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El impacto social de la crisis en Cataluña

¿Cambios en la estructura de clases?

(Borrador)

Sebastián Sarasa (Universitat Pompeu Fabra)

Sergio Porcel (Institut d’Estudis Regionals i Metropolitans de Barcelona)

Lara Navarro-Varas (Institut d’Estudis Regionals i Metropolitans de Barcelona)

Congreso Español de Sociología

Madrid: julio de 2013

Palabras clave: Polarización, clase social, pobreza, crisis económica, mercado de

trabajo

Resumen:

El trabajo que se presenta focaliza el análisis en el impacto social de la crisis en la

estructura de clases sociales de Cataluña. Principalmente, aborda cuestiones

relacionadas con la evolución el mercado de trabajo, la distribución salarial y la renta

disponible de los hogares entre los años 2006 y 2011, así como en la distribución del

riesgo de pobreza. Los resultados reflejan que la crisis acelera el proceso de

terciarización de la economía catalana con una tendencia hacia la polarización social

debida más a las desigualdades intraclase que a las interclasistas, y más a causa de la

estructura de los hogares y a la distribución de la ocupación entre ellos, que no a la

evolución de los salarios, que tienden a la compactación. La crisis ha hecho que el

riesgo de pobreza afecte con más intensidad a clases sociales usualmente con poco

riesgo.

Para la realización de la investigación se han combinado informaciones provenientes de

la Encuesta de condiciones de vida y hábitos de la población de Cataluña (ECVHP) y

de la muestra para Cataluña de la Encuesta de condiciones de vida (ECV) realizada por

el Instituto Nacional de Estadística. La ECVHP 2011 es la sexta edición de una

operación estadística quinquenal que se inició en 1985 y que desde 2006 forma parte de

la estadística oficial catalana. En esta última edición la encuesta se ha sometido a una

reorientación, tanto a nivel metodológico como a nivel de contenidos, con el objetivo de

armonizar gran parte de los datos sobre condiciones de vida con la European Union

1

Statistics on Income and Living Conditions (EU-SILC) que en España se concreta en la

ECV. Los datos de la ECVHP 2011 se comparan con los de la anterior edición de esta

encuesta correspondiente al año 2006 o bien con la ECV del período 2006-2010.

Introducción

Sobre los efectos de la crisis en la desigualdad hay ya algunos trabajos en España. El

pionero fue el Informe FOESSA (Laparra y Pérez, 2010) que ofreció la oportunidad de

observar los efectos de la primera recesión y de comparar los datos de las encuestas

FOESSA 2007 y 2009. Recientemente se ha publicado el análisis comparado

coordinado por Miguel Laparra (2012) y en el momento de escribir estas líneas, ha visto

la luz el llamado por la Fundación Alternativas ‘Primer informe sobre la desigualdad en

España 2013’ dirigido por Jesús Ruiz-Huerta Carbonell. En el ínterin han sido

publicadas investigaciones más focalizadas, como el efecto de la crisis en la pobreza

infantil (Navarro y Clua, 2012), o en la desigualdad salarial (Bonhomme y Hospido,

2012; Arranz y García-Serrano, 2012). La mayoría de estos trabajos abarcan los dos

primeros años de la crisis. Nuestro trabajo ofrece un análisis algo más actualizado de su

evolución, a sabiendas de que es una operación inconclusa dada la persistencia de la

destrucción de empleo y de los recortes en el gasto público que se vienen sucediendo.

El objetivo de este trabajo es analizar el efecto de la crisis económica en la desigualdad

de renta y en la pobreza en Cataluña. Los efectos de una crisis económica de una

envergadura tal como la actual son imprevisibles y dependen de una trama compleja de

interacciones entre factores económicos, institucionales y demográficos que no es

homogénea. Caídas similares en el PIB tienen efectos muy diferentes en la destrucción

de empleo y en la renta disponible de los hogares (Jenkins et al. 2012; Sarasa y Luppi,

2012). Es más, incluso en un mismo país dos crisis pueden tener efectos contrarios

según sea el contexto económico y político. En el caso de España, por ejemplo, la

llamada crisis del petróleo se saldó con una reducción de las desigualdades, sin embargo

la breve pero intensa crisis de 1992 se saldó con un aumento de la pobreza (Ayala et al.,

2010). Por otro lado, en tanto que el impacto de la crisis en la desigualdad depende en

buena medida de la posición que ocupan en la distribución de la renta los grupos

sociales más castigados por ella (Jenkins et al. 2012) no podemos extender las

conclusiones de lo ocurrido en España a todas las CCAA sin una contrastación previa,

dado que los riesgos de exclusión son heterogéneos entre ellas (Faura y Lafuente, 2012),

2

y el impacto de la crisis en España ha variado mucho entre CCAA, debido en parte al

diferente peso que el sector de la construcción ha tenido en las economías de cada

región (Bentolila et al., 2009). Por otra parte, no tenemos conocimiento de estudio

alguno que haya descrito el efecto que la crisis haya podido tener en la desigualdad

entre clases en España. Nuestro trabajo, aunque circunscrito a Cataluña, pretende iniciar

el relleno de este hueco.

También hay en nuestro trabajo un motivo de oportunidad, derivado de haberse llevado

a cabo durante el año 2011 la sexta edición de la Encuesta de condiciones de vida y

hábitos de la población catalana (ECVHP)1, de periodicidad quinquenal y que, por

primera vez, ha asumido la metodología de la Encuesta de Condiciones de Vida (ECV)

del INE incorporando exactamente las mismas preguntas referentes a la renta de los

hogares, pero con la ventaja de disponer de un tamaño muestral superior, que permite

alcanzar un grado mayor de confianza en las estimaciones al que ofrece la muestra para

Cataluña de la ECV. Ello nos ha permitido construir una serie histórica con los datos de

Cataluña de la ECV que abarca desde 2006 a 2010 y con los datos de la ECVHP 2011.

En este trabajo intentamos explorar los efectos de la crisis en la estructura de clases

sociales mediante el análisis pormenorizado del caso de Cataluña. Para ello

intentaremos responder las siguientes preguntas: 1) ¿Se mantiene la tendencia hacia la

polarización ocupacional previa a la crisis?; 2) ¿Hasta qué punto la segmentación del

mercado de trabajo ha servido para proteger a los ‘insiders’? 3) ¿Hasta qué punto la

crisis ha ‘democratizado’ el riesgo de pobreza entre las clases sociales?

En la exposición de los datos contrastamos las observaciones de los años de crisis (de

2009 a 2011) con los últimos años de bonanza económica (2006 a 2008), para observar

si las tendencias observadas son comunes o divergentes. Pero antes conviene que

hagamos una revisión sucinta sobre cuál había sido la evolución de las desigualdades en

España y en el contexto internacional.

¿Qué sabemos de la evolución de las desigualdades en la sociedad post-industrial y

del impacto de la crisis?

1 La Encuesta de condiciones de vida y hábitos de la población catalana es una operación de estadística oficial realizada por el Institut d’Estudis Regionals i Metropolitans de Barcelona i l’Institut d’Estadística de Catalunya en colaboración con el Área Metropolitana de Barcelona y la Diputació de Barcelona.

