Una estimación del coste para España de la política comunitaria contra la discriminación de género en los planes y fondos de pensiones de empleo

No sorprende que la preocupación de las autoridades comunitarias por la lucha contra la discriminación de género las haya llevado a legislar en el campo de los planes y fondos de pensiones de empleo. Dos son los textos básicos que afectan a esta materia: la Directiva del Parlamento y del Consejo de 13 de diciembre de 2004 por la que se aplica el principio de igualdad de trato entre mujeres y hombres al acceso a bienes y servicios y su suministro, que afecta al campo asegurador, y la Propuesta de Directiva del Parlamento y del Consejo de 21 de abril de 2004, relativa a la aplicación del principio de igualdad de oportunidades e igualdad de trato entre hombres y mujeres en asuntos de empleo y ocupación, que afectará a los planes y fondos de pensiones de empleo, es decir, a lo que la doctrina iuslaboralista de nuestro país ha venido en denominar « segundo pilar» de la Seguridad Social.

En el primero de los textos, que se aplica directamente al campo del aseguramiento privado, se propone, entre otras cosas (art. 5), que no se atribuyan a uno sólo de los sexos los costes económicos asociados a los riesgos del embarazo y de la maternidad. Además, en todo lo relativo a factores actuariales, se establece que los Estados miembros velen porque se prohíba el hecho de tener en cuenta el sexo como factor de cálculo de primas y prestaciones para no dar lugar a diferencias en las personas consideradas individualmente¹.

En el campo propiamente laboral, la aprobaci ón de la Propuesta de Directiva de 21 de abril de 2004 afectará a los planes de pensiones de empleo, y de forma especial al supuesto de los planes de prestación definida no totalmente asegurados², es decir, a los que otorgan a sus beneficiarios una prestación determinada a priori. En dicho texto se propone que, en los citados planes y para evitar la discriminaci ón de género, se apliquen tablas unisexo para la evaluación de las aportaciones.

Lo que se pretende demostrar en el presente estudio es que la aplicación de este criterio no soluciona el problema que pretende evitar, dada la mayor esperanza de vida de las mujeres, y que la aplicación de una tabla unisexo sigue generando un mayor coste laboral en el caso de su contratación. Además de demostrar esta discriminación que cuestiona, por tanto, la eficacia de la normativa comunitaria propuesta, se evalúa el coste de la misma y se propone una compensación al empresario para conseguir el objetivo de no penalizar la contratación de mujeres.

El hilo argumental que se sigue es el siguiente: como consecuencia de la obligatoriedad del uso de tablas unisexo (medida que propone la normativa comunitaria para no discriminar) el empresario realizaría la misma aportación al plan para ambos sexos, al presuponer idéntico comportamiento biomé- trico entre hombres y mujeres. A medida que vaya comprobando cómo los varones fallecen con mayor frecuencia que la que indican las tablas unisexo, se percatará de la posibilidad de obtener un beneficio actuarial, mediante el rescate de las aportaciones de los fallecidos, que le permitirá financiar otras aportaciones futuras y le llevará a reajustar la composici ón de su plantilla, contratando preferentemente a los hombres, o pagará menos salario a las mujeres para compensar el mayor coste de contratarlas. En definitiva, discriminará en contra de las mujeres.

En los planes de pensiones de prestación definida el objetivo, por ejemplo, de que cada trabajador cobre como pensión vitalicia un porcentaje de su último salario, se determina en sus especificaciones. Con el fin de financiarla, el empresario realiza las correspondientes aportaciones al plan desde el momento en que el trabajador entra a formar parte de la plantilla de la empresa hasta el momento en que se jubila.

Dado el diferente comportamiento biomé- trico de hombres y mujeres, para un mismo importe de la pensión (prestación definida), la aportación que se debe realizar en el caso de las mujeres, que son más longevas, es mayor que en el caso de los hombres. Esto supone que el empresario debe soportar más costes si contrata a una mujer que si contrata a un hombre. Ante esta situación, el empresario puede reaccionar, bien evitando la contrataci ón de mujeres, es decir, discriminando de facto a la hora de seleccionar la composici ón de su plantilla, o bien remunerando con un menor salario actual a las mujeres para compensar el mayor salario diferido que representa la pensión, lo cual también genera discriminación. Es cierto que esta segunda opción discriminatoria no lo sería si se contempla desde la perspectiva de la Ley de los grandes números, para todas las mujeres en su conjunto y teniendo en cuenta la totalidad de las remuneraciones recibidas a lo largo de la vida -salarios y pensiones-, ya que el que las mujeres estén peor retribuidas en su período de ocupación vendría a compensar el hecho de que van a recibir la misma pensión que los hombres, pero durante más años, porque son más longevas³. Sin embargo, observadas las mujeres una a una, sí es discriminatorio, puesto que a priori, y desde un puntoPage 204 de vista individual, su pensión es una expectativa de derecho que algunas de ellas seguro que dejarán de percibir antes de lo previsto.

