No hay dudas de que el contenido distributivo del actual proceso de crecimiento económico reviste tal importancia que es uno, sino el central, elemento fundante de posiciones que legitiman el actual rumbo económico, así como de aquellas que pretendemos modificarlo. No es casualidad la proliferación de materiales académicos que pretenden demostrar la bonanza que en materia social se desprende del actual dispositivo de políticas económicas y que por ende abogan por el mantenimiento del esquema económico. Sin ir más lejos, el propio presidente Kirchner en más de una ocasión (al momento de inaugurar el período legislativo o en variadas presentaciones públicas) ha señalado que la fuerte recuperación del empleo y los salarios ha llevado la participación de los asalariados en el PBI del 34,3% (inicio de su mandato) en el 2003 al 38,5% a fines del 2005 (que según sus propios dichos llegaría al 41,1% en el 2006). Un nivel de participación que, siempre siguiendo los dichos del presidente, están próximos a alcanzar el 50% que se obtuviera en sólo 2 momentos históricos: durante el peronismo inaugural y en 1973 previo al inicio de la Dictadura Militar.

Como siempre sucede, lo no dicho a veces resulta ser más elocuente que el propio discurso que pretende sostenerse. En este sentido, lo que la afirmación presidencial pretende no ver son dos aspectos no menores:

Dada la importancia que reviste la problemática de la distribución y habiendo orientado nuestros posicionamientos en base a la evaluación de la misma, es que presentamos el siguiente material, que puede sintetizarse en los siguientes puntos:

Medido a precios corrientes y considerando la situación final de cada año (el 4to trimestre) se observa un empeoramiento distributivo del 2006 respecto al 2001. En efecto la participación de la masa de ingresos de los ocupados urbanos (asalariados registrados y no, cuentapropistas y planes de empleo) al 4to trimestre del 2006 (último dato disponible) es del 23,5%, cuando en el 2001 se ubicaba en el 25,4%. La caída en la participación es del orden del 7,3%.

De igual modo, si consideramos la masa de ingresos del conjunto de los sectores populares (es decir considerando a los ocupados urbanos y rurales, fondos administrados por las AFJPs y masa de jubilaciones y pensiones) la participación dentro del PBI es del 28,2% en el 4to trimestre del 2006, cuando en el 2001 alcanzó el 32,5%. La caída en la participación es del orden del 13,1%.

En términos de tendencia puede decirse que la caída de la participación se debe a la profunda debacle del año 2002. Iniciado el actual proceso de crecimiento económico que por casi 4 años consecutivos ha transitado la economía a una tasa del orden del 9% anual, la apropiación de los sectores populares de la riqueza generada se recompuso en el año 2003 y a partir de ahí se mantuvo en torno a esta participación alcanzada. En efecto, durante el 2003 la participación de los sectores populares dentro del PBI creció un 13,5%, cayó un 2% en el 2004 y se incrementó un 4,7% durante el 2005 y un 5,4% durante el 2006.

Recientemente la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales (DNCN) ha presentado la estimación oficial sobre distribución funcional del ingreso para el período 1993 – 2005. De la información presentada puede concluirse:

Cuatro son las diferencias centrales entre la medición oficial realizada por la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales (DNCN) y la que hemos venido desarrollado en nuestro Instituto. Estas diferencias son:

Las tres primeras diferencias metodológicas pueden homogeneizar, no así la cuarta (en el próximo acápite daremos las razones). Si ajustamos nuestra serie según los parámetros de la DNCN (es decir considerando la valuación a precios básicos, utilizando el promedio anual y teniendo en cuenta solamente a los asalariados) no hay cambio sustantivo en el dato central de la distribución post – convertibilidad: ambas estimaciones comparten el hecho de que la situación del 2005 refleja un empeoramiento distributivo con respecto al último año de la convertibilidad. En efecto para el caso de los asalariados (registrados y no registrados y ocupados rurales) la participación del 2005 refleja una caída del 7,9% en nuestra estimación (del 24,3% al 22,4%) y para el caso de la estimación oficial la caída es mayor: del 8,3% al pasar de una participación del 42,1% en el 20001 al 38,6% en el 2005.

Respecto a nuestra estimación de la participación de la masa de ingresos de los ocupados (masa salarial más masa de ingresos de los cuentapropistas) se observa una caída del 8,7% (del 29,5% al 27%). Y considerando nuestra estimación de la participación de la masa de ingresos del conjunto de los sectores populares (masa salarial, más masa de ingresos de los cuentapropistas, más ingresos administrados por las AFJPs, más masa de jubilaciones y pensiones) el 2005 refleja una caída del 11% respecto al 2001 (del 35,8% al 31,6%).

También comparten ambas estimaciones, que el peor momento distributivo ocurrió en el 2002. Para nuestra estimación, en ese momento tanto los asalariados, como el conjunto de ocupados y los sectores populares retrocedieron en torno al 20% respecto al 2001; mientras que para la estimación oficial, el retroceso de la participación de los asalariados fue algo menor (del 17,6%). La única diferencia es el momento de repunte de la participación. Para nosotros es en el 2003, mientras que para la medición oficial es el 2005.

Lo que si es una diferencia significativa entre ambas mediciones es el nivel que alcanza la participación en cada una de ellas. En efecto, para el 2005 la medición oficial tiene una diferencia de 16,2 puntos de participación respecto de los asalariados (38,6% en la medición oficial y 22,4% en nuestra estimación). Es una diferencia del orden del 72,4% en el nivel de participación de la masa salarial.

La razón de la diferencia entre la masa salarial de los registrados en una y otra medición radica en la diferente metodología y fuente de información usadas. En nuestro caso hemos trabajado con los resultados de la Encuesta Permanente de Hogares (EPH) del INDEC; por su parte, la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales trabaja con la base de datos del Sistema Integrado de Jubilaciones y Pensiones (SIJP), que es corregida con información de la Encuesta Permanente de Hogares (EPH), la que a su vez también es corregida por la propia base del SIJP.

Además de ser criticable el ajuste de la base del SIJP por la EPH que fue corregida con la propia base SIJP, el procedimiento estadístico descripto es pasible de otra no menor critica metodológica: Al corregirse el universo de los registrados (base SIJP) en base a una muestra global del mercado laboral (EPH) se alteran las relaciones entre registrados y no registrados (cantidad de asalariados, evolución y masa salarial) presentes en la muestra. Este no sería un problema si la estimación oficial hiciera supuestos que permitan mantener esas relaciones, o si tuviera otra fuente respecto a los no registrados. Sin embargo, la metodología oficial calcula las variables de los asalariados no registrados en base a la EPH. De esta manera las proporciones existentes entre asalariados registrados y no registrados se modifican sin que exista ningún justificativo metodológico que avale dicha modificación. Aclaramos que este justificativo no puede existir por la sencilla razón que la única muestra global del mercado de trabajo es la EPH. No existe otra encuesta sobre los no registrados que permita alterar las relaciones entre estos y los registrados que se capta en la EPH.