3

El impacto de la crisis en la estructura de desigualdades no está todavía claro. La

respuesta no puede ser unívoca, en tanto que ni las crisis económicas tienen efectos

uniformes en todos los países, ni las pautas de desigualdad de la nueva sociedad post-

industrial aparecida en la segunda mitad del siglo XX se han comportado de manera

homogénea. Además, valorar el impacto que tienen los ciclos económicos en la

desigualdad y separar sus efectos de los efectos estructurales que subyacen en la

transformación de la sociedad es una tarea ardua que no ha sido todavía resuelta

adecuadamente (Mills y Bolssfeld, 2006).

Desde los años 80 se percibe en muchos países de la OECD un aumento de la

desigualdad de renta y de la pobreza (OECD, 2008). En el caso español, empero, esa

tendencia no había sido tan marcada (Ayala et al., 2013) ya que durante la transición a

la democracia hubo una mejora significativa en las rentas de los hogares más pobres.

Esta reducción en la desigualdad se revirtió parcialmente durante la crisis de los años

1992 a 1995, para mantenerse sin alteraciones significativas durante el período de

crecimiento económico siguiente. Luego, a raíz de la crisis financiera, si bien se ha

alterado poco la tasa de pobreza relativa, la desigualdad de renta ha aumentado porque

han caído mucho las rentas de las decilas más bajas, lo cual ha provocado un aumento

significativo de la pobreza severa y de la distancia de la renta media de los pobres

respecto al umbral de pobreza, especialmente entre los hogares con menores de edad

(Ayala, 2012; Sarasa y Luppi, 2012).

Los factores explicativos de estas tendencias son variados, ya que la distribución

equitativa de la renta depende de la desigualdad de los ingresos del trabajo, de las

dificultades para acceder al empleo de los trabajadores con menor formación reglada, y

de los cambios demográficos que alteran la estructura de los hogares y puedan hacer

crecer el número de hogares que son más vulnerables a la pobreza.

La evolución de los salarios en los tres últimos decenios ha tendido a la polarización en

la mayoría de países más ricos y, aunque con pautas heterogéneas, en la mayoría de

países, la desigualdad ha aumentado por el crecimiento más rápido de los salarios altos

(Atkinson, 2008). Las razones para este aumento de la desigualdad se circunscriben a

tres factores: la debilidad creciente de los sindicatos en algunos países (Gotschalk et al.

1998); la difusión de la innovación tecnológica que tiende a primar el salario de los

trabajadores con más formación capaces de gestionar las nuevas tecnologías en sectores

4

innovadores donde la productividad es más elevada; y la oferta de titulados en el

mercado (Horstein y Krusell, 2005; Acemoglu y Autor, 2011). El diferencial salarial

que beneficia a los mejor formados está condicionado por la oferta de trabajadores con

buena formación, de modo que la dispersión salarial debida a la innovación tecnológica

depende del equilibrio entre la capacidad del tejido productivo para generar innovación

por una parte, y de la oferta de personal cualificado por la otra.

En este sentido, el caso español podría ser un ejemplo. La creciente oferta de titulados

universitarios (García Montalvo y Peiró, 2009) y una apuesta por un modelo productivo

de baja intensidad innovadora y escaso valor añadido (Bentolila et al., 2010) explicarían

porqué la sobrecualificación en el mercado de trabajo español es de las más altas de la

OECD (García Montalvo y Peiró, 2009) y porqué la desigualdad salarial entre niveles

de formación en la pasada década no ha crecido como en otros países, sino que se ha

reducido (Lacuesta e Izquierdo, 2012). Además, a tenor de la experiencia española en

los últimos años, puede decirse que hay una asociación entre ciclos económicos y

sobreeducación, siendo ésta mayor cuanto mayor es el desempleo juvenil (García

Montalvo y Peiró, 2009). Es previsible entonces que un ciclo de crisis como el actual,

con elevadas tasas de desempleo juvenil haya de reducir el diferencial de salario

derivado de la educación de los trabajadores. No obstante, los datos disponibles hasta el

momento, indican que la dispersión salarial ha evolucionado en España de manera

errática debido más a los efectos de cambios en la composición de la fuerza de trabajo

(habilidades medidas por composición de las ocupaciones y estudios; más experiencia

laboral y sector económico), que a modificaciones en la remuneración (Davia, 2013).

Bonnhomme y Hospido (2012) concluyen que la desigualdad salarial en España ha

seguido una tendencia contracíclica; en el boom económico hubo una reducción de la

desigualdad salarial a causa del aumento de la ocupación y los salarios en el sector de la

construcción que dio empleo a obreros cuyos ingresos suelen estar situados entre el

tercer y cuarto decil y que provocó un aumento de la ratio d10/d50. Sin embargo, entre

2006 y 2010, la desigualdad habría aumentado por la desaparición de empleos en los

tramos medios de la distribución. Por otra parte, Arranz y García-Serrano (2012)

confirman que la desigualdad salarial ha aumentado entre 2005 y 2010, y argumentan

que esta mayor desigualdad se ha debido a la caída de los salarios en las dos decilas

inferiores de la distribución, al tiempo que ha aumentado la desigualdad intragrupo

entre los trabajadores no manuales.

5

La innovación tecnológica y la mundialización de la economía han tenido efectos en la

estructura ocupacional que van más allá de la distribución salarial. La innovación

tecnológica ha impulsado la reducción de la clase obrera industrial y el crecimiento de

profesiones vinculadas a la gestión del conocimiento, al tiempo que ha aparecido un

nuevo proletariado de los servicios (Esping_Andersen, 1993) con unos niveles de

precariedad que, en algunos casos, pueden abocar a una dinámica propia de una

‘infraclase’ social. Este nuevo proletariado de los servicios es especialmente sólido en

España, donde muestra un grado de cierre elevado, de manera que si en los países

nórdicos este tipo de ocupaciones son posiciones transitorias hacia mejores ocupaciones

ejercidas por jóvenes (Esping-Andersen, 1993), en España son destinos finales de

inmigrantes, mujeres y trabajadores con poca formación (Bernardi y Garrido, 2008). En

esta transformación, la estructura ocupacional ha tendido hacia la polarización dado que

los empleos de cualificación intermedia tienden a ser más fácilmente sustituibles por las

nuevas tecnologías (Acemoglou y Autor, 2011). También es España, donde han crecido

más las ocupaciones de profesionales y técnicos asociadas a estudios universitarios,

mientras que declinaban las ocupaciones de trabajadores cualificados en la industria y

los servicios (Bernardi y Martínez Pastor, 2010; Bernardi y Garrido, 2008).

