uis Huesca y Linda Llamas, investigador y doctorante respectivamente, del CIAD (Centro de Investigación en Alimentación y Desarrollo), situado en Hermosillo, escriben, en el número sobre pobreza de Acta Sociológica (UNAM-FCPyS) que empezará a circular en las próximas semanas, el artículo titulado Las limitaciones del sistema fiscal mexicano en la reducción de la pobreza: una medición pro-pobre, en el cual evalúan el efecto redistributivo de las finanzas públicas tomando en cuenta los ingresos por impuestos y contribuciones a la seguridad social, y del lado del gasto, sólo las transferencias monetarias a las personas y hogares; es decir, no toman en cuenta los servicios de salud y educación que se entregan a la población en especie ni los servicios e inversiones más generales.

Conocedores (y partícipes) de la bibliografía de lo que los economistas llaman efecto pro-pobre y que generalmente se aplica al crecimiento económico, los autores aplican técnicas similares para calcular el efecto redistributivo monetario del sistema fiscal del país. Como la ENIGH capta el ingreso neto de los hogares (después de pagar impuesto sobre la renta y contribuciones a la seguridad social e incluye lo que los hogares reciben de transferencias gubernamentales en efectivo), calculan, para cada hogar, los impuestos deducidos conforme las tablas del impuesto sobre la renta (ISR) y las reglas del IMSS e Issste, así como el IVA y el IEPS pagados en sus compras, para calcular el ingreso pre-fiscal de los hogares y poderlo comparar con el ingreso pos-fiscal que captan las ENIGH. Al comparar las dos distribuciones de ingresos (pre y pos-fiscales), identifican quienes ven aumentados y quienes disminuidos sus ingresos, poniendo atención central a los hogares pobres de ingresos según los umbrales del Coneval y del MMIP (Método de Medición Integrada de la Pobreza).

Concluyen que sí hay un efecto positivo pro-pobre del sistema fiscal monetario, pero que éste es más acentuado y se concentra en los hogares de muy bajos ingresos, alrededor o debajo de la línea de bienestar mínimo (LBM) del Coneval. Los autores hacen notar que la mayor parte de la población pobre del MMIP no recibe un efecto positivo (sino negativo) del sistema fiscal, mientras si lo recibe la mayor parte de quienes se encuentran por debajo de los umbrales del Coneval. Aunque los autores no abundan en la conexión entre sus datos y los Programas de Transferencias Monetarias Condicionadas y Focalizadas (PTMCF), en particular el Prospera, en los resultados esto se hace evidente. En sus conclusiones agregan que en este tipo de análisis es muy importante utilizar varios métodos para la medición de la pobreza, y no sólo el oficial.

El artículo con el cual cierra la revista, de Julio Boltvinik y Araceli Damián (ByD), se denomina Pobreza creciente y estructuras sociales más desiguales en México. una visión integrada y crítica. En él se pueden distinguir dos partes. La primera contrasta el MMIP con el método de medición oficial del Coneval y evalúa críticamente éste. La segunda es un detallado análisis empírico sobre la pobreza en México basado en el MMIP (excepto entre 1968 y 1992, periodo para el cual se usan otros métodos), donde mostramos que en México:

1) La incidencia de la pobreza (H =q/n= pobres/ población; si H se multiplica por 100 queda expresada como %) es más alta en 2014 que en 1977 (37 años antes). Aunque no hay una serie que cubra este largo periodo, observamos con el método usado por Hernández-Laos-Boltvinik, que es el único que cubre de modo totalmente comparable el periodo 1968-1994, y que es un método de pobreza por ingresos, cuya línea de pobreza (LP) es igual al costo de la CNSE (Canasta Normativa de Satisfactores Esenciales) de Coplamar, que entre 1977 y 1994, la H de ingresos pasó de 58% a 67%, aumento de 12%, mientras entre 1994 y 2012 la serie de pobreza por ingresos del Comité Técnico para la Medición de la Pobreza (CTMP)-Coneval) muestra un estancamiento total (con fuertes fluctuaciones en años intermedios) en 52%, y el MMIP muestra una leve baja entre 1994 y 2014 de 85% a 83% (equivalente a 2.4%). La conclusión es contundente: H es más alto en 2014 que en 1977.

2) El número de pobres (q) crece entre 1992 y 2014, tanto por el MMIP (de 75 a 100 millones) como por las principales dimensiones del MMIP: ingresos (de 66 a 91 millones) y por NBI (Necesidades Básicas Insatisfechas), de 75 a 91 millones que son las principales dimensiones del MMIP. Un hecho destacable es que la q de ingresos, que era en 1992 (66 millones) menor que la de NBI (75 millones), la alcanza en 2014. 3) Al eliminar el malabarismo del método del Coneval de separar ‘vulnerables’ de ‘pobres (que se explica en la primera parte del artículo), la población carenciada (la suma de pobres más vulnerables en el Coneval) es similar a la del MMIP: 95 millones en el Coneval y 100 millones en el MMIP).

4) Hay fuerte contraste entre el estancamiento del número de pobres (q) con una o más carencias sociales en el método del Coneval entre 2008 y 2014 (que pasa de 85.4 a 86.8 millones, incremento de 2%) y el crecimiento significativo de q en NBI-MMIP (que pasa de 87 a 91 millones, incremento de 5%), lo cual se explica porque las políticas públicas están invirtiendo en programas sub-mínimos para el MMIP, pero normativos para el Coneval, como el Seguro Popular. 5) Entre 2006 y 2014 aumentan H (por ciento de pobres), la intensidad, I (qué tan pobres son los pobres), la incidencia equivalente (HI), que es el producto de los dos indicadores anteriores, y qI (nº de pobres equivalentes o masa carencial). En el cuadro 1 se presentan estos datos.

6) También se observan fuertes cambios en la pirámide social: cae el porcentaje no pobres (de 21% a 16.6%) y la H de población en pobreza moderada (de 31.2% a 29.1%), y suben las H de pobreza extrema (de 47.8% a 54.3%) y de indigencia (de 26% a 30.4%). 7) Se observa una fuerte desigualdad entre entidades federativas (la H va de 58.4% en la Ciudad de México a 93.8% en Chiapas) y entre medios rural, MR: (H de 96%), urbano no metropolitano, MUNM, (90%), y metropolitano, MM (74%), y cuyas intensidades medias de pobreza (I) son 0.51, 0.42 y 0.33 respectivamente; en consecuencia las HI son 0.49, 0.38 y 0.25, siendo la HI del MR prácticamente el doble de la del MM. El cuadro 2 presenta los valores de q, H, I, HI y qI para los tres medios. El texto, y el número, terminan así:

Sorprendentemente, el n° de pobres equivalentes o masas carenciales totales (qI) de los tres medios son muy similares: 13.6 mill (MR), 13.3 mill. (MU) y 14.1 mill. (MM), por lo cual el conjunto de programas de lucha contra la pobreza debería asignar montos de recursos similares a los tres medios.

Esta conclusión es contraria a la política de lucha contra la pobreza que prioriza el medio rural. Con estos dos artículos concluyo la narración de los artículos que conforman el número temático de Acta Sociológica, concluyendo así esta serie.

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