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LAS CESTAS AUTONÓMICAS Autores: Alejandro Esteller (a, b) (*)

Jorge Navas (c) (*)

Pilar Sorribas (a) (*)

Universidad de Barcelona

P. T. N.o 1/02

(a) Departamento de Economía Política, Hacienda Pública y Derecho Financiero y Tributario e Institut d’Economía de Barcelona.

(b) Dirección de contacto: Avda. Diagonal, 690, torre 4, planta 2.a. 08034 Barcelona. Email: [email protected]. Tel.: 93 402 18 12. Fax: 93 402 18 13.

(c) Departamento de Matemática Económica, Financiera y Actuarial y Grup de Recerca en Economía Financiera Óptima.

(*) Esteller y Sorribas agradecen la ayuda financiera de SEC2000-0876 y SGR99-17. Los autores agradecen los consejos y la ayuda de Albert Marcet. En cualquier caso, los posibles errores son responsabilidad exclusiva de los autores.

N.B.: Las opiniones expresadas en este trabajo son de la exclusiva responsabilidad de los autores, pudiendo no coincidir con las del Instituto de Estudios Fiscales.

Desde el año 1998, la colección de Papeles de Trabajo del Instituto de Estudios Fiscales está disponible en versión electrónica, en la dirección: >http://www.minhac.es/ief/principal.htm.

http://www.minhac.es/ief/principal.htm

mailto:[email protected]

Edita: Instituto de Estudios Fiscales

N.I.P.O.: 111-01-007-0

I.S.S.N.: 1578-0252

Depósito Legal: M-23772-2001

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ÍNDICE

1. INTRODUCCIÓN

2. AXIOMA DE LA CESTA ÓPTIMA DE IMPUESTOS

2.1. Suficiencia

2.2. Estabilidad y certidumbre

3. LAS CESTAS IMPOSITIVAS: UN BREVE ANÁLISIS TEÓRICO

3.1. Caso básico

3.2. Aseguramiento a través de una garantía de mínimos

4. LOS DATOS: VARIABILIDAD DE LA RECAUDACIÓN POR C. A.

5. METODOLOGÍA Y RESULTADOS DE LAS PREDICCIONES

6. APLICACIÓN PRÁCTICA PARA EL QUINQUENIO 2002-2006

6.1. Cálculo de los pesos óptimos

6.2. Discusión de los resultados

7. RESUMEN Y CONCLUSIONES

APÉNDICE 1. ANÁLISIS GRÁFICO DEL RENDIMIENTO DE LOS DIFERENTES IMPUESTOS CONSIDERADOS

APÉNDICE 2. EJERCICIO DE SIMULACIÓN DE LOS ERRORES DE PREDICCIÓN CON PREDICCIONES EXTERNAS A LA MUESTRA

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ABSTRACT

El objetivo de este trabajo es obtener la composición óptima de la cesta impositiva para cada una de las CCAA, principal reforma que se prevé introducir en el nuevo sistema de financiación autonómico. La optimalidad de esta cesta se obtiene a través de combinar la maximización del rendimiento impositivo esperado con la minimización de la incertidumbre e inestabilidad recaudatoria (Markowitz,1952) durante el período de vigencia de esos pesos impositivos (quinquenio 2002-06). Los resultados muestran, en primer lugar, a los impuestos especiales (en particular, hidrocarburos y alcohol) como altamente atractivos para las CCAA. En segundo lugar, dada una participación en especiales, la participación en IRPF se sugiere para CCAA que prefieran un menor riesgo financiero mientras que el IVA es preferido por aquellas CCAA que valoran más el rendimiento. Finalmente, en las situaciones donde se valora tanto rendimiento como riesgo, se observan diferencias significativas en la composición de la cesta entre CCAA en función de su nivel de renta p.c.

Palabras clave: Financiación autonómica, cestas impositivas, decisión óptima bajo incertidumbre

Código JEL: H71, D81

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Instituto de Estudios Fiscales

1. INTRODUCCIÓN

La reforma clave del sistema de financiación autonómica que ha de estar vigente para el período 2002-2006 va a ser la introducción de las denominadas “cestas impositivas” (a partir de ahora, cestas), las cuales se convertirán en la fuente de financiación más importante de las Comunidades Autónomas (CCAA) de Régimen Común. De acuerdo con las negociaciones y propuestas formuladas hasta el momento, estas cestas estarán compuestas por participaciones en el Impuesto sobre la Renta de las Personas Físicas (IRPF), en el Impuesto sobre el Valor Añadido (IVA) y en ciertos impuestos especiales (en concreto, en el Impuesto sobre las labores del tabaco, los impuestos sobre el alcohol y bebidas derivadas, cerveza y productos intermedios, el Impuesto sobre hidrocarburos, el Impuesto sobre la matriculación de determinados medios de transporte y el Impuesto sobre la electricidad). Por tanto, dentro de los impuestos no cedidos, el Impuesto sobre Sociedades, a causa de las dificultades técnicas de la imputación territorial de su recaudación, es el único que no entrará en esta cesta.

Por su parte, la participación o el peso relativo de cada una de estas figuras tributarias en la cesta todavía es tema de negociación política, aunque suele proponerse una participación del 30% - 50% en el IRPF, del 40% - 50% en el IVA y del 50% - 100% en los impuestos especiales, dependiendo del impuesto especial en cuestión1. Sin duda, el peso que finalmente se asigne a cada impuesto en la cesta deberá cumplir la restricción básica de que la recaudación obtenida en el año de la negociación del sistema de financiación sea igual a una norma. Además, en este trabajo, argumentamos que a priori pudiera ser “óptimo” que los pesos de la cesta no fueran iguales para cada CA. La razón es doble. Por un lado, la evolución histórica de las recaudaciones por CCAA de cada uno de los impuestos que han de componer la cesta muestra, en algunos casos, un comportamiento ligeramente diferente (véase la sección 4). En consecuencia, si se quiere garantizar la suficiencia dinámica de todas las CCAA, parece previsible que no todas las CCAA debieran depender de igual manera de las mismas figuras tributarias. Por otro lado, dado que la dependencia de la recaudación en un cesta impositiva supone un evidente riesgo financiero para las CCAA (López-Casasnovas, 2001)2, dado que es imposible estimar con certeza su evolución futura, los pesos “óptimos”, como en cualquier problema de elección bajo incertidumbre, debieran depender del grado de aversión al riesgo, en nuestro caso, de cada CA.

1 Véase, e.g., la información contenida en Sen, C. y Brunet, J.M., "La revolución de la financiación autonómica, a punto" La Vanguardia (1-06-01), "El pacte fiscal" (www.gencat.es/economia/opi14.htm) propuesto por la Generalitat de Catalunya, o, desde una perspectiva más académica, González-Páramo (Ed.) (2001). 2 Lógicamente, tanto menor cuanto mayor número de elementos tenga la cesta y la covarianza entre ellos sea menor.

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www.gencat.es/economia/opi14.htm

Ciertamente, las dos fuentes de inestabilidad que hemos señalado de la cesta: su variabilidad en el tiempo y la incertidumbre sobre su evolución futura, pueden ser mitigadas si existe un mecanismo de aseguramiento por parte del gobierno central a través, por ejemplo, de un sistema de garantía de mínimos y/o, además, si las CCAA pueden recurrir al endeudamiento. En el primer caso, el sistema de garantía de mínimos posibilitaría que cada CA, año a año, obtuviera un volumen mínimo de recaudación. Entonces, ese mínimo, o bien se obtendría a partir de la propia cesta, o bien si la recaudación obtenida con la cesta no alcanza ese mínimo, una transferencia por parte del gobierno central posibilitaría a la CA alcanzarlo. Esta compensación pudiera ser plena o parcial, es decir, si es parcial, sólo se llegaría a garantizar un porcentaje de las necesidades mínimas de gasto. En el segundo caso, el endeudamiento permitiría, junto con la posibilidad de superar esas caídas inesperadas de la recaudación, estabilizar la recaudación en un determinado nivel a lo largo del tiempo, incluso a un nivel algo superior al mínimo fijado por el gobierno (Barro, 1979)3. De hecho, la Ley Orgánica de Financiación Autonómica (LOFCA) permite esta opción, a través del recurso al endeudamiento con un plazo inferior a un año para superar dificultades temporales de tesorería (artículo 14.1). Sin embargo, el proyecto de Ley de Estabilidad Presupuestaria genera dudas sobre la capacidad de que gozarán en el futuro las CCAA para endeudarse.

Por tanto, se pueden identificar diversas situaciones institucionales futuras que, sin duda, modificarían la composición “óptima” de una cesta. Por ejemplo, por un lado, si existe la posibilidad de endeudamiento por parte de las CCAA, dado un nivel de aversión al riesgo, las CCAA preferirán una cesta que aún presentando una elevada variabilidad en el tiempo, les supusiera un mayor volumen de recaudación en términos esperados respecto de otra cesta que generara menor recaudación en el período, pero mayor estabilidad. Es decir, limitar el endeudamiento genera conservadurismo financiero. Asimismo, por otro lado, el establecimiento de una garantía de mínimos trasladará parte del riesgo financiero al gobierno central4. Por tanto, en igualdad de condiciones, una CA preferirá

3 Véase para una revisión reciente sobre estos temas Elmendorf y Mankiw (1999). 4 Se podría argumentar que el gobierno central siempre está en una posición de ventaja respecto de las CCAA, ya que, al obtener su recaudación a partir de bases impositivas distribuidas por todo el territorio nacional, siempre puede compensar la incertidumbre/variabilidad que le genera un territorio con la que obtenga en otro. Sin embargo, para que esto sea cierto, el comportamiento de las bases impositivas ha de ser manifiestamente asimétrico entre CCAA (i.e., que los riesgos/variabilidades tiendan a compensarse entre CCAA). En otro caso, el gobierno central estaría subvencionando riesgos para los cuales él no tiene ningún seguro. Sin duda, esta situación no parece coherente con lo que debería suponer un verdadero nivel de autonomía política por parte de las CCAA, al mismo nivel que el gobierno central. La única excepción para valorar esta situación como razonable sería que el gobierno central gozara de un mayor número de instrumentos para superar esas situaciones desfavorables: por ejemplo, a través de ejercer capacidad normativa sobre los impuestos que no tuvieran las CCAA, de actuar mediante los procesos de administración tributaria, o bien en el caso en que su estructura presupuestaria fuera tal que permitiera reducciones discrecionales del gasto más importantes que las que puedan realizar las CCAA.

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aceptar cestas que impliquen un mayor riesgo en el futuro, ya que sabe que tiene siempre un rendimiento mínimo garantizado. Es decir, las garantías de mínimos generan opciones financieras más arriesgadas.

En este trabajo, se analiza el problema que debiera plantearse una CA a la hora de decidir cuál debe ser la composición “óptima” de la cesta que le garantice su financiación básica para los próximos cinco años. Para ello, utilizaremos la metodología clásica de elección de cartera bajo incertidumbre (Markowitz, 1952). Este tipo de metodología calcula la composición óptima de una cartera de inversión, es decir, los pesos óptimos de cada uno de los activos que componen la cartera de un inversor de tal manera que garanticen un determinado rendimiento esperado, minimizando su variabilidad (incertidumbre) asociada. De hecho, esta técnica ya ha sido utilizada en anteriores estudios para obtener los pesos óptimos de una cesta impositiva (White, 1983, Mallick & Ragnar, 1994, Berg, Marlin & Heydarpour, 2000). Sin embargo, para poder llegar a desarrollar la metodología de elección de los pesos óptimos bajo incertidumbre, antes tendremos que realizar un ejercicio de predicción del rendimiento de cada una de las figuras tributarias que han de componer la cesta. Para ello, emplearemos la metodología propuesta por Marcet (1991). Precisamente, el trabajo de Marcet es el estudio más similar al nuestro aplicado a la financiación de las CCAA. En su momento, ese estudio concluía que es más conveniente para las CCAA reclamar una fuerte participación en el IVA, complementada con una participación en el IRPF para reducir la tendencia cíclica de la cesta, así como no reclamar el Impuesto sobre sociedades, dada su pronunciada tendencia cíclica. En las conclusiones, discutiremos esos resultados a la luz de los nuestros.

El resto del trabajo se estructura como sigue: en el siguiente punto, describiremos muy brevemente los axiomas que, según un criterio generalmente aceptado, debiera cumplir la cesta; en la sección 3, presentaremos un sencillo modelo para el cálculo de los pesos óptimos; en la sección 4, realizaremos una primera aproximación a la fuente de riesgo que viene provocada por la variabilidad de la recaudación en el tiempo, al comparar la evolución histórica de la recaudación de cada impuesto entre CCAA; y en la sección 5, procederemos al cálculo de los pesos óptimos para el próximo quinquenio bajo diversos escenarios institucionales y valoración relativa de riesgo y rentabilidad. El trabajo finalizará con unas conclusiones.

