Melvin Morera Salas¹
Gustavo Picado Chacón¹

Resumen

El esquema de financiamiento de los regímenes administrados por la Institución, está caracterizado por una alta dependencia de los ingresos que por concepto de cuotas aportan trabajadores, patronos y Estado. En términos simples, el crecimiento de esta partida, en un año o período específico, guarda una estrecha relación con las condiciones imperantes en el mercado laboral, tanto en la capacidad de éste para generar nuevos empleos, como para ampliar las remuneraciones que los trabajadores perciben. De igual forma, la dinámica de este mercado, está en buena parte, determinada por el comportamiento de Ia actividad social dirigida a la producción de bienes y servicios. ]]> En este particular, subsiste la idea de que un crecimiento alto en el PIB del país, a través de sus consecuencias favorables sobre el mercado de empleo, provoca una importante expansión en los ingresos recaudados por la Institución. Por supuesto, que ésta no es relación perfecta, pues factores de diversa índole lo impiden (un trabajador adicional en el mercado puede estar exento de afiliarse al Seguro o bien puede evadir su responsabilidad), pero sí una interpretación intuitivamente correcta.
 

I. Introducción

Conforme lo establece el Art. 3 de la Ley Constitutiva de la C.C.S.S., únicamente los trabajadores manuales e intelectuales asalariados, es decir, aquellos que ejercen su esfuerzo productivo en el marco de una relación contractual de trabajo, están obligados a cotizar para los seguros administrados por la Institución. Los otros individuos que ejercen la actividad laboral de manera independiente, tienen la posibilidad de afiliarse o no, por medio del denominado Seguro Voluntario, a los Seguros de Salud y de Invalidez, Vejez y Muerte

Sin duda alguna, las particularidades de esta normativa han condicionado la forma y amplitud del esquema de financiamiento de los seguros sociales en Costa Rica. En el caso específico del Seguro de Salud, los ingresos provenientes de las contribuciones aportadas por los asegurados obligatorios, junto con los patronos y el Estado (financiamiento tripartito), constituyen la principal fuente de ingresos. De acuerdo con la información presentada en el Cuadro N°1, en el quinquenio 1994-1998, el 90,1% de los ingresos reglamentarios fueron producto de las cuotas derivadas de los asegurados directos activos, de éstas un 83,4% provenían de los asegurados asalariados u obligatorios (75,1% del total).
 

Sin embargo, más que esta lógica dependencia de las finanzas del Seguro de Salud de las contribuciones de los asegurados obligatorios, el verdadero problema derivado de las disposiciones de afiliación vigentes, es que no ha permitido un proceso de aumento de la cobertura contributiva simultáneo al de la universalización de los servicios de salud. En efecto, desde principios de los años ochenta el nivel de cobertura como porcentaje de la fuerza de trabajo permanece por debajo del 70%, incluso con tendencia a bajar, mientras el acceso universal, para toda la población nacional es una realidad materializada desde hace al menos dos décadas.

Dentro de este contexto, adelantar de manera precisa el comportamiento futuro de los ingresos recibidos de los asegurados asalariados, constituye una herramienta de altísimo valor en la programación financiera de la Institución. Por esta razón, el presente estudio tiene como objetivo fundamental determinar a través del empleo de técnicas econométricas, un conjunto de relaciones válidas que permitan la estimación de esta variable, y en última instancia la de los ingresos totales del Seguro de Salud.

Con este propósito se formaliza y somete a prueba la relación entre la masa salarial de los asegurados directos activos, la base para el cálculo de los ingresos por contribuciones, y la producción nacional de bienes y servicios medida por el Producto Interno Bruto (PIB). En términos simples, la hipótesis básica es que el crecimiento de los ingresos por cuotas de los asegurados obligatorios en un año o período específico guarda una estrecha relación con las condiciones imperantes en el mercado laboral, tanto en la capacidad de éste para generar nuevos empleos, como para ampliar las remuneraciones que los trabajadores perciben. De igual forma, la dinámica de este mercado, está en buena parte, determinada por el comportamiento de la producción de bienes y servicios.

En este particular, subsiste la idea de que un crecimiento alto en el PIB del país, a través de sus consecuencias favorables sobre el mercado de empleo, provoca una importante expansión en los ingresos recaudados por la lnstitución. Porsupuesto, que si bien es cierto ésta no es relación perfecta, pues factores de diversa índole lo impiden (un trabajador adicional en el mercado puede estar exento de afiliarse al Seguro o bien puede evadir su responsabilidad), sí es una interpretación intuitivamente correcta.