La mayor incertidumbre económica de los mercados mundiales, empuja a las empresas

a buscar mayor flexibilidad en la gestión de su fuerza de trabajo (Esping-Andersen y

Regini, 2000), al tiempo que han de incentivar la fidelidad de los trabajadores sobre los

cuales es difícil medir su productividad (Mills et al., 2006). Esta lógica contradictoria

exacerba las desigualdades entre la llamada ‘clase de servicio’ y la ‘clase trabajadora’

menos cualificada, sometida a mayor flexibilidad en sus contratos y que, en el peor de

los casos, se ve sometida a contratos con remuneración a destajo por hora trabajada,

quedando en medio una ‘clase intermedia’ de empleados administrativos cualificados,

técnicos y supervisores (Golthorpe, 2000). La solución a esta contradicción de

exigencias organizacionales de las empresas ha encontrado, empero, soluciones

institucionales diferentes en cada régimen de bienestar (Esping-Andersen, 1999), de

modo que los grados de estabilidad en el empleo varían entre regímenes aunque, salvo

en los EE.UU, la flexibilidad suele estar concentrada en los más jóvenes, las mujeres y

los trabajadores con menor formación (Mills y Blossfeld, 2006). Mientras que el

régimen liberal y el socialdemócrata, por procedimientos diferentes, combinan elevada

flexibilidad con elevada seguridad en el empleo, los países conservadores de Europa

6

continental, y en especial los del sur, han desarrollado mercados de trabajo más

segmentados con una divisoria muy marcada entre empleos protegidos en mercados

internos de grandes empresas, y empleos flexibles que operan como amortiguadores de

los ciclos económicos (Polavieja, 2003). Los trabajadores flexibles, más jóvenes y

mejor preparados, se supone que tienen más capacidad de adaptarse a las innovaciones

tecnológicas que sus padres, por lo que la segmentación generacional del mercado

laboral en España obedecería a una lógica de garantizar la estabilidad laboral a los

sustentadores principales, de edad madura y peor formados, mientras que sus hijos y

esposas absorberían los choques del mercado (Nickell y Layard, 1999). Por esto, crisis

económicas que en España han situado las tasas de paro en cifras de dos dígitos han

tenido poca repercusión en la pobreza y exclusión de los hogares (Cantó y Mercader,

2001). En el caso del sur de Europa, la precariedad laboral obedecería a una doble

lógica. Por un lado, siguiendo la lógica descrita por Golthorpe (2000) afectaría más a los

trabajadores poco formados en general, pero con la salvedad de que aquellos

trabajadores protegidos por convenios colectivos en grandes empresas, trasladarían su

riesgo a los más jóvenes. Martínez y Bernardi (2008) han analizado el impacto de la

flexibilidad laboral en la estructura de clases y entre generaciones durante los últimos

20 años del siglo XX y concluyen que, en efecto, la precariedad laboral tiene un

componente de clase social que se ha mantenido constante en todo el período, refutando

tanto la idea de que la globalización conduzca a una generalización de la precariedad en

toda la población (Beck, 1992) como la que argumenta que conduce a una cada vez

mayor desigualdad entre clases sociales en el privilegio de tener ocupaciones estables

(Breen, 1997).

En este nuevo escenario, la clase social continua siendo un buen predictor del riesgo de

pobreza monetaria en todos los países avanzados y, si bien es cierto que hay

profesionales, directivos y empresarios que pueden verse en situaciones de pobreza

(Leishering y Leibfried, 1999), éstas suelen tener un carácter coyuntural, mientras que

la pobreza persistente o crónica, y la privación relativa en el consumo de bienes afectan

más a la clase trabajadora manual (Whelan et al., 2004). Además, los riesgos de pobreza

y de privación relativa se ordenan siguiendo el rango jerárquico de las clases sociales

con una salvedad, que los trabajadores autónomos y los pequeños empresarios

muestran un elevado riesgo de pobreza monetaria que no se corresponde con su nivel de

privación relativa, menor del que padece la clase trabajadora (Watson et al., 2007).

7

Evolución de la ocupación

La tasa de ocupación ha caído en Cataluña del 56,6% en 2006 al 47,7% en 2011 y la

tasa de paro ha subido del 7,5% al 23,6%. En términos relativos, la construcción es el

sector económico donde más duro ha sido el ajuste de empleo, pero en términos

absolutos ha sido la industria, en general, el sector donde más empleos han sido

destruidos (300.000), el doble aproximadamente que en la construcción (175.000),

acelerando así el proceso de transición hacia una economía basada en los servicios,

sector éste que tiene un saldo neto positivo de empleo (68.000) y que ha aumentado su

peso de población ocupada sobre el total del 62,4% al 73,6%.

La mayor destrucción de ocupación ha ocurrido entre trabajadores industriales, tanto

trabajadores ocupados en actividades de rutina, como trabajadores semicualificados y

supervisores, seguidos de los pequeños empresarios y trabajadores autónomos. Por el

contrario, han aumentado los trabajadores semicualificados de los servicios y, en menor

medida, los empleos de directivos y profesionales asalariados.

La gráfica 1 nos muestra como la crisis ha adelgazado el peso de las clases medias

formadas por pequeños empresarios, autónomos, supervisores y empleados

administrativos cualificados a cambio de un aumento de los directivos y profesionales

por un lado y de los trabajadores semicualificados y de rutina por el otro, si bien con

una clara decadencia de los trabajadores industriales a favor de los de servicios.

8

Gráfica 1. Evolución de la distribución de población ocupada según clasificación socioeconómica europea (ESEC). AMB, provincia de Barcelona y Cataluña, 2006 y 2011

40,1 39,3

23,128,6 31,5 34,2

28,3 32,026,0 30,2

22,417,6

20,720,1

21,5 18,821,2 18,5

20,617,6

10,611,9

12,710,9

11,7 11,5 13,9 12,5 15,5 13,8

8,4 17,2

9,814,9 9,1

16,18,7 14,0

9,4 14,0

18,4 13,9

33,725,4 26,2

19,428,0 22,9

28,5 24,4

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

2006 2011 2006 2011 2006 2011 2006 2011 2006 2011

Barcelona Resto AMB AMB Provincia de Barcelona Cataluña

Directivos y profesionales Ocupaciones intermediasPequeños empresarios y autónomos Trabajadores semi-cualificados de servicios Trabajadores semi-cualificados o de rutina

Fuente: Idescat e IERMB. Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2006 y 2011.

Si analizamos esta evolución de la estructura ocupacional según el sexo de los ocupados

(gráfica 2) se observa que la principal diferencia entre hombres y mujeres se da en tres

tipos de ocupaciones. Los hombres han aumentado su presencia en los empleos de

trabajos semicualificados de servicios en una proporción mucho más alta que las

mujeres, mientras que las mujeres han aumentado su presencia entre las ocupaciones de

directivos y profesionales a expensas de los hombres. Las mujeres se mantienen como

autónomas y pequeñas empresarias mejor que los hombres, a quienes la crisis ha

provocado un serio retroceso.

9

Gráfica 2. Evolución de la población ocupada según clasificación socioeconómica europea (ESEC) y sexo (variación porcentual). Cataluña, 2006 y 2011

-150

-100

-50

0

50

100

150Directivos y profesionales

Ocupaciones intermedias

Pequeños empresarios y autónomos

Trabajadores semi-cualificados de

servicios

Trabajadores semi-cualificados o de rutina

Hombres Mujeres

Fuente: Idescat e IERMB. Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2006 y 2011.