2. AXIOMAS DE LA CESTA ÓPTIMA DE IMPUESTOS

Para poder calificar a unos pesos como “óptimos”, es necesario, en primer lugar, establecer cuáles son los axiomas que pensamos debiera cumplir cualquier cesta impositiva. Estos axiomas los dividiremos en dos grupos. Por un lado, la

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cesta ha de garantizar la suficiencia financiera en el momento inicial y, por otro lado, a igualdad de suficiencia, se debería escoger aquélla cuya recaudación presente una menor oscilación en el tiempo y, además, genere una menor incertidumbre sobre su evolución temporal futura.

2.1. Suficiencia

El axioma de suficiencia financiera implica que, en el momento inicial, la recaudación que obtiene una CA a partir de su cesta impositiva ha de ser igual a un volumen de recaudación exógenamente establecido para cubrir sus necesidades de gasto. Por tanto, este axioma sólo tiene vigencia en el momento inicial y, tal y como veremos en la sección 3.1, implicará su inclusión como una restricción con igualdad en el problema de selección de los pesos óptimos de cada CA.

El cálculo de la restricción del volumen exógeno de recaudación debería depender de las necesidades de gasto de cada CA. Es decir, en el momento inicial, el gobierno central, a través de la cesta, debería garantizar que toda CA es capaz de cubrir sus necesidades de gasto estándar. Además, para que no se dé el caso en que las diferencias de capacidad fiscal o en necesidades de gasto comporten que ciertas comunidades hayan de participar más en todos o en algunos de los impuestos de la cesta, la restricción inicial será construida de forma que esas diferencias sean eliminadas5 .

2.2. Estabilidad y certidumbre

A partir del cumplimiento ineludible del axioma anterior, la cesta óptima también debería cumplir otros dos:

— Axioma de estabilidad: la cesta impositiva debiera minimizar la variabilidad de la recaudación obtenida respecto de la media del período.

— Axioma de certidumbre: la cesta impositiva debiera de minimizar la incertidumbre sobre su evolución futura a lo largo del período de vigencia de los pesos impositivos.

Por tanto, el primero de estos dos axiomas depende de la volatilidad de las bases impositivas a lo largo del quinquenio. Así, por ejemplo, deberíamos espe-

La forma en que tales diferencias relativas de capacidad fiscal y necesidades de gasto han de ser eliminadas es, lógicamente, mediante la introducción de una subvención de nivelación horizontal (véase Castells, 1988), lo que conlleva: 1) que las posibles diferencias en los pesos óptimos para cada CA sólo dependan del diferente comportamiento de cada cesta en función de la variabilidad y los rendimientos anuales, y 2) que en el futuro, sólo fuesen necesarias compensaciones financieras por parte del gobierno central en tanto en cuanto se produzca un shock financiero temporal en la recaudación de una CA.

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rar que no todas las CCAA presentaran el mismo patrón de oscilaciones, sino que dependiera de la estructura productiva de cada economía, de la composición de las bases o del grado de apertura de la economía.

Por otro lado, la segunda fuente de riesgo dependerá de cuán capaces seamos de ajustar la senda de predicciones de recaudación en el horizonte temporal 2002-2006. En este sentido, existirá una fuente de incertidumbre totalmente incontrolable que es aquélla provocada por las reformas fiscales que pudieran ser aprobadas. Sin embargo, es razonable pensar que esta fuente de incertidumbre sería financieramente compensada plenamente por el gobierno central, que seguirá teniendo capacidad normativa sobre el impuesto. En conclusión, el axioma de certidumbre será tanto más difícil de conseguir cuanto peor sea el ajuste econométrico que realicemos de la ecuación de recaudación de cada impuesto.

3. LAS CESTAS IMPOSITIVAS: UN BREVE ANÁLISIS TEÓRICO

En esta sección, vamos a realizar un breve análisis teórico que nos permita detectar los factores condicionantes de la cesta impositiva óptima. Para simplificar el análisis, consideraremos una cesta sencilla compuesta por dos impuestos y cuya vigencia es de dos períodos. Para hallar la cesta óptima, supondremos que la función objetivo de una región es la siguiente6:

β 2W ≡ γE(r) − σ [1]2

donde E(r ) es el rendimiento real esperado de la cesta (definido como el cociente entre la recaudación en t y la recaudación en t-1) a lo largo del período, γ es un parámetro que valora el rendimiento esperado, γ ≥ 0 , β es un parámetro que mide la aversión al riesgo de la región, β ≥ 0 , y σ2 es la varianza de la cesta. A partir de ahora, para simplificar el análisis, suponemos γ = 1. El rendimiento esperado en valor actual de la cesta es:

e e e eE(r) = α (r + r ) + α (r + r ) [2]1 11 12 2 21 22

donde α i es el peso del impuesto i en la cesta, mientras que rije es el rendimiento

real esperado del impuesto i en el período j. Por tanto, de acuerdo con la función objetivo [1], una región valora positiva

mente aumentos en el rendimiento esperado y negativamente aumentos en la varianza de ese rendimiento, la cual valoran con mayor o menor intensidad en

Véase, e.g., Kyle (1989).

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6

s.a.

función del parámetro β . A lo largo de este breve análisis, consideraremos que existe aversión al riesgo, β > 0 , es decir, para un rendimiento dado, el gobierno valora negativamente el riesgo que comporta su cesta (Axioma 2).

3.1. Caso básico

A partir de la función objetivo, W, en primer lugar, analizamos de qué depende la cesta impositiva óptima de una región en el caso de que no exista ningún tipo de aseguramiento, es decir, en el caso en que la región no disponga ni de la posibilidad de recibir transferencias de mínimos por parte del gobierno central, ni de endeudarse.

El problema de maximización es el siguiente: Max W

α α1, 2

s.a. α R + α R = G1 10 2 20

α ≥ 01

α ≥ 02

donde Gson las necesidades de gasto medias de la federación, R10 y R20 son los ingresos medios de las regiones de la federación por cada impuesto en el momento inicial. Aparte de las restricciones que garantizan la no-negatividad de los pesos, aparece también la restricción que garantiza la suficiencia de la cesta en el período inicial (Axioma 1). El hecho de considerar en esta restricción las medias de la federación en lugar de las necesidades de cada región o su recaudación en el momento inicial, se debe a la necesidad de compensar en ese momento posibles desigualdades horizontales, ya sean de necesidades de gasto y/o capacidad fiscal (véase nota 4). En otro caso, resultaría, por ejemplo, que una región con unas elevadas necesidades de gasto debería tener unos pesos en uno o en los dos impuestos mayores que otra región con menores necesidades. En conclusión, para llegar a esta restricción, se ha operado de la siguiente manera:

i i i iα R + α R + [α (R −R ) + α (R −R )] + [G − G] = G [3]1 10 2 20 1 10 10 2 20 20 i i

donde el primer componente entre corchetes es la transferencia que compensa los déficits de capacidad fiscal en cada base tributaria respecto de la media. Por su parte, el segundo componente compensa, a igualdad de capacidad fiscal, los déficits de necesidades de gasto. Operando sobre la restricción [3], se obtiene que:

α R + α2R20 = G [4]1 10

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Sustituyendo esta última restricción en la función objetivo obtenemos la siguiente condición de primer orden, suponiendo un óptimo interior, respecto de α2 :

e e β ∂σ 2 Rr 20 e e21 + r 22 = + (r + r 12) [5]

2 ∂α 11 2 R10

A partir de ahora, para que haya una relación de intercambio entre rendimiento esperado y varianza, supondremos que ∂σ2 ∂α 2 ≥ 0 . En otro caso, tendríamos una solución de esquina, α2 = 1 ( α1 = 0 ), en tanto en cuanto el rendimiento esperado del impuesto 2 fuese mayor que el del impuesto 1. La interpretación de la condición [5] nos servirá para detectar los factores de que depende la cesta óptima. Así, a la parte izquierda le denominamos el beneficio marginal de aumentar el peso α 2 , mientras que a la parte derecha le denominamos el coste marginal (o, alternativamente, beneficio marginal de aumentar α1). En consecuencia, el beneficio marginal mide el rendimiento adicional esperado de aumentar la participación en el impuesto 2, mientras que, a su vez, el coste marginal mide la pérdida esperada de rendimiento en el otro impuesto junto con el aumento de la variabilidad que supone incrementar la dependencia de la cesta en el impuesto 2. Este último resultado se puede comprobar más claramente desarrollando la derivada parcial de la varianza a partir de la condición [5]:

e r e R= ( 20 + r e R

r 21 22 11 + r e 2 12 ) + β α σ − α σ 2 20 2 2 1 1 + βα1 cov( )• [6] R R10 10

Es decir, el coste marginal de α2 depende de la diferencia ponderada entre la varianza de uno y otro impuesto, y de la covarianza entre impuestos. Así, bajo nuestros supuestos, para que ∂σ2 ∂α 2 ≥ 0 , se ha de dar la siguiente relación:

2 ασ 2 2 α > σ 12 1 − α1 cov(•) [7]

R 20 R10

Gráficamente, la condición [6] se puede representar de la siguiente forma:

BMg, CMg CMg

BMg

α2 *α2

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En consecuencia, a partir del gráfico y la condición de primer orden, los siguientes resultados son fácilmente interpretables:

— Ceteris paribus, si γ > 0 , cuanto mayor sea el rendimiento esperado del impuesto 2, mayor será α2 . Gráficamente, ello supone un aumento del beneficio marginal. A la inversa, cuanto mayor sea el rendimiento esperado del impuesto 1, mayor será el coste marginal y, por tanto, menor será el peso α2 .

— Ceteris paribus, si β > 0 , cuanto mayor (menor) sea la varianza del impuesto 2 (1), mayor (menor) será el coste marginal de incrementos de α2 y, en consecuencia, menor (mayor) será α2 . Asimismo, cuanto menor sea la covarianza, menor será el coste marginal, de forma que estimulará incrementos en α2 .

— Ceteris paribus, un aumento de γ variará tanto el beneficio como el coste marginal, de forma que el efecto neto dependerá de la diferencia de rendimiento entre impuestos. Así, por ejemplo, si el rendimiento esperado del impuesto 2 es mayor que el del impuesto 1, se produciría una mayor dependencia del primero de ellos.

— Finalmente, incrementos exógenos en β producirán un aumento del coste marginal (véase la condición [5]). Es decir, independientemente del rendimiento esperado, variaciones en la valoración relativa del riesgo provocarán que a una región le interese disponer de una cesta con una menor variabilidad aún a costa de renunciar a un mayor rendimiento esperado.

3.2. Aseguramiento a través de una garantía de mínimos

Es razonable suponer que el gobierno central, ante el riesgo financiero que padecen las regiones, establecerá un mecanismo asegurador que compense bajadas de recaudación por debajo del nivel G 7. En ese caso, una región tiene asegurado año a año un nivel de ingresos mínimo igual a G , bien por los ingresos de su cesta o bien por compensación del gobierno central a través de una transferencia, por lo que sus ingresos totales serán estrictamente iguales a G . De cualquier modo, también pudiera darse la situación en que las bajadas de recaudación sólo fuesen compensadas en un determinado porcentaje de G .

En consecuencia, este mecanismo generará un "efecto renta": es decir, para cada suceso de riesgo, la recaudación de la región será mayor o igual al ni

Véase nota número 4.

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7


vel que se obtenía cuando este mecanismo de garantía financiera no existía. Para poder introducir este mecanismo en el m odelo, ampliamos la expresión [1] suponiendo que el parámetro β es decreciente con el rendimiento8, lo que produce una disminución de β y, por tanto, una reducción del coste marginal, lo cual ocasiona, ceteris paribus, un aumento de α2 . En definitiva, como era de esperar,

— Ceteris paribus, la garantía de mínimos incentiva tomar posturas más arriesgadas financieramente.

En el siguiente gráfico, representamos el efecto de la introducción de una garantía de mínimos:

BMg, CMg

BMg

CMg CMg'

2α** *α2 α2

Los efectos de la posibilidad de completar la financiación a través del endeudamiento, no los vamos a abordar explícitamente, ya que implicaría un cambio del marco teórico empleado hasta el momento9. Sin embargo, sí podemos decir que se produciría un aumento del coste marginal debido al coste financiero de la deuda, así como una disminución de la variabilidad del rendimiento debido al efecto compensador de la deuda ante caídas inesperadas del rendimiento de la cesta. Dado que es de esperar que este último efecto, al menos para niveles bajos del stock de deuda (cuando el coste financiero se supone será menor), domine al primero, el efecto de la deuda, al igual que el mecanismo de garantía de mínimos, tenderá a incentivar la adopción de cestas financieramente más arriesgadas.