Una vez efectuado el ajuste y determinación de la función apropiada, desde el punto de vista econométrico, el siguiente paso es construir un ejercicio de simulación que permita obtener proyecciones razonables de Las variables consideradas relevantes en el estudio. En el presente caso, el período seleccionado para estos efectos fue 1999-2005.

Por último, es importante destacar que el modelo elegido, junto con el valor específico de sus parámetros, no es de forma alguna definitivo. Por el contrario, éste quedará expuesto a revisiones futuras, tanto en su bondad como estimador, así como de la sensibilidad de mejorar el ajuste, conforme se disponga de series de tiempo más prolongadas que las utilizadas en esta ocasión.
  ]]> II. Crecimiento económico, demanda de trabajo y número de asegurados

Por lo general, el proceso de crecimiento económico de los países en vías de desarrollo, está basado en el uso intensivo de capital físico y recurso humano y no tanto en el aumento de la productividad de estos insumos. Esta condición es inducida tanto por la relativa abundancia a un bajo costo de la fuerza de trabajo, así como el acceso limitado a tecnología productiva, el bajo nivel del capital humano y las políticas de los gobiernos que favorecen este comportamiento. En etapas sucesivas de crecimiento económico, típicas de economías maduras como Estados Unidos, Alemania, Japón, etc., los incrementos en la productividad son el factor determinante en el aumento de la producción de bienes y servicios.

En el marco de estas apreciaciones, es importante señalar que en el caso particular de Costa Rica, las tasas de crecimiento de la productividad en la actualidad no alcanzan las obtenidas treinta años atrás, por lo que el crecimiento económico de los últimos años ha sido el resultado más de la inversión en capital físico y humano, que en incrementos de este indicador. La deducción anterior, permite argumentar que la predicción convencional de una relación positiva entre actividad económica y variaciones en el nivel de empleo parece, al menos en el caso de Costa Rica, correcta.

La validez de esta propuesta, es evidente al comparar la magnitud y dirección de los movimientos en las tasas de crecimiento del Producto Interno Bruto (PIB) y de la Población Económicamente Activa Ocupada (PEAO), pues éstos muestran una alta correlación.

Dada las disposiciones legales relativas a la afiliación obligatoria, un aumento de la fuerza de trabajo ocupada en la economía, producto de una expansión de la actividad productiva, supone en última instancia un aumento, aunque en proporciones menores, en el número de asegurados de la Caja. En el período 1990-1998, y conforme lo describe el Gráfico N° 2, la relación de las tasas de crecimiento del PIB y de los asegurados asalariados del Seguro de Salud presentaron oscilaciones en la misma dirección, aunque naturalmente a niveles distintos.
  ]]>

Es pues claro, cómo la evolución de la actividad económica nacional, a través de sus efectos sobre el mercado laboral, repercute en las finanzas de la Institución. No obstante, este canal de transmisión no es perfecto y por lo contrario enfrenta algunas deficiencias, dentro de las cuales destacan las siguientes:

· La conducta evasora del patrono: El reducido margen de acción en materia de control contributivo, inspección y capacidad compulsiva, aunado con las débiles multas y sanciones establecidas por la Institución en caso de que el patrono incumpla alguna de sus obligaciones como asegurador, recaudador o contribuyente, producen un marco ideal para perpetuar el fenómeno de la evasión contributiva.

En este sentido, el mejor desempeño del mercado laboral en un período de tiempo determinado, reflejado en la creación de nuevos puestos de trabajo y el aumento de los salarios pagados, puede tener un efecto marginal bastante bajo sobre los ingresos por cuotas de los asegurados asalariados del Seguro de Salud.

· El nivel de empleo responde con rezagos a las variaciones en la actividad económica: Esto ocurre porque las empresas no despiden o contratan personal con la misma rapidez que la producciónaumenta o desciende. Por ejemplo, cuando la producción cae, las firmas no ejecutan de manera inmediata una reducción en sus planillas, pues por lo general, una cantidad importante de los trabajadores ha atesorado experiencia y conocimientos en el desarrollo de sus labores, lo que impone un alto costo futuro para las firmas, al tener que contratar nuevo personal cuando la actividad se recupere.