Por tanto, en caso de fallecimiento antes de lo esperado, habrán cobrado menos salario, a la vez que habrán dejado de cobrar la pensión como consecuencia de su muerte prematura.

Ante esta situación, ¿qué es lo que propone la normativa comunitaria?. La Propuesta de Directiva comunitaria establece la aplicación de una tabla unisexo que otorgue a priori las mismas probabilidades de supervivencia a ambos sexos, ignorando así su diferente comportamiento biométrico real.

Sin embargo, con la aplicación de la soluci ón dada por la Directiva se generará un nuevo problema cuando se intente poner en práctica ya que el cálculo de las tasas de supervivencia unisexo se habrá de realizar a partir de un determinado porcentaje de hombres y mujeres. Obviamente, cuanto mayor sea el de estas últimas, más cara resultará la prima o aportación al plan.

¿Cómo seleccionar la proporción adecuada para el cálculo de las tablas unisexo?. Una opción es analizando la composición real de la plantilla sobre la que se está aplicando el plan de pensiones. Otra opción es, en lugar de tener en cuenta la situación real de cada empresario, adoptar la proporción de hombres y de mujeres en el seno de la población laboral en su conjunto. Aquel empresario en cuya plantilla el porcentaje de hombres sea mayor al adoptado como referencia tendrá sobrevalorada su primera dotación al plan por lo que obtendrá un beneficio actuarial del plan de pensiones. Por el contrario, cuando en su plantilla la presencia de las mujeres supere la adoptada para el cálculo de la tabla unisexo, incurrirá en un coste adicional del que tratará de resarcirse, bien pagando salarios inferiores, o bien elevando el precio de sus productos⁴ si es que puede⁵. En cualquier caso, tanto si se opta por la proporción de la propia plantilla, como si se opta por la de la población general, aplicar una tabla unisexo no soluciona en el ámbito laboral el problema de la discriminación de género como se ha visto en el razonamiento expuesto. En definitiva, sea cual sea la proporción de la que parta la tabla unisexo, el empresario tenderá a que toda la plantilla sea de varones o a compensar con menos salario a las mujeres.

Dado que el uso de tablas unisexo no es un método eficaz que corrija la discriminación y puesto que el empresario no tiene por qué estar dispuesto a asumir las consecuencias económicas negativas de la política antidiscriminatoria en su cuenta de resultados, a la vez que, sin embargo, se desea que las mujeres no resulten perjudicadas como consecuencia de su mayor expectativa de vida, se propone como solución al problema que el perjuicio económico de no discriminar lo asuma el Estado y compense al empresario, concediéndole una subvención por la cuantía del coste de la política antidiscriminación, con lo que el sostenimiento de la misma revertiría sobre toda la sociedad, que la financiaría. Las vías para hacerlo pueden ser diversas: mediante un gravamen (cotización) que se aplique sobre el trabajo, ya que de este modo un coste que se deriva de la contratación de mano de obra se repercute sobre su utilización, o recu-Page 205 rriendo a los ingresos del sistema impositivo en su conjunto.

Por todo lo anterior, se ha calculado cuál es el montante de este perjuicio y se propone otorgar una compensación al empresario de modo que se equilibre el mayor coste real en el que incurre al contratar a las mujeres si sus compromisos por pensiones están instrumentados a través de un plan de pensiones de prestación definida no asegurado.

Con el fin de determinar la cuantía de la compensación estatal se ha llevado a cabo el análisis de la evolución de la esperanza de vida para el caso español. El mismo se inicia con la búsqueda de unas tablas biométricas adecuadas para lo cual se han construido unas tablas ad hoc ya que las que utilizan las aseguradoras están sesgadas por dos motivos.

En primer lugar, porque llevan incorporados recargos de seguridad en función de si son tablas para seguros de fallecimiento o si son tablas para seguros de supervivencia y en cambio, para los fines que se persiguen en el presente estudio se requiere que las probabilidades no estén corregidas con estos recargos de seguridad. En segundo lugar, porque las tablas al uso son tablas constituidas con observaciones de supervivencia y de fallecimiento sobre cabezas aseguradas y para la presente investigación se requiere que sean observaciones de población en general.

De los estudios y cálculos efectuados al respecto⁶ se puede concluir que, para un año t cualquiera, la cuantía anual al principio del ejercicio que equilibra el sobreesfuerzo que el empresario debe realizar para la financiación de un plan de pensiones de una mujer viene dada por la diferencia de los inversos de probabilidad de sobrevivir un año más que se da al inicio del año para una misma edad entre cada sexo, multiplicado por el capital constituido para esa trabajadora al inicio de la anualidad.

