Lunes, 28 de Noviembre de 2022

Atlantic Review of Economics 

            Revista Atlántica de Economía

Colegio de Economistas da Coruña
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Volumen 2 Número 01: Descomposición del Índice de Gini y Análisis del Bienestar en la Cd. de Monterrey, México.

Irma Martínez Jasso
Universidad Autónoma de Nuevo León

Gloria J. Acevedo Flores
Universidad Autónoma de Nuevo León

Reference: Received 11st October 2002; Published 03rd January 2003.
ISSN 1579-1475

Este Working Paper se encuentra recogido en DOAJ - Directory of Open Access Journals http://www.doaj.org/

 

Resumen

Esta investigación analiza la tendencia de la distribución del ingreso salarial mediante un método de descomposición del índice de Gini de desigualdad. Los componentes de la descomposición son: 1) la desigualdad de Gini dentro de subgrupos; 2) la contribución neta al índice de desigualdad entre subgrupos y 3) la intensidad del efecto superposición entre subgrupos. Los hogares se clasificaron en tres subgrupos de acuerdo a su escolaridad, dependencia y estrato socioeconómico. El trabajo incorpora la tendencia del bienestar real de los hogares utilizando las funciones de bienestar de Sen y Atkinson.
La investigación comprobó que la desigualdad del ingreso salarial está fuertemente correlacionada con los años de escolaridad de la población y que el bienestar en la región -en términos de ingreso salarial- ha declinado a lo largo de este periodo, aun cuando la calidad de vida se ha incrementado.



Introducción


  Desde el inicio de la década de 1970 y hasta el final de la 90, el Área Metropolitana de Monterrey (AMM) experimentó importantes cambios demográficos, laborales y educativos que indudablemente influyeron sobre la distribución del ingreso salarial entre los hogares de la región.

  El tamaño promedio de las familias era de 6 personas en 1976 y disminuyó a 5 en 1998, la esperanza de vida aumentó en 7.6 años al pasar de 67.2 años en 1970 a 74.8 en 1997. En este mismo año, el grupo de adultos mayores (con 65 años y más) representaba un 4% del total de la población en el AMM (117,858 de una población total de 2,988,081) y, el Consejo Estatal de Población en Nuevo León (COESPO), proyecta para el año 2020 la existencia de 385 mil personas en ese grupo de edad que representarán el 7% del total de la población estimada para ese año (5,190,699). Lo anterior significa que ahora existe un importante número de personas alrededor de la edad de jubilación (65 años y más) en relación con el grupo de población en edad joven, lo cual produce una presión sobre la tasa de dependencia en los hogares.

   Otro elemento de interés consiste en la capacidad de los hogares de colocar miembros en el mercado de trabajo, lo cual es resultado, en parte, de la tasa de dependencia familiar (total de miembros de la familia entre el número de adultos en edad de trabajar); aspecto que representa el efecto de la posibilidad de empleo sobre la distribución del ingreso salarial, ya que tiene una clara asociación con este último. En el AMM, la fuerza de trabajo potencial (FT) -población entre 12 y 64 años- representó el 57.6% de la población total en 1976 y en 1998 aumentó a 74.4%, estos datos dieron una dependencia teórica de 1.74 y 1.34 personas por hogar en 1976 y 1998, respectivamente. Los individuos ocupados respecto al total de la población de 12 a 64 años fueron en 1976 el 26.1% y en 1998 llegaron al 37.4%, indicando un aumento de 11 puntos porcentuales. La dependencia real (total de miembros por hogar dividido entre los efectivamente ocupados) indicó que por cada ocupado había 3.84 y 2.67 dependientes, en 1976 y 1998, en ese orden. Esto se debió a que poco más de la mitad de la FT estaba ocupada. Un dato relevante del cambio en las características del trabajo lo constituye, sin duda, la incorporación creciente de la mujer en actividades productivas, cuya participación laboral en el AMM pasó de 25.7% a 30.4% de 1976 a 1998, respectivamente.

  Los cambios demográficos y laborales de referencia han sido heterogéneos, por ejemplo, en los hogares pobres persiste una baja tasa de ocupación, debido al desempleo entre sus miembros en edad laboral, en parte por su bajo nivel educativo, por la carencia de capacitación en algún oficio y en general, por su escasa productividad. Por el contrario, en los hogares de medio y alto ingreso existen más personas activas y ocupadas en empleos mejor pagados, son más productivos y cuentan con mayor capital educativo.