Estos cambios conllevan una mayor precariedad laboral de los ocupados ya que, si bien

en términos relativos la destrucción de ocupación ha sido mayor entre los trabajadores

con contratos precarios, fruto de las políticas de flexibilidad externa, en términos

absolutos, el volumen de contratos indefinidos desaparecidos es casi un 50% superior al

de temporales, en parte debido al creciente cierre de empresas, y en Barcelona ciudad, el

lugar donde más ha crecido el empleo de servicios, hay un aumento neto de los

ocupados con contratos precarios y una reducción neta de los contratos indefinidos

(Sarasa et al, en prensa). Todo hace pensar que, a pesar que la crisis ha reducido la

proporción de contratados temporales, es una circunstancia coyuntural vinculada a la

función de ‘buffer’ que hacen estos contratos, pero que la precariedad volverá a crecer

cuando la coyuntura económica cambie, dadas las dificultades que tienen los fijos de

volver a serlo una vez que pierden el empleo (Bernardi y Garrido, 2008)

A la vista de estos datos, todo parece indicar que la crisis no altera la tendencia hacia la

polarización de la estructura ocupacional. Destruye sobre todo empleos industriales y

categorías socioeconómicas intermedias como pequeños empresarios, empleados

10

administrativos cualificados, técnicos y supervisores, mientras que continúan creciendo

las ocupaciones en la clase de servicio y en los trabajadores del sector servicios, pero en

condiciones de precariedad laboral.

El riesgo de desempleo

La tabla 1 muestra cómo ha evolucionado el riesgo de desempleo entre diferentes

grupos sociodemográficos. En general ha habido un aumento del riesgo para toda la

sociedad catalana, pero hay algunos cambios en el riesgo relativo que merecen ser

comentados. El primero hace referencia al sexo. El paro ha crecido más entre los

hombres de modo que en el 2011 el diferencial de riesgo que había en contra de las

mujeres ha desaparecido, y ello a pesar del aumento de la actividad laboral femenina

derivada en muchos hogares del desempleo de los hombres. En términos

generacionales, el desempleo ha crecido mucho menos entre los mayores de 50 años,

hasta el punto que se ha invertido la jerarquía de riesgo siendo ahora los adultos de

mediana edad, junto a los jóvenes, quienes más riesgo padecen de paro. El paro

continúa siendo más probable entre los nacidos fuera de Cataluña, pese a que el

aumento porcentual más elevado se ha dado entre los nativos.

En cuanto a la clase social, el riesgo de desempleo ha crecido menos para las

ocupaciones no cualificadas que para el resto de ocupaciones, de manera que en el 2011,

los administrativos y los trabajadores cualificados tenían mayor tasa de desempleo que

los trabajadores no cualificados, y ello a pesar de que las credenciales educativas

refuerzan su efecto protector frente al paro.

11

Tabla 1. Tasas de paro* según sexo, edad, lugar de nacimiento, estudios finalizados y categoría socioprofesional. Cataluña, 2006 y 2011

2006 2011 Variacó percentual

Hombre 6,4 23,3 267,0

Mujer 8,9 23,8 168,5

De 16 a 34 años 8,7 29,9 245,0

De 35 a 49 años 6,5 21,8 236,7

De 50 a 64 años 7,1 16,8 134,9

Nacido en Cataluña 6,2 19,0 207,2Nacido en el resto de España 8,4 22,5 167,5

Nacido fuera de España 12,6 34,9 177,1Estudios obligatorios o inferiores 10,3 33,4 224,4Estudios secundarios postobligatorios 7,2 23,6 226,3

Estudios superiores 4,7 12,8 170,0Directores, gerentes y técnicos 3,7 12,3 236,4Personal administrativo y encargados 6,4 23,9 274,3

Trabajadores cualificados 8,8 31,7 261,9Trabajadores no cualificados 12,2 28,2 130,4

Sexo

Edad

Lugar de nacimiento

Nivell de estudios finalizados

Categoria socioprofesional

* Las tasas de paro se calculan a partir de la relación con la actividad que expresan los propios entrevistados ** Esta clasificación hace referencia a la última ocupación del parado Fuente: Idescat e IERMB. Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2006 y 2011.

Cuando el riesgo de paro se estima con un modelo de regresión multivariable sobre las

variables mencionadas, pero en el que se introduce como variables de control el sector

económico y el tipo de contrato, los resultados que se obtienen (tabla 2) indican que el

diferencial de riesgo entre generaciones es explicable en buena medida por la mayor

extensión de los contratos temporales entre los trabajadores menores de 50 años,

confirmando así la hipótesis de Bentolila (Bentolila, et al., 2009) que el insólito

crecimiento del paro en España se debe en parte a la presencia tan elevada de contratos

temporales. Es de destacar, empero, que el riesgo de paro ajustado por las variables del

modelo se ha hecho con la crisis relativamente más significativo para las categorías

socioeconómicas medias, siendo los administrativos cualificados y los encargados y

técnicos quienes más riesgo relativo tienen, seguidos de los trabajadores cualificados,

mientras que no se observan diferencias significativas entre la clase de servicio y los

trabajadores no cualificados.

12

Tabla 2. Regresión logística sobre los factores que explican la situación de paro. Cataluña, 2006 y 2011

2006 2011

Hombre (categoría de referencia)

Mujer 1,3** 1,2**De 35 a 49 años (categoría de referencia)

De 16 a 34 años 1,0 1,0De 50 a 64 años 1,4 0,8Cataluña (categoría de referencia)

Resto de España 1,3 1,3*Fuera de España 1,4 1,3***Estudios superiores (categoría de referencia)

Estudios obligatorios o inferiores 1,5*** 2,5***Estudios secundarios post-obligatorios 1,1 1,7***Servicios (categoría de referencia)

Agricultura 1,2 0,7Industria 1,9*** 1,1Construcción 0,8 2,0***Directores/as, gerentes y técnicos (categoría de referencia)

Personal administrativo y encargados 1,7 1,5***Trabajadores cualificados 1,7 1,3*Trabajadores no cualificados 1,8 1,0Indefinido (categoría de referencia)

Temporal 4,6*** 5,1***Sin contrato 4,2*** 5,3***Constante 0,0 0,0

Niveles de confianza ***=99%, **=95%, *=90%Fuente: Idescat e IERMB. Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2006 y 2011.

La evolución de los salarios

En la tabla 3 se observa cómo en los primeros años de la crisis aumenta la polarización

de la distribución. Sin embargo, en el año 2011, al menos en Cataluña, se produce un

giro radical hacia la compactación salarial. La compactación se da, sobretodo en los

hombres, y es significativa entre directivos y profesionales (tabla 4), lo que ha hecho

caer la desigualdad salarial entre clases sociales (tabla 5).

13

Tabla 3. Proporción de asalariados según estratos salariales. Cataluña, 2006-2011<50% 50 a 150% >150% Total

2006 10,1 77,5 12,4 100,0

2007 10,1 77,0 12,9 100,0

2008 10,2 78,0 11,8 100,0

2009 11,0 76,0 13,0 100,0

2010 13,5 72,5 14,0 100,0

2011 7,7 82,7 9,6 100,0

Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

Tabla 4. Evolución del salario medio por hora según sexo y clase social (clasificación socioeconómica europea). Cataluña, 2006-2011 (euros constantes 2011).