La diferencia de metodología arroja una diferencia siempre mayor para la serie oficial que tiende a crecer a lo largo de la serie. Para el 2001 la cantidad de puestos de trabajo difería en 948.933 asalariados, mientras que para el 2005 asciende a 1.313.432 asalariados. De igual modo, la diferencia del salario promedio asciende a $215,1 en el 2001 y crece a $329,8 en el 2005. De este modo la diferencia de la masa salarial formal pasa de $24.807,1 (en el 2001) millones a $46.605,4 millones (en el 2005).

En este acápite se presentan las diferencias de la metodología oficial con la que hemos realizado en base a la EPH y con la que resulta de la propia base SIJP sin modificar.

El contenido distributivo al interior de las firmas líderes es más regresivo que el que revela la estimación oficial de la DNCN. La participación de la masa salarial total de la cúpula económica representa apenas el 19,6% del valor agregado en el 2004. Esta participación es la menor de todo el período 1993 – 2004. Inclusive el período 2001 – 2004 presenta una caída sistemática en todos los años de la participación de los asalariados de la cúpula en el valor agregado producido. Claro que la caída principal ocurre en el 2002, donde la participación de los asalariados retrocede un 41,2% (pérdida de 14,4 puntos). En el 2003 la caída en la participación es de 2,9% (0,6 puntos) y en el 2004 la pérdida es de 1,5% (de 0,3 puntos).

La lógica económica de la cúpula empresaria, los agentes más dinámicos y que a su vez imprimen sus rasgos en el conjunto de la economía, asocia a la expansión de los niveles de ventas a una tendencia permanente de regresividad distributiva. Cada año termina, excepto en contadas excepciones, con una pauta distributiva de mayor regresividad que el anterior.

Sabido es que hasta la reciente publicación oficial, la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales, había estimado la serie de la distribución funcional desde 1950 hasta 1973. En la serie histórica, el mejor año para los trabajadores fue el de 1954 donde su participación alcanzó el 50,8% del producto de ese año. En el año 1955 la participación cae ubicándose en 47,7% del producto. Caída que persistirá hasta el año 1957 donde la participación se ubica en el 43,8%. A partir de ahí la participación de los trabajadores tendrá períodos expansivos y contractivos que promediaran para el período 1958 – 1973 una participación del 42,5% de los trabajadores. Para 1973 la participación asciende al 46,9% que supone el mejor año para los trabajadores desde 1954.

Como lo detalla el propio informe de prensa de la DNCN sobre la estimación del período 1993 - 2005, las principales diferencias entre la metodología histórica y la recientemente utilizada radica en dos aspectos:

Los elementos expuestos tornan en incompatibles la comparación directa de la serie 1993 – 2005 con la serie histórica. Mal que le pese al presidente, no se puede comparar linealmente estas dos series.

Sin embargo, si la preocupación presidencial reside en comparar la Argentina del 2006 con la Argentina previo a 1976 existen otra serie de indicadores que sí son directamente comparables, pues han mantenido en lo esencial el mismo criterio metodológico.

El primer dato que debería ubicarse es el sendero de crecimiento de la economía en estos 30 años. Al respecto, el PBI por habitante del 2005 es apenas un 10,9% superior al de 1974. Es decir que en 32 años la economía creció a una tasa de apenas el 0,3% anual. Se trata de una economía estancada, más allá del fuerte proceso de crecimiento económico que desde mediados del 2002 presenta la actual coyuntura. En el marco de esta economía estancada se opera un brutal proceso de involución social caracterizado por:

Esta última brecha (la diferencia de ingresos entre el 10% más rico y el 10% más pobre) es el resultado de la EPH tal cual la presenta el INDEC. Si se sigue los criterios de ajuste de la citada encuesta considerando los problemas de subdeclaración de los estratos más altos se obtiene una distribución del ingreso aún más inequitativa que la expuesta. En efecto, la brecha de ingresos entre el 10% más rico y el 10% más pobre en lugar de ser de 27,7 veces sería de 36,7 veces. Por su parte la distancia entre el 20% más rico y el 40% más pobre, en lugar de ser de 4,2 veces sería de 5,1 veces

El otro elemento que no puede dejar de señalarse cuando se trata de analizar la distribución del ingreso es el profundo cuadro de desigualdad y heterogeneidad al interior de los propios trabajadores. Mientras el salario promedio de los registrados es de $1.463, el 61,1% de los mismos perciben un salario promedio de hasta $1.200. Estos 2.972.603 asalariados formales representan apenas el 30,6% de la masa salarial registrada. En el extremo opuesto, apenas el 11,9% de los asalariados registrados representan el 32,5% de la masa salarial formal. Se trata de 542.595 asalariados que según los registros del SIJP perciben un salario por arriba de los $3.300. Se trata del universo de trabajadores "vip" que conviven en el marco de una argentina cada vez más desigual.

Los elementos expuestos son claros en señalar los límites que presentan los dos indicadores que tradicionalmente se ha utilizado para medir la distribución del ingreso.

A nuestro criterio, comprometerse con construir un país más justo en el reparto de los ingresos exige, entre otras cosas, la construcción de un indicador (o varios) de desigualdad que sea capaz de presentar una aproximación más realista que la que hoy presentan los indicadores tradicionales. Se trata de pensar la construcción de un indicador que tenga en cuenta la subdeclaración de ingresos de los sectores de mayores rentas así como la depuración en la masa salarial del peso de los asalariados "vips" (muchos de los cuales pertenecen al directorio de las grandes firmas). A tal fin, desde nuestro Instituto consideramos que dos buenos indicadores de desigualdad que resuelven en parte los problemas descriptos son:

En los puntos anteriores hemos presentado el nivel y la evolución de estos dos indicadores para la Argentina reciente.

Queremos finalizar este material con una reflexión final. Más allá de las lagunas que los indicadores tradicionales de desigualdad presentan, queda claro que la Argentina actual presenta un complejo cuadro de situación donde el proceso de crecimiento económico se asienta en un profundo problema de desigualdad en la distribución del ingreso. Desigualdad que convive con un cuadro de involución social respecto al que existía en la Argentina del pleno empleo previo a la oleada neoliberal inaugurada por la Dictadura Militar del 76. A este cuadro general se agrega la heterogeneidad al interior de los propios trabajadores fundada en la lógica económica vigente y convalidada y reproducida por las políticas públicas de intervención exclusivamente en el mercado de trabajo formal (salario mínimo y convenios colectivos). Este dispositivo de desigualdad garantiza que al interior de la cúpula la regresividad alcanza niveles records cada año, mientras en el conjunto de la economía se mantiene inalterada la pauta regresiva. Dicho de otro modo, la conformación del estrecho universo de asalariados vips y la regulación del mercado formal es el bajo precio que la sociedad y la política pública hace pagar a las Grandes Firmas que apropian cada vez más un porción creciente de la riqueza generada. No parece ser esta la vía para construir una Argentina Igualitaria.