Si se refleja la cuantía por unidad de capital al inicio de la anualidad, siendo t como se ha dicho, un año cualquiera, para una edad y, siendo x igual a y, entonces: Una vez conocido cuál es el sobreesfuerzo del empresario por unidad de capital, ya no es complicado calcular de una manera objetiva la subvención anual al empresario, cuya cuantía vendrá determinada por el número de trabajadoras que pertenezcan al plan de pensiones de empleo, edad de cada una de ellas al inicio de la anualidad, e importe constituido en el fondo de pensiones por cada una de ellas, también al inicio de la anualidad. De todo lo anterior se colige que la cuantía por trabajadora que se debe pagar al empresario para compensarle (e) será igual al valor del importe del plan de pensiones de la mujer al inicio de la anualidad (C) multiplicado por un factor (d) que depende de la edad de la mujer al inicio de la citada anualidad; es decir:

ey = dy . C

Siendo: px: probabilidad de que un varón con edad x, con la misma edad que una mujer de edad y, alcance con vida la edad x+1 py: probabilidad de que una mujer de edad y alcance con vida la edad y+1

Y siendo ; es decir, el capital del fondo de pensiones de la trabajadora al inicio de la anualidad, incluyendo la aportación, si procede, en el inicio de dicha anualidad.

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x y

y p p

d

1 1

= - [1]

[2]

x y

y p p

d

1 1

= - [3]

0

*

0 C =C +A

Por tanto, la cuantía total (E) que se debe pagar al empresario para compensarle, será igual a la suma de los importes individuales por trabajador.

Con el fin de elaborar la tabla actuarial que este estudio requiere se han utilizado los datos existentes en el INE (Instituto Nacional de Estadística del Estado español).

Conocida la población total española en un determinado período (desde 1998 a 2000) para evitar posibles fenómenos aleatorios ocurridos en un año concreto, se han elaborado las tasas de mortalidad en cada edad para lo cual se han cuantificado y se han ajustado actuarialmente con el fin de hallar la probabilidad de supervivencia a cada edad. La utilización del modelo de Makeham para la construcción de la tabla de mortalidad sin recargos de seguridad ha permitido obtener los resultados que se reflejan en el gráfico 1 en el que también aparecen recogidos los resultados de las tablas GRMF80, GRMF95 Y PERMF2000, para su comparaci ón con los de la tabla de construcción propia PEMF2005.

La curva inferior representa en años la diferencia entre la esperanza de vida de la tabla GRMF80 (GRM80 para varones y su homóloga GRF80 para mujeres); la siguiente curva superior, expresa en años la diferencia entre la esperanza de vida de la tabla PERMF2000 (PERM2000 para varones y su homóloga PERF2000 para mujeres); la siguiente curva superior (que se coloca prácticamente encima de la anterior), expresa en años la diferencia entre la esperanza de vida de la tabla de construcci ón propia PEMF2005 (PEM2005 para varones y su homóloga PEF2005 para mujeres) y, por último, la siguiente curva superior, expresa en años la diferencia entre la esperanza de vida de la tabla GRMF95 (GRM95 para varones y su homóloga GRF95 para mujeres).

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Como se puede observar, la esperanza de vida al nacer sería, respectivamente, para la tabla GRMF80 (5,04 años a favor de la mujer); para la tabla PEMF2005 (6,76 años a favor de la mujer); para la tabla PERMF2000 (6,90 años a favor de la mujer); y, por último, para la tabla GRMF95 (10,57 años a favor de la mujer). Es de destacar que, a la hora de comparar las tablas PERMF2000 y la de construcción propia, PEMF2005, se observa que arrojan resultados muy parecidos. Eso invitaría a pensar que la tabla PEMF2000, usada por las aseguradoras, podría ser una tabla adecuada para ser aplicada en el estudio que se está llevando a cabo, pero, como se verá mas adelante, una observación más detenida de la misma llevará a descartar esta opción.

A pesar de ser mayor la diferencia de esperanza de vida que arroja para todas las edades la GRMF95 en comparación con la propuesta PEMF2005, también se verá más adelante cómo, al hallar el coste de la discriminaci ón, éste es menor, en muchas de las edades, en el caso de emplear las GRMF95 que si se recurre a la propuesta PEM2005, salvo para edades avanzadas.

A partir de los anteriores datos, el cálculo de factor dy para el caso español arroja los resultados que se representan en el gráfico 2.

Por ejemplo, para una mujer de 55 años, por cada 100 u.m. en su Plan de Pensiones, el empresario debería recibir 0,4601 u.m. según la propuesta tabla PEMF2005. Sin embargo, conforme a las tablas de las aseguradoras, debería recibir, según la actual GRMF95 un total de 0,3965 u.m., según la también actual PERMF2000 un total de 0,3541 u.m. y según la desfasada GRMF80 un total de 0,4724 u.m.