8 Este efecto renta se reforzaría por el hecho de que la garantía de mínimos reduciría la varianza de la cesta, al estar el rendimiento de ésta acotado inferiormente. 9 En concreto, implicaría la definición de un nivel de gasto óptimo al cual las regiones querrían llegar, como mínimo, cada año, independientemente de los ingresos obtenidos con la cesta.

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4. LOS DATOS: VARIABILIDAD DE LA RECAUDACIÓN POR CA

Las datos básicos que necesitaremos para calcular los pesos óptimos son: por un lado, el rendimiento de cada impuesto para poder realizar las predicciones sobre el próximo quinquenio de vigencia del acuerdo de financiación autonómica y, por el otro, las necesidades de gasto de las CCAA.

Respecto a los impuestos que han de componer la cesta, tal y como se ha comentado en la introducción, hemos considerado el IRPF, el IVA y la mayoría de los impuestos especiales, al ser éstos los que figuran en las diferentes propuestas existentes sobre la cesta impositiva. Los impuestos especiales que se han tenido en cuenta han sido el Impuesto sobre las labores del tabaco, el Impuesto sobre hidrocarburos, el Impuesto sobre la matriculación de determinados medios de transporte, el Impuesto sobre el alcohol y bebidas derivadas, el Impuesto sobre la cerveza y el Impuesto sobre productos intermedios. Estos tres últimos los consideramos conjuntamente dada la similitud de sus respectivos hechos imponibles y de su configuración legal, y a los cuales nos referiremos a partir de ahora como impuestos sobre el alcohol. No hemos considerado el Impuesto sobre la electricidad, ya que es un impuesto de nueva creación (1998), por lo que no disponemos de datos suficientes para poder realizar predicciones sobre su rendimiento. Finalmente, constatar que sólo hemos considerado las CCAA de régimen común, a excepción de Canarias por las particularidades de su sistema fiscal.

Dado que el objetivo de la cesta es la participación de cada CA en la recaudación generada por esos impuestos en esa CA, es necesario disponer de los datos de recaudación territorializados por CCAA, pues en otro caso, no tendríamos en cuenta la posible traslación de las cargas impositivas. Este hecho no presenta problemas en el caso del IRPF, ya que es fácilmente asumible que la incidencia legal y económica de este impuesto coinciden. Sin embargo, en el resto de impuestos considerados (IVA e impuestos especiales), se han utilizado indicadores de consumo para determinar la imputación territorial de sus rendimientos10 .

A través de un análisis gráfico, es fácilmente observable las diferencias entre CCAA tanto en términos de niveles de rendimiento como en cuanto a su variabilidad a lo largo del tiempo (véase Apéndice 1). A priori, algunos de los posibles factores explicativos de esas diferencias son el nivel de renta per cápita, la estructura de bases imponibles y/o la estructura productiva.

10 Véase Castells et al. (2000). Los períodos considerados en cada impuesto son los siguientes: 1991-2000 para el IRPF (Fuente: Informe mensual, AEAT), y 1986-1999 para el resto de impuestos considerados (Fuente: Recaudación y estadísticas de la reforma tributaria, MEH). Más información a disposición del lector interesado.

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Gráfico 1 RENDIMIENTO DEL IRPF EN EL PERÍODO 1991-2000

0.8

0.9

1

1.1

1.2

1.3

Baleares Extremadura

En el caso del IRPF (véase Apéndice 1.1), a partir de un simple análisis de correlaciones11 se infiere que: 1) existe una débil correlación positiva entre el nivel de renta, medido en términos del PIB per cápita, y la variabilidad del rendimiento, 2) respecto a la estructura de la base impositiva, cuanto mayor es la participación de las rentas del capital, mayor es la variabilidad del rendimiento, 3) finalmente, en relación a la estructura productiva, la variabilidad del rendimiento es más elevada en las CC.AA. intensivas en el sector servicios y menor en las CC.AA. intensivas en agricultura, industria y construcción. Estos resultados se pueden comprobar en el Gráfico 1, en el cual se comparan las tasas de rendimiento del IRPF de dos CC.AA., Extremadura y Baleares, las cuales, como se observa, presentan diferencias significativas en su variabilidad y en todos los factores citados como potencialmente explicativos de las diferencias.

En el caso del IVA, también es posible observar ciertas diferencias entre CC.AA. tanto en el nivel de rendimiento como en cuanto a su variabilidad a lo largo del período (véase Apéndice 1.2). Observamos que, igual que en el caso del IRPF, la variabilidad del rendimiento del IVA en una CA está positivamente correlacionada con el nivel de renta per cápita y la importancia del sector servicios en una CA y negativamente con las estructuras productivas intensivas en los sectores de agricultura e industria12. Así, de nuevo, comparando Baleares y Extremadura observamos diferencias significativas en la variabilidad asociada al rendimiento (véase Gráfico 2).

11 Los coeficientes de correlación obtenidos de la varianza del IRPF respecto a la renta per cápita (Y), el peso en la estructura productiva del sector agrícola (A), del sector industria (I), del sector construcción (C), del sector servicios (S), el porcentaje de rentas de capital (K) y el porcentaje de rentas del trabajo (L), son los siguientes ρIRPF,Y = 0.2781, ρIRPF,A =-0.4559, ρIRPF,I=-0.0496, ρIRPF,C =-0.2161, ρIRPF,S =0.3059,

ρIRPF,K =0.9219, ρIRPF,L =-0.9219. 12 En el caso del IVA, los coeficientes de correlación obtenidos son los siguientes: ρIVA,Y = 0.5824, ρIVA,A =-0.3246, ρIVA,I =-0.1875, ρIVA,C =-0.4737, ρIVA,S =0.3986.

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Gráfico 2

RENDIMIENTO DEL IVA EN EL PERÍODO 1986-99

0.6 0.7 0.8 0.9

1 1.1 1.2 1.3 1.4 1.5 1.6 1.7

Baleares Extrem adura

En el caso de los impuestos especiales, las diferencias entre CCAA, todo y existir, no son muy significativas (véase Apéndice 1.3.-1.6.)13. Por último, las necesidades de financiación de cada CA, las cuales han de servir para establecer la restricción inicial, se han calculado de forma que el 70% del volumen de financiación que garantizaba la PIE, el 30% de las cuotas líquidas de IRPF y los tributos cedidos sea ahora obtenido a través de las cesta de impuestos. El resto seguirá siendo obtenido a través de los tributos cedidos u otras transferencias del gobierno central14,15.

5. METODOLOGÍA Y RESULTADOS DE LAS PREDICCIONES

La metodología utilizada para realizar las predicciones de recaudación de los diferentes impuestos se basa en la desarrollada por Marcet (1991) de estimadores bayesianos con datos de panel. El motivo principal por el cual hemos optado por esta metodología y no por la estimación de series temporales para cada CA e impuesto es el reducido número de observaciones de recaudación de que disponemos, y esta metodología permite incorporar la información a priori que disponemos sobre el funcionamiento del sistema, hecho que puede mejorar sensiblemente la capacidad predictiva del modelo.

13 Como veremos este hecho provocará que las participaciones en los impuestos especiales sea muy similares entre CCAA. Véanse las tablas 2-6. 14 Véase, por ejemplo, Solé y Vilalta (2000). 15 En el volumen total de necesidades no se ha considerado la competencia en Sanidad que, hasta el momento, se financia a través de una transferencia condicionada en función de la población protegida.

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Siguiendo a Marcet (1991), el modelo que nos planteamos estimar es el siguiente:

i i i i i ir = α + ρ r + β p + εt t−1 t−1 t

p = γ + γ p + γ p + ξt 0 1 t−1 2 t−2 t

donde:

rt i : es el logaritmo del rendimiento de un impuesto determinado en la comu

nidad i durante el año t; pt : es el logaritmo de la tasa de crecimiento del PIB nacional en el año t;

εi t y ξ i

t : son dos vectores ruido blanco.

Con el objeto de mejorar la capacidad predictiva del modelo, hacemos uso de las técnicas bayesianas introduciendo las siguientes restricciones estocásticas, las cuales incorporan la información apriorística de que el comportamiento de las diferentes funciones de recaudación para cada CA no son muy diferentes, es decir:

i i+1 i iα = α + δ δ ~ N (0,σ2 )α

i i+1 i iρ = ρ + η η ~ N (0,σρ 2 ) [8]

i i+1 i iβ = β + υ β ~ N (0,σ2 ) i= 1,...,13 β

donde σ representa la certeza que tenemos sobre si estas diferencias son muy grandes o no. Así, por ejemplo, σ = 0 implica que tenemos certeza absoluta de que los parámetros son iguales en todas las ecuaciones tal que esas tres restricciones se verifican y el estimador bayesiano obtenido será consistente y asintóticamente eficiente. Por tanto, el valor exacto de la estimación dependerá de los factores de escala σ j . Para elegir este parámetro de forma adecuada, se utiliza la técnica de "predicciones externas a la muestra".

Este método de estimación nos proporciona un valor estimado diferente para cada una de las CCAA, y el valor óptimo del factor de escala, σ , nos indicará cuán ciertas son las restricciones estocásticas introducidas en la estimación. Cuanto más próximo a cero sea el factor de escala óptimo, más certeza tendremos de que los parámetros entre CCAA son muy similares.

Finalmente, bajo el supuesto de normalidad de los errores, se procede a calcular las predicciones de las futuras tasas de crecimiento de recaudación de cada impuesto a través de la siguiente ecuación:

i Rt+1 i i i i iEt = exp[α + ρ rt + β1pt−1 + 0.5 var( )ε t ] [9] Ri

t

— 19 —

Tabla 1

RENDIMIENTOS MEDIOS DE LAS PREDICCIONES (2002-2006)*

IRPF IVA Tabaco Vehículos Hidrocar. Alcohol

Andalucía -0.0051 0.0396 0.1143 0.1252 0.0505 0.0162 (0.0009) (0.0052) (0.0150) (0.0165) (0.0002) (0.0004)

Aragón 0.0027 0.0350 0.1088 0.1165 0.0484 0.0138 (0.0008) (0.0056) (0.0129) (0.0173) (0.0002) (0.0005)

Asturias 0.0207 0.0313 0.1070 0.0855 0.0472 0.0115 (0.0022) (0.0042) (0.0125) (0.0179) (0.0002) (0.0004)

Baleares 0.0291 0.0482 0.1235 0.0739 0.0561 0.0295 (0.0010) (0.0033) (0.0089) (0.0193) (0.0002) (0.0005)

Cantabria 0.0516 0.0394 0.1104 0.1409 0.0497 0.0184 (0.0028) (0.0047) (0.0116) (0.0172) (0.0002) (0.0005)

Castilla-LM -0.0057 0.0364 0.1108 0.1247 0.0491 0.0162 (0.0023) (0.0047) (0.0120) (0.0187) (0.0002) (0.0005)

Castilla-León -0.0026 0.0332 0.1072 0.1887 0.0466 0.0123 (0.0026) (0.0050) (0.0131) (0.0180) (0.0002) (0.0005)

Cataluña 0.0042 0.0411 0.1140 0.1138 0.0516 0.0192 (0.0017) (0.0044) (0.0120) (0.0177) (0.0002) (0.0005)

Extremadura 0.0023 0.0533 0.1157 0.1809 0.0501 0.0136 (0.0059) (0.0054) (0.0288) (0.0197) (0.0002) (0.0006)

Galicia -0.0097 0.0352 0.1108 0.0913 0.0480 0.0130 (0.0071) (0.0058) (0.0169) (0.0177) (0.0002) (0.0005)

Madrid 0.0065 0.0403 0.1152 0.1085 0.0511 0.0176 (0.0017) (0.0050) (0.0145) (0.0182) (0.0002) (0.0005)

Murcia 0.0283 0.0535 0.1207 0.1460 0.0536 0.0236 (0.0003) (0.0047) (0.0182) (0.0165) (0.0002) (0.0005)

La Rioja 0.0156 0.0430 0.1151 0.1020 0.0513 0.0195 (0.0007) (0.0054) (0.0165) (0.0179) (0.0002) (0.0005)

C. Valenciana -0.0013 0.0405 0.1137 0.1412 0.0511 0.0184 (0.0052) (0.0044) (0.0117) (0.0181) (0.0002) (0.0005)

Media 0.0098 0.0407 0.1134 0.1242 0.0503 0.0173 (0.0173) (0.0069) (0.0047) (0.0333) (0.0025) (0.0048)

*: Entre paréntesis, aparece la desviación estándar de los rendimientos de cada CA a lo largo del período; mientras que para la media, esta medida recoge la dispersión entre los rendimientos medios de cada CA.

En el Apéndice 2 figuran los estadísticos de Theil asociados al ejercicio de simulación de predicciones externas a la muestra realizados para tres impuestos representativos de la cesta (IRPF, IVA e impuesto sobre hidrocarburos). Observamos que cuando el factor de escala, σ , es casi cero, el error de predicción es

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mínimo, lo que indica que es adecuado introducir las restricciones [8]. Así, dado que la pérdida de poder predictivo con σ =1 respecto al óptimo es mínima, utilizaremos los estimadores que resulten de imponer σ =1, y de esta forma permitimos que los estimadores sean diferentes entre regiones.