Desde hace ya varios años, nuestro Instituto viene realizando una estimación sobre el porcentaje de apropiación de los sectores populares en la riqueza generada cada año. Este indicador mide el porcentaje que representa la masa de ingresos del conjunto de los sectores populares en relación PBI que se genera cada año. Nuestras estimaciones toman como punto de partida la situación a finales del 2001 y llegan hasta el 4to trimestre del 2006 (último período para el cual se cuenta con la información estadística que permite realizar la citada estimación).

En nuestra estimación consideramos como masa de ingresos de los sectores populares al conjunto de ingresos que perciben la totalidad de asalariados (tanto registrados como los ilegales y clandestinos), conjuntamente con la totalidad de ingresos de los trabajadores por cuenta propia, así como los ingresos de los desocupados que perciben un plan de empleo, la masa de ingreso de los trabajadores rurales, a los fondos de los asalariados registrados administrados por las AFJPs (descontando la comisión que las aseguradoras les cobra) y a la masa de ingreso que perciben los jubilados y pensionados.

En el Cuadro Nº 1 presentamos la masa de ingresos de la fuerza laboral ocupada urbana (es decir compuesta por los trabajadores por cuenta propia, los asalariados registrados y los no registrados) para el período 2001 – 2006. Hemos considerado la situación a finales de cada año. Dado el cambio de la metodología de la Encuesta Permanente de Hogares (EPH), para los años 2001 y 2002 la fuente utilizada corresponde a la onda octubre de la EPH puntual y del 2003 en adelante corresponde al relevamiento del 4to trimestre de la EPH continua.

Cuadro Nº 1: Masa de ingresos de los ocupados sin patrones (por categoría ocupacional). Total anual. Pesos corrientes. 2001 – 4to trimestre 2006

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC

En el cuadro Nº 2 presentamos la masa de ingresos del conjunto de los sectores populares para el período 2001 – 2006. Esta masa de ingresos está constituida por la masa de ingresos del conjunto de los ocupados sin patrones (los asalariados registrados, lo no registrados y los trabajadores por cuenta propia), la masa de ingresos de los trabajadores rurales, los fondos de los aportantes que administran las AFJPs y la totalidad pagos de jubilaciones y pensiones que realiza el Estado.

Cuadro Nº 3: Masa de ingresos de los sectores populares (ocupados sin patrones, ocupados rurales, aportes en las AFJPs y Masa de Jubilaciones y Pensiones). Total anual. Pesos corrientes. 2001 – 4to trimestre 2006.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001

En el cuadro Nº 3 presentamos la masa de ingresos de los ocupados y del conjunto de los sectores populares en proporción del PBI de cada año. Puede observarse que la situación en materia distributiva al 4to trimestre del 2006 refleja un empeoramiento respecto al 2001. La participación de los ingresos de los ocupados pasa del 25,4% al 23,5%, lo que supone una caída del 7,3% en la participación. De igual modo la participación de los ingresos del conjunto de los sectores populares pasa de representar el 32,5% en el 2001 al 28,2% en el 2006, lo que supone una caída del 13,1% en dicha participación.

Cuadro Nº 3: Participación de la Masa de ingresos de los sectores populares ( ocupados sin patrones y total de ingresos de los sectores populares) en el PBI corriente. Total anual. Pesos corrientes y %. 2001 – 4to trimestre 2006.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001

En términos de tendencia puede decirse que la caída de la participación se debe a la profunda debacle del año 2002. Iniciado el actual proceso de crecimiento económico que por casi 4 años consecutivos ha transitado la economía a una tasa del orden del 9% anual, la apropiación de los sectores populares de la riqueza generada se recompuso en el año 2003 y a partir de ahí se mantuvo en torno a esta participación alcanzada. En efecto, durante el 2003 la participación de los sectores populares dentro del PBI creció un 13,5%, cayó un 2% en el 2004 y se incrementó un 4,7% durante el 2005 y un 5,4% durante el 2006.

La reciente presentación de la Cuenta de Generación de Ingresos por parte de la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales (DNCN) que estima la distribución funcional del ingreso para el período 1993 – 2005, nos exige realizar una serie de consideraciones sobre esta medición.

Ha sido toda una novedad, en términos estadísticos, que la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales del Ministerio de Economía, presentara a finales del 2006, la serie de distribución funcional de la Argentina correspondiente al período 1993 – 2005.

La novedad no es menor. Se trata de un indicador que había sido confinado a la oscuridad por parte del sistema estadístico nacional. La propia Dirección Nacional de Cuentas Nacionales es la unidad estadística que históricamente tuvo a su cargo la estimación de este indicador, tarea que cumplió durante el período 1950 – 1973. Recién a finales del 2006 la citada Dirección presentó una estimación oficial de la distribución funcional para el período 1993 – 2005.

Sin dudas la distribución funcional del ingreso es un indicador central a la hora de juzgar el tipo de sociedad en la que vivimos. Sintéticamente el indicador mide el porcentaje de apropiación de la riqueza producida entre trabajadores y patrones.

Para medir la participación de los trabajadores en el valor agregado de la economía, la metodología estima la masa salarial bruta (contiene tanto el sueldo de bolsillo como los aportes y contribuciones a la seguridad social, así como la imputación de las asignaciones familiares). Este masa salarial bruta se denomina Remuneración al Trabajo Asalariado (RTA).

Para medir el porcentaje de apropiación de los patrones la metodología oficial distingue dos tipos de ingresos:

En el cuadro Nº 4 presentamos la serie de la distribución funcional presentada recientemente.

Los datos oficiales indican que para el 2005, la participación de los trabajadores (RTA) en el valor agregado global de la economía asciende al 38,6%. Por su parte, el excedente bruto de explotación que apropian los patrones asciende al 47,4%. La categoría del ingreso mixto representa el 14% del valor agregado bruto.

En términos de tendencia la situación del 2005 refleja:

En el Gráfico Nº 1 presentamos la tendencia de la distribución funcional de la Argentina para el período 1993 – 2006.

Gráfico Nº 1: Distribución funcional del Ingreso. 1993 – 2006.