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Se debe advertir que, conforme a la tabla PEMF2005 y con carácter general, siempre existe discriminación y que ésta es creciente con la edad (como se observará a continuaci ón en los siguientes gráficos), a la vez que se verá que se incrementa más rápidamente según la tabla PERMF2005. Hay que resaltar un fenómeno biométrico notable en la actualidad en España (no advertido en ningún estudio hasta la fecha, ni contemplado por las tablas de las aseguradoras), y que es que a partir de una avanzada edad, en torno a 95 años, la esperanza de vida en España es mayor para los varones que para las mujeres. Con el fin de ver con más detalle las discrepancias que se desprenden del empleo de las diferentes tablas de mortalidad (las convencionales o las que se han confeccionado ad hoc en el presente estudio) se han elaborado los gráficos 3, 4 y 5. En ellos se observa el comportamiento divergente que se deriva del empleo de las diferentes tablas para las edades comprendidas entre 14 y 45 años, 45 y 65 años, y por último de 90 a 100 años. Según se muestra en el primer gráfico, en la tabla PEMF2005 el coste de la discriminaci ón para las edades entre 14 y 45 es siempre creciente con la edad, mientras que las tablas de las aseguradoras ponen de manifiesto que el coste de la discriminación decrece cuando la mujer tiene edades comprendidas entre 20 y 36 años. Además, según la tabla PEMF2005, para la edad de 45 años el coste de la discriminación es prácticamente el doble que de lo que se deduce de las tablas de las aseguradoras. A partir de 45 años y hasta 65, las tendencias se igualan, pero sigue siendo superior el coste según la tabla PEMF2005.

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La aplicación de los resultados anteriores a la realidad española supone conocer la importancia que los planes y fondos de pensiones tienen en el panorama de la previsión social de nuestro país. Para ello se ha procesado la información relativa a la evolución de los partícipes, del patrimonio de los fondos, del patrimonio medio por partícipe y de los planes de pensiones, desde el comienzo del sistema en 1988. Esta información se recoge en los gráficos 6, 7, 8 y 9.

Se puede observar cómo el patrimonio medio por partícipe sufre oscilaciones con el paso del tiempo debido a que la incorporación de nuevos partícipes es mayor que el crecimiento del patrimonio. Este efecto se ve muy acentuado en los planes de empleo, donde el crecimiento de partícipes ha sido espectacular en los últimos dos años contemplados en la serie.

Con el fin de enfrentarse al hecho de que en España los datos que se acaban de ver no están publicados en términos desagregados por edades, se ha llevado a cabo una serie de aproximaciones considerando una batería de hipótesis que permita obtener una estimaci ón de los datos que se necesitan para conocer el coste de la subvención del Estado, que se propone para evitar la discriminaci ón.

Para estimar los datos del número de trabajadores que pertenecen al sistema de planes de pensiones de empleo distribuido por edades y sexo se parte de las cifras del número de personas, distinguiendo entre varones y mujeres, residentes en España, a cada edad.

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Si cada uno de esos datos desagregado, se multiplica por su tasa de empleo⁷ correspondiente, se obtiene el número de ocupados para cada edad y sexo.

Como para poder ser partícipe de un plan de pensiones de empleo hay que ser trabajador de la empresa que promueve el citado plan de pensiones, se considera que la proporci ón de ocupados para cada edad y sexo con respecto al total de ocupados para cada sexo puede ser una buena aproximación de la distribución para cada edad y sexo de los planes de empleo, por lo que si se multiplica cada una de esas proporciones desagregadas por el número de partícipes de planes de empleo, se obtiene el número de partícipes de planes de empleo distribuido por edad y sexo. Por tanto, la fórmula para estimar el citado número de partícipes distribuido por edad y sexo es la siguiente:

å=

×

= × 65

y 16

y y

y y

y

l te

l te

NP TP f

[4]

å=

×

65

y 16

ly tey

Siendo:NPy: Número de partícipes femeninos a la edad y TPf: Número total de partícipes femeninos ly: Número de mujeres vivas en España⁸ a la edad y tey: Tasa de empleo femenina a la edad y ly - tey: Mujeres ocupadas o con empleo a la edad y : Total de mujeres ocupadas o con empleo entre las edades de 16 a 65.

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Si se observa el último grupo de edades, se ve que recoge un espectro muy amplio (más de 50 años) puesto que recorre desde 55 años hasta más allá de los 100 años. Por ello, se ha tenido que reducir la horquilla a aquélla que es de más utilidad a los efectos del presente estudio, y que es la que se encuentra entre los 55 y los 65 años, puesto que esta última es la edad de jubilación legalmente establecida con carácter ordinario. Estos datos han permitido elaborar el gráfico 10.

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Si se analizan los datos que ofrece el INE⁹ sobre tasas de empleo distribuidas por sexo y para los grupos de edades comprendidas entre los 55 años y más, se ve que, para los varones, la cifra de tasa de empleo oscila entre un 23% y un 26,01%; mientras que para las mujeres, la cifra es sustancialmente más baja, oscilando entre un 7,20% y un 9,68%. Ahora bien, con el fin de reducir la amplitud de esta horquilla a la de edades comprendidas entre 55 y 65 años, ya que esta última es la edad ordinaria de jubilaci ón en España, se ha realizado un ajuste a los datos que facilita el INE suponiendo que prácticamente todas las mujeres a partir de 65 años se jubilan y que, por consiguiente, prácticamente ninguna de ellas está ocupada. De los cálculos realizados se infiere que, aplicando un coeficiente corrector¹⁰ de 2,5 a la tasa de ocupación original, se obtiene la nueva tasa para edades comprendidas entre 55 y 65 años. En la tabla 3 se ofrecen los resultados obtenidos:

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A continuación (tabla 4), se muestran los resultados obtenidos relativos a la estimación del número de partícipes distribuido por edad y sexo, para los ejercicios 1996, 2000 y 2004.