Media [Intervalo de confianza*] Media [Intervalo de confianza*]

Clase I: Directivos y profesionales

2006 12,85 11,95-13,74 11,35 10,63-12,08

2007 12,63 11,62-13,63 11,41 10,58-12,25

2008 12,39 11,56-13,21 11,02 10,23-11,82

2009 13,52 12,72-14,31 11,83 11,05-12,61

2010 12,69 11,90-13,49 11,81 11,00-12,62

2011 10,99 10,48-11,51 10,68 10,31-11,04

Clase II: Ocupaciones intermedias

2006 9,22 8,65-9,80 8,04 7,59-8,49

2007 9,56 9,02-10,09 8,04 7,60-8,48

2008 9,34 8,67-10,02 8,17 7,77-8,57

2009 9,6 8,84-10,36 8,33 7,75-8,91

2010 9,48 8,51-10,44 8,61 8,14-9,08

2011 8,81 8,24-9,39 8,43 7,82-9,03

Clase III: Clase trabajadora

2006 7,72 7,42-8,01 6,03 5,79-6,27

2007 7,43 7,12-7,73 6,06 5,75-6,37

2008 7,36 7,05-7,67 6,45 6,09-6,81

2009 7,30 6,88-7,72 6,35 6,01-6,69

2010 7,55 7,23-7,86 6,33 6,01-6,66

2011 7,37 7,14-7,60 6,53 6,25-6,81

Hombres Mujeres

*95% Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

14

Tabla 5. Ràtios de las medianas del salario/hora entre clases sociales (clasificación socioeconómica europea) según sexo. Cataluña, 2006 i 2011

2006 2011 2006 2011

Clase I/Clase II 1,35 1,21 1,38 1,34

Clase I/Clase III 1,59 1,40 1,77 1,68

Clase II/Clase III 1,18 1,16 1,29 1,25

Hombres Mujeres


Observando la desigualdad salarial intraclases (tabla 6) la compactación ha sido más

acusada en la clase de servicio, debido sobretodo a la caída de los salarios más elevados,

mientras que la clase trabajadora ha incrementado su dispersión salarial a causa de la

caída pronunciada de los salarios más bajos.

Tabla 6. Evolución de los indicadores de desigualdad del salario/hora según sexo y clase social (clasificación socioeconómica europea). Cataluña, 2006 y 2011

2006 2011Variación

% 2006 2011 Variación % 2006 2011 Variación %

Mediana 11,99 10,35 -13,68 8,89 8,57 -3,6 7,54 7,40 -1,86

Ratios percentiles

90/10 2,85 2,58 -9,47 2,37 2,34 -1,27 2,14 2,16 0,93

90/50 1,71 1,62 -5,26 1,49 1,44 -3,36 1,46 1,36 -6,85

10/50 0,60 0,63 5,00 0,63 0,62 -1,59 0,68 0,62 -8,82

75/25 1,72 1,59 -7,56 1,71 1,47 -14,04 1,44 1,52 5,56

2006 2011 Variación % 2006 2011 Variación % 2006 2011 Variación %

Mediana 10,46 10,51 0,48 7,59 7,83 3,16 5,9 6,25 5,93

Ratios percentiles

90/10 2,60 2,29 -11,92 2,37 2,21 -6,75 1,87 2,04 9,09

90/50 1,61 1,46 -9,32 1,50 1,51 0,67 1,37 1,45 5,84

10/50 0,62 0,64 3,23 0,64 0,68 6,25 0,73 0,71 -2,74

75/25 1,71 1,58 -7,6 1,91 1,48 -22,51 1,36 1,42 4,41

Hombres

Directivos y profesionales Ocupaciones intermedias Clase trabajadora

Mujeres

Directivos y profesionales Ocupaciones intermedias Clase trabajadora


15

La renta disponible de los hogares y el riesgo de pobreza

La compactación salarial, empero, ha ido acompañada de una polarización en la

distribución de la renta disponible. El coeficiente de Gini ha crecido un 18%, y la ratio

entre los percentiles 90/10 un 25%. Todos los percentiles han disminuido sus valores de

renta ajustada con la inflación, pero la contracción de la renta disponible ha sido

dramática en los hogares situados en el cuartil inferior de la distribución; tanto, que la

ratio entre los percentiles 10/50 ha caído un 19% (tabla 7).

Tabla 7. Indicadores de desigualdad de la renta personal equivalente disponible anual*. Población de 16 y más años. Cataluña, 2006-2011

2006 2007 2008 2009 2010 2011Variación % 2008-2011

Índice de Gini 0,28 0,30 0,29 0,29 0,31 0,33 13,79

Ratios entre percentiles

90/10 3,82 3,90 3,91 3,87 4,16 4,89 25,06

90/50 1,81 1,89 1,86 1,82 1,92 1,91 2,69

10/50 0,47 0,49 0,48 0,47 0,46 0,39 -18,75

75/25 1,95 2,04 1,95 2,03 2,10 2,16 10,77

10 7.517 7.344 7.507 7.290 6.769 5.335 -28,9

25 10.865 10.640 11.359 10.637 10.220 9.315 -18,0

50 16.001 15.276 15.892 15.586 15.258 14.694 -7,5

75 21.218 21.454 22.276 21.669 21.579 20.855 -6,4

90 28.883 28.999 29.443 28.489 28.999 28.625 -2,8

Valores de los percentiles (euros constantes)

* La renta equivalente disponible hace referencia al año anterior a la realización de la encuesta Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

El aumento de la dispersión en los valores extremos de la distribución de la renta ha ido

acompañado de un polarización social creciente de la población que ha reducido sus

efectivos situados en los tramos medios de renta para engrosar los extremos inferior y

superior. La tabla 8 muestra como, en los años previos, había un aumento continuado de

la población que se situaba en el tercio superior de la distribución, vaciando los estratos

medios y, sobretodo, inferiores. Durante la crisis, y a pesar de la caída generalizada de

las rentas, el tercio superior ha mantenido sus efectivos, pero los estratos intermedios

han reducido su peso demográfico y ha aumentado el tercio inferior.

16

Tabla 8. Distribución de la población según renta equivalente disponible anual* (total de población). Cataluña, 2006-2011

2006 2007 2008 2009 2010 2011

<50% 11,8 10,5 10,7 10,8 12,9 16,1

50 a 150% 69,3 68,1 67,8 66,9 64,7 61,5

>150% 18,9 21,5 21,6 22,4 22,5 22,4

Total 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0

Crecimiento porcentual anual acumulado

<50% -11,0 -9,3 -8,5 9,3 36,4

50 a 150% -1,7 -2,2 -3,5 -6,6 -11,3

>150% 13,8 14,3 18,5 19,0 18,5 * La renta equivalente disponible hace referencia al año anterior a la realización de la encuesta Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

Esta polarización, común a muchos otros países como hemos visto, ha dado lugar a la

idea de que las clases medias están sufriendo las consecuencias de la globalización y el

desarrollo tecnológico en mayor medida que otras clases sociales o, cuando menos, que

la sociedad de clases medias está en crisis. Pero una cosa son los estratos medios de

renta, y otra distinta las clases sociales medias en su sentido más sociológico. El estrato

intermedio de renta que engloba a algo más del 60% de la población, es una mezcla de

categorías socioeconómicas entre las cuales la clase trabajadora es mayoría. Los

trabajadores de ocupaciones semicualificadas y rutinarias constituyen más del 40% de

sus efectivos, seguidos por las clases intermedias (grupo de encargados, técnicos i

administrativos cualificados, 20%); a ellos hay que añadir un 10% de autónomos y

pequeños empresarios, así como un 10% de inactivos o parados de larga duración. Entre

el 70% i el 80% de la clase trabajadora se sitúa en este estrato intermedio de renta que

está adelgazándose.