Fuente: Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

Para hacer comparable nuestra estimación con la realizada por la Dirección de Cuentas Nacionales, se requieren varios pasos, a saber:

Cuadro Nº5: PBI a precios de mercado, VAB a precios de productor y básico. En millones de pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

Cuadro Nº 6: Masa de ingreso de los sectores populares, según categorías. Promedio anual. En pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001.

Con estas dos correcciones metodológicas, podemos presentar la información de la masa de ingresos según los criterios llevados a cabo por la DNCN. En este sentido en el cuadro Nº 7 presentamos el porcentaje que representa dentro del valor agregado bruto la masa salarial (incorpora asalariados registrados, no registrados y ocupadores rurales), la masa de ingresos del conjunto de ocupados (incorpora a la masa salarial, la masa de ingresos de los cuenta propistas) y la masa de ingresos del conjunto de los sectores populares (masa de ingresos de los ocupados más ingresos administrados por las AFJPs y masa de jubilaciones y pensiones). También se presenta en el mismo cuadro la estimación oficial de la participación de los asalariados.

Cuadro Nº 7: Estimación propia de la participación de la masa salarial, de la masa de ingresos del conjunto de ocupados y de los sectores populares el Valor Agregado Bruto. Estimación oficial de la participación del trabajo asalariado en el Valor Agregado Bruto. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Dirección Nacional de Cuentas Nacionales

Puede observarse, que más allá de la diferencia en la magnitud de las participaciones e independientemente de la categoría utilizada, las dos estimaciones comparten el hecho de que la situación del 2005 refleja un empeoramiento distributivo con respecto al último año de la convertibilidad. En efecto para el caso de los asalariados (registrados y no registrados y ocupados rurales) la participación del 2005 refleja una caída del 7,9% en nuestra estimación (del 24,3% al 22,4%) y para el caso de la estimación oficial la caída es mayor: del 8,3% al pasar de una participación del 42,1% en el 20001 al 38,6% en el 2005.

Respecto a nuestra estimación de la participación de la masa de ingresos de los ocupados (masa salarial más masa de ingresos de los cuentapropistas) se observa una caída del 8,7% (del 29,5% al 27%). Y considerando nuestra estimación de la participación de la masa de ingresos del conjunto de los sectores populares (masa salarial, más masa de ingresos de los cuentapropistas, más ingresos administrados por las AFJPs, más masa de jubilaciones y pensiones) el 2005 refleja una caída del 11% respecto al 2001 (del 35,8% al 31,6%).

También comparten ambas estimaciones, que el peor momento distributivo ocurrió en el 2002. Para nuestra estimación, en ese momento tanto los asalariados, como el conjunto de ocupados y los sectores populares retrocedieron en torno al 20% respecto al 2001; mientras que para la estimación oficial, el retroceso de la participación de los asalariados fue algo menor (del 17,6%).

La única diferencia en materia de tendencia tiene que ver con el momento de repunte de la participación. En nuestra estimación el repunte se da nítidamente en el 2003 (crecimiento del 8,9% en la participación de los asalariados, del 9,2% en la de los ocupados y del 6,4% en el conjunto de los sectores populares). A partir de ese año el crecimiento de la participación tiende a disminuir. Considerando el conjunto de los sectores populares en el 2004 la participación creció al 3,4% y 3% en el 2005. Para el conjunto de ocupados y para los asalariados, el incremento de la participación es mayor en el 2005 (del 5% para los asalariados y del 4,3% para los ocupados) respecto al 2004 (del 1,7% para los asalariados y del 2,1% para los ocupados) pero inferior al 2003 (del 8,9% para los asalariados y del 9,2% para los ocupados).

En cambio para la estimación oficial, durante el 2003 se registra una leve caída (del 0,9%) de la participación de los asalariados. A partir de ese año la participación de los asalariados tiende a crecer. Creció un 5,2% en el 2004 y un 6,9% en el 2005.

En el Gráfico Nº 2 presentamos la evolución de ambas mediciones.

Gráfico Nº 2: Participación de los asalariados (medición oficial) y de los sectores populares (medición propia) en el Valor Agregado Bruto a precios básicos. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

Queda claro, que más allá del momento de repunte de la participación en las dos metodologías, ambas comparten el hecho no menor de que a pesar de los 4 años de crecimiento económico, la participación de la masa salarial, de los ocupados o del conjunto de los sectores populares está por debajo del 2001.

Sin embargo, lo que si es una diferencia significativa entre ambas mediciones es el nivel que alcanza la participación en cada una de ellas. En efecto, para el 2005 la medición oficial tiene una diferencia de 16,2 puntos de participación respecto de los asalariados (38,6% en la medición oficial y 22,4% en nuestra estimación). Es una diferencia del orden del 72,4% en el nivel de participación.

Si consideramos la participación del conjunto de ocupados (del 27%) la diferencia es de 11,6 puntos y si consideramos la participación del conjunto de los sectores populares (del 31,6%) la diferencia es de 7 puntos en la participación.

En la comprensión de esta diferencia, dedicamos el análisis del siguiente punto.

En el punto anterior hemos señalado que la principal diferencias de las dos metodologías remite a la magnitud que en uno y otro caso asumen la remuneración al trabajo asalariado y la masa de ingresos de los sectores populares.

En el cuadro Nº 8 se presenta la información utilizada por la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales para estimar la masa salarial de la economía. Esta masa salarial está compuesta por la remuneración de los asalariados registrados (que a su vez incorpora los sueldos y salarios declarados conjuntamente con las contribuciones a la seguridad social) y la remuneración a los asalariados no registrados.

Cuadro Nº 8: Masa salarial considerada para el cálculo de la distribución funcional. En millones de pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

En el cuadro Nº 9 presentamos nuevamente la masa de ingresos de los sectores populares reordenada de acuerdo a la presentación realizada por la estimación oficial de manera de encontrar la diferencia de magnitud entre las dos estimaciones.

A tal fin agrupamos dentro de la remuneración de los asalariados registrados, la suma de la masa salarial de los registrados y las contribuciones, que fueron el resultante de integrar bajo este concepto los fondos de los aportantes que las AFJPs y la masa de ingresos que perciben los jubilados y pensionados.

El resto de las categorías se han mantenido como las hemos presentado: la masa de ingreso de los asalariados no registrados, la masa de ingresos de los ocupados rurales (que no hemos podido discriminar entre los que aportan y no a un sistema de seguridad social) y la masa de ingresos de los trabajadores por cuenta propia.

Cuadro Nº 9: Masa de ingresos de los sectores populares. En millones de pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

En el cuadro Nº 10 presentamos la diferencia de magnitud entre las dos estimaciones. En términos globales la magnitud de la diferencia asciende a $15.334,4 millones al inicio de la serie (2001) y se incrementa a más del doble ($30.903,6 millones) al final (2005).