Un resumen de los resultados de las predicciones para el período 2002-2006 se pueden consultar en la Tabla 1, donde aparecen los rendimientos medios del quinquenio de cada impuesto y para cada CA, así como la desviación estándar de los rendimientos a lo largo del citado período. Así, se puede comprobar que, por un lado, en media, la ordenación de cada uno de los impuestos por rendimiento es la siguiente: impuesto sobre vehículos, sobre las labores del tabaco, hidrocarburos, IVA, alcohol y, finalmente, IRPF. Por otro lado, también se observa que, en media, la ordenación en función de la variabilidad es la siguiente: vehículos, tabaco, IVA, IRPF, alcohol e hidrocarburos.

6. APLICACIÓN PRÁCTICA PARA EL QUINQUENIO 2002-2006

6.1. Cálculo de los pesos óptimos

De acuerdo con la función objetivo [1], se ha procedido al cálculo16 de los pesos óptimos para una serie de casos que recogen distintas restricciones sobre la composición de las cestas. En concreto, se consideran los siguientes:

— Caso 1: las participaciones en cada uno de los impuestos no están restringidas.

— Caso 2: se restringe la participación en el IRPF, la cual ha de ser mayor o igual a 30%.

— Caso 3: la participación en el IRPF ha de estar entre 30% y 50% y la de IVA entre 40% y 50%.

— Caso 4: todas las participaciones han de ser iguales, pero no existe ninguna otra restricción.

— Caso 5: la participación en IRPF ha de estar entre 30% y 50%, la de IVA entre 40% y 50%, mientras que la participación en cada uno de los impuestos especiales ha de estar entre 5% y 100%.

— Caso 6: la participación en IRPF ha de estar entre 30% y 50%, la de IVA entre 30% y 50%, mientras que la participación en cada uno de los especiales ha de estar entre 10% y 100%.

— Caso 7: la participación en IRPF ha de ser del 30%, mientras que el resto han de ser iguales.

16 Los cálculos se han realizado con el software AMPL.

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La justificación de cada uno de los siete casos analizados es la siguiente: el primer caso nos va a dar el "óptimo de primer orden", es decir, aquélla situación que, bajo ninguna restricción, es escogida por la CA. Sin embargo, esta situación plenamente favorable para las CCAA es contraria a los objetivos del gobierno central que restaría con una composición de su propia cesta impositiva o bien con muy poco rendimiento o bien con mucha variabilidad. Para que el ejercicio de simulación tenga más validez aplicada, es también razonable pensar que, como mínimo, las CCAA mantendrán la participación que actualmente tienen en el IRPF. Este último supuesto se mantendrá en el resto de los casos. Además, en esos casos (2 a 7), se han realizado diversas combinaciones de restricciones de pesos de acuerdo con las propuestas que hemos comentado en la introducción.

Además, en cada caso se han considerado varias combinaciones de los parámetros que entran en la función objetivo, γ y β , de forma que se recojan diferentes actitudes de las CCAA ante rendimiento y riesgo, respectivamente. En las Tablas 2-6, mostramos los resultados para tres combinaciones de γ y β . Una primera (Actitud arriesgada), en la cual β = 0 y γ = 1, es decir, la CA tiene como único objetivo maximizar la rendimiento de su cesta; una segunda (Actitud conservadora) en que γ = 0 y β = 2 , es decir, aquélla en la cual a la CA sólo le preocupa el riesgo financiero de la cesta; por último (Actitud intermedia), donde la CA tiene en cuenta ambos objetivos.

Los resultados obtenidos para los pesos óptimos se presentan en las siguientes tablas:

Tabla 2 CASO 1: PESOS ÓPTIMOS CUANDO NO HAY RESTRICCIONES

Actitud arriesgada IRPF IVA Tabaco Vehículos Hidrocar. Alcohol

Andalucía 0 0.1836 1 1 1 1 Aragón 0 0.1836 1 1 1 1 Asturias 0 0.1836 1 1 1 1 Baleares 0 0.1836 1 1 1 1 Cantabria 0.1517 0 1 1 1 1 Castilla-LM 0 0.1836 1 1 1 1 Castilla-León 0 0.1836 1 1 1 1 Cataluña 0 0.1836 1 1 1 1 Extremadura 0 0.1836 1 1 1 1 Galicia 0 0.1836 1 1 1 1 Madrid 0 0.1836 1 1 1 1 Murcia 0 0.1836 1 1 1 1 La Rioja 0 0.1836 1 1 1 1 C. Valenciana 0 0.1836 1 1 1 1 Media 0.0108 0.1705 1 1 1 1 D.E. 0.0405 0.0491 0 0 0 0

(Sigue)

— 22 —


(Continuación)

Actitud conservadora


Andalucía 0.3332 0.0184 0 0 1 1

Aragón 0.3484 0 0 0 1 1

Asturias 0.2723 0.0922 0 0 1 1

Baleares 0.3484 0 0 0 1 1

Cantabria 0.3484 0 0 0 1 1

Castilla-LM 0.3415 0 0.0457 0 1 1

Castilla-León 0.2706 0.0941 0 0 1 1

Cataluña 0.2973 0.0619 0 0 1 1

Extremadura 0.2048 0.1737 0 0 1 1

Galicia 0.1887 0.1933 0 0 1 1

Madrid 0.3484 0 0 0 1 1

Murcia 0.3484 0 0 0 1 1

La Rioja 0.3481 0 0 0 1 1

C. Valenciana 0.1985 0.1815 0 0 1 1

Media 0.2998 0.0582 0.0032 0 1 1

D.E. 0.0622 0.0757 0.0122 0 0 0

Actitud intermedia


Andalucía 0.0865 0.0789 1 1 1 1

Aragón 0.0655 0.1089 1 0.9194 1 1

Asturias 0.1736 0 1 0.5334 1 1

Baleares 0 0.2193 1 0.3736 1 1

Cantabria 0.1517 0 1 1 1 1

Castilla-LM 0.1516 0 1 1 1 1

Castilla-León 0.1591 0 1 0.8422 1 1

Cataluña 0 0.1929 1 0.8376 1 1

Extremadura 0.1547 0.1375 0.2210 1 1 1

Galicia 0.1732 0 1 0.5432 1 1

Madrid 0 0.2023 1 0.6722 1 1

Murcia 0.1880 0 0.7571 1 1 1

La Rioja 0.1700 0 1 0.6110 1 1

C. Valenciana 0.1517 0 1 1 1 1

Media 0.1161 0.0671 0.9270 0.8095 1 1

D.E. 0.0711 0.0878 0.2133 0.2196 0 0

— 23 —

Tabla 3 CASO 2: PESOS ÓPTIMOS CUANDO αIRPF ≥ 0.3

Actitud arriesgada


Andalucía 0.3 0 1 1 0.5084 1 Aragón 0.3 0 1 1 0.5084 1 Asturias 0.3 0 1 1 0.5084 1 Baleares 0.3 0 1 1 0.5084 1 Cantabria 0.3 0 1 1 0.5084 1 Castilla-LM 0.3 0 1 1 0.5084 1 Castilla-León 0.3 0 1 1 0.5084 1 Cataluña 0.3 0 1 1 0.5084 1 Extremadura 0.3 0 1 1 0.5084 1 Galicia 0.3 0 1 1 0.5084 1 Madrid 0.3 0 1 1 0.5084 1 Murcia 0.3 0 1 1 0.5084 1 La Rioja 0.3 0 1 1 0.5084 1 C. Valenciana 0.3 0 1 1 0.5084 1 Media 0.3 0 1 1 0.5084 1 D.E. 0 0 0 0 0 0



Andalucía 0.3472 0 0.0077 0 1 1 Aragón 0.3484 0 0 0 1 1 Asturias 0.3421 0 0.0423 0 1 1 Baleares 0.3484 0 0 0 1 1 Cantabria 0.3484 0 0 0 1 1 Castilla-LM 0.3416 0 0.0443 0.0015 1 1 Castilla-León 0.3414 0 0.0457 0.0027 1 1 Cataluña 0.3440 0 0.0291 0 1 1 Extremadura 0.3 0.0513 0.0358 0.0138 1 1 Galicia 0.3 0.0430 0.0782 0.0252 1 1 Madrid 0.3484 0 0 0 1 1 Murcia 0.3484 0 0 0 1 1 La Rioja 0.3481 0 0.0023 0 1 1 C. Valenciana 0.3 0.0430 0.0818 0.0128 1 1 Media 0.3362 0.0098 0.0262 0.0040 1 1 D.E. 0.0198 0.0196 0.0294 0.0077 0 0

(Sigue)

— 24 —


(Continuación)

Actitud intermedia


Andalucía 0.3 0 0.7962 1 0.6095 1 Aragón 0.3 0 1 0.8389 0.5335 1 Asturias 0.3 0 1 0.4745 0.5897 1 Baleares 0.3 0 1 0.3199 0.6145 1 Cantabria 0.3 0 1 1 0.5084 1 Castilla-LM 0.3 0 1 1 0.5084 1 Castilla-León 0.3 0 1 0.7873 0.5415 1 Cataluña 0.3 0 1 0.8016 0.5993 1 Extremadura 0.3 0 0.1871 1 0.9116 1 Galicia 0.3 0 0.8327 0.5879 0.6557 1 Madrid 0.3 0 1 0.6017 0.5705 1 Murcia 0.3 0 0.5256 1 0.7437 1 La Rioja 0.3 0 0.7740 0.6361 0.6773 1 C. Valenciana 0.3 0 1 1 0.5084 1 Media 0.3 0.0 0.8654 0.7891 0.6123 1 D.E. 0.0 0.0 0.2406 0.2300 0.1106 0

Tabla 4 CASO 3: PESOS ÓPTIMOS CUANDO 0.5 ≥ αIRPF ≥ 0.3 Y 0.5 ≥ αIVA ≥ 0.4

Actitud arriesgada


Andalucía 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Aragón 0.3 0.4 0.0083 1 0 0 Asturias 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Baleares 0.3 0.4 0 1 0 0.0438 Cantabria 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Castilla-LM 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Castilla-León 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Cataluña 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Extremadura 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Galicia 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Madrid 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 Murcia 0.3 0.4 0 1 0 0.0438 La Rioja 0.3 0.4 0.0084 1 0 0 C. Valenciana 0.3 0.4 0.0083 1 0 0 Media 0.3 0.4 0.0072 1 0 0.0063 D.E. 0 0 0.0030 0 0 0.0159

(Sigue)

— 25 —

(Continuación)



Andalucía 0.3483 0.4 0 0 0 0

Aragón 0.3 0.4 0 0 0.1601 0

Asturias 0.3483 0.4 0 0 0 0

Baleares 0.3 0.4 0 0 0.1601 0

Cantabria 0.3 0.4 0 0 0.1601 0

Castilla-LM 0.3483 0.4 0 0 0 0

Castilla-León 0.3483 0.4 0 0 0 0

Cataluña 0.3483 0.4 0 0 0 0

Extremadura 0.3480 0.4 0 0.0070 0 0

Galicia 0.3473 0.4 0 0.0217 0 0

Madrid 0.3 0.4 0 0 0.1601 0

Murcia 0.3483 0.4 0 0 0 0

La Rioja 0.3483 0.4 0 0 0 0

C. Valenciana 0.3476 0.4 0 0.0140 0 0

Media 0.3344 0.4 0 0.0031 0.0457 0

D.E. 0.0226 0 0 0.0067 0.0751 0

Actitud intermedia


Andalucía 0.3 0.4 0 1 0 0.0437

Aragón 0.3 0.4 0.0083 1 0 0

Asturias 0.3 0.4 0.1454 0.5640 0 0

Baleares 0.3 0.4 0.0470 0.2696 0 1

Cantabria 0.3 0.4 0 1 0 0.0437

Castilla-LM 0.3 0.4 0.0084 1 0 0

Castilla-León 0.3 0.4 0.0191 0.9658 0 0

Cataluña 0.3 0.4 0 0.8842 0 0.2343

Extremadura 0.3 0.4 0.0021 1 0 0.0327

Galicia 0.3 0.4 0.0991 0.7112 0 0

Madrid 0.3 0.4 0 1 0 0.0438

Murcia 0.3 0.4 0 0.7591 0 0.4402

La Rioja 0.3 0.4 0 0.6945 0 0.5471

C. Valenciana 0.3 0.4 0 1 0 0.0437

Media 0.3 0.4 0.0235 0.8463 0 0.1735

D.E. 0 0 0.0447 0.2223 0 0.2955

— 26 —


Tabla 5 CASO 5: PESOS ÓPTIMOS CUANDO

0.5 ≥ αIRPF ≥ 0.3 ; 0.5 ≥ αIVA ≥ 0.4 ; αespeciales ≥ 0.05

Actitud arriesgada


Andalucía 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Aragón 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Asturias 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Baleares 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Cantabria 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Castilla-LM 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Castilla-León 0.3 0.4 0.05 0.5166 0.05 0.05 Cataluña 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Extremadura 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Galicia 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Madrid 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Murcia 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 La Rioja 0.3 0.4 0.05 0.5168 0.05 0.05 C. Valenciana 0.3 0.4 0.05 0.5168 0.05 0.05 Media 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 D.E. 0 0 0 0.0001 0 0