El estrato de renta más bajo es una mezcla de clase trabajadora (30%), autónomos y

pequeños empresarios (20%) e inactivos y parados de larga duración (25%). En el

estrato opuesto, el más rico, el 60% de sus efectivos está formado por directivos,

profesionales y empleados de oficina cualificados. A la luz de estos datos, es preciso

matizar la opinión común de que la sociedad de clases medias está en crisis. Un sector

de la clase media, los autónomos y pequeños empresarios, que podríamos definir como

pequeña burguesía propietaria o autónoma de la jerarquía de autoridad de las

organizaciones, está realmente aumentando su precariedad, pero no podemos decir que

17

ocurra igual con las clases medias asalariadas que continúan engrosando los estratos

económicos más ricos. Dicho esto, ¿podemos afirmar que la aparente erosión de las

clases medias es, de hecho, la erosión de los estratos más holgados de la clase

trabajadora?

Para verificarlo hemos estimado un modelo logístico multinomial sobre la variable clase

social ajustada por el sexo del sustentador principal del hogar y el status laboral de los

miembros del hogar. En este modelo la variable dependiente es el riesgo comparado de

estar en situación de pobreza (renta inferior al 50% de la mediana) o de ser rico (renta

superior al 150% de la mediana) comparados los dos con la probabilidad de formar

parte del estrato medio de renta. Los resultados, observables en la tabla 9, nos indican

que el riesgo de tener bajos ingresos es, estructuralmente, mayor para los autónomos y

pequeños empresarios, seguidos por la clase trabajadora, y la crisis ha empeorado el

riesgo de los autónomos y pequeños empresarios. Pero es de destacar que el grupo

privilegiado de la clase de servicio y de las clases intermedias, también ha empeorado

su riesgo a consecuencia del descenso de rentas que han sufrido muchos de sus

efectivos.

En cuanto a la posibilidad de ocupar posiciones entre los estratos más ricos, la clase de

servicio ha empeorado su privilegio, y en menor medida también los autónomos y

pequeños empresarios, de manera que, si bien la renta de los hogares continúa estando

condicionada por la clase social, la crisis, en cierto modo, ha ‘democratizado’ un poco

más el riesgo de pobreza y las oportunidades de figurar entre los acomodados.

18

Tabla 9. Modelo de regresión multinomial para estimar el riesgo relativo de disponer una renta disponible equivalente anual <50% i >150% a la renta mediana. Población de 16 y más años. Cataluña, 2006 i 2011

2006 2011 2006 2011

Exp (B) Exp (B) Exp (B) Exp (B)

Clase social

Directivos y profesionales (Categoría de referencia)

Ocupaciones intermedias 1,17 1,22 0,4*** 0,4***

Pequeños empresarios y autónomos 4,33*** 3,81*** 0,29*** 0,34***

Clase trabajadora 2,13** 1,39* 0,12*** 0,2***

Parados de larga duración y personas que no han trabajado nunca 4,18*** 3,4*** 0,38** 0,29***

Sustentador principal

Hombre con pareja (Categoría de referencia)

Mujer con pareja 1,26 1,87*** 1,42 0,91

Hombre sin pareja 1,04 1,41* 2,55*** 0,87

Mujer sin pareja 1,65** 1,63*** 0,54** 0,67***

Situación del hogar en relación a la actividad

Todos los activos ocupados (Categoria de referència)

Ocupados y parados 1,16 1,73*** 0,71 0,4***

Todos los activos parados 1,97*** 0,76** 0,19*** 0,43***

Todos inactivos 1,03 2,25*** 0,03*** 0,5***

<50% >150%

Los resultados se interpretan en base a 'Renta equivalente disponible anual entre el 50% i el 150%' Niveles de confianza ***=99%, **=95%, *=90%Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

La reducción en el potencial explicativo de la clase social en la posición económica de

los individuos se explica porque la polarización económica que hemos descrito

anteriormente se debe más a la desigualdad intraclases que a la desigualdad entre clases.

La descomposición del índice de entropía generalizada permite estimar la contribución a

la desigualdad total de la desigualdad interna y entre clases sociales, y su evolución,

(tabla 10), muestra que la desigualdad entre clases ha crecido tanto en el periodo

anterior como en el posterior al estallido de la crisis, pero más del 80% de la

desigualdad de la renta se explica por la desigualdad interna de las clases sociales, y su

crecimiento ha sido aún mayor en el período considerado.

19

Tabla 10. Descomposición del Índice de Entropia Generalizada (ε=2) de la renta equivalente disponible anual* según clases sociales. Catalunña, 2006-2011

2006 2007 2008 2009 2010 2011

Desigualdad intra clases 0,113 0,149 0,138 0,113 0,137 0,193

Desigualdad entre clases 0,026 0,027 0,021 0,027 0,032 0,029

Porcentajes sobre IEG (ε=2)

Intra clases 81,29 84,66 86,79 80,71 81,07 86,94

Entre clases 18,71 15,34 13,21 19,29 18,93 13,06

*Los resultados se interpretan en base a 'Renta equivalente disponible anual entre el 50% i el 150%' Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

A la vista de estos datos, es pertinente averiguar hasta qué punto la desigualdad interna

de las clases es homogénea y si ha sido también homogénea su evolución. La evolución

de los índice de Gini y de entropía generalizada de cada categoría socioeconómica

(tabla 11) muestra que durante los tres últimos años de la expansión económica

aumentaba la desigualdad intraclase en las categorías de directivos y profesionales de

alto rango (de 0,122 a 0,184) y de rango medio (de 0,084 a 0,103), también entre los

administrativos cualificados (de 0,068 a 0,095), y entre los pequeños empresarios y

autónomos no agrícolas (de 0,068 a 0,095), así como entre los trabajadores no

cualificados en ocupaciones rutinarias (de 0,097 a 0,118). En el mismo período, no hay

aumentos significativos de la desigualdad interna entre los trabajadores semi-

cualificados, tanto de la industria como de los servicios, ni entre el grupo de encargados,

supervisores y técnicos. Una vez que la recesión se pone en marcha, todas las clases

sociales entran en un proceso de dispersión de la renta disponible de sus miembros, con

una excepción, el grupo de directivos y profesionales de alto rango, cuya desigualdad

interna se atenúa, dato este que es consistente con la mayor compactación salarial

observada en esta categoría.