La principal diferencia radica en la estimación de ingresos de los asalariados registrados. Para el caso de los sueldos y salarios declarados, la diferencia asciende a $24.807,4 al inicio de la serie y finaliza en $46.605,6 millones al final del período. Esta diferencia de magnitud representa más de 1,5 veces la diferencia global de las dos series.

En un segundo lugar en orden de importancia a explicar la diferencia de magnitudes de la serie se encuentra la masa de ingresos englobada dentro del concepto de "contribuciones". Esta diferencia no es sustantiva al inicio de la serie ($2.505,2 millones), pero si se adquiere relevancia al final del período ($7.959,8 millones). Supone un incremento de mas de 3 veces el valor inicial de la diferencia.

Para el caso de los asalariados no registrados, la diferencia de ingresos no es sustantiva. ES de $3.903,9 millones al inicio de la serie y se reduce al 70% al final de período ($1.313,6 millones).

En las dos categorías restantes, ocupados rurales y trabajadores por cuenta propia, hemos decidido no englobarlo dentro de las categorías usadas por la Dirección de Cuentas Nacionales, ya sea porque no hemos podido diferenciar el componente registrado de los ocupados rurales o porque directamente no son considerados dentro de la remuneración al trabajo asalariado por parte de la estimación oficial (para el caso de los trabajadores por cuenta propia). De esta manera, estas dos masas de ingresos que hemos considerado en nuestra estimación funcionan como diferencias de magnitudes que contrarrestan las diferencias que a favor de la estimación oficial arrojan la remuneración de los asalariados formales.

Cuadro Nº 10: Diferencia de ingresos entre las dos mediciones. En millones de pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

La razón de la diferencia entre la masa salarial de los registrados en una y otra medición radica en la diferente metodología y fuente de información usadas. En nuestro caso hemos trabajado con los resultados de la Encuesta Permanente de Hogares tal como es publicada por el INDEC. De ella extraemos la cantidad de asalariados formales urbanos y el ingreso promedio declarado. Con estos dos datos calculamos la masa salarial de los formales considerando 13 pagos mensuales (es decir incluyendo el aguinaldo).

La Dirección Nacional de Cuentas Nacionales trabaja con la base de datos del Sistema Integrado de Jubilaciones y Pensiones (SIJP), que es corregida con información de la Encuesta Permanente de Hogares (EPH), la que a su vez también es corregida por los técnicos de la citada dirección.

En primer lugar corrigieron la Encuesta Permanente de Hogares en 3 "fallas" de la misma:

Con esta EPH ajustada para cada onda, se calcula el salario promedio de los no registrados y de los ocupados no asalariados (cuentapropistas y patrones que conforman el ingreso mixto). Es decir esta corrección es la que explica la diferencia de ingresos de los asalariados no registrados.

Para el caso de los registrados, se toman los datos de la base del SIJP ajustando la subdeclaración de la misma por los datos de la EPH corregida (que en su proceso de corrección también participó la propia base del SIJP que en este momento se corrige). La corrección parte de comparar el ingreso promedio por sector de actividad de las dos fuentes. Como en algunos sectores se capta diferencia de ingresos favorables a la EPH, la estimación oficial, corrige esta diferencia (si se mantiene cierta estabilidad en el tiempo) asignando un coeficiente que incrementa el ingreso de estos sectores en la base del SIJP.

Además de ser criticable el ajuste de la base del SIJP por la EPH que fue corregida con la propia base SIJP, el procedimiento estadístico descripto es pasible de otra no menor critica metodológica: Al corregirse el universo de los registrados (base SIJP) en base a una muestra global del mercado laboral (EPH) se alteran las relaciones entre registrados y no registrados (cantidad de asalariados, evolución y masa salarial) presentes en la muestra. Este no sería un problema si la estimación oficial hiciera supuestos que permitan mantener esas relaciones, o si tuviera otra fuente respecto a los no registrados. Sin embargo, la metodología oficial calcula las variables de los asalariados no registrados en base a la EPH. De esta manera las proporciones existentes entre asalariados registrados y no registrados se modifican sin que exista ningún justificativo metodológico que avale dicha modificación. Aclaramos que este justificativo no puede existir por la sencilla razón que la única muestra global del mercado de trabajo es la EPH. No existe otra encuesta sobre los no registrados que permita alterar las relaciones entre estos y los registrados que se capta en la EPH.

A continuación presentamos los datos desagregados utilizados por la DNCN. Como hemos señalado, el citado organismo trabaja con los datos de salarios corregidos de la base SIJP. Estos datos salariales son multiplicados por la cantidad de puestos de trabajo declarados al SIJP. Los datos suministrados la citada Dirección par la estimación de la remuneración al trabajo asalariado corresponden a la cantidad de puestos de trabajo y la masa salarial total. Por inferencia puede calcularse el salario promedio implícito. Ver cuadro Nº 11.

Cuadro Nº 11: Remuneración al trabajo asalariado formal, puestos de trabajo declarados y salario promedio. Sistema Integrado de Jubilaciones y Pensiones. 2001 – 2005-

Fuente: Elaboración propia en base a Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

En el cuadro Nº 12 presentamos los mismos conceptos que hemos estimados en nuestra medición.

Cuadro Nº 12: Masa salarial formal, asalariados formales y salario promedio. Encuesta Permanente de Hogares. 2001 – 2005-

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC.

En el cuadro Nº 13 se presenta la diferencia de magnitudes de los conceptos relativos al trabajo asalariado formal de las dos estimaciones. Puede observarse que la diferencia tiende a crecer. A inicios de la serie la cantidad de puestos de trabajo difería en 948.933 asalariados, mientras que al final de la serie asciende a 1.313.432 asalariados. De igual modo, la diferencia del salario promedio asciende a $215,1 en el 2001 y crece a $329,8 en el 2005. De este modo la diferencia de la masa salarial formal pasa de $24.807,1 millones a $46.605,4 millones.

Cuadro Nº 13: Diferencia en los conceptos relativos al trabajo asalariado formal. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

En el cuadro Nº 14 se presenta la diferencia en porcentaje de cada una de los componentes de la masa salarial formal. En la estimación oficial el sueldo promedio mantiene una diferencia entorno al 33% constante en toda la serie (excepto para el año 2002). En cambio, la diferencia en la cantidad de puestos de trabajo crece, del 18,5% en el 2001 al 23,1% en el 2005. Estas dos diferencias explican que la diferencia de la estimación respecto a la nuestra ascienda del 58,7% en el 2001 al 64,1% en el 2005.