Otro aspecto que está relacionado con el anterior, es que las empresas basan sus movimientos de personal de acuerdo a las expectativas futuras de producción. En este sentido, una ernpresa contratará más trabajadores e incurrirá en el gasto de incrementar el empleo sólo si hay expectativas de una elevada producción durante un lapso extenso.  ]]> · Estructura rígida de empleo en el Sector Público: Esto se debe a que los contratos de trabajo suscritos en este sector son por lo general de tiempo indefinido y la capacidad real de despedir un empleado de una manera expedita y poco onerosa es relativamente baja. En el fondo esta situación implica que la mano de obra pase a ser un recurso fijo ante variaciones en la producción.

Esta característica del empleo es contraria a lo que establece la teoría económica, pues el recurso humano es variable en el corto y largo plazo, en contraposición al recurso capital. Esto da como resultado una estructura productiva extremadamente rígida, incapaz de ajustarse a variaciones en la tendencia de la actividad productiva de la economía.

Dada la elevada proporción que representa la masa salarial del Sector Público de la masa salarial de los asegurados directos asalariados, esta se torna muy estable y sus variaciones son explicadas básicamente por el comportamiento de los asegurados asalariados del sector privado. En el periodo 1990-1998 la masa salarial del Sector Público representó en promedio 42% del total, mientras que los trabajadores del sector privado representaron un 27%.

 
III. Ingreso por contribuciones y masa salarial

Los ingresos por contribuciones de los asegurados asalariados, puede expresarse en términos algebraicos de la siguiente manera:

donde,

        IC_j = Igresos tributarios de los asegurados asalariadosen el período j ]]>         MS_j = Masa salarial de los asegurados asalariados enel período j

        T_j= Tasa cotización tripartita (trabajador, patrono yEstado) en el período j
 

En el supuesto de que la tasa de contribución se mantenga constante en el tiempo, los ingresos por contribuciones de los asegurados asalariados estarán determinados por la evolución de la correspondiente masa salarial. Este concepto, a su vez es igual a la sumatoria de los salarios reportados por estos asegurados en un período de tiempo determinado, es decir:

donde, 

            MS_j = masa salarial período j
            S_ij = salario reportado por asegurado obligatorio i en el período j

No obstante, que el número de asegurados asalariados representa un 73.3% del total de asegurados directos activos, la respectiva masa salarial de este grupo ha representado cerca de un 91% en promedio en el último quinquenio. Los datos de esta variable empleados en el estudio, provienen de la base "Estadísticas de Patronos, Trabajadores y Salarios" de la Dirección Actuarial y de Planificación Económica.

El índice utilizado para expresar la masa salarial nominal en términos reales, es el Indice de Precios al Consumidor (IPC) con base en enero 1995. No obstante, es importante señalar que a efecto de considerar la característica que tiene la masa salarial como variable flujo, la serie original del IPC fue transformada de tal manera, que el concepto relevante al momento de producir la deflatación fuera el valor promedio del índice en los doce meses del año. ]]>  

IV. Modelo de estimación

El resultado de un amplio trabajo de investigación econométrica, puede resumirse en la presentación de la ecuación final elegida para explicar el comportamiento de la masa salarial de los asegurados directos asalariados del Seguro de Salud en función de la producción nacional. El modelo adoptado en este caso fue uno de tipo lineal² y sus parámetros calculados por medio de la técnica de mínimos cuadrados ordinarios. De esta forma, la masa salarial real es función de un componente independiente, los niveles de producción nacional y un término aleatorio. Es decir,

PIBR = Producto Interno Bruto Real

= componente aleatorio que se supone, es normal, independiente e idénticamente distribuido
t = período actual
 

En cuanto a la variable PIBR, ésta corresponde a la serie calculada por el Banco Central de Costa Rica con año base 1966. La estimación de los parámetros del modelo propuesto fue realizada con los datos anuales de ambas variables, correspondiente al período 1976-1998³, por medio del paquete econométrico Eviews (Micro TSP para Windows). Los parámetros ₀ y ₁, producto de la respectiva corrida: ]]>             MCO⁴  // Variable Dependiente es MS
                    Muestra: 1997- 1998
                    Observaciones Incluidas: 23
 
 

Los resultados anteriores indican que cuando el PIB real varía, por ejemplo, en 1 millón, la masa salaria real de los asegurados directos asalariados del Seguro de Salud varía en la misma dirección en aproximadamente,420 mil. Por lo tanto, los ingresos por cuotas obrero patronales por dicho concepto aumentanen alrededor de 60 mil colones (420*0.15; 5.5% cuota obrera, 9.25% cuota patronal y 0.25% aportación del Estado como tal).