  La educación de las personas es un factor que ha cobrado relevancia en los últimos años, ya que entre sus efectos está la reducción en la desigualdad de ingreso, el incremento de oportunidades laborales y además, atenúa la reproducción intergeneracional de la pobreza; facilita, a quienes terminan el ciclo educativo universitario, por ejemplo, la movilidad ascendente en el mercado de trabajo y en el ambiente cultural y social. La información y el conocimiento son cruciales para la adaptación en un entorno laboral altamente competitivo, como el actual.

  De acuerdo a un estudio reciente de Martínez (1999) un aspecto interesante de los logros educativos de la población del AMM ha sido la disminución en el porcentaje de los miembros "sin instrucción formal" durante los últimos 33 años, que fue en 1976 de 7.5% y, en 1998 de 3%. Sobresale el hecho de que en 1994 la reducción de personas "sin instrucción formal" fue más importante para los hogares pobres. Estos hogares lograron, de 1976 a 1998, disminuir en forma sistemática, el porcentaje de miembros que sólo contaba con educación básica de primaria e incorporan a más de ellos en el nivel de estudio secundario.

  En 1976, la escolaridad promedio en el AMM fue de 6.72 años; veintidós años después, en 1998, la variable reflejó un ascenso a 9.15 años. De esta forma, se puede decir que en promedio, los habitantes del AMM han terminado los estudios básicos de primaria y secundaria y se orientan a completar el siguiente nivel educativo. En el 10% de los hogares más pobres, los años de escolaridad promedio ha mejorado sensiblemente en los últimos años. Para estos hogares, el promedio en 1976 fue de 4.04 años, es decir, el equivalente de la primaria incompleta y en 1998, se logró avanzar a los 7.85 años de estudio promedio, lo cual indica que finalizaron la primaria y continuaron con el siguiente nivel educativo.

   El mismo estudio citado antes señala que a pesar de que en el AMM la cantidad de individuos con educación subprofesional y universitaria aumentó substancialmente entre 1976 y 1998, en ese lapso y en ese nivel de estudio, en el 10% de los hogares más pobres persiste una gran desventaja educativa con respecto al 10% de los hogares más ricos. En 1976, en el decil X, las personas con estudio subprofesional y universitario representaron el 21.7% del total de los miembros con 15 años o más y, en 1998, el porcentaje se incrementó a 42%. En contraste, en 1976, el decil I, el de más bajo ingreso, contenía al 0.6% de sus miembros de 15 años y más, con estudios universitarios y subprofesionales; en 1998 este dato se incrementó a un 9%, lo que representó una participación inferior comparada con la del decil X, de casi 32 puntos porcentuales.

   De acuerdo con Mélendez (1998), una razón para seguir invirtiendo en la educación de los grupos sociales menos favorecidos económicamente, consiste en que, a pesar de no ser muy efectivo el subsidio que se otorga a la escolaridad de sus miembros, en cuanto a que no impacta de forma importante en el ingreso futuro de los educandos dentro de una misma generación, la inversión sí tendría un efecto significativo en el nivel educativo de los hijos de aquellos que fueron los recipientes de lo invertido, es decir, en la siguiente generación.

  En este contexto, la importancia potencial de los cambios estructurales en la demografía, la ocupación y la educación sobre la distribución del ingreso salarial en los hogares del AMM, sugiere que su impacto en ésta debiera ser examinado con mayor profundidad, para obtener una interpretación más adecuada de la tendencia de la desigualdad distributiva y del bienestar de la clase trabajadora.

  El primer apartado del estudio plantea la glosa de los aspectos teóricos y conceptuales de las medidas de desigualdad; en el siguiente, se comenta la fuente de datos del estudio; los apartados tres y cuatro contienen el modelo de descomposición del índice de Gini y su interpretación teórica; el quinto tema analiza la desagregación por grupos; el sexto presenta la aplicación empírica del método de descomposición en el AMM; por último el séptimo apartado del documento muestra las funciones de bienestar y su perfil temporal en la región.