Cuadro Nº 14: Diferencia en porcentaje de los conceptos relativos al trabajo asalariado formal. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

Hemos explicado que la diferencia en cuanto a los salarios de los formales radica en la distinta fuente de información utilizada (EPH en nuestro caso y SIJP en la estimación oficial). Sin embargo, lo que llama poderosamente la atención es la diferencia que existe entre la cantidad de asalariados formales que presenta la estimación oficial en base al SIJP y, ya no nuestra estimación, sino con la propia información provista por la Administración Nacional de Seguridad Social (ANSES) que elabora la propia base SIJP.

En efecto, tal como cuenta en el Anuario Estadístico de la República Argentina 2006, en su página 278 y 279 (en el capitulo de Seguridad Social), se informa la cantidad de asalariados formales declarados al SIJP a junio de cada año. En el cuadro Nº 15 se presenta la cantidad de asalariados formales tenidos en cuenta por la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales (DNCN) y el SIJP, así como las diferencias existentes.

Cuadro Nº 15: Asalariados registrados declarados al SIJP según la DNCN y el propio SIJP. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a Dirección Nacional de Cuentas Nacionales y Anuario Estadístico de la República Argentina 2006.

Como se observa del cuadro, la estimación oficial de la DNCN excede la cantidad de puestos asalariados formales declarados en el SIJP en más de 2 millones de asalariados, para cualquier período de la serie. El 2001 la DNCN computa un 59,6% más de asalariados formales que el que presenta el SIJP (2.271.498 asalariados más). Esta diferencia crece hasta alcanzar el 75,9% en el 2004. Durante el 2005 la diferencia es del 52,9%, lo que supone, de parte de la DNCN de un cómputo de 2.417.605 asalariados formales superiores a los registrados por la propia base del SIJP.

La información proporcionada por la base del SIJP en el Anuario Estadístico permite distribuir la cantidad de asalariados registrados por intervalos remuneración. Esta información la presentamos en el cuadro Nº 16.

Cuadro Nº 16: Asalariados formales según intervalos de remuneración. 2001 – 2005.

Fuente: Anuario Estadístico de la República Argentina 2006.

Con la información del cuadro anterior puede estimarse la masa salarial de los formales del SIJP. Para tal fin se considero el salario promedio de cada intervalo (para el último intervalo se consideró un salario promedio de $4.000). En el cuadro Nº17 se presenta esta estimación.

Cuadro Nº 17: Estimación de la masa salarial de los registrados según salario promedio de intervalo. En millones de pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a Anuario Estadístico de la República Argentina 2006.

En el cuadro Nº 18 se presenta la masa salarial formal según la estimación oficial (DNCN), la nuestra (IDEF) y la del SIJP.

Puede observarse que nuestra estimación es inferior a la del SIJP en $5.387, 9 millones en el 2001. Esta diferencia se incrementa a -$14.224,7 millones en el 2005.

En cambio, la estimación oficial de la DNCN es superior en $19.419,2 millones en el 2001 a la del SIJP. Diferencia que alcanza los $32.380,7 millones en el 2005.

Cuadro Nº 19: Masa salarial formal según estimación oficial (DNCN), propia (IDEF) y SIJP. En millones de pesos corrientes. 2001 - 2005

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001, Dirección Nacional de Cuentas Nacionales y Anuario Estadístico de la República Argentina 2006.

Por último en el cómputo de las contribuciones patronales a la seguridad social, la estimación oficial la divide en dos categorías:

En el cuadro Nº 20 se presenta la estimación de las contribuciones calculadas por la DNCN y se las compara con la efectivamente recaudada por la AFIP en el período de análisis. Surge con claridad que la estimación de la DNCN sobreestima el monto de contribuciones patronales respecto a la respectivamente obtenida por el órgano recaudador. En efecto al inicio de la serie, la sobreestimación que resulta de la estimación de la DNCN asciende a $10.944,8 millones (es decir 182,1% superior a lo efectivamente recaudado). Para el año 2005 la sobreestimación asciende a $16.104,9 millones (es decir 126,3% superior a la efectivamente recaudada).

Cuadro Nº 20: Contribuciones patronales según la estimación de la DNCN (efectivas e imputadas) y según la recaudación de la AFIP. En millones de pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a Dirección Nacional de Cuentas Nacionales y AFIP.

Las evidencias mostradas en materia de masa salarial de los formales y contribuciones patronales no parecen validar la estimación oficial ni inhabilitar nuestra medición. No parece razonable incorporar las estimaciones de remuneración al trabajo asalariado formal ni el de las contribuciones patronales realizadas por la estimación de la DNCN. Sí podríamos incorporar a nuestra estimación la masa salarial formal que resulta de los registros del SIJP en lugar de la que surge de la EPH. De esta manera el cuadro de ingresos de los sectores populares ascendería a $154.982,1 millones para el 2005. Ver cuadro Nº 21.

Cuadro Nº 21: Masa de ingreso de los sectores populares. En millones de pesos corrientes. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Anuario Estadístico de la República Argentina 2006.

En el cuadro Nº 22 presentamos la masa de ingresos de los sectores populares, considerando como masa salarial formal la que resulta de la base del SIJP, en porcentaje del valor agregado bruto.

Los datos del cuadro indican que la participación del total de los sectores populares pasó de representar el 37,9% en el 2001 al 34,8% en el 2005, lo que supone una caída del 8% en la participación. Dentro de los ocupados, la única categoría que logro recuperar el porcentaje del 2001 es la de los asalariados registrado (aunque mantiene una participación de apenas el 5%). Los asalariados registrados formales mantienen una caída en su participación del 2,3%, mientras que la caída para los trabajadores por cuenta propia asciende al 12,1% y para los ocupados rurales es del 30%. Ver cuadro

Cuadro Nº 22: Masa de ingreso de los sectores populares en porcentaje del Valor Agregado Bruto. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Anuario Estadístico de la República Argentina 2006.

Sin embargo, la introducción de la información del SIJP cambia la tendencia de la participación de los sectores populares en el período 2001 – 2005. En lugar de ser el año 2002 el de mayor caída en la participación, es el 2003 donde se verifica tal situación (año que en nuestra estimación anterior era el de mayor repunte de la participación de los sectores populares). En efecto, tal como muestra el cuadro Nº 23, mientras en el 2002 la participación de los sectores populares se reduce un 6,4%, en el 2003 la caída asciende al 12,8%. Esta situación se explica por la introducción de la fuente SIJP a nuestra estimación. Así, durante en el 2002, donde todas las categorías de los sectores populares presentan el mayor porcentaje de caída en todo el período, los asalariados formales tiene uno de sus mejores años: crece su participación en 8,1%. Por el contrario, en el 2003, donde todas las restantes categorías (excepto las jubilaciones y pensiones) presenta el mayor porcentaje de recomposición de su participación, los asalariados formales experimentan su peor año: tienen una caída del 26% en su participación.