Realizada la estimación del número de partícipes distribuido por edad y sexo, ahora es necesario conocer la distribución de su patrimonio también por edad y sexo. Con tal propósito, se parte del dato del patrimonio medio por partícipe. Este ratio asigna un patrimonio a cada partícipe independientemente de su edad. Por ello, se introduce una hipótesis para distribuir este patrimonio, cual es que el patrimonio es creciente con la edad.

Entre las distintas hipótesis de crecimiento que se pueden plantear, se ha seleccionado un método muy difundido, utilizado de cara a valorar la provisión matemática de los planes de pensiones de empleo, que se denomina -unit credit-. Este método actuarial establece una hipótesis inicial por la cual se considera que el trabajador devenga cada año que se encuentre en activo una unidad de su futura pensión de jubilación, por lo que al finalizar un período de vida laboral de n años se habrán devengado n unidades de pensión, y estas n unidades de pensión conforman el capital equivalente al 100% de su pensión.

Por tanto, si la edad inicial es 16 y la edad final 65, habrá 50 unidades de pensión (contando ambas edades a estos efectos)¹¹, que equivalen al 100% de su pensión, devengándose cada año una unidad.

Conforme a este método, una persona de 16 años habrá devengado una unidad de pensi ón y una persona de 65 años habrá devengado ya las 50 unidades de pensión o, dicho de otro modo, una persona de 16 años debería tener un 2% del patrimonio acumulado de una persona de 65 años. La pensión media así calculada se repartirá ponderándola en funci ón de la edad de los partícipes, así como del número de partícipes a cada edad.

La fórmula para estimar el patrimonio medio distribuido por edad y sexo es la siguiente:

Siendo: PPy: Patrimonio a principio de año de partícipes femeninos a la edad y yjub: Edad ordinaria de jubilación del sistema público de pensiones: 65 años. yini: Edad ordinaria de inicio de la actividad laboral: 16 años. NPy: Número de partícipes femeninos a la edad y TPf: Número total de partícipes femeninos

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Con esta hipótesis de cálculo, los resultados obtenidos relativos a la estimación del patrimonio de los fondos de pensiones de empleo en España distribuido por edad y sexo, para los ejercicios 1996, 2000 y 2004 son los que se muestran a continuación (tablas 5 y 6).

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De los datos anteriores se puede comprobar que el patrimonio de los partícipes femeninos en los planes de empleo ha crecido en los últimos años. Por otro lado y también por la propia naturaleza del partícipe de un plan de empleo, a partir de los 55 años hay un fuerte descenso del patrimonio (no así del patrimonio por partícipe que crece con la edad), derivado también del fenómeno de las prejubilaciones.

A partir de los 65 años, el número de partícipes es prácticamente cero. El paso siguiente de la investigación consiste en diferenciar el patrimonio que se refiere a aportación definida, del que se refiere a prestación definida, y, dentro de éste último, se tiene que distinguir aquél que se refiere a prestación asegurada de aquélla que no se encuentra asegurada y que es el patrimonio que interesa a los efectos del presente estudio.

La distribución de los planes de empleo (cuya cuenta de posición se encuentra integrada en los fondos de pensiones de empleo) entre el régimen de aportación definida, el régimen de prestación definida y el régimen mixto es la que se recoge en la tabla 7.

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Según se desprende del Informe Estadístico de Planes y Fondos de Pensiones 2003 de la Dirección General de Seguros y Fondos de Pensiones del Ministerio de Economía y Hacienda¹² que señala que «hay que destacar que gran número de los planes de pensiones calificados como mixtos, incorporan contingencias en régimen de prestación definida»¹³, en España, hay una cierta tendencia estable en la distribución de los planes entre cada una de las modalidades señaladas: aportaci ón definida, prestación definida y mixtos; situándose en torno a un 50% los planes de aportación definida frente a otro 50% los planes de prestación definida y mixtos, pudiéndose englobar estos últimos dentro de los de prestación definida a los efectos del presente análisis.

El paso siguiente consiste en desagregar, dentro de los planes de prestación definida, el patrimonio correspondiente a prestación asegurada y la que no se encuentra asegurada. La respuesta a este problema se puede encontrar conociendo la distribución del activo de los fondos de pensiones, la cual se ofrece en la tabla 8.