  Es importante mencionar que en esta investigación también se asocia al indicador de desigualdad utilizado (índice Gini) con una medida de dispersión, que capta la variabilidad muestral asociada a la utilización de información proveniente de encuestas. La técnica empleada es un remuestreo tipo bootstrap, que proporciona medidas de dispersión y estimaciones de intervalo para los indicadores de desigualdad. Con esto, evaluamos la significación estadística de la diferencia entre distintos valores Gini, de manera que las conclusiones de nuestro estudio sobre la desigualdad y el bienestar se sustenten estadísticamente.


I. Consideraciones Teóricas de Medidas de Desigualdad


  En los estudios empíricos sobre la distribución del ingreso subyace siempre la pregunta acerca de cuál es el grado en que la desigualdad del ingreso en la población total es una consecuencia de las diferencias de ingresos entre los subgrupos de la población que se clasifica por características, tales como: edad, género, nivel de educación, área de residencia, entre otras.

   En especial, el impacto de ciertas características estructurales, como la edad y la educación sobre los cambios en la distribución del ingreso a través del tiempo, ha sido estudiado usando medidas de desigualdad aditivamente descomponibles; en las cuales, la desigualdad observada de cada año puede ser descompuesta en varios componentes, lo que permite un análisis de la tendencia en el tiempo de la contribución de cierta característica a la desigualdad total.

  En este enfoque, se parte del supuesto de que la desigualdad resulta de una diferencia de ingreso medio y de una superposición de factores heterogéneos entre subgrupos de población como los siguientes: 1) la población está constituida por generaciones o cohortes cuyos miembros han ingresado a la fuerza de trabajo en épocas diferentes y con oportunidades educativas y económicas distintas; 2) que los individuos pertenecen a grupos sociales y hogares con circunstancias y características diferentes y 3) que los individuos pueden obtener ingreso de una o más fuentes posibles.

  Desde este punto de vista, la comparación de la desigualdad del ingreso intertemporal sólo proporciona indicios sobre la cuantificación de la desigualdad y de su tendencia; y las comparaciones de la desigualdad por componentes o subdivisiones del ingreso total no solucionan el problema de investigar la desigualdad del conjunto, si al hacerlo no se incorpora el componente más importante, que consiste en vincular la desigualdad de las partes con la desigualdad total.

  Nuestra propuesta consiste en que el cálculo de índices de desigualdad del ingreso por regiones, por fuentes de ingreso, por grupos de edad o por otras características, debiera relacionarse en cada caso, con la desigualdad del país, el ingreso total o la población conjunta, adaptando a la fórmula del índice de desigualdad elegida, algún procedimiento matemático que permita conocer la contribución porcentual en la desigualdad total de las características de interés.

  Existe un tipo de descomposición del ingreso que calcula en cuánto contribuyen a la desigualdad total las distintas fuentes de ingreso, por ejemplo: trabajo, capital, renta de la propiedad, transferencias, entre otras, para un mismo grupo de individuos que reciben una misma mezcla de ingresos. Sin embargo, cuando lo que interesa analizar es la descomposición del índice de desigualdad a través de subgrupos de población, según alguna característica específica (educación, edad, sexo, ocupación, etc.) debiera usarse otro tipo de descomposición; porque aquí la población la encontramos subdividida en grupos; mientras que en el primer caso no.

  Por otra parte, la selección de una medida apropiada de descomposición no es un asunto trivial, como lo comentan Deutsch J. y J. Silber (Jacques Silber, 1999). Algunas medidas de desigualdad, como la relacionada con el concepto de entropía, pueden ser descompuestas en sólo dos componentes que miden la desigualdad entre y dentro de grupos; mientras que la descomposición de otros índices, tal como el ampliamente usado, "índice de concentración de Gini" aporta tres componentes: dos elementos que miden, en ese orden: el grado de desigualdad entre y dentro de los grupos, más un término residual llamado "término de interacción".

  Los estudios empíricos de descomposición de índices de desigualdad atribuyen a este término residual un grado de traslape (superposición) de la distribución del ingreso, la cual es compartida entre varios subgrupos de población y, mismo grado de traslape que propio el Gini (Jacques Silber, 1999) observó en sus estudios empíricos sobre distribución del ingreso, al cual denominó "transvariazione" (transvariación). La aplicación de la noción de "transvariación" al caso donde existen sólo dos subgrupos de población por ejemplo, pobres y ricos, ha introducido nuevos conceptos en el estudio de la distribución del ingreso, tales como la "riqueza (abundancia, afluencia) económica relativa" de un grupo (relative economic affluence), "ventaja económica sobre el total" (overall economic advantage) y "desigualdad interdistribucional" (interdistributional inequality).