20

Tabla 11. Desigualdad interna de la renta equivalente disponible anual* según clases sociales. Cataluña, 2006, 2008 y 2011

Índice de entropia

generalizada (ε=2)

Índice de GiniÍndice de entropia

generalizada (ε=2)

Índice de GiniÍndice de entropia

generalizada (ε=2)

Índice de Gini

Directivos y profesionales de alto rango 0,122 0,270 0,184 0,311 0,173 0,296

Directivos y profesionales de rango medio 0,084 0,218 0,103 0,248 0,167 0,277

Administrativos cualificados 0,068 0,203 0,095 0,237 0,122 0,270

Pequeños empresarios y autónomos (no del sector agrícola) 0,159 0,313 0,241 0,356 0,380 0,397

Pequeños empresarios y autónomos del sectopr agrícola 0,125 0,273 0,129 0,271 0,208 0,346

Encargados y técnicos 0,115 0,242 0,110 0,239 0,106 0,253

Trabajadores semi-cualificados de servicios 0,127 0,272 0,109 0,252 0,162 0,272

Trabajadores semi-cualificados de la industria 0,088 0,229 0,087 0,228 0,158 0,259

Trabajadores no cualificados 0,097 0,235 0,118 0,261 0,137 0,258

Parados de larga duración y personas que no han trabajado nunca 0,160 0,293 0,213 0,296 0,322 0,353

2006 2008 2011

* La renta equivalente disponible hace referencia al año anterior a la realización de la encuesta Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

La crisis ha aumentado el riesgo de pobreza, tanto si la medimos en términos relativos,

tomando como referencia la mediana de la distribución de cada año, como si la

medimos en términos absolutos, tomando como referencia el umbral de pobreza que

había en el año 2005. El aumento en las formas más severas de pobreza ha sido muy

superior al aumento de la pobreza moderada, tanto si las medimos en términos relativos

como absolutos. Y el riesgo de pobreza absoluta extrema ha crecido de manera

constante, no ya desde el inicio de la crisis, sino desde los años de bonanza económica,

(tabla 12).

21

Tabla 12. Evolución del riesgo de pobreza relativa y absoluta según diferentes umbrales. Cataluña, 2006-2011

2006 2007 2008 2009 2010 2011Variación %2006-2011

Pobreza calculada con el umbral del 60% de la renta mediana

Relativa (porcentajes) 19,0 18,2 16,6 18,4 19,9 21,9 15,3

Absoluta* (porcentajes) 19,0 20,2 17,0 19,7 22,0 25,9 36,3







Mediana (euros constantes 2011)

16.001 15.276 15.892 15.586 15.258 14.694 -8,2

-4,5 4,0 -1,9 -2,1 -3,7

Pobreza entre la población ocupada

Pobreza moderada (60% mediana) 11,1 11,5 10,1 12,0 13,9 14,8 33,3

Pobreza extrema (30% mediana) 2,1 2,5 2,7 3,7 4,4 5,9 181,0

Variación interanual

* La pobreza absoluta se ha calculado con el umbral de pobreza del año 2006Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

¿Cómo ha afectado esta evolución de la pobreza a las diferentes clases sociales? El

riesgo de pobreza en general (tabla 13) ha aumentado entre los administrativos

cualificados, los directivos y profesionales, los encargados y técnicos y los autónomos y

pequeños empresarios, mientras que el riesgo de pobreza moderada ha disminuido para

todas las clases trabajadoras, si bien el riesgo de pobreza extrema sí que ha aumentado

entre los trabajadores de la industria y los empleados en ocupaciones rutinarias.

En consecuencia, la pobreza ha cambiado su composición (tabla 14), aumentando su

carácter interclasista. Los directivos y profesionales de rango medio y bajo, junto a los

administrativos cualificados y los encargados y técnicos, que eran el 6% de los pobres

severos estimados en la encuesta de 2006, son el 14% en la encuesta del 2011. En

sentido inverso, el conjunto de trabajadores no cualificados y semicualificados de la

industria y los servicios, que eran el 38% de los pobres severos en 2006, son el 23% en

2011. Aunque conviene ser precavidos con estas conclusiones, en tanto que

desconocemos la clase de origen de casi un tercio de los pobres severos de 2011,

aquellos que son parados de larga duración o inactivos.

22

Tabla 13. Evolución del riesgo de pobreza relativa con diferentes umbrales según clases sociales. Cataluña, 2006 y 2011

Variación % Variación %

2006-2011 2006-2011

Directivos y profesionales de alto rango 7,2 7,7 6,9 2,2 4,1 86,4



Pequeños empresarios y autónomos (no del sector agrícola) 31,2 33,0 5,8 7,3 14,1 93,2

Pequeños empresarios y autónomos del sectopr agrícola 33,2 33,4 0,6 4,0 11,6 190,0

Encargados y técnicos 11,6 12,2 5,2 0,8 5,2 550,0

Trabajadores semi-cualificados de servicios 21,7 17,0 -21,7 4,8 3,9 -18,8

Trabajadores semi-cualificados de la industria 18,5 18,3 -1,1 2,2 3,8 72,7

Trabajadores no cualificados 20,3 18,8 -7,4 3,2 4,7 46,9


Pobreza moderada* (60%) Pobreza extrema (30%)

2006(%)

2011(%)

2006(%)

2011(%)

*Excluye la pobreza extremaFuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

Tabla 14. Composición de la pobreza relativa con diferentes umbrales según clase social. Cataluña, 2006 y 2011

Variación % Variación %

2006-2011 2006-2011

Directivos y profesionales de alto rango 3,4 3,4 0,0 6,2 5,6 -9,7



Pequeños empresarios y autónomos (no del sector agrícola) 17,1 17,6 2,9 23,5 22,8 -3,0

Pequeños empresarios y autónomos del sectopr agrícola 3,9 1,9 -51,3 2,7 2,0 -25,9

Encargados y técnicos 5,7 2,4 -57,9 2,3 3,1 34,8

Trabajadores semi-cualificados de servicios 10,3 9,4 -8,7 13,3 6,5 -51,1

Trabajadores semi-cualificados de la industria 11,4 7,9 -30,7 8,1 5,0 -38,3

Trabajadores no cualificados 17,7 15,1 -14,7 16,7 11,4 -31,7


Total 100,0 100,0 100,0 100,0

Pobreza moderada* (60%) Pobreza extrema (30%)

2006 2011 2006 2011

*Excluye la pobreza extremaFuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

De lo visto hasta el momento, podemos remarcar los siguientes hechos: la desigualdad

salarial se ha reducido en un contexto de caída generalizada de las rentas de los hogares.

No obstante, a pesar de la compactación de los salarios, estas rentas han tendido a una

mayor polarización, en mayor medida a causa de una mayor desigualdad de las rentas

intraclases sociales, a la par que ha aumentado el riesgo de pobreza extrema, con más

intensidad en las clases sociales acomodadas. En un intento de entender los principales

factores que puedan explicar estos datos, en cierto modo contradictorios, hemos

estimado un modelo de regresión logística multinomial de la variable riesgo de pobreza

(moderada y extrema con categoría de referencia igual a no ser pobre) sobre la clase

social, el sexo, la edad y el lugar de nacimiento del sustentador principal del hogar, el

logaritmo de las rentas del trabajo, y la estructura y situación laboral de los miembros

del hogar. Los datos utilizados son los datos agregados de la ECV desde 2006 a 2010,

23

más los datos de la ECVHP de 2011, distinguiendo con la variable dicotómica ‘crisis’

los años anteriores y posteriores al inicio de la recesión. Variable ésta que la hemos

hecho interaccionar con la clase social.

