesar de todas las limitaciones apuntadas, los resultados obtenidos indican que, para la muestra considerada, los niveles de recaudación fiscal que obtiene el sector público crecen más que proporcionalmente con el nivel de estudios de los contribuyentes, obteniendo una elevada rentabilidad en todos y cada uno de los niveles educativos, incluyendo el post-obligatorio. En concreto, la tasa de rentabilidad que el sector público obtiene por la financiación de un nivel educativo superior es del 9,8% si se compara con educación secundaria y del 9,4% si se com­ para con educación primaria. A pesar de las discrepancias en cuanto a las bases de datos utili­ zadas y de la distinta referencia temporal, estos resultados son similares a los obtenidos por Barceinas et al. (2000), y están también en línea con los obtenidos por De la Fuente et al. (2003), quienes coinciden en señalar que el gasto en educación universitaria resulta rentable para el sector público en España. De la Croix y Vandenberghe (2004) y Ciccone et al. (2006) alcanzan conclusiones similares para los casos de Bélgica e Italia, respectivamente. Con todas las cautelas anteriormente mencionadas, nuestros resultados indican que la consideración del desembolso público en educación como gasto consuntivo debería matizar­ se, toda vez que el gobierno rentabiliza el dinero invertido en forma de unos mayores ingre­ sos fiscales. Asimismo consideramos de interés interpretar nuestros resultados a la luz de las conclu­ siones obtenidas por estudios realizados recientemente en el ámbito de la OCDE, referidas a la situación del sistema educativo español –OECD (2006), OCDE (2008)–. Dichos estudios sitúan la rentabilidad privada de la educación en nuestro país por debajo de la del resto de

Rendimiento educativo y efectos a medio plazo sobre el Presupuesto

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países de su entorno y señalan que, aun a pesar del intenso aumento del gasto público y pri­ vado por estudiante que se ha llevado a cabo en España en los últimos años, los niveles de inversión educativa se sitúan por debajo del promedio, habiendo incluso disminuido el por­ centaje del PIB destinado al gasto público en esta materia. Este recorte de la inversión en educación podría minar seriamente las posibilidades de crecimiento a largo plazo de la eco­ nomía española, que tiene el reto de acortar los notables diferenciales de productividad que la separan de la media europea, sobre todo si tenemos en cuenta que la dotación de capital humano constituye un factor clave en una economía cada vez más basada en el conocimien­ to –Mas et al. (2007)–.

Notas 1.

Para el caso concreto de España, una revisión de los mismos puede verse en Oliver et al. (1999) o más recien­ temente, en Pastor et al. (2007).

2.

Este porcentaje es el valor medio entre el mínimo y el máximo aplicables en función del número de años co­ tizados a la Seguridad Social (50 y 100%, respectivamente).

3.

Véase Ministerio de Economía y Hacienda (2005).

4.

Para poder emplear la ECPF-02 en el presente estudio ha sido necesario elaborar expresamente, a partir de las encuestas trimestrales, la encuesta anualizada. La razón es la siguiente. El nivel de desagregación de la varia­ ble “Estudios terminados” en la ECPF longitudinal es menos detallado del que precisamos en nuestro trabajo, no diferenciando por ejemplo los estudios de Formación Profesional. Por su parte, las ECPF trimestrales, que sí desagregan en detalle la variable “Estudios terminados”, cuentan con un inconveniente que las inhabilita para nuestros objetivos: la presentación de la variable “Ingresos del hogar” de forma discreta, debido a la falta de respuesta de muchos hogares respecto a esta información. Estos inconvenientes hicieron que inicialmente considerásemos el uso de la Encuesta de Presupuestos Familiares de 1990; no obstante, el desfase temporal entre dicha encuesta y el resto de bases de datos utilizadas en el presente estudio nos obligó a elaborar, par­ tiendo de las ECPF trimestrales de 2002 y las primeras y últimas ECPF trimestrales de 2001 y 2003, la ECPF­ 02 anualizada que finalmente se emplea en nuestras estimaciones.

5.

Concretamente, se han eliminado de la muestra aquellos trabajadores que ingresan menos de 1,5 o más de 200 euros por hora, que trabajan menos de 1.000 horas al año o cuyo salario no alcanza el salario mínimo anual.

6.

En el Anexo puede consultarse la comparación de perfiles de salarios con y sin corrección por probabilidad de empleo. Como cabe esperar, las discrepancias entre unos y otros son mayores para las mujeres y para los tra­ bajadores con menor nivel de estudios; colectivos donde las tasas de desempleo son más elevadas.

7.

En el Anexo puede consultarse la legislación aplicada en el cálculo de los pagos por imposición directa.

8.