  Es a partir de la década de los sesenta que se popularizan los estudios empíricos sobre descomposición de índices de desigualdad, en especial con la aplicación del índice de Gini, para analizar el impacto de variables tales como la edad, educación y ocupación sobre los cambios en la desigualdad del ingreso. Algunos estudios interesantes sobre el tema son los de Soltow (1960), Fishlow (1972), Pyatt (1976), Cowell (1984) y más recientemente, para el caso de Buenos Aires, Argentina, el de Petrecolla (1997).

  Esta investigación aplica una forma de descomposición del índice de Gini que permite comparar distintas distribuciones de ingreso donde las poblaciones tienen características diferentes. Se trata de cuantificar la incidencia de la educación y la dependencia económica real en la determinación de la desigualdad del ingreso salarial familiar en el AMM, de 1976 a 1998. También se analiza la contribución a la desigualdad total en el AMM que es explicada por diferencias de ingreso dentro y entre grupos de hogares, clasificados de acuerdo con un criterio socioeconómico, en el mismo periodo. En la parte final del documento se realiza un análisis de la evolución del bienestar económico y cuyo supuesto principal consiste en que es una función aditiva de la función de bienestar del ingreso individual.


II. Fuente de Datos

  Las bases de datos que se utilizaron para el análisis fueron las encuestas domiciliarias aplicadas en el AMM por el Centro de Investigaciones Económicas (CIE) de la Universidad Autónoma de Nuevo León (UANL). Se seleccionaron las siguientes encuestas: 1) las encuestas de ocupación y salarios de 1976 y de 1980; 2) la encuesta sobre la calidad de vida de las familias en 1985; 3) la encuesta sobre las características de la fuerza laboral en 1990; 4) la encuesta acerca de la situación laboral de la mujer en 1991; 5) la encuesta acerca de la capacitación y educación de la fuerza de trabajo en 1993; 6) la encuesta de ingreso y gasto de los hogares en 1994; 7) la encuesta de migración, empleo y salarios en 1996 y 8) la encuesta sobre características socioeconómicas de los hogares urbanos en 1998 . Las rutinas de informática utilizadas para elaborar las mediciones concentradoras del ingreso se realizaron usando los softwares: SPSS (V.9), DAD -Distributive Análisis- (1999) y STATA (2000).

  Es pertinente aclarar que un análisis de distribución del ingreso inicia con la selección del concepto de ingreso a tratar y de asignarlo a la unidad de observación de interés, que puede ser la familia o el individuo. Esta investigación se centró en el análisis de la distribución del ingreso salarial y tomó dicho dato para la familia. La metodología básica para construir la variable central del estudio, consistió en identificar en cada hogar a los perceptores de ingreso, es decir, aquellos miembros del hogar de 12 años y más que trabajaron o realizaron alguna actividad económica a cambio de algún sueldo o salario, y una vez identificados, se procedió a sumar su ingreso y obtener así la variable de ingreso salarial total del hogar o la familia.

  La selección del ingreso salarial como eje de la investigación se basa en que los estudios laborales realizados por el CIE en el AMM, han demostrado que poco más del 70% del ingreso de las familias proviene precisamente del trabajo, además de que para fines de comparación histórica, los datos sobre este ingreso se han preguntado en forma sistemática en la totalidad de los cuestionarios que formaron la base de datos del estudio. Por otro lado, la unidad familiar fue la referencia de análisis, puesto que muchos estudiosos coinciden en que es dentro de ésta donde se socializa una gran proporción del ingreso y gasto de los individuos.


III. El Modelo y las Variables de Descomposición del Índice de Gini en el AMM

  Esta investigación adaptó, para el AMM, el modelo general de descomposición del índice de Gini que propone Pyatt (1976) y que Petrecolla (1997) aplicó para datos de Buenos Aires, Argentina. Para descomponer el índice de Gini, se utilizaron las siguientes variables: 1) el promedio de años de escolaridad de los perceptores de ingreso salarial en el hogar, 2) la tasa de dependencia real del hogar, definida como la cantidad de personas en el hogar que dependen de los individuos ocupados en el mercado laboral y, 3) el estatus socioeconómico de los hogares.