Por otro lado, el valor de ₀ (-237 mil colones), significa que la masa salarial sería negativa en el caso de que la producción fuera igual a cero. Este resultado es lógico, pues la ausencia del proceso productivo en una economía, elimina el uso y por supuesto, el pago del factor trabajo.

El Gráfico N° 3 muestra cómo el ajuste del modelo propuesto es casi perfecto respecto de la serie histórica. En conjunto, los parámetros de éste explican el 97% de las variaciones de la masa salarial real.

Sin embargo, para evaluar la bondad del ajuste debe considerarse el error o desviación de la regresión (32,027). Así por ejemplo, la masa salarial de 1999 debe ubicarse en el intervalo de 825 mil a 953 mil con un 95% de certeza⁵. ]]> Un diagnóstico econométrico parcial aplicado a los resultados del modelo anterior, permitió arribar a las siguientes conclusiones:

· Los coeficientes, tanto individual como en conjunto, son estadísticamente significativos; en efecto la probabilidad de que éstos sean nulos es casi cero. Esto implica que con un nivel de significancia del 95% existe evidencia suficiente para aceptar la hipótesis nula de que la masa salarial está influenciada por la evolución de la producción nacional.

· Los coeficientes estimados tienen los signos esperados.

· Las magnitudes de los coeficientes son lógicas. En particular, el valor del coeficiente del PIB debe ser menor que la unidad, pues sólo una proporción de éste se destina al pago del factor trabajo.

· De acuerdo con el R2, el modelo estimado explica el 97% de la variancia de la masa salarial de los asegurados asalariados del Seguro de Salud.

· Conforme los resultados del estadístico Q y la prueba LM⁶ de correlación serial y el estadístico de Durbin-Watson, se puede decir que no existe autocorrelación de primer orden, pero con las dos primeras pruebas se determinó que existe autocorrelacíón de mayor orden, porque las probabilidades asociadas a éstos son menores al 10%, con lo cual se rechaza la hipótesis nula de que los residuos no están serialmente correlacionados.

· Respecto del supuesto de heterocedasticidad, las pruebas indican que no está presente este problema en la muestra analizado. Las pruebas ARCH⁷ con 1 a 5 rezagos y la prueba White con y sin términos cruzados apoyan esta afirmación.

· En cuanto a la normalidad de los residuos, el análisis gráfico por medio de un histograma indica que los residuos no tienen una distribución normal, pues su forma no parece la típica campana de Gauss. Sin embargo, utilizando el estadístico Jarque-Bera, la hipótesis nula de normalidad no puede rechazarse, debido a que su probabilidad asociada es muy alta (> al 10%. con 5% de significancia).
 
  ]]> V. Estimaciones de los ingresos por cuotas y totales

De acuerdo con los análisis econométricosexpuestos en la sección anterior, la ecuación

reúne condiciones estadísticas suficientes para emplearse como estimador de la masa salarial de los trabajadores asalariados en el período t, t + 1, ... t+ n. El único insumo necesario para estos efectos son estimaciones "confiables" del comportamiento futuro del PIBR.

Para los fines de este documento, se asume para 1999 una tasa de crecimiento del PIBR de 5.0% respecto a 1998 y una de 4.5% en el período 2000-2005. Si bien es cierto este último supuesto es bastante limitado, pues la actividad productiva de un país o región está condicionado por la presencia de ciclos económicos, caracterizados por expansiones y contracciones de la tasa de crecimiento de la producción de bienes y servicios, es una forma sencilla de disminuir la variabilidad en el tiempo. El Anexo N° 3 contiene estimaciones adoptando otras tasas de crecimiento del PIBR.

De acuerdo con lo anterior el PIBR de 1999 es igual a:

                PIBR₉₈ = 2,695,544 (año base 1998)
                PIBR₉₉ = PIBR₉₈* 1.05
                PIBR₉₉ = 2,830,321 ]]> por lo tanto,

                MS₉₉ = -236,685 + 0.4175* PIB99
                MS₉₉ = 955,755

En realidad, la masa salarial es solo una variable intermedia, pues lo que interesa son los ingresos por cuotas provenientes de los asegurados activos asalariados.