Andalucía 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Aragón 0.3 0.4 0.05 0.05 0.1228 0.05 Asturias 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Baleares 0.3 0.4 0.05 0.05 0.1228 0.05 Cantabria 0.3 0.4 0.05 0.05 0.1228 0.05 Castilla-LM 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Castilla-León 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Cataluña 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Extremadura 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Galicia 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Madrid 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Murcia 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 La Rioja 0.3220 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 C. Valenciana 0.3219 0.4 0.05 0.05 0.05 0.05 Media 0.3141 0.4 0.05 0.1166 0.0656 0.05 D.E. 0.0109 0 0 0.1694 0.0310 0

(Sigue)

— 27 —

(Continuación)

Actitud intermedia


Andalucía 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Aragón 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Asturias 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Baleares 0.3 0.4 0.05 0.1622 0.05 0.6332 Cantabria 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Castilla-LM 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Castilla-León 0.3 0.4 0.05 0.5166 0.05 0.05 Cataluña 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Extremadura 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Galicia 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Madrid 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Murcia 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 La Rioja 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 C. Valenciana 0.3 0.4 0.05 0.5165 0.05 0.05 Media 0.3 0.4 0.05 0.4912 0.05 0.0917 D.E. 0 0 0 0.0947 0 0.1559

Tabla 6 CASO 6: PESOS ÓPTIMOS CUANDO

0.5 ≥ αIRPF ≥ 0.3 ; 0.5 ≥ αIVA ≥ 0.3 ; αespeciales ≥ 0.1

Actitud arriesgada


Andalucía 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Aragón 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Asturias 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Baleares 0.3 0.3 0.1677 1 0.1 1 Cantabria 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Castilla-LM 0.3 0.3 0.3396 1 0.1 0.1 Castilla-León 0.3 0.3 0.3396 1 0.1 0.1 Cataluña 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Extremadura 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Galicia 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Madrid 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Murcia 0.3 0.3 0.1676 1 0.1 1 La Rioja 0.3 0.3 0.3396 1 0.1 0.1 C. Valenciana 0.3 0.3 0.3395 1 0.1 0.1 Media 0.3 0.3 0.3150 1 0.1 0.2286 D.E. 0 0 0.0624 0 0 0.3268

(Sigue)

— 28 —


(Continuación)



Andalucía 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Aragón 0.3 0.3 0.1 0.1 0.3592 0.1

Asturias 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Baleares 0.3 0.3 0.1 0.1 0.3592 0.1

Cantabria 0.3 0.3 0.1 0.1 0.3952 0.1

Castilla-LM 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Castilla-León 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Cataluña 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Extremadura 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Galicia 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Madrid 0.3 0.3 0.1 0.1 0.3592 0.1

Murcia 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

La Rioja 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

C. Valenciana 0.3782 0.3 0.1 0.1 0.1 0.1

Media 0.3559 0.3 0.1 0.1 0.1766 0.1

D.E. 0.0367 0 0 0 0.1260 0

Actitud intermedia


Andalucía 0.3 0.3 0.1676 1 0.1 1

Aragón 0.3 0.3 0.2340 0.9469 0.1 0.7398

Asturias 0.3 0.3 0.4988 0.4932 0.1 0.1

Baleares 0.3 0.3 0.4165 0.2083 0.1 1

Cantabria 0.3 0.3 0.1676 1 0.1 1

Castilla-LM 0.3 0.3 0.1676 1 0.1 1

Castilla-León 0.3 0.3 0.3725 0.8952 0.1 0.1

Cataluña 0.3 0.3 0.2117 0.8598 0.1 1

Extremadura 0.3 0.3 0.1318 1 0.1177 1

Galicia 0.3 0.3 0.2882 0.6630 0.1 0.9236

Madrid 0.3 0.3 0.2556 0.7202 0.1 1

Murcia 0.3 0.3 0.1676 1 0.1 1

La Rioja 0.3 0.3 0.2607 0.7042 0.1 1

C. Valenciana 0.3 0.3 0.1676 1 0.1 1

Media 0.3 0.3 0.2506 0.8208 0.1013 0.8474

D.E. 0 0 0.1095 0.2397 0.0047 0.3243

— 29 —

A partir del Caso 1, se pueden extraer las siguientes conclusiones: — En general, si las CCAA muestran una actitud arriesgada, los pesos son

mayores en aquellas figuras impositivas que muestran un mayor rendimiento (impuestos especiales e IVA, siendo el peso de esta último impuesto de alrededor el 18%), mientras que si muestran una actitud conservadora, se tiende a dar más peso a aquellos impuestos que tienen un menor riesgo (IRPF, alrededor del 30%, e impuestos sobre hidrocarburos y alcohol).

— Respecto a los impuestos especiales, como regla general, se puede afirmar que, por un lado, los impuestos sobre hidrocarburos y alcohol resultan atractivos a todas las CCAA, tanto desde la óptica de riesgo como de rendimiento (los porcentajes óptimos de participación en estas figuras impositivas son del 100%); mientras que, por otro lado, los impuestos sobre el tabaco y vehículos dejan de ser atractivos cuando la CA muestra una actitud conservadora.

— Por último, a partir del caso intermedio, es posible observar una mayor dispersión en la composición de las cestas entre CCAA. En este sentido, dada una participación similar en especiales, se pueden distinguir claramente tres grupos de CCAA: aquéllas que prefieren completar su cesta impositiva con el IRPF (Asturias, Cantabria, Castilla La Mancha, Castilla León, Galicia, Murcia, La Rioja y Valencia), aquéllas que la prefieren completar con el IVA (Aragón, Baleares, Cataluña y Madrid), y finalmente, aquéllas que optan por una combinación equitativa de IVA e IRPF (Andalucía y Extremadura). De hecho, esta agrupación se puede interpretar en función del nivel de renta p.c. de cada CA. Así, las comunidades "ricas", con excepción de La Rioja17, tienden a preferir completar su cesta con IVA, las comunidades "pobres" con IRPF, mientras que el resto optan por una combinación igualitaria de ambos impuestos.

En definitiva, bajo una actitud arriesgada y una actitud conservadora, las diferencias entre CCAA no son significativas, aunque sí entre impuestos. Sin embargo, bajo una actitud intermedia, sí se pueden observar diferencias significativas entre CCAA e impuestos. En consecuencia, si la actitud de las CCAA es arriesgada o conservadora, el que las participaciones sean idénticas entre CCAA es adecuado siempre que se dé un mayor peso al IVA e IRPF, respectivamente. En otro caso, bajo una actitud intermedia, no parece la mejor opción restringir la distribución de los pesos de tal forma que éstos sean idénticos entre CCAA.

Cabe decir que en el resto de casos estudiados, la distribución de pesos se iguala entre CCAA, pero ello es debido a que las participaciones tienden a situarse en las cotas mínimas de los impuestos menos deseados, siendo éstos IRPF (bajo actitud arriesgada) e IVA (bajo actitud conservadora), dada una participación en especiales. 17 A partir de la Tabla 1, se puede comprobar como, para La Rioja, el rendimiento medio del período de IRPF es 1.6 veces superior a la media, mientras que su variabilidad se sitúa en niveles muy bajos.

— 30 —


6.2. Discusión de los resultados

A partir de los pesos obtenidos en cada uno de los casos, ordenamos éstos en función del valor de la función objetivo, W, cuyos resultados se muestran en las Tablas 7, 8 y 9 bajo el supuesto de una actitud arriesgada, conservadora e intermedia, respectivamente. Lógicamente, a medida que se van restringiendo las posibilidades de elección de la cesta, el valor de la función objetivo decrece18 . En consecuencia, el mayor valor se obtiene en el Caso 1, en el cual no existe ninguna restricción sobre los pesos de los diferentes impuestos. El Caso 2, que es el segundo en la ordenación, es también interesante, ya que refleja la situación de partida de la negociación actual: manteniendo el peso actual en el IRPF (30%), se deja escoger del resto de impuestos de forma no restringida y, además, suponiendo que los pesos pudieran diferir entre CCAA.

Comparando las ordenaciones bajo todas las actitudes, observamos que éstas no varían bajo la actitud arriesgada y la intermedia. Además, se comprueba que, a parte de los casos 1 y 2, que son los menos restrictivos, el Caso 3 es altamente valorado por las CCAA bajo cualquier actitud, mientras que el Caso 7 es valorado muy negativamente bajo cualesquiera de las tres actitudes.

Tabla 7 ORDENACIÓN DE LOS CASOS SEGÚN EL VALOR DE LA FUNCIÓN OBJETIVO

(ACTITUD ARRIESGADA)

Caso 1 Caso 2 Caso 6 Caso 3 Caso 4 Caso 7 Caso 5

r 1.5674 1.3993 0.9050 0.7021 0.4914 0.4764 0.4401

Andalucía σ2 0.0008 0.0007 0.0004 0.0003 0.0001 0.0001 0.0001

W 1.5674 1.3993 0.9050 0.7021 0.4914 0.4764 0.4401

r 1.4696 1.3225 0.8449 0.6612 0.4689 0.4553 0.4177

Aragón σ2 0.0007 0.0007 0.0005 0.0004 0.0001 0.0001 0.0001

W 1.4696 1.3225 0.8449 0.6612 0.4689 0.4553 0.4177

r 1.2844 1.1708 0.7167 0.5260 0.4373 0.4264 0.3561

Asturias σ2 0.0007 0.0007 0.0004 0.0003 0.0001 0.0001 0.0001

W 1.2844 1.1708 0.7167 0.5260 0.4373 0.4264 0.3561

r 1.4596 1.3212 0.7648 0.5162 0.5197 0.5072 0.3832

Baleares σ2 0.0007 0.0007 0.0005 0.0004 0.0001 0.0001 0.0001

W 1.4596 1.3212 0.7648 0.5162 0.5197 0.5072 0.3832

(Sigue)

18 La ordenación de casos que obtenemos para las CCAA es la inversa para el gobierno central. Es decir, lo que es mejor para las CCAA es peor para las finanzas del gobierno central, con las matizaciones citadas en la nota 4.

— 31 —

(Continuación)


Cantabria

r

σ2

W

1.6355

0.0007

1.6355

1.5518

0.0007

1.5518

1.0622

0.0004

1.0622

0.8651

0.0004

0.8651

0.5917

0.0001

0.5917

0.5793

0.0001

0.5793

0.5646

0.0001

0.5646

Castilla-LM

r

σ2

W

1.8579

0.0007

1.8579

1.6952

0.0006

1.6952

1.2107

0.0004

1.2107

1.0127

0.0003

1.0127

0.5705

0

0.5705

0.5530

0

0.5530

0.5958

0.0001

0.5958

Castilla-León

r

σ2

W

1.4843

0.0008

1.4843

1.3354

0.0007

1.3354

0.8809

0.0004

0.8809

0.6906

0.0003

0.6906

0.4495

0

0.4495

0.4635

0

0.4635

0.4262

0.0001

0.4262

Cataluña

r

σ2

W

1.5315

0.0007

1.5315

1.3730

0.0007

1.3730

0.8661

0.0004

0.8661

0.6624

0.0003

0.6624

0.4962

0.0001

0.4962

0.4819

0.0001

0.4819

0.4287

0.0001

0.4287

Extremadura

r

σ2

W

1.8500

0.0017

1.8500

1.6813

0.0015

1.6813

1.2159

0.0006

1.2159

1.0191

0.0004

1.0191

0.5996

0.0001

0.5996

0.5821

0.0001

0.5821

0.6219

0.0001

0.6219

Galicia

r

σ2

W

1.3484

0.0010

1.3484

1.1835

0.0008

1.1835

0.7136

0.0004

0.7136

0.5171

0.0003

0.5171

0.4163

0.0001

0.4163

0.4030

0.0001

0.4030

0.3346

0

0.3346

Madrid

r

σ2

W

1.4986

0.0009

1.4986

1.3457

0.0008

1.3457

0.8424

0.0005

0.8424

0.6375

0.0004

0.6375

0.4890

0.0001

0.4890

0.4752

0.0001

0.4752

0.4164

0.0001

0.4164

Murcia

r

σ2

W

1.7687

0.0009

1.7687

1.6302

0.0009

1.6302

1.0989

0.0004

1.0989

0.8847

0.0003

0.8847

0.6141

0.0001

0.6141

0.5987

0.0001

0.5987

0.5761

0.0001

0.5761

La Rioja

r

σ2

W

1.4785

0.0009

1.4785

1.3364

0.0009

1.3364

0.8285

0.0005

0.8285

0.6241

0.0004

0.6241

0.4996

0.0001

0.4996

0.4864

0.0001

0.4864

0.4194

0.0001

0.4194

C. Valenciana

r

σ2

W

1.6591

0.0007

1.6591

1.4943

0.0006

1.4943

0.9925

0.0004

0.9925

0.7897

0.0003

0.7897

0.5244

0.0001

0.5244

0.5088

0.0001

0.5088

0.4895

0

0.4895

r : rendimiento total de la cesta durante el período.