  Para medir la escolaridad se tomaron los valores del promedio de años estudiados por los miembros de la familia que son perceptores y se clasificó en 5 categorías: la primera correspondió a los hogares cuyo nivel de escolaridad fue equivalente a los estudios básicos de primaria (completa o incompleta), la segunda correspondió al nivel de instrucción secundaria o su equivalente (completa o incompleta), en la tercera quedaron integrados los estudios de nivel subprofesional -técnicos o de preparatoria- (completo o incompleto), el cuarto integró los estudios del nivel profesional (completos o incompletos) y; la quinta comprendió los estudios del nivel de postgrado.

  Para medir la tasa de dependencia en el hogar se utilizaron los tres criterios siguientes: el primero, una dependencia baja fue equivalente a una persona dependiente; el segundo, una dependencia media correspondió a dos personas dependientes; y el tercero, una dependencia alta fue de tres o más personas dependientes.

  Las clases socioeconómicas en que se clasificaron a los hogares se midieron en tres niveles de acuerdo a su ingreso salarial: los "pobres" fueron aquellos hogares que tuvieron ingreso de hasta el 30% del ingreso promedio; los hogares "medios" fueron los que recibieron ingreso superior al 30% del ingreso promedio y hasta una vez este ingreso; los hogares que se clasificaron en el grupo de "altos", fueron los que recibieron ingreso superior al ingreso promedio.


IV. Descomposición e Interpretación del Coeficiente de Gini

  El Coeficiente de Gini es un estadístico que permite sintetizar en un indicador único la desigualdad de ingresos y que de acuerdo con ciertos procesos algebraicos, es posible descomponerlo. Su descomposición permite observar algunas diferencias distributivas entre clases (subgrupos) de población y determinar la proporción (porcentaje) en que esas diferencias explican el índice de Gini. Este coeficiente puede definirse de varias formas alternativas y cada una tiene su propia interpretación.

  La definición más conocida y mayormente empleada se formula en términos de la curva de Lorenz. Gráficamente consiste en un cuadrado en cuyos lados se miden porcentajes acumulados del ingreso y de la población (hogares). El valor del coeficiente de Gini es el cociente que resulta de la división del área delimitada por la curva de Lorenz y la línea diagonal, entre el área localizada debajo de la diagonal. Los valores límites que puede tomar el índice están comprendidos entre cero y uno. Si el valor es cero, la curva de Lorenz coincidiría con la línea diagonal y representaría una distribución perfectamente igual del ingreso, en el extremo, cuando el valor del coeficiente es uno, la curva de Lorenz coincidiría con los lados del cuadrado, lo cual significa que todo el ingreso se concentra en una única unidad perceptora, este sería el caso de una absoluta desigualdad.

  El coeficiente de Gini propuesto por Kendall y Stuar (1963) y que utiliza Pyatt (1976) y Petrecolla (1997) se obtiene por medio de la siguiente fórmula:


   Donde es el vector de ingreso de la población, su media aritmética y n su tamaño. En esta fórmula, el coeficiente de Gini es la suma del valor absoluto de las diferencias entre todos los pares posibles de ingreso dividida entre dos veces la media de y.

  El coeficiente de Gini en (1) implica la interrelación de cada elemento de la muestra con todos los demás elementos del conjunto global. La interpretación derivada de (1) consiste en que en cada comparación de ingreso entre dos individuos, éstos pueden manifestar malestar, indiferencia o satisfacción, dependiendo de su ingreso y del ingreso con el cual se comparan.