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Por tanto, en el ámbito de los planes de empleo, siendo en 2003 un 1,90% los planes de prestación definida y un 47,96% los planes mixtos, y estando, asimismo, en el citado año el 20,45% y el 39,99% respectivamente de las cuentas de posición de estos dos tipos de planes en poder de entidades aseguradoras, se puede estimar que el ratio conjunto de aseguramiento de estos planes será algo superior al 40%.

Por todo lo anterior, se considera que una estimación plausible puede ser la siguiente: para cualquier año, del patrimonio de los fondos de pensiones de empleo en España, el 50% se refiere a aportación definida, y el 50% se refiere a prestación definida; y dentro de este último, el 50% se refiere a prestación asegurada y el otro 50% a prestación no asegurada.

Por consiguiente, si se aplica un coeficiente del 0,25 a la estimación del patrimonio de los fondos de pensiones de empleo en España distribuido por edad y sexo, se obtendrá el patrimonio que es objeto del presente estudio.

Con las estimaciones anteriores, se está ya en disposición de cuantificar el coste total para el Estado de la subvención en valores absolutos, aplicando la fórmula establecida con anterioridad. Dicha información es la que se contiene en la tabla 9.

La lucha contra la discriminación de género ha sido declarada ámbito político prioritario dentro de la Unión Europea. Por ello, con el fin de mejorar, promover y modernizarPage 222 dicha igualdad, se ha articulado un Programa sobre la estrategia marco comunitaria en materia de igualdad de trato (2001-2005).

Fruto de lo anterior, es la reciente aprobación de la Directiva del Consejo de 13 de diciembre de 2004, así como la propuesta de Directiva de 21 de abril de 2004.

Las propuestas comunitarias a favor de la no discriminación por razón de sexo defienden la aplicación de tablas actuariales unisexo para evitar el citado elemento desincentivador¹⁴, soslayando el hecho de que, con independencia del grado de desarrollo de los países, la esperanza de vida es mayor en el caso de las mujeres que en el de los hombres, entendiendo que con las citadas tablas unisexo se elimina el efecto desincentivador sobre la contratación de las mujeres y, por consiguiente, se evita la discriminación laboral.

No obstante, como se ha demostrado en este estudio, el uso de las mencionadas tablas unisexo sigue siendo, en ciertos casos, fuente de discriminación laboral ya que su utilizaci ón no evita un coste adicional para el empresario que es quien ha de pagar las aportaciones y ello derivado de la mayor esperanza de vida de las mujeres. En consecuencia, una de las conclusiones del estudio es que la consideraci ón del diferente comportamiento biomé- trico de hombres y mujeres sigue siendo un factor relevante para el diseño de políticas laborales contra la discriminación de género.

En los planes de empleo de prestación definida no asegurados, como consecuencia de la obligatoriedad del uso de una tabla unisexo, el empresario realizará una aparente misma aportación para hombres y mujeres al presuponer idéntico comportamiento biométrico entre ambos colectivos. Sin embargo, debido a que el riesgo biométrico lo soporta el propio empresario porque los planes no están asegurados, la aplicación de las tablas unisexo no evita la discriminación laboral, la cual se produce de facto, ya que él verá cómo al contratar varones, que fallecen antes, obtiene un beneficio actuarial, por lo que los preferirá, caeteris paribus, a las mujeres, es decir, discriminar á en contra de las mujeres a la hora de seleccionar la composición de su plantilla, ya que los hombres -al morirse antes- le resultan menoscstosos.

Por consiguiente, si el deseo de las autoridades es evitar la mencionada discriminaci ón, lo que habrán de hacer será resarcir al empresario del incremento de coste derivado de la contratación de mujeres, dado su diferente comportamiento biométrico, mediante el pago de una compensación. De este modo, a éste le resultará indiferente, en términos de coste, la contratación de uno u otro sexo.

El hecho de proponer que el Estado compense al empresario del referido coste se basa en lo siguiente: dado que el uso de tablas unisexo al que obliga la normativa comunitaria genera un coste económico para él del que se tratará de resarcir discriminando y no contratando mujeres, una forma de conciliar el deseo de que las mujeres no resulten laboralmente perjudicadas, como consecuencia de su mayor expectativa de vida, con el de que el empresario no resulte perjudicado, al tener que soportar en sus cuentas de resultados las consecuencias negativas de la política antidiscriminaci ón de la Unión Europea, es otorgándole una compensación del Estado por ello.

De los diferentes mecanismos que se pueden diseñar para materializarla, el que se propone es una subvención al empresario calculada ad hoc para cada ejercicio fiscal, de cuantía equivalente al producto del capital del plan de pensiones constituido por cada trabajadora multiplicado por la diferencia de los inversos de probabilidad de sobrevivir un año más, que se da entre cada sexo para la edad de la trabajadora.