σ2 : varianza de la cesta. W: valor de la función objetivo

— 32 —


Tabla 8

ORDENACIÓN DE LOS CASOS SEGÚN EL VALOR DE LA FUNCIÓN OBJETIVO

(ACTITUD CONSERVADORA)


Andalucía

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3288

1.3127

-1.3127

0.3288

1.3127

-1.3127

0.0704

319.28

-319.28

0.1476

950.55

-950.55

0.2029

1498

-1498

0.4764

7669.5

-7669.5

0.4914

8177

-8177

Aragón

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3158

27.721

-27.721

0.3158

27.217

-27.217

0.1127

595.67

-595.67

0.1635

133.51

-133.51

0.2630

1897.5

-1897.5

0.4553

808.91

-808.91

0.4689

8562.6

-8562.6

Asturias

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3359

0.5831

-0.5831

0.3512

2.2631

-2.2631

0.0988

91.479

-91.479

0.1588

497.72

-497.72

0.2118

9.1438

-914.38

0.4264

6.2694

-626.94

0.4373

6.7286

-6728.6

Baleares

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.4786

41.148

-41.148

0.4786

4.1182

-41.182

0.1849

257.52

-257.52

0.2311

757.39

-757.39

0.3301

1.3251

-1325.1

0.5072

6655.3

-6655.3

0.5197

7036.5

-7036.5

Cantabria

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.4301

156.92

-156.92

0.4301

156.92

-156.92

0.1959

719.61

-719.61

0.2540

1476.9

-1476.9

0.3605

2.0932

-2093.2

0.5793

-8126.2

-8126.2

0.5917

-8526.7

-8526.7

Castilla-LM

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3419

2.400

-2.400

0.3419

2.400

-2.400

0.0627

121.51

-121.51

0.1547

548.47

-548.47

0.2261

939.24

-939.24

0.5529

6230.2

-6230.2

0.5704

6689.6

-6689.6

Castilla-León

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3065

0.6931

-0.6931

0.3161

2.9793

-2.9793

0.0619

127.04

-127.04

0.1350

607.04

-607.04

0.1903

1040.2

-1040.2

0.4635

7510.9

-7510.9

0.4495

6990.9

-6990.9

Cataluña

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3734

1.0433

-1.0433

0.3782

1.1878

-1.1878

0.0895

146.79

-146.79

0.1637

592.90

-592.90

0.2190

1023.4

-1023.4

0.4819

6293.5

-6293.5

0.4962

6737.6

-6737.6

Extremadura

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3673

1.1224

-1.1224

0.3685

22.067

-22.067

0.1169

9.0146

-9.0146

0.2003

506.85

-506.85

0.2643

1187

-1187

0.5821

1.1870

-1.187

0.5996

0.0001

0.0001

Galicia

r

σ2 (*10-8)

W (*10-8)

0.3302

1.7093

-1.7093

0.3532

21.101

-21.101

0.0634

12.543

-12.543

0.1205

232.48

-232.48

0.1660

438.54

-438.54

0.4030

6211

-6211

0.4163

6821

-6821

(Sigue)

— 33 —

(Continuación)


r 0.3548 0.3547 0.1312 0.1820 0.2826 0.4752 0.4890

Madrid σ2 (*10-8) 77.877 77.877 623.22 1461.5 2.2015 9452.2 9969.8

W (*10-8) -77.877 -77.877 -623.22 -1461.5 -2201.5 -9452.2 -9969.8

r 0.4357 0.4357 0.1565 0.2387 0.3059 0.5987 0.6141

Murcia σ2 (*10-8) 3.5808 3.5808 318.28 1032.6 1.7753 9.0591 9.6326

W (*10-8) -3.5808 -3.5808 -318.28 -1032.6 -1775.3 -9059.1 -9632.6

r 0.3822 0.3822 0.1132 0.1831 0.2379 0.4864 0.4996

La Rioja σ2 (*10-8) 2.1064 2.1064 374.22 1119.5 1.8005 9121.8 9715

W (*10-8) -2.1064 -2.1064 -374.22 -1119.5 -1800.5 -9121.8 -9715

r 0.3832 0.4101 0.0887 0.1601 0.2206 0.5088 0.5244

C. Valenciana σ2 (*10-8) 0.6400 9.5838 7.6957 175.91 3.8603 4826.3 5266.2

W (*10-8) -0.6400 -9.5838 -7.6957 -175.91 -386.03 -4826.3 -5266.2


σ2 : varianza de la cesta. W: valor de la función objetivo.

Tabla 9

ORDENACIÓN DE LOS CASOS SEGÚN EL VALOR DE LA FUNCIÓN OBJETIVO

(ACTITUD INTERMEDIA)


r 1.5445 1.3084 0.8797 0.7009 0.4914 0.4764 0.4401

Andalucía σ2 0.0008 0.0006 0.0004 0.0003 0.0001 0.0001 0.0001

W 0.9545 0.8659 0.5847 0.4796 0.4176 0.4026 0.3663

r 1.4105 1.2348 0.8107 0.6612 0.4689 0.4553 0.4177

Aragón σ2 0.0007 0.0006 0.0004 0.0004 0.0001 0.0001 0.0001

W 0.8942 0.7923 0.5157 0.3662 0.3951 0.3815 0.3439

r 1.0741 0.9670 0.5852 0.4128 0.4373 0.4264 0.3561

Asturias σ2 0.0004 0.0003 0.0002 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001

W 0.7791 0.7457 0.4377 0.3390 0.3635 0.3526 0.2823

r 1.2366 1.0995 0.6258 0.4162 0.5197 0.5072 0.3383

Baleares σ2 0.0002 0.0002 0 0 0.0001 0.0001 0

W 1.0891 0.9520 0.6258 0.4162 0.4459 0.4334 0.3383

(Sigue)

— 34 —


(Continuación)


Cantabria

r

σ2

W

1.6355

0.0007

1.1192

1.5518

0.0007

1.0355

1.0500

0.0004

0.7550

0.8645

0.0004

0.5695

0.5917

0.0001

0.5179

0.5793

0.0001

0.5055

0.5646

0.0001

0.4908

Castilla-LM

r

σ2

W

1.8202

0.0006

1.3777

1.6952

0.0006

1.2527

1.1882

0.0003

0.9669

1.0127

0.0003

0.7914

0.5704

0

0.5704

0.5529

0

0.5529

0.5958

0.0001

0.5220

Castilla-León

r

σ2

W

1.3533

0.0006

0.9108

1.2105

0.0006

0.7680

0.8332

0.0004

0.5382

0.6750

0.0003

0.4537

0.4495

0

0.4495

0.4635

0

0.4635

0.4262

0.0001

0.3524

Cataluña

r

σ2

W

1.4410

0.0006

0.9985

1.2681

0.0005

0.8993

0.8000

0.0003

0.5787

0.6143

0.0003

0.3930

0.4962

0.0001

0.4224

0.4819

0.0001

0.4081

0.4287

0.0001

0.3549

Extremadura

r

σ2

W

1.3888

0.0005

1.0200

1.3121

0.0004

1.0171

1.1614

0.0005

0.7926

1.0177

0.0004

0.7227

0.5996

0.0001

0.5258

0.5821

0.0001

0.5083

0.6219

0.0001

0.5481

Galicia

r

σ2

W

1.0990

0.0005

0.7302

0.9379

0.0004

0.6429

0.5848

0.0002

0.4373

0.4355

0.0002

0.288

0.4163

0.0001

0.3425

0.4030

0.0001

0.3292

0.3346

0.0001

0.2608

Madrid

r

σ2

W

1.3246

0.0006

0.8821

1.1455

0.0005

0.7767

0.7213

0.0003

0.5000

0.5406

0.0002

0.3931

0.4890

0.0001

0.4152

0.4752

0.0001

0.4014

0.4164

0.0001

0.3426

Murcia

r

σ2

W

1.6000

0.0007

1.0837

1.4071

0.0005

1.0383

1.0989

0.0004

0.8039

0.8847

0.0003

0.6634

0.6141

0.0001

0.5403

0.5987

0.0001

0.5249

0.5761

0.0001

0.5023

La Rioja

r

σ2

W

1.2539

0.0006

0.8114

1.0641

0.0004

0.7691

0.7200

0.0003

0.4987

0.5168

0.0002

0.3693

0.4996

0.0001

0.4258

0.4864

0.0001

0.4126

0.4194

0.0001

0.3456

C. Valenciana

r

σ2

W

1.6209

0.0006

1.1784

1.4943

0.0006

1.0518

0.9777

0.0004

0.6827

0.7890

0.0003

0.5677

0.5244

0.0001

0.4506

0.5088

0.0001

0.4350

0.4895

0.0001

0.4157


σ2 : varianza de la cesta. W: valor de la función objetivo.

— 35 —

Finalmente, presentamos en las Tablas 10-15 los superávits coyunturales presupuestarios acumulados desde el año 0 para los casos 1 y 6, calculados a partir de la diferencia entre los ingresos anuales de la cesta y las necesidades de gasto del momento inicial relativizada por esas necesidades de gasto. En primer lugar, se puede observar que en ninguno de los casos existe déficit coyuntural19. Ello es debido a que no hemos considerado aumentos de las necesidades de gasto en términos reales. En consecuencia, por ejemplo, Andalucía, en el Caso 1, bajo una actitud arriesgada, si el crecimiento de las necesidades de gasto fuese superior al 7,42%, se encontraría con un déficit fiscal coyuntural. Para el resto de años, el valor del superávit es todavía mayor, ya que los incrementos en las necesidades de gasto reales que no hemos considerado se habrían acumulado20. Sin embargo, teniendo presente este supuesto, sí podemos constatar que, por ejemplo, en la Actitud intermedia, tanto en el Caso 1 como en el Caso 6 Galicia es la CA más vulnerable ante aumentos exógenos en sus necesidades de gasto que no puedan ser compensados por incrementos en los ingresos de la cesta impositiva. El caso contrario es Castilla - La Mancha en el Caso 1 y Cantabria en el Caso 6.

En segundo lugar, también se observa que, como era de esperar, para todas las CCAA los superávits bajo actitud intermedia siempre se encuentran entre los que se obtendrían si la CA adoptase una actitud conservadora o bien una actitud arriesgada. Asimismo, comparando entre actitudes, en el Caso 1 los superávits son siempre mayores que en el Caso 6. Por tanto, en este último caso, se hace más necesaria la instrumentación de un mecanismo de mínimos que garantice anualmente a las CCAA un nivel mínimo de financiación. Así, por ejemplo, se puede observar que en el año inicial y bajo cualesquiera de las tres actitudes, en el Caso 1 el superávit es aproximadamente el doble que en el Caso 6.

19 Evidentemente, este resultado cambiaría si, en lugar de utilizar las bases impositivas rectificadas de acuerdo con un nivel de capacidad estándar, hubiésemos utilizado las bases reales de cada CA. En ese caso, los superávits que se hubieran obtenido dependerían tanto de la evolución coyuntural de sus bases, que es la situación que nosotros estamos considerando, como de la capacidad fiscal estructural. Los resultados que se obtienen utilizando la base real están a disposición del lector interesado. Sin embargo, vale la pena comentar que, por ejemplo, bajo una actitud arriesgada y utilizando las bases impositivas reales, Andalucía, en el año 2002, tendría un déficit de 9.11%, sin tener en cuenta, recordemos, el posible crecimiento real de las necesidades de gasto. Por tanto, el deficit estructural es de 16.53%. En el polo contrario, se encontraría Baleares, cuyo superávit sería del 44.44% en el mismo año, siendo el déficit estructural de 36.91%. 20 Por ejemplo, siguiendo con el caso de Andalucía y bajo una actitud arriesgada, dado un superávit en el primer año del 7.42%, si en el segundo, los gastos reales crecen a un nivel superior del 6.23%, se incurrirá en déficit. En general, para los años sucesivos, el ritmo de crecimiento real de las necesidades compatible con superávit se en encuentra entre un 6.57% y 6.91%.