  Otra fórmula utilizada para calcular el coeficiente de Gini, conocida como el "juego de Pyatt" (Pyatt, 1976 y Petrecolla, 1997), es la siguiente:

   La formula (2) es interpretada como un juego con supuestos estadísticos. En este juego cada individuo y su respectivo ingreso son objeto de un experimento, el cual consiste en los siguientes eventos: primero se selecciona aleatoriamente un ingreso "y" entre un conjunto de ingresos , y se le compara con un ingreso inicial, generalmente éste correspondería al ingreso del individuo con el que se inicia el juego y que también ha sido extraído al azar del conjunto de la muestra; luego, si el ingreso seleccionado es mayor que el ingreso observado (con el cual se le compara), entonces al individuo recipiente se le adjudica la diferencia entre el ingreso seleccionado y su propio ingreso; pero, si el ingreso resulta menor o igual, al individuo no se le adjudica nada. Obviamente, ningún individuo puede perder al participar en este experimento; y todos los individuos, excepto el más rico, tienen una esperaza matemática de ganancia en este juego.

  La ganancia esperada para el individuo i está dada por:

  Lo que significa que el individuo "i" tiene la esperanza de ganar hasta la diferencia del ingreso con respecto a otro individuo. Al sumar esas diferencias y dividirla por "n", se obtiene como resultado la ganancia esperada del juego para él. Si se promedian todas las ganancias esperadas para todos los individuos, "i", se obtiene el numerador de la expresión (2).

  La interpretación del coeficiente de Gini en este juego resulta ser la ganancia promedio esperada, de todos las posibles comparaciones entre pares de individuos, cada uno con la misma probabilidad de ser seleccionado en primer lugar de una forma aleatoria, expresada como una proporción del monto del ingreso promedio. Es en este sentido que la conexión entre el coeficiente de Gini y las comparaciones interpersonales resultan inmediatas y evidentes.

  Al coeficiente de Gini se le atribuyen ciertas propiedades que es útil destacar: a) es invariante respecto a la escala que se utilice para medir el ingreso; b) respeta la condición de simetría, es decir, que, dada cierta distribución, si dos individuos intercambian su respectivo ingreso, manteniéndose igual todo lo demás, el índice no se altera; y c) cumple la condición conocida como Pigou-Dalton, que exige que toda transferencia de ingreso de una unidad de mayor ingreso a otra de menor ingreso, reduzca el valor del índice .

  El coeficiente de Gini comparte estas propiedades con otros índices de desigualdad, como el de Theil, el de Atkinson y el Coeficiente de Variación. Otros índices, también usuales, no cumplen, en cambio con algunas de estas propiedades (Deutsch J. y J. Silber, 1999). Por otra parte, se sabe que los índices que las cumplen ordenan de una misma manera, para una población dada, el universo de distribuciones cuyas curvas de Lorenz no se cruzan.

  En estos casos, el paso de una distribución, representada por una curva de Lorenz, a otra representada por otra curva interior a la primera, siempre puede hacerse mediante una serie de transformaciones que, manteniendo el ordenamiento original, transfieren ingreso de unidades más ricas a otras más pobres.

   Un problema surge cuando las curvas de Lorenz de dos distribuciones se cruzan. En este caso, la serie de transformaciones necesarias para pasar de una a otra curva implican alguna combinación de transferencias de ricos a pobres con otras de pobres a ricos. En tal situación las tres propiedades enunciadas arriba (para el Gini) no son suficientes para ordenar las distribuciones en juego. Para lograrlo, es necesario incluir alguna regla adicional, que especifique el tipo de valoración implícito en el índice correspondiente. En el caso del índice de Gini, esta regla adicional puede deducirse de su misma definición.

  En efecto, a dos distribuciones cuyas curvas de Lorenz se cruzan les corresponderá el mismo valor del índice de Gini si la suma de las transferencias de ricos a pobres, ponderadas por las diferencias entre los rangos de las unidades involucradas, resulta ser igual a la suma de las transferencias de pobres a ricos, ponderadas de la misma manera.

  Suele señalarse que el coeficiente de Gini tiene la característica de que las funciones agrupadas de bienestar implícitas en el mismo no son estrictamente convexas. Esto se debe a que este índice evalúa las transferencias de ingreso en función de la diferencia de rangos y no del valor del ingreso. Sen (1973) señala que la importancia de esta crítica no es tan clara, ya que, pese a que las funciones de bienestar implícitas en este índice pueden no ser estrictamente convexas, sí mantienen la característica de convexidad, que implica que cualquier transferencia de un individuo rico hacia uno pobre o viceversa, sea absorbida por el índice de Gini de la manera apropiada.