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Para el caso español, y referida al año 2005 se estima su montante, por cada cien unidades monetarias de capital constituido al inicio del ejercicio a favor del plan de pensiones de prestación definida de cada mujer trabajadora, a partir de las tablas actuariales construidas al efecto, ya que la utilización de las tablas actuariales que normalmente emplean las aseguradoras no es adecuado por dos razones: porque aplican unas cifras incrementadas con un coeficiente que les garantice la solvencia financiera y porque son tablas que se construyen a partir de la observación de los asegurados, es decir, emplean una distribución de población sesgada ya que queda en sus manos asegurar o no a las personas en función de sus circunstancias personales con trascendencia aseguradora. De este modo, eliminando el recargo de seguridad y suponiendo un reparto de poblaci ón por sexos tal y como se da en la realidad, a partir de los datos facilitados por el INE, ha sido posible calcular la diferencia de capitalizaci ón actuarial anual entre hombres y mujeres (una vez aislado el efecto del tipo de interés¹⁵) para determinar el montante de la referida ayuda compensatoria. Dicho cálculo deberá actualizarse cada cierto tiempo¹⁶ en función de la nueva situación biométrica de ambos sexos.

Como queda constatado en el estudio, el hecho de emplear estas tablas en lugar de las que habitualmente utilizan las aseguradoras no es trivial ya que el manejo de datos reales (no sesgados por aquéllas) demuestra que existe discriminación siempre y que ésta es creciente con la edad, mientras que las tablas de las aseguradoras ponen de manifiesto que el coste de la discriminación decrece cuando la mujer tiene edades comprendidas entre 20 y 36 años.

Con este método, se puede calcular el importe de la compensación al empresario para cada año fiscal, si bien con el fin de no distorsionar excesivamente las cifras se han empleado datos relativos a varios ejercicios para suavizar pequeñas desviaciones en un año concreto. Los datos deberían ajustarse cada vez que quiera actualizarse el ejercicio fiscal de referencia, mediante un procedimiento similar al de las medias móviles. Así se demuestra que el montante de la subvenci ón depende de los cambios en la esperanza de vida y de la composición por sexos de la plantilla.

Mediante este procedimiento, se puede conocer, en función de la composición de la plantilla (edad y sexo), cuál es el montante de la compensación para que la articulación de la política no discriminatoria produzca el efecto deseado, es decir, cuál es el coste que deberán asumir los gobiernos de los diferentes Estados comunitarios si quieren que la política no discriminatoria se lleve a la práctica de modo que no quede en un deseo legislativo cuya aplicación sea soslayada por la práctica de la contratación empresarial.

De los resultados del análisis se desprende que el empleo de las tablas de mortalidad construidas ad hoc arroja un mayor importe¹⁷ de la compensación que el que se derivaría del empleo de las que habitualmente utilizan lasPage 224 aseguradoras¹⁸ y se cifra el coste de la compensaci ón para 2005, una vez realizados los cálculos oportunos, en 7,75 millones de euros.

La defensa de la compensación reside en que pensamos que debe ser toda la sociedad, y no sólo el empresario, la que asuma la financiación de la misma, bien sea mediante un gravamen (cotización) que se aplique sobre el trabajo, ya que de este modo un coste que se deriva de la contratación de mano de obra se repercute sobre su utilización, o bien que recaiga sobre el sistema impositivo en su conjunto.

Por todo ello, resulta evidente que sólo si las autoridades están dispuestas a asumir el coste diferencial de contratar mujeres de cara al establecimiento de planes de prestación definida no asegurados (considerados, por otra parte, uno de los elementos casi básicos de la protección social en lo que la doctrina iuslaboralista de nuestro país ha venido en denominar segundo pilar) y a explicitar socialmente el coste de poner en práctica la política comunitaria, será posible aplicar con rigor los principios defendidos en la misma de dispensar un trato igual a hombres y mujeres en la materia que ha sido objeto de discusión y análisis en el presente estudio.

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CIRCULAR 1/2000, de la Dirección General de Seguros, relativa a la elección de las tablas de mortalidad y supervivencia.

LEY 50/1980, de 8 de octubre, de Contrato de Seguro.

LEY 30/1995, de 8 de noviembre, de Ordenación y Supervisión de los Seguros Privados.

DIRECTIVA DEL CONSEJO, de 13 de diciembre de 2004, por la que se aplica el principio de igualdad de trato entre mujeres y hombres al acceso a bienes y servicios y su suministro.

PROPUESTA DE DIRECTIVA DEL PARLAMENTO EUROPEO Y DEL CONSEJO, DE 21 DE ABRIL DE 2004, relativa a la aplicación del principio de igualdad de oportunidades e igualdad de trato entre hombres y mujeres en asuntos de empleo y ocupación

REAL DECRETO 2486/1998, de 20 de noviembre, por el que se aprueba el Reglamento de Ordenaci ón y Supervisión de los Seguros Privados.

REAL DECRETO 1588/1999 de instrumentación de los compromisos por pensiones de las empresas con los trabajadores y beneficiarios.