Los resultados expuestos en la tabla 15 muestran que el riesgo de pobreza extrema ha

sido más sensible a la crisis que el de pobreza moderada, en especial para los parados de

larga duración, para los autónomos y pequeños empresarios, y para las clases

intermedias. El riesgo estructural de pobreza monetaria es más elevado para los

autónomos y los pequeños empresarios, si bien cuando estimamos el riesgo de padecer

privación relativa en el consumo de bienes básicos, más asociada a la pobreza

persistente, es la clase trabajadora la que mayor riesgo tiene (Sarasa et al., en prensa).

En términos relativos, el riesgo de pobreza moderada ha disminuido con la crisis, una

vez que controlamos la evolución de las rentas del trabajo y la estructura y status laboral

de los hogares, ya que la odds-ratio de la variable crisis pasa de no ser significativa y

cercana a 1, a un valor de 0,73 significativo al 99% de confianza, lo que se puede

interpretar como que en el período posterior a 2008, es más probable caer en pobreza

extrema que en pobreza moderada. El aumento dramático en el riesgo relativo de los

parados de larga duración se debe al agotamiento de sus prestaciones por desempleo;

téngase en cuenta que el número medio de meses buscando empleo ha pasado de los 9

en 2006 a más de 20 en 2011, y que sólo un 44 por ciento de los parados percibe alguna

prestación, siendo dichas prestaciones menos frecuentes cuanto más baja es la posición

en la jerarquía de clases sociales (Sarasa et al., en prensa).

La introducción de la rentas del trabajo en el modelo explica sólo una pequeña parte del

impacto de la crisis, siendo mucho más relevante que el sustentador principal sea un

parado de larga duración, una mujer o una persona nacida fuera de España, y que haya

menores de edad en el hogar. El número de adultos en el hogar y su relación con la

actividad laboral tienen efectos significativos, si bien, la manera poco precisa como

hemos definido las variables de relación con la actividad no permiten hacer una

interpretación fiable del porqué en los hogares donde todos los activos están ocupados

el riesgo de pobreza extrema es tanto o más alto que en aquellos hogares donde todos

los activos están en situación de desempleo. Por último, destacar que los hogares en que

el sustentador principal es una persona de edad avanzada, seguramente jubilada, el

riesgo de pobreza extrema es mínimo e insignificante el de pobreza moderada.

24

Tabla 15. Modelos de regresión logística multinomial para estimar el riesgo relativo de pobreza moderada y pobreza severa (odds ratios y umbrales de pobreza relativa). Población de 16 y más años. Cataluña, 2006-2011

Pobreza moderada1

(60% mediana)

Pobreza extrema

(30% mediana)

Pobreza moderada1

(60% mediana)

Pobreza extrema

(30% mediana)

Pobreza moderada1

(60% mediana)

Pobreza extrema

(30% mediana)

Pobreza moderada1

(60% mediana)

Pobreza extrema

(30% mediana)

Clase social (sustentador principal)


Ocupaciones intermedias 1,78*** 1,06 1,64** 0,76 1,41** 0,83 1,41** 0,86

Pequeños empresarios y autónomos 6,59*** 8,70*** 6,95*** 6,76*** 4,51*** 5,80*** 5,12*** 5,97***

Clase trabajadora 4,88*** 2,00*** 4,94*** 2,37*** 3,68*** 1,48** 3,36*** 1,49**

Parados de larga duración y personas que no han trabajado nunca 9,67*** 7,05*** 9,07*** 4,42*** 5,27*** 3,72*** 4,63*** 2,74***

Efecto crisis 0,93 1,47*** 0,92 1,17 0,87** 1,35*** 0,73*** 0,95

Interacción efecto crisis x clase social (sustentador principal)


Ocupaciones intermedias 1,18 1,74

Pequeños empresarios y autónomos 0,89 1,52

Clase trabajadora 0,98 0,72

Parados de larga duración y personas que no han trabajado nunca 1,13 2,09*

Rentas del trabajo (log.) 0,88*** 0,88*** 0,85*** 0,69***

Estructura y situación laboral del hogar

Hombre sustentador principal (Categoría de referencia)

Mujer sustentadora principal 1,59*** 1,34**

Número de menores de 16 años en el hogar 1,58*** 1,61***

Número de adultos en el hogar 0,87*** 0,76***

Situación del hogar en relación a la actividad

Todos inactivos (Categoría de referencia)

Todos los activos ocupados 0,82 3,94***

Ocupados y parados 1,36* 4,79***

Todos los activos parados 1,70*** 3,80***

Otras situaciones laborales 0,47 2,81

Edad del sustentador principal

Menor de 35 años (Categoría de referencia)

Entre 35 y 60 años 1,05 0,68

Más de 60 años 0,8 0,12***

Lugar de nacimiento

Nacido en España (Categoría de referencia)

Nacido fuera de España 2,15*** 2,69***

Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4

Los resultados se interpretan en base a 'No ser pobre'1 Excluye la pobreza extremaNiveles de confianza ***=99%, **=95%, *=90%Fuente: INE, Encuesta de condiciones de vida, 2006 a 2010 e Idescat e IERMB, Enquesta de condicions de vida i hàbits de la població, 2011

Conclusiones

En nuestra introducción planteábamos como objeto de estudio el análisis del impacto de

la crisis en la estructura de clases haciendo énfasis en tres preguntas. A la vista de los

resultados vamos a contestarlas de manera sucinta.

1) ¿Se mantiene la tendencia hacia la polarización ocupacional previa a la crisis?

Nuestros datos informan que sí se mantiene la tendencia hacia la polarización

ocupacional. Se destruyen más ocupaciones intermedias, y se crean nuevas tanto en

el extremo privilegiado como en más el precario.

2) ¿Hasta qué punto la segmentación del mercado de trabajo ha servido para proteger

a los ‘insiders’?

25

Sin duda los contratos temporales han facilitado la flexibilidad externa de las

empresas, pero la persistencia de la crisis ha derribado los muros de protección que

segmentaban los mercados de trabajo y el paro está afectando de manera

significativa a las clases sociales intermedias y a los trabajadores cualificados.

3) El impacto de un ‘riesgo sistémico’ como la crisis actual, ¿ha ‘democratizado’ el

riesgo de pobreza entre las clases sociales?

Los datos de 2011 informan de una compactación salarial contraria a la mayor

dispersión detectada los dos primeros años de la crisis. No obstante, aumenta la

polarización en la distribución de la renta, más por el aumento de las desigualdades

intraclase que entre clases. En este sentido, ha habido una mayor ‘democratización’

del riesgo de pobreza, si bien el poder explicativo de la clase social en la posición

económica de los individuos continua siendo significativo.

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