V. Desagregación por Grupos y Planteamiento de las Hipótesis

  La ganancia promedio esperada -definida en el punto anterior- puede ser desagregada de varias formas, especialmente si la población puede ser dividida en grupos de acuerdo con algún criterio de interés (nivel educativo, tasa de dependencia, grupo socioeconómico).

  La investigación que aquí se presenta es una adaptación al AMM de la descomposición del índice de desigualdad propuesta por Pyatt (1976) y que también fuera utilizada por Petrecolla (1997). La exposición matemática de la descomposición del índice de Gini se presenta en un anexo a este estudio. La ecuación de descomposición del coeficiente de Gini es la siguiente:

Donde:

  De acuerdo con (3), el coeficiente de Gini puede descomponerse en tres elementos principales, que adicionalmente también pueden descomponerse para evaluar la importancia de algunas variables en la determinación de la desigualdad. Los tres elementos principales son: 1) la parte atribuible a la desigualdad de ingreso dentro de cada clase en las que se divide a la población; 2) la parte de la desigualdad atribuible a la diferencia entre el ingreso medio de las distintas clases y 3) la parte de la desigualdad que surge del hecho de que en las clases de ingreso medio más bajo puede haber unidades familiares cuyo ingreso sea superior al de las clases con ingreso medio más alto o que también pueden darse situaciones de sentido contrario.

  Esta forma de descomposición del índice de Gini permite confrontar la información acerca de las relaciones entre variables clasificatorias que han sido utilizadas y la distribución del ingreso. Supongamos que se pretende desagrupar la población en m clases, cada una de las cuales corresponde a un valor dado de una variable cualquiera Z (en este caso, las clases son 1, 2, 3, 4 y 5 para la variable educación y 1, 2 y 3 para la variable tasa de dependencia e igual simbología para las clases socioeconómicas).
De acuerdo con lo anterior, podemos postular que la desigualdad de ingreso -expresada por el coeficiente de Gini- implicaría menor desigualdad a mayor educación, puesto que existe una relación directa entre la educación y el ingreso (mayor valor de Z correspondería a mayor ingreso). En el caso de la variable de dependencia, el efecto es inverso ya que a mayores valores de Z mayor será la desigualdad, puesto que existe una relación inversa entre la dependencia y el ingreso (a mayor valor de Z corresponde menos ingreso). En la clasificación por clase socioeconómica existe una relación similar a la que se presenta al agrupar por educación, entre la clasificación en m clases y el ingreso, y el coeficiente de Gini de desigualdad.

  La suma ponderada de diferencias que definen al Gini está compuesta, en general, por algunas de ellas que corroboran la clase de dirección de la desigualdad formulada y otras que la contradicen. Teniendo en cuenta la descomposición del índice, se puede afirmar que las diferencias incluidas en el efecto de desigualdades internas no contradicen ni corroboran una dirección de desigualdad formulada. Por su parte, las diferencias ponderadas que componen el efecto "diferencias de medias", corroboran un aumento en la desigualdad sobre aquéllas para las que el mayor ingreso corresponde al mayor valor de Z y contradicen ésta, en los casos inversos. Finalmente, la interpretación del efecto superposición sugiere que a medida que se incrementa dicho efecto, aumentan las dudas acerca de que la variable fuente del efecto contribuya -en forma importante- a la desigualdad total.

  De esta manera, se puede reconstruir el coeficiente de Gini presentándolo como la suma ponderada tanto de las diferencias de ingreso que corroboran como de las que contradicen una determinada dirección de la desigualdad, utilizando la descomposición antes explicada y concediendo especial atención a la desagregación del efecto (entre grupos) de "diferencias de ingreso medio".


VI. Estimación Empírica para el Caso del AMM

  En el cuadro 1, se presenta el índice de Gini obtenido para el AMM de 1976 a 1998, su desviación estándar, como indicador de dispersión y un intervalo de confianza del 95%. Los datos en las columnas 3 y 4 se elaboraron por medio del proceso de remuestreo tipo bootstrap que, expresado en forma sencilla, cubre las siguientes etapas: a) estimar el coeficiente de Gini de la muestra original; b) bajo el supuesto de que la muestra original es la población, se toma una submuestra aleatoria con reemplazo, y se calcula el coeficiente de Gini para ésta y, c) se repite el proceso anterior un número determinado de "n-veces" y se cuantifica la desviación estándar de los coeficientes Gini que se han obtenido en cada una de las submuestras. Esta desviación representaría la variablilidad muestral del coeficiente Gini estimado en la muestra original.