RESOLUCIÓN, de 3 de octubre de 2000, de la Dirección General de Seguros y Fondos de Pensiones por la que se da cumplimiento a lo previsto en el número 5 de la disposición transitoria segunda del Reglamento de Ordenación y supervisión de los seguros privados, aprobado por Real Decreto 2486/1998, de 20 de noviembre, en relación con las tablas de mortalidad y supervivencia a utilizar por las entidades aseguradoras.

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[1] No obstante lo anterior, los Estados miembros podrán decidir, antes del 21 de diciembre de 2007, la autorización de diferencias proporcionadas de las primas y de las prestaciones de las personas consideradas individualmente en los casos en que tener en cuenta el sexo constituya un factor determinante de la evaluación del riesgo a partir de datos actuariales y estadísticos pertinentes y exactos, para lo cual velarán porque estos datos se recopilen, publiquen y actualicen con regularidad.

[2] Es decir, aquéllos en los que el riesgo lo asume el promotor (empresario), no la compañía aseguradora

[3] No obstante, con el fin de determinar la equivalencia entre lo que se dejaría de recibir como salario en el período activo y lo que se percibiría durante más tiempo como pensión habría que calcular el valor actual de las cantidades futuras

[4] Con lo que afectará a la competitividad de su output en los mercados

[5] Es decir, cuando se enfrenta a una demanda de producto poco elástica

[6] Véase al respecto: La política comunitaria contra la discriminación de género: una propuesta de evaluación de su coste en los planes y fondos de pensiones de empleo. Su aplicación al caso español, Madrid, Instituto de Estudios Fiscales, 2006

[7] Tasa de empleo: porcentaje de ocupados respecto de la población de cada grupo de edad. Los ocupados (o personas con empleo) son todas aquellas personas de 16 o más años que tienen un trabajo por cuenta ajena o ejercen una actividad por cuenta propia. Tasas de actividad: porcentaje de activos respecto de la población de cada grupo de edad. Tasas de paro: porcentaje de parados respecto de la población activa de cada grupo de edad

[8] O, dicho de otro modo, población femenina en España distribuida por edades. El INE ofrece los datos de tasa de empleo distribuida por sexo y grupos de edad. Los grupos de edad son de 16 a 19 años, de 20 a 24 años, de 25 a 54 años y, por último de 55 años y más

[9] INE (2005): Tasas de actividad, paro y empleo por sexo, distintos grupos de edad

[10] El coeficiente corrector que resulta del cálculo es 2,6. Ahora bien, puesto que la hipótesis es que «prácticamente » ninguna de ellas esté ocupada, se ha retocado a la baja en 0,1 para recoger a aquellas mujeres que sean mayores de 65 y estén en situación de ocupadas

[11] Siendo la edad ordinaria de jubilación del sistema público de pensiones 65, una persona se jubila en su sesenta y cinco cumpleaños, pero es a partir de ese momento cuando puede acreditar ante la Comisión de Control de su Plan de Pensiones que se ha producido la contingencia cubierta, por lo que es normal que en un plan de pensiones existan personas con justo 65 años cumplidos, que siguen siendo partícipes y a punto de convertirse en beneficiarios del plan de pensiones. Es por ello por lo que se ha decidido que las personas con 65 años cumplidos también pueden ser partícipes de planes de pensiones, y se ha tomado la hipótesis de que a partir de los 66 años ya son beneficiarios, hipótesis muy plausible a los efectos del presente trabajo

[12] Dirección General de Seguros y Fondos de Pensiones, 2004, p. 21

[13] Dirección General de Seguros y Fondos de Pensiones. Informe Estadístico de Planes y Fondos de Pensiones 2003, Ministerio de Economía y Hacienda, Madrid, 2004, p. 21

[14] Los textos comunitarios proponen el uso de tablas de supervivencia actuariales unisexo en la evaluación de las primas (en el caso de los seguros de rentas) o en la evaluación de las aportaciones (en el caso de los Planes de Pensiones de Empleo)

[15] Para determinar el montante de la referida ayuda compensatoria, se ha establecido un método de cálculo que consigue aislar el efecto del tipo de interés en la capitalización actuarial del plan de pensiones, de manera que sea aplicable a cualquier fondo de pensiones, independientemente de cuál sea su rédito de capitalizaci ón (que vendrá dado, este último, por la pericia del Gestor de Inversiones del Fondo)

[16] En principio debería actualizarse cada año, si bien está comúnmente aceptado que los cambios biométricos no suelen manifestarse antes del transcurso de un quinquenio, por lo que las tablas construidas podrían mantener su vigencia durante un período superior al año, llegando a poder ser utilizadas sin lugar a dudas como referencia en los próximos cinco años; es decir, hasta 2010

[17] Para todas las edades comprendidas entre 34 y 76 años

[18] Es de destacar que en las edades comprendidas entre 23 y 40 años, el coste de la subvención conforme a las tablas construidas ad hoc PEMF2005 es siempre creciente, comportándose de manera completamente distinta las tablas usadas por las aseguradoras, arrojando en las tres tablas de las aseguradoras estudiadas (GRMF95, GRMF80 y PERMF2000) siempre un coste decreciente

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