Siguiendo el Censo de Población 2001 (Instituto Nacional de Estadística –INE–) y los Indicadores Demográ­ ficos Básicos (INE), se han considerado familias biparentales con dos hijos porque, a pesar de los importan­ tes cambios en modelos de familia acontecidos en las últimas décadas, ésta es la modalidad familiar más común en España. Asimismo se ha considerado que el primer hijo nace a los 31 años del cabeza de familia por ser esta una edad próxima a la edad media de maternidad por primer hijo (entre 29 y 30 años), según la En­ cuesta de Fecundidad (INE) relativa a 2002.

9.

Las anteriores hipótesis se basan en Montalvo (2003 y 2006).

10. A tal efecto se aplica un porcentaje del 15% sobre la base de deducción, respetando el límite legalmente esta­ blecido: según el artículo 69-1-1º a, de la Ley de I.R.P.F., la base de deducción no puede ser mayor que 9.015,18 euros, tanto en las declaraciones individuales como en las conjuntas.

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11. En concreto, se han eliminado las familias con unos ingresos superiores a los 80.000 euros y unos gastos su­ periores a los 100.000 euros. 12. Una aproximación alternativa a esta ecuación consiste en estimar el logaritmo del gasto con base al logaritmo del ingreso y a los niveles educativos, bajo el supuesto de que el propio consumo observado puede conside­ rarse como una buena proxy del ingreso permanente. Los resultados obtenidos con esta opción y con la pre­ sentada en el texto principal (variables instrumentales) son muy similares, reforzando la robustez de los mis­ mos. 13. Los tipos que resultan son: 13,793% para el tipo normal, 6,542% para el tipo reducido y 3,846% para el tipo superreducido. 14. Siguiendo a Albi et al. (2000) aplicamos un 54% en el caso del tabaco y un 20% en el caso del alcohol. 15. Por ejemplo, para un individuo con estudios superiores se ha multiplicado por seis el gasto anual de la esta­ dística de 2002 para un individuo de primaria, por seis y medio el correspondiente a un individuo de secunda­ ria y por cuatro y medio el correspondiente a un individuo universitario. La cifra final es la suma de las ante­ riores. 16. Cabe señalar que la EGE-02 no diferencia entre individuos con estudios medios e individuos con estudios de formación profesional, dado que no es posible separar el gasto asignado a cada caso al compartir ambas titu­ laciones instalaciones y profesorado. En consecuencia, hemos calculado las TIRs agrupando dichos niveles educativos. 17. En el cuadro 10 se muestran las TIRs obtenidas sin considerar los pagos por becas en la corriente de gastos. Si se consideran dichos pagos las tasas que se obtienen son de un 7,9% para Secundaria y FP vs. Primaria; un 9,5% para Superior Vs. Primaria, y un 9,4% para Superior Vs. Secundaria y FP.

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Abstract The present paper analyzes one of the advantages that a country can derive from people with higher educational levels, i.e. higher tax revenues resulting from the higher earnings from higher school at­ tainment. More specifically, we test whether the marginal revenue obtained by the public sector from taxpayers holding an additional educational level is higher than the marginal public expenditure on them. To accomplish this aim, we extend Psacharopoulos (1981) analysis and calculate internal rates of return for public expenditure in schooling. Our results suggest that taxpayers with an additional ed­ ucational level, including those attaining post-compulsory educational levels, are profitable for the public sector. Key words: Education expenditure, tax burden, internal rate of return.

JEL classification: I2, H3, H5.

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ANEXOS

Figura A.1. Salarios MCO y salarios corregidos por probabilidad de empleo (euros 2002)

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Figura A.2. Rentas del capital en función de la renta total (euros 2002)

Tabla A.1

MÍNIMO PERSONAL Y FAMILIAR Y REDUCCIONES POR TRABAJO, POR HIJO

Y POR EDAD (EUROS)

Mínimo personal Mínimo familiar Primer hijo Segundo hijo Reducciones por rendimientos del trabajo (RT) Si RT 8200 Si 8200 < RT13000 Si RT>13000 Reducciones personales y familiares Descendiente a cargo menor de 3 años que genere aplicación mínimo familiar Edad de contribuyente > 65 años Edad del contribuyente > 75 años

3.400 1.400 1.500 3.500 3.500-0.2291 (RT-8.200) 2.400

1.200 800 1.000

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Tabla A.2

TARIFA I.R.P.F.

Tarifa general

Base liquidable hasta euros

Cuota íntegra euros

0 4.161,60 14.357,52 26.842,32 46.818,00

0 377,04 1.992,07 4.324,23 9.260,22

Resto base liquidable hasta euros 4.161,60 10.195,92 12.484,80 19.975,68 en adelante

Tipo aplicable (%) 9,06 15,84 18,68 24,71 29,16

Tarifa autonómica/complementaria Base liquidable hasta euros

Cuota íntegra euros

0 4.161,60 14.357,52 26.842,32 46.818,00

0 247,20 1.079,19 2.247,77 4.697,78

Resto base liquidable hasta euros 4.161,60 10.195,92 12.484,80 19.975,68 en adelante

Tipo aplicable (%) 5,94 8,16 9,32 12,29 15,84