Cuadro Nº 23: Evolución anual de la masa de ingreso de los sectores populares en porcentaje del Valor Agregado Bruto. 2001 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a EPH – INDEC, ANSES y CNPyV 2001 y Anuario Estadístico de la República Argentina 2006.

Resta analizar la compatibilidad de la medición oficial con lo que resulta de la serie con la correspondiente a las Grandes Empresas y la que surge de la comparación histórica.

La Dirección Nacional de Grandes Empresas presenta la información económica de las 500 empresas de mayor valor agregado del país para el período 1993 – 2004. En el cuadro Nº 24 se presenta los datos de salarios, contribuciones e indemnizaciones por despido que componen la masa salarial del universo de las 500 firmas mas importantes del país y se la compara con el valor agregado bruto correspondiente.

Los datos son elocuentes en señalar que la participación de la masa salarial total de la cúpula económica representa apenas el 19,6% del valor agregado en el 2004. Esta participación es la menor de todo el período 1993 – 2004. Inclusive el período 2001 – 2004 presenta una caída sistemática en todos los años de la participación de los asalariados de la cúpula en el valor agregado producido. Claro que la caída principal ocurre en el 2002, donde la participación de los asalariados retrocede un 41,2% (pérdida de 14,4 puntos). En el 2003 la caída en la participación es de 2,9% (0,6 puntos) y en el 2004 la pérdida es de 1,5% (de 0,3 puntos).

Cuadro Nº 24: Participación de la masa salarial (salarios, contribuciones e indemnizaciones por despido) en el valor agregado bruto de las 500 empresas más grandes. 1993 – 2004.

Fuente: Elaboración propia en base a Encuesta Nacional de Grandes Empresas (ENGE) del INDEC.

Lo llamativo de la serie de distribución funcional en la cúpula es el elevado porcentaje en que parte la serie en el año 1993 (50%). Sin embargo, lo importante en términos de tendencia es advertir que a partir de dicho año, la participación de los asalariados cae sistemáticamente hasta ubicarse en el 34,9% en el 2001. La etapa post – devaluación, supone un deterioro mayor de la participación al ubicarse en apenas el 19,6% del valor agregado.

Las diferencias entre las dos series puede advertirse al constatar que:

En el cuadro Nº 25 se presenta la participación de masa salarial en el valor agregado bruto de la cúpula y del total de la economía para el período 1993 -2004.

Cuadro Nº 25: Participación de la masa salarial dentro del valor agregado bruto. Cúpula y total economía. En % y base 100 = 1993. 1993 – 2004.

Fuente: Elaboración propia en base a Dirección Nacional de Cuentas Nacionales y Encuesta Nacional de Grandes Empresas (ENGE) del INDEC.

En el gráfico Nº 3 presentamos, haciendo base 100 en 1993, la participación de la masa salarial para la cúpula y el total de la economía. Este gráfico permite observar una importante diferencia entre las dos tendencias: En primer lugar, la caída del período 1993 – 1997 es mucho más pronunciada en la cúpula que en total de la economía. Del mismo modo, la recuperación posterior hasta el año 1999 es más pronunciada en el total de la economía que en la cúpula. La crisis de la convertibilidad refleja un empeoramiento distributivo al 2001 en la cúpula que no se observa en el total de la economía. Finalmente la caída en el 2002 es mucho más abrupta en la cúpula que en el total de la economía, momento a partir del cual, en el total de la economía se observa una recuperación de la participación (que la emparenta con la de 1998), mientras que en la cúpula persiste, aunque más lentamente, la caída en la participación (el 2004 es el peor año de la serie).

Surge con claridad de lo expuesto que la lógica de la cúpula empresaria, los agentes más dinámicos y que a su vez imprimen sus rasgos en el conjunto de la economía, asocia a su desarrollo una tendencia permanente de regresividad distributiva. Cada año termina, excepto en contadas excepciones, con una pauta distributiva de mayor regresividad que el anterior.

Las evidencias presentadas por la estimación oficial para el conjunto de la economía revela un comportamiento algo distinto. No hay dudas de la mayor regresividad de la distribución, en el sentido de que el 2005 refleja un caída respecto al 2001 y una más leve respecto a 1998, sin embargo hay momentos de recomposición de la participación de los asalariados. Es decir, para el conjunto de la economía, la crisis (en este caso la del 2002) supone una pauta distributiva de mayor regresividad respecto a la etapa anterior.

Grafico Nº 3: Participación de los asalariados en el valor agregado bruto. Cúpula y total economía. 1993 =100. 1993 – 2004.

Fuente: Elaboración propia en base a Dirección Nacional de Cuentas Nacionales y Encuesta Nacional de Grandes Empresas (ENGE) del INDEC.

Sabido es que hasta la reciente publicación oficial, la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales, había estimado la serie de la distribución funcional desde 1950 hasta 1973. Esta serie la presentamos en el cuadro Nº 26.

Como se observa del cuadro, el mejor año para los trabajadores fue el de 1954 donde su participación alcanzó el 50,8% del producto de ese año. En el año 1955 la participación cae ubicándose en 47,7% del producto. Caída que persistirá hasta el año 1957 donde la participación se ubica en el 43,8%. A partir de ahí la participación de los trabajadores tendrá períodos expansivos y contractivos que promediaran para el período 1958 – 1973 una participación del 42,5% de los trabajadores. Para 1973 la participación asciende al 46,9% que supone el mejor año para los trabajadores desde 1954.

Cuadro Nº 26: Distribución Funcional del Ingreso. Serie histórica. 1950 –1973.

Fuente: Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

Como lo detalla el propio informe de prensa de la Dirección Nacional de Cuentas Nacionales sobre la estimación del período 1993 - 2005, las principales diferencias entre la metodología histórica y la recientemente utilizada radica en dos aspectos:

Los elementos expuestos tornan en incompatibles la comparación directa de la serie 1993 – 2005 con la serie histórica. Mal que le pese al presidente, no se puede comparar linealmente estas dos series.

La primera diferencia supone que la medición actual (a precios básicos) compara la masa salarial con el valor agregado valuado a los precios que lo percibe los productores. Es decir excluyendo todo tipo de impuestos (netos de subsidios). En la estimación histórica (a costo de factores) el valor agregado se mide a los precios de salida de fábrica (es decir excluye los margenes de comercio y los fletes realizados por terceros).

La diferencia sustantiva entre una medición y otra, es que en la nueva estimación se descuenta del PBI, además del IVA y el impuesto a las importaciones, otros impuestos específicos que recaen sobre los productos (como los ingresos brutos y las retenciones a las exportaciones).

Para tratar de compatibilizar criterios de estimación, puede corregirse la estimación del período 1993 – 2004 teniendo en cuenta el valor agregado a precios de productor (es decir descontando al PBI sólo el IVA y el impuesto a las importaciones). El procedimiento inverso es igualmente válido (tratar de estimar la serie histórica a precios básicos) pero la ausencia de información del período nos impide realizar dicho cálculo.