— 36 —


Tabla 10

CASO 1: SUPERÁVITS ACUMULADOS RESPECTO A LAS NECESIDADES DE

GASTO DEL AÑO 2001 (ACTITUD ARRIESGADA)

2002 2003 2004 2005 2006

Andalucía 7.42% 14.11% 22.00% 30.01% 38.95% Aragón 6.98% 13.27% 20.62% 28.06% 36.32% Asturias 6.53% 12.39% 19.19% 26.04% 33.60% Baleares 7.53% 14.79% 22.98% 31.52% 40.92% Cantabria 7.50% 14.66% 22.82% 31.27% 40.61% Castilla-León 6.11% 11.44% 17.85% 24.30% 31.46% Castilla-LM 8.89% 18.39% 30.45% 44.79% 62.92% Cataluña 7.32% 14.11% 21.95% 29.98% 38.86% Extremadura 8.45% 15.62% 24.83% 33.68% 44.21% Galicia 6.97% 12.97% 20.15% 27.28% 35.27% Madrid 7.36% 14.00% 21.79% 29.68% 38.48% Murcia 8.26% 15.76% 24.71% 33.83% 44.12% La Rioja 7.46% 14.06% 21.90% 29.76% 38.56% C. Valenciana 7.45% 14.44% 22.52% 30.84% 40.09% Media 7.45% 14.29% 22.41% 30.79% 40.31%

Tabla 11


GASTO DEL AÑO 2001 (ACTITUD CONSERVADORA)

2002 2003 2004 2005 2006

Andalucía 2.08% 4.38% 6.79% 9.34% 12.02% Aragón 2.40% 4.81% 7.38% 10.05% 12.84% Asturias 3.25% 6.72% 10.34% 14.09% 17.98% Baleares 4.18% 8.43% 12.92% 17.61% 22.51% Cantabria 5.17% 10.23% 15.66% 21.32% 27.27% Castilla-León 2.29% 4.82% 7.48% 10.25% 13.14% Castilla-LM 2.32% 4.87% 7.57% 10.39% 13.35% Cataluña 2.79% 5.81% 8.98% 12.29% 15.75% Extremadura 3.33% 7.02% 10.88% 14.94% 19.18% Galicia 2.61% 5.51% 8.59% 11.79% 15.14% Madrid 2.82% 5.53% 8.45% 11.48% 14.66% Murcia 3.90% 8.01% 12.31% 16.80% 21.49% La Rioja 3.04% 6.36% 9.80% 13.39% 17.13% C.Valenciana 3.09% 6.48% 10.04% 13.76% 17.66% Media 3.09% 6.36% 9.80% 13.39% 17.15%

— 37 —

Tabla 12


GASTO DEL AÑO 2001 (ACTITUD INTERMEDIA)

2002 2003 2004 2005 2006


Tabla 13


GASTO DEL AÑO 2001 (ACTITUD ARRIESGADA)

2002 2003 2004 2005 2006


— 38 —


Tabla 14


GASTO DEL AÑO 2001 (ACTITUD CONSERVADORA)

2002 2003 2004 2005 2006


Tabla 15


GASTO DEL AÑO 2001 (ACTITUD INTERMEDIA)

2002 2003 2004 2005 2006


— 39 —

7. RESUMEN Y CONCLUSIONES

En este trabajo, a partir de los axiomas que debería cumplir una cesta impositiva, hemos realizado un estudio aplicado al sistema de financiación autonómico español. Para ello, a partir de la metodología basada en la elección de carteras de inversión bajo incertidumbre (Markowitz, 1952), analizamos cuáles serían las decisiones óptimas de las CCAA al escoger la composición de la cesta bajo diferentes restricciones institucionales en la negociación y diversas actitudes ante el riesgo y el rendimiento.

Los resultados obtenidos para el próximo quinquenio nos sugieren que los impuestos especiales son altamente atractivos para las CCAA bajo cualquier perspectiva de riesgo-rentablidad (en particular, hidrocarburos y alcohol). Sin embargo y como consecuencia de que las bases impositivas de estos impuestos no pueden satisfacer en su totalidad las necesidades de financiación iniciales, las CCAA se enfrentan a la decisión de completar estas necesidades con participaciones en el IRPF y en el IVA. En la elección entre la participación en uno u otro impuesto, o en ambos, observamos que si la CA adopta una posición conservadora (sacrifica rendimiento a costa de menor riesgo), el IRPF es preferido al IVA, mientras que sucede justamente lo contrario bajo actitudes financieramente arriesgadas (acepta riesgo a cambio de mayores rendimientos) y, finalmente, combina ambos impuestos si adopta una actitud intermedia entre riesgo y rendimiento. En relación a los criterios de elección para el IRPF y el IVA, los resultados obtenidos concuerdan con los de Marcet (1991). Este autor incide en la conveniencia para las CCAA de participar en el IRPF por su menor variabilidad, mientras que desde el punto de vista del rendimiento recomienda la participación en el IVA. En ese sentido, sus conclusiones son completadas con las nuestras a la hora de considerar como altamente atractivo para las CCAA la participación en los impuestos especiales.

A partir de los resultados obtenidos, se pueden observar diferencias relevantes en la composición óptima de las cestas entre CCAA, sobre todo cuando las restricciones institucionales no son muy estrictas. Este último resultado nos indica que tratar de forma simétrica a todas las CCAA no parece que sea la mejor alternativa, al menos para las CCAA y desde la doble perspectiva rendimiento-riesgo. Si también se consideran las preferencias del Estado, una alternativa razonable es el Caso 3 (recordemos que éste es un caso altamente valorado bajo cualquier actitud), donde precisamente la distribución de participaciones impositivas entre CCAA es muy similar, tal y como es previsible que se acuerde en la negociación del próximo sistema de financiación. Así, en este caso, la participación óptima en el IRPF es de un 30% (cota mínima) y del 40% en el IVA (cota mínima), y el resto, que es una cuantía marginal, es complementado con los impuestos especiales. Por tanto, a no ser que la Sanidad se financie a

— 40 —


través de la cesta impositiva, las comunidades casi no necesitarían de participaciones en los impuestos especiales en el Caso 3.

Finalmente, hemos podido comprobar que, de acuerdo con las actitudes ante el binomio rendimiento-riesgo y dependiendo de las restricciones institucionales fijadas en los porcentajes, parece ineludible el establecimiento de mecanismos de garantía de mínimos en tanto las necesidades de gasto iniciales crezcan a lo largo del período en términos reales, a no ser que se posibilite a las CCAA un ejercicio relativamente amplio de capacidad normativa-administrativa sobre los impuestos de la cesta y/o no se limite el endeudamiento a las CCAA a raíz del proyecto de Ley de Estabilidad Presupuestaria.

— 41 —

APÉNDICE 1.


APÉNDICE 1. Análisis gráfico del rendimiento de los diferentes impuestos considerados

1.1. Impuesto sobre la Renta de las Personas Físicas

ANDALUCÍA

0.8

1

1.2

1.4

1.6

ARAGÓN

0.9

1

1.1

ASTURIAS

0.9

1

1.1

1.2

1.3

BALEARES

0.9

1

1.1

— 43 —

CANTABRIA

0.8

0.9

1

1.1

1.2

1.3

CASTILLA Y LEÓN

0.9

1

1.1

CASTILLA-LA MANCHA

0.8

0.9

1

1.1

1.2

CATALUÑA

0. 9

1

1. 1

1.2

— 44 —


EXTREMADURA

0. 8

0. 9

1

1. 1

1. 2

1.3

GALICIA

0.8

0.9

1

1.1

1.2

MADRID

0.9

1

1.1

MURCIA

0.9

1

1.1

1.2

— 45 —

LA RIOJA

0. 9

1

1. 1

1. 2

1 2 3 4 5 6 7 8 9

VALENCIA

0. 8

0. 9

1

1. 1

1.2

1 2 3 4 5 6 7 8 9

1.2. Impuesto sobre el Valor Añadido

ANDALUCÍA

0. 7 0. 8 0. 9

1 1. 1 1. 2 1. 3 1. 4 1. 5

ARAGÓN

0.7 0.8 0.9

1 1.1 1.2 1.3 1.4 1.5

— 46 —

ASTURIAS

1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7

BALEARES 1.4

1.3

1.2

1.1

1

0.9

0.8

CANTABRIA

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7


1.5 CASTILLA Y LEÓN

— 47 —

1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7

CASTILLA-LA MANCHA

1

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1

0.9 0.8 0.7

CATALUÑA

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7

EXTREMADURA

1.7 1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7 0.6

GALICIA

— 48 —

1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7

1.5

MADRID

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7

MURCIA

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7

LA RIOJA

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7

VALENCIA

1.4 1.3 1.2 1.1

1 0.9 0.8 0.7


— 49 —

1.3. Impuesto sobre las labores del Tabaco

ANDALUCÍA

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

ARAGÓN

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

ASTURIAS

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1.3

BALEARES

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3

— 50 —

CANTABRIA

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1.3

CASTILLA Y LEÓN

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

CASTILLA-LA MANCHA

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3

CATALUÑA

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3


— 51 —

EXTREMADURA

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

GALICIA

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3

MADRID

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3

MURCIA

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

— 52 —

LA RIOJA

1.3

1.2

1.1

1.0

0.9

VALENCIA

1.3

1.2

1.1

1.0

0.9

1.4. Impuesto sobre Hidrocarburos

ANDALUCÍA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

ARAGÓN

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8


— 53 —

ASTURIAS

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

BALEARES

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

CANTABRIA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

CASTILLA Y LEÓN

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

— 54 —

CASTILLA-LA MANCHA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

CATALUÑA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

EXTREMADURA

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

1.6

GALICIA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9


— 55 —

MADRID

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

MURCIA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

LA RIOJA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

VALENCIA

— 56 —

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9

1.5.


1.5. Impuesto sobre la Matriculación de determinados Medios de Transporte

ANDALUCÍA

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

ARAGÓN

0. 8

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3

ASTURIAS

1. 3

0. 8

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

BALEARES

— 57 —

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3

1. 4

CANTABRIA

0.8

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

CASTILLA Y LEÓN

0. 8

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1.3

CASTILLA-LA MANCHA

0. 8

0. 9

1. 0

1. 1

1. 2

1. 3

CATALUÑA

0.8

0.9

1.0

1.1

1.2

1.3

— 58 —

EXTREMADURA

1.4 1.3 1.2 1.1

1.0 0.9 0.8

GALICIA

1.2

1.1

1.0

0.9

0.8

MADRID

1.3

1.2

1.1

1.0

0.9

MURCIA

1.3

1.2

1.1

1.0

0.9


— 59 —

LA RIOJA

1.3

1.2

1.1

1.0

0.9

VALENCIA

1.3

1.2

1.1

1.0

0.9

1.6. Impuesto sobre Bebidas Alcohólicas

ANDALUCÍA

0. 8 0. 9 1. 0 1. 1 1. 2 1. 3 1. 4 1. 5 1. 6

ARAGÓN

0.8 0.9 1.0 1.1 1.2 1.3 1.4 1.5 1.6

— 60 —

ASTURIAS

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

BALEARES

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

CANTABRIA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

CASTILLA Y LEÓN

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8


— 61 —

CASTILLA-LA MANCHA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

CATALUÑA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

EXTREMADURA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

GALICIA

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

— 62 —

MADRID

1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

MURCIA 1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

LA RIOJA

1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8

1.6

VALENCIA 1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1.0 0.9 0.8


— 63 —

APÉNDICE 2.

xxxx

.0100 .01000 .010000 .010000 00000

.0100 .01000 .010000 .010000 00000

.0100 .01000 .010000 .010000 00000

APÉNDICE 2. Ejercicio de simulación de los errores de predicción con predicciones externas a la muestra

IRPF

σ Desviación estándar del error de predicción Estadístico de Theil

10000 100

10 1 0.1 0.01

paseo aleatorio

0.182 0.180 0.153 0.150 0.150 0.149 0.257

0.708 0.700 0.595 0.583 0.583 0.579 1.000

IVA


10000 100

10 1 0.1 0.01

paseo aleatorio

0.482 0.420 0.395 0.372 0.370 0.368 0.375

1.285 1.120 1.053 0.992 0.986 0.981 1.000

I. s / hidrocarburos


10000 100

10 1 0.1 0.01

paseo aleatorio

0.594 0.563 0.431 0.379 0.378 0.378 0.453

1.311 1.242 0.951 0.836 0.834 0.834 1.000

— 64 —

BIBLIOGRAFÍA

AUERBACH, A. J. (1996): "Dynamic Revenue Estimation", Journal of Economic Perspectives, 10(1), 141-157.

BARRO, R. (1979): "On the determination of public debt", Journal of Political Economy, 87, 5, págs. 940-971.

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CASTELLS, A. (1988): Hacienda autonómica. Una perspectiva de federalismo fiscal, Ariel, Barcelona.