                IC₉₉ = MS₉₉ *0.15
                IC₉₉ = 143.363
                IC₉₉ = 160,137 (millones colones corrientes)

La principal ventaja del método de estimación expuesto en el presente documento, en comparación con otros empleados tradicionalmente (valores históricos aj ustados por inflación), es que partiendo de las relaciones existentes entre la producción nacional de bienes y servicios, el mercado laboral y la reglamentación vigente en cuanto al aseguramiento en el Seguro de Salud, logra establecer una relación estadísticamente válida que condiciona la evolución de los ingresos por contribuciones de los asegurados obligatorios y los ingresos totales del Seguro de Salud al comportamiento futuro de una variable exógena a la Caja: el Producto Interno Bruto Real. Dicho de otra forma, el citado modelo permite vincular los ingresos provenientes de un grupo importante de asegurados, con el fenómeno que en última instancia los determina, la actividad productiva de nuestro país.

Por otro lado, otra cuestión digna de mención, es que las técnicas econométricas empleadas en el desarrollo de este modelo, constituyen una novedosa (millones colones 1998)

Dado que los ingresos por contribuciones representaron en el último quinquenio un 73.5% del total de ingresos reglamentarios del Seguro de Salud, este último valor puede obtenerse a partir de la siguiente identidad:

VI. Consideraciones finales

La principal ventaja del método de estimación expuesto en el presente documento, en comparación con otros empleados tradicionalmente (valores históricos ajustados por inflación), es que partiendo de las relaciones existentes entre la producción nacional de bienes y servicios, el mercado laboral y la reglamentación vigente en cuanto al aseguramiento en el Seguro de la Salud, logra establecer una relación estadísticamente válida que condiciona  la evolución de los ingresos totales del Seguro de Salud al comportamiento futuro de una variable exógena a la Caja: el Producto Interno Bruto Real. Dicho de otra forma, el citado modelo permite vincular los ingresos provenientes de un grupo importante de asegurados, con el fenómeno que en última instancia los determina, la actividad productiva de nuestro país.

Por otro lado, otra cuestión digna de mención, es que las técnicas econométricas empleadas en el desarrollo de este modelo, constituyen una novedosa experiencia dentro de la Institución. En este sentido, la investigación econométrica que respalda los resultados finales del estudio es sumamente amplia; no obstante, atendiendo criterios de eficacia y eficiencia en la transmisión del conocimiento adquirido, solo una pequeña parte de ella quedó plasmada en el presente documento.

El modelo de ajuste adoptado en última instancia fue uno de tipo lineal, el cual explica un 97% de la variabilidad de la masa salarial de los asegurados obligatorios en función del nivel observado del PIBR en un determinado año. El valor obtenido del parámetro ₁ igual a 0.417, implica una alta sensibilidad de la variable dependiente ante cambios en la variable independiente; propiedad que refuerza la necesidad de contar con las mejores estimaciones posibles de la tasa de crecimiento del PIB, a efecto de realizar proyecciones adecuadas.

En cuanto al uso e interpretación de las estimaciones propuestas en este estudio, debe tenerse presente que éstas responden al concepto de ingresos reglamentarios, tanto por contribuciones de los asegurados obligatorios como totales de un año determinado, y no al de ingresos efectivamente recibidos. Por esta razón, cualquier comparación con datos derivados de metodologías que emplean un concepto de ingresos distintos a los reglamentarios es totalmente improcedente.

Por último, es importante reiterar que el modelo propuesto, no es de ninguna forma definitivo, pues conforme pase el tiempo será posible evaluar la bondad que tienen las proyecciones obtenidas de él, además, de tratar de mejorar su ajuste, al disponer de series más largas.
 

1 Economistas del Departamento de Estudios Económicos de la Dirección Actuarial y de Planificación Económica. ]]> 2 El Anexo No. 3 contiene los resultados de las regresiones logarítmicas y de tasas de crecimiento.
3 El Anexo N° 1 muestra las series originales utilizadas en el estudio.
4 Traducción libre de la salida original en inglés del paquete econométrico Eviews correspondiente a este modelo.
5 Esto suponiendo una distribución normal, pues bajo dicha distribución el 95% de la masa de probabilidad se encuentra entre el valor estimado, mas o menos dos desviaciones estándar de la regresión. En la tabla 3 del anexo se incluyen los resultados para el período estudiado.
6 Por sus siglas en inglés de Lagrange multiplier.
7 Por las siglas en inglés de Autoregresive Conditional Heteroskedasticity.
 

Bibliografía

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