En el cuadro Nº 27 presentamos la readecuación de la serie oficial de distribución funcional del período 1993 – 2005 en base a comparar la masa salarial con el Valor Agregado Bruto a precios de productor. Así medido, la participación de los asalariados desciende respecto a la medición a precios básicos. De esta manera la participación de los asalariados al 2005 es del 35% en lugar del 38,6%.

En cuanto a la tendencia, se mantiene igual en lo relativo a la caída respecto al 2001 pero distinto en relación con 1998. En efecto mientras comparando con el 2001 no hay diferencias, en la presentación oficial la participación pasa del 42,1% al 38,6% (caída del 8,2%) en la readecuación hecha en base a la medición a precios de productor, pasa del 39,8% al 35% (es decir una caída del 11,9%, mayor a la estimación oficial).

En cambio en relación con 1998, la estimación oficial muestra una participación de los asalariados levemente superior (del 38,3% en 1998 al 38,6% en el 2005), mientras la readecuación de la serie a precios de productor muestra una caída del 4,1% (de 38,8% en 1998 a 35% en el 2005).

Cuadro Nº 27: Readecuación de la serie oficial de distribución funcional considerando el valor agregado bruto a precios de productor. 1993 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

Salvada esta diferencia en la metodología surge que la comparación histórica indica:

En el gráfico Nº 4 se presenta la serie de distribución funcional histórica y la recientemente publicada por DNCN ajustada a la medición a precios del productor del valor agregado.

Gráfico Nº 4: Participación de la masa salarial en el valor agregado a precios de productor. . Serie histórica y ajuste de la serie 1993 – 2005. 1950 – 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a Dirección Nacional de Cuentas Nacionales.

Respecto a la segunda diferencia, la no contemplación de la economía informal en el valor agregado de la serie histórica, no se puede corregir por falta de información. No parece ser un ajuste que invalide la comparación con 1973, toda vez que en aquel momento la informalidad y legalidad laboral era prácticamente irrelevante en el contexto de pleno empleo de la economía de entonces. Suponer lo contrario equivale a asumir que la participación de los asalariados en el valor agregado presentaba un menor nivel que el que presenta la serie histórica para 1973. Este menor nivel en la participación supondría a su vez que la perdida de los asalariados sería menor en el 2005 y prácticamente inexistente en 1993.

No parece ser este el caso que presenta la comparación de largo plazo de otros indicadores económicos. El PBI por habitante del 2005 es apenas un 10,9% superior al de 1974. Es decir que en 32 años la economía creció a una tasa de apenas el 0,3% anual. Se trata de una economía estancada, más allá del fuerte proceso de crecimiento económico que desde mediados del 2002 presenta la actual coyuntura. Ver gráfico Nº 5.

Gráfico Nº 5: PBI, población y PBI por habitante. 1974 = base 100. 1974 - 2005

Fuente: Elaboración propia en base a series del PBI base 1970, 1986 empalmadas en base a la serie 1993.

En el marco de esta economía estancada se opera un brutal proceso de involución social. La comparación de los datos básicos del mercado laboral del 2005 con la situación de 1974 indica que:

Cuadro Nº 28: Indicadores económicos y sociales de la Argentina. 1974 - 2005

Fuente: Elaboración propia en base a datos oficiales del INDEC y Cuentas Nacionales

El último indicador dado, de distribución personal del ingreso, es el que resulta de la información que provee la EPH. Según un estudio realizado por técnicos de la DNCN, en base a la corrección de la EPH con los criterios expuestos en la medición de la distribución funcional, la magnitud de la regresividad en la distribución es mucho mayor que la relevada por la citada encuesta, debido a los problemas en la captación de ingresos.

En efecto en el citado material se presenta una corrección de ingresos de la EPH a los problemas de no respuesta de la variable ingresos, a la sudeclaración de la misma y a la no respuesta de la encuesta. Los resultados de esta corrección para octubre del 200 se presenta en el cuadro Nº 29.

Cuadro Nº 29: Porcentaje de corrección de ingresos de la EPH por decil. Octubre 2000.

Fuente: Felcmanm D.; Kidyba, S. y Rufo, H.

En el trabajo citado se presenta los datos de corrección de 3 ondas de la EPH puntual: la correspondiente a octubre de 1996, la de octubre de 1998 y la de octubre del 2000. No hay diferencias significativas en las 3 ondas: en la de 1996 el porcentaje de corrección fue del 18% y en la de 1998 fue del 14%.

Para estimar de manera aproximada la magnitud de la desigualdad en el reparto de ingresos del 2005 hemos utilizado el porcentaje de corrección de la onda más cercana, es decir la del año 2000. Este resultado lo presentamos en el cuadro Nº 30.

Cuadro Nº 30: Corrección del ingreso por decirle. Segundo semestre 2005.

Fuente: Elaboración propia en base a Felcmanm D.; Kidyba, S. y Rufo, H. y EPH.

De este modo, la distribución del ingreso generado sería aún más inequitativa de la que presenta la EPH. La brecha de ingresos entre el 10% más rico y el 10% más pobre en lugar de ser de 27,7 veces sería de 36,7 veces. Por su parte la distancia entre el 20% más rico y el 40% más pobre, en lugar de ser de 4,2 veces sería de 5,1 veces. Ver cuadro Nº 31

Cuadro Nº 31: Distribución del Ingreso por deciles. EPH oficial y EPH corregido. Segundo semestre 2005

Fuente: Elaboración propia en base a Felcmanm D.; Kidyba, S. y Rufo, H. y EPH.

El otro elemento que no puede dejar de señalarse cuando se trata de analizar la distribución del ingreso es el profundo cuadro de desigualdad y heterogeneidad al interior de los propios trabajadores. En efecto, tal como indica la información de la base SIJP que se presenta en el cuadro Nº 32, al 2005 mientras el salario promedio de los registrados es de $1.463, el 61,1% de los mismos perciben un salario promedio de hasta $1.200. Estos 2.972.603 asalariados formales representan apenas el 30,6% de la masa salarial registrada.

En el extremo opuesto, apenas el 11,9% de los asalariados registrados representan el 32,5% de la masa salarial formal. Se trata de 542.595 asalariados que según los registros del SIJP perciben por arriba de los $3.300 y que en este trabajo hemos considerado como supuesto un salario promedio de $4.000. Se trata del universo de trabajadores "vip" que conviven en el marco de una argentina cada vez más desigual.

Cuadro Nº 32: Asalariados Registrados en el SIJP. Promedio salarial por tramos, cantidad de asalariados y masa salarial. Junio 2005.