CASTELLS, A.; BARBERÁN, R.; BOSCH, N.; ESPASA, M.; RODRIGO, F.,y RUIZ-HUERTA, J. (2000): Las balanzas fiscales de las Comunidades Autónomas (1991-1996). Análisis de los flujos fiscales de las Comunidades Autónomas con la Administración Central, Ariel, Barcelona.

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MARKOWITZ, H. (1952): "Portfolio Selection", Journal of Finance, vol. 7, págs. 77-91. MARCET, A. (1991): "Un model de sèries temporals per a la previsió de recap

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— 65 —

tats Autònomes: Avaluació del sistema actual i criteris per a la seva reforma, páginas 317-382, Generalitat de Catalunya.

MISIOLEK, W., y PERDUE, G. (1987): "The Portfolio Approach to State and Local Tax Structures", National Tax Journal, vol.40 (1), págs. 111-114.

SEXTON, T. A. (1987): "Forecasting Property Taxes: A Comparison and Evaluation fo Methods", National Tax Journal, vol. 40 (1) págs. 47-59.

SOLÉ-OLLÉ, A., y VILALTA-FERRER, M. (2000): "Proposta de sistema de finançament dels Consells Insulars de les Illes Balears", Informe del Institut d'Economia de Barcelona.

WHITE, F. (1983), "Trade-off in Growth and Stability in State Taxes", National Tax Journal, vol. 36, págs. 103-14.

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NORMAS DE PUBLICACIÓN DE PAPELES DE TRABAJO DEL INSTITUTO DE ESTUDIOS FISCALES

Esta colección de Papeles de Trabajo tiene como objetivo ofrecer un vehículo de expresión a todas aquellas personas interasadas en los temas de Economía Pública. Las normas para la presentación y selección de originales son las siguientes:

1. Todos los originales que se presenten estarán sometidos a evaluación y podrán ser directamente aceptados para su publicación, aceptados sujetos a revisión, o rechazados.

2. Los trabajos deberán enviarse por duplicado a la Subdirección de Estudios Tributarios. Instituto de Estudios Fiscales. Avda. Cardenal Herrera Oria, 378. 28035 Madrid.

3. La extensión máxima de texto escrito, incluidos apéndices y referencias bibliográfícas será de 7000 palabras.

4. Los originales deberán presentarse mecanografiados a doble espacio. En la primera página deberá aparecer el título del trabajo, el nombre del autor(es) y la institución a la que pertenece, así como su dirección postal y electrónica. Además, en la primera página aparecerá también un abstract de no más de 125 palabras, los códigos JEL y las palabras clave.

5. Los epígrafes irán numerados secuencialmente siguiendo la numeración arábiga. Las notas al texto irán numeradas correlativamente y aparecerán al pie de la correspondiente página. Las fórmulas matemáticas se numerarán secuencialmente ajustadas al margen derecho de las mismas. La bibliografía aparecerá al final del trabajo, bajo la inscripción “Referencias” por orden alfabético de autores y, en cada una, ajustándose al siguiente orden: autor(es), año de publicación (distinguiendo a, b, c si hay varias correspondientes al mismo autor(es) y año), título del artículo o libro, título de la revista en cursiva, número de la revista y páginas.

6. En caso de que aparezcan tablas y gráficos, éstos podrán incorporarse directamente al texto o, alternativamente, presentarse todos juntos y debidamente numerados al final del trabajo, antes de la bibliografía.

7. En cualquier caso, se deberá adjuntar un disquete con el trabajo en formato word. Siempre que el documento presente tablas y/o gráficos, éstos deberán aparecer en ficheros independientes. Asimismo, en caso de que los gráficos procedan de tablas creadas en excel, estas deberán incorporarse en el disquete debidamente identificadas.

Junto al original del Papel de Trabajo se entregará también un resumen de un máximo de dos folios que contenga las principales implicaciones de política económica que se deriven de la investigación realizada.

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PUBLISHING GUIDELINES OF WORKING PAPERS AT THE INSTITUTE FOR FISCAL STUDIES

This serie of Papeles de Trabajo (working papers) aims to provide those having an interest in Public Economics with a vehicle to publicize their ideas. The rules governing submission and selection of papers are the following:

1. The manuscripts submitted will all be assessed and may be directly accepted for publication, accepted with subjections for revision or rejected.

2. The papers shall be sent in duplicate to Subdirección General de Estudios Tributarios (The Deputy Direction of Tax Studies), Instituto de Estudios Fiscales (Institute for Fiscal Studies), Avenida del Cardenal Herrera Oria, nº 378, Madrid 28035.

3. The maximum length of the text including appendices and bibliography will be no more than 7000 words.

4. The originals should be double spaced. The first page of the manuscript should contain the following information: (1) the title; (2) the name and the institutional affiliation of the author(s); (3) an abstract of no more than 125 words; (4) JEL codes and keywords; (5) the postal and e-mail address of the corresponding author.

5. Sections will be numbered in sequence with arabic numerals. Footnotes will be numbered correlatively and will appear at the foot of the corresponding page. Mathematical formulae will be numbered on the right margin of the page in sequence. Bibliographical references will appear at the end of the paper under the heading “References” in alphabetical order of authors. Each reference will have to include in this order the following terms of references: author(s), publishing date (with an a, b or c in case there are several references to the same author(s) and year), title of the article or book, name of the journal in italics, number of the issue and pages.

6. If tables and graphs are necessary, they may be included directly in the text or alternatively presented altogether and duly numbered at the end of the paper, before the bibliography.

7. In any case, a floppy disk will be enclosed in Word format. Whenever the document provides tables and/or graphs, they must be contained in separate files. Furthermore, if graphs are drawn from tables within the Excell package, these must be included in the floppy disk and duly identified.

Together with the original copy of the working paper a brief two-page summary highlighting the main policy implications derived from the research is also requested.

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1

1

1

1

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1

1

ÚLTIMOS PAPELES DE TRABAJO EDITADOS POR EL

INSTITUTO DE ESTUDIOS FISCALES

1/00 Crédito fiscal a la inversión en el impuesto de sociedades y neutralidad impositiva: Más evidencia para un viejo debate. Autor: Desiderio Romero Jordán. Páginas: 40.

2/00 Estudio del consumo familiar de bienes y servicios públicos a partir de la encuesta de presupuestos familiares. Autores: Ernesto Carrilllo y Manuel Tamayo. Páginas: 40.

3/00 Evidencia empírica de la convergencia real. Autores: Lorenzo Escot y Miguel Ángel Galindo. Páginas: 58.

2000

Nueva Época

4/00 The effects of human capital depreciation on experience-earnings profiles: Evidence salaried spanish men. Autores: M. Arrazola, J. de Hevia, M. Risueño y J. F. Sanz. Páginas: 24.

5/00 Las ayudas fiscales a la adquisición de inmuebles residenciales en la nueva Ley del IRPF: Un análisis comparado a través del concepto de coste de uso. Autor: José Félix Sanz Sanz. Páginas: 44.

6/00 Las medidas fiscales de estímulo del ahorro contenidas en el Real Decreto-Ley 3/2000: análisis de sus efectos a través del tipo marginal efectivo. Autores: José Manuel González Páramo y Nuria Badenes Pla. Páginas: 28

7/00 Análisis de las ganancias de bienestar asociadas a los efectos de la Reforma del IRPF sobre la oferta laboral de la familia española. Autores: Juan Prieto Rodríguez y Santiago Álvarez García. Páginas 32.

8/00 Un marco para la discusión de los efectos de la política impositiva sobre los precios y el stock de vivienda. Autor: Miguel-Ángel López García. Páginas 36.

9/00 Descomposición de los efectos redistributivos de la Reforma del IRPF. Autores: Jorge Onrubia Fernández y María del Carmen Rodado Ruiz. Páginas 24.

10/00 Aspectos teóricos de la convergencia real, integración y política fiscal. Autores: Lorenzo Escot y Miguel-Ángel Galindo. Páginas 28.

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1

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2001

1/01 Notas sobre desagregación temporal de series económicas. Autor: Enrique M. Quilis. Páginas 38.

2/01 Estimación y comparación de tasas de rendimiento de la educación en España. Autores: M. Arrazola, J. de Hevia, M. Risueño, J.F. Sanz. Páginas 28.

3/01 Doble imposición, “efecto clientela” y aversión al riesgo. Autores: Antonio Bustos Gisbert y Francisco Pedraja Chaparro. Páginas 34.

4/01 Non-Institutional Federalism in Spain. Autor: Joan Rosselló Villalonga. Páginas 32.

5/01 Estimating utilisation of Health care: A groupe data regression approach. Autor: Mabel Amaya Amaya. Páginas 30.

6/01 Shapley inequality descomposition by factor components. Autores: Mercedes Sastre y Alain Trannoy Páginas 40.

7/01 An empirical analysis of the demand for physician services across the European Union. Autores: Sergi Jiménez Martín, José M. Labeaga y Maite Martínez-Granado Páginas 40.

8/01 Demand, childbirth and the costs of babies: evidence from spanish panel data. Autores: José M.ª Labeaga, Ian Preston y Juan A. Sanchis-Llopis Páginas 56.

9/01 Imposición marginal efectiva sobre el factor trabajo: Breve nota metodológica y comparación internacional. Autores: Desiderio Romero Jordán y José Félix Sanz Sanz Páginas 40.

10/01 A non-parametric decomposition of redistribution into vertical and horizontal components. Autores: Irene Perrote, Juan Gabriel Rodríguez y Rafael Salas. Páginas 28.

11/01 Efectos sobre la renta disponible y el bienestar de la deducción por rentas ganadas en el IRPF. Autora: Nuria Badenes Plá. Páginas 28.

12/01 Seguros sanitarios y gasto público en España. Un modelo de microsimulación para las políticas de gastos fiscales en sanidad. Autora: Ángel López Nicolás. Páginas 40.

13/01 A complete parametrical class of redistribution and progressivity measures Autores: Isabel Rabadán y Rafael Salas. Páginas 20.

14/01 La medición de la desigualdad económica. Autor: Rafael Salas. Páginas 40.

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15/01 Crecimiento económico y dinámica de distribución de la renta en las regiones de la UE: un análisis no paramétrico. Autores: Julián Ramajo Hernández y María del Mar Salinas Jiménez. Páginas 32.

16/01 La descentralización territorial de las prestaciones asistenciales: efectos sobre la igualdad. Autores: Luis Ayala Cañón, Rosa Martínez López y Jesus Ruiz-Huerta. Páginas 48.

17/01 Redistribution and labour supply. Autores: Jorge Onrubia, Rafael Salas y José Félix Sanz. Páginas 24.

18/01 Medición de la eficiencia técnica en la economía española: El papel de las infraestructuras productivas. Autoras: M.a Jesús Delgado Rodríguez e Inmaculada Álvarez Ayuso. Páginas 32.

19/01 Inversión pública eficiente e impuestos distorsionantes en un contexto de equilibrio general. Autores: José Manuel González-Páramo y Diego Martínez López. Páginas 28.

20/01 La incidencia distributiva del gasto público social. Análisis general y tratamiento específico de la incidencia distributiva entre grupos sociales y entre grupos de edad. Autor: Jorge Calero Martínez. Páginas 36.

21/01 Crisis cambiarias: Teoría y evidencia. Autor: Óscar Bajo Rubio. Páginas 32.

22/01 Distributive impact and evaluation of devolution proposals in Japanese local public finance. Autores: Kazuyuki Nakamura, Minoru Kunizaki and Masanori Tahira. Páginas 36.

23/01 El funcionamiento de los sistemas de garantía en el modelo de financiación autonómica. Autor: Alfonso Utrilla de la Hoz. Páginas 48.

24/01 Rendimiento de la educación en España: Nueva evidencia de las diferencias entre Hombres y Mujeres. Autores: M. Arrazola y J. de Hevia. Páginas 36.

25/01 Fecundidad y beneficios fiscales y sociales por descendientes. Autora: Anabel Zárate Marco. Páginas 52.

26/01 Estimación de precios sombra a partir del análisis Input-Output: Aplicación a la economía española. Autora:Guadalupe Souto Nieves. Páginas 56.

27/01 Análisis empírico de la depreciación del capital humano para el caso de las Mujeres y los Hombres en España. Autores: M. Arrazola y J. de Hevia. Páginas 28.

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28/01 Equivalence scales in tax and transfer policies. Autores: Luis Ayala, Rosa Martínez y Jesús Ruiz-Huerta Páginas 44.

29/01 Un modelo de crecimiento con restricciones de demanda: el gasto público como amortiguador del desequilibrio externo. Autora: Belén Fernández Castro. Páginas 44.

30/01 A bi-stochastic nonparametric estimator. Autores: Juan G. Rodríguez and Rafael Salas. Páginas 24.

2002

1/02 Las cestas autonómicas. Autores: Alejandro Esteller, Jorge Navas y Pilar Sorribas. Páginas 72.

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autores: jorge navas pilar sorribas universidad de barcelona€¦ · berg, marlin & heydarpour,...

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