  Además, para calcular el intervalo de confianza al 95% de significación, se ordenan -en forma ascendente- los valores de los coeficientes de Gini estimados en las n submuestras. Se toma como límite inferior, el valor del coeficiente que deja al 2.5% de los coeficientes estimados por debajo de dicho valor, y como límite superior, el valor del coeficiente que deja al 2.5% de los coeficientes estimados por arriba de dicho valor. El procedimiento bootstrap se realizó en cada año considerado, utilizando el paquete estadístico STATA V.7 (2000). Como ya apuntamos en la parte introductoria del documento, con esta técnica se evalúa la significación estadística de la diferencia entre los coeficientes Gini calculados.


  En primer lugar, los estadísticos indican que los coeficientes Gini obtenidos con la información muestral son bastante precisos, esto se debe a que los tamaños de la muestra de las bases de datos utilizadas son grandes: entre 655 (valor mínimo, 1980) y 1,961 (valor máximo en 1985). De hecho, salvo el año de 1980, que presenta una muy alta dispersión en el ingreso, la desviación estándar oscila entre el 2% y 3% del coeficiente. En la gráfica 1, la línea continua representa el valor del coeficiente Gini y las líneas punteadas son los intervalos de confianza.

  De acuerdo con los datos y tomando como base el coeficiente calculado en 1976, se puede afirmar que los años del 90 al 98 presentan valores de Gini significativamente superiores a los de 1976; todos los intervalos de confianza correspondientes a la década de los noventa son superiores a los calculados en 1976. Esto confirma el supuesto acerca de que la desigualdad ha aumentado en la década de los noventa, en comparación con la de los setenta.

  El coeficiente de Gini llegó a tener un valor máximo de 0.54 en 1993 y luego descendió al año siguiente, aunque tal descenso no es significativo estadísticamente. Por otra parte, en 1996, se observó el valor más alto de desigualdad, que comparado con el registrado a principios de los noventa resultó significativo. Se puede pensar que las reformas económicas estructurales de fines de los ochenta y principios de los noventa explican quizá el aumento en la desigualdad observada desde principios de los años noventa y hasta 1993. La última crisis económica del 94/95 explicaría la alta concentración del ingreso en el año de 1996.

  La desigualdad distributiva presentó diferencias importantes a lo largo del periodo considerado. De acuerdo con los estándares internacionales de 1976 a 1985 se observó una desigualdad "alta", que en los años de 1990 a 1996 pasó a la categoría de desigualdad "muy alta". El año de 1998 destacó porque la desigualdad descendió en forma significativa, aunque siguió considerándose una desigualdad "muy alta".

  Aun cuando el proceso de desconcentración no ha logrado resolver satisfactoriamente el problema de la pobreza relativa en la ciudad, las expectativas generadas en cuanto a que la recuperación de la capacidad productiva, después de la crisis 94/95, pudiera contrarrestar el deterioro de la distribución del ingreso de principios de los noventa, se ha cumplido solo parcialmente. Desde este punto de vista, el menor coeficiente Gini de fines de los noventa puede ser evidencia de que la desigualdad contiene, al menos en el AMM, más factores temporales y de coyuntura y no tanto factores estructurales.

  En síntesis, en los noventa se presentó una concentración del ingreso más alta que la observada durante los años setenta y ochenta. De 1993 a 1994, la desconcentración se modificó sólo marginalmente, aunque no resulto significativa. En 1996, se revirtió el proceso hacia una mayor desigualdad, comparado con el prevaleciente en 1990, lo que está relacionado estrechamente con la crisis económica del 94/95 y su mayor incidencia sobre el trabajo asalariado, en donde disminuyó el poder adquisitivo de los salarios y se ocasionó una alta tasa de desempleo y subempleo. En cuanto a la repartición del ingreso, la década de los noventa se caracterizó por la disminución de la participación relativa en el ingreso total por concepto de remuneraciones de la mayoría de los hogares, en comparación con la observada 30 y 20 años antes.

  Durante el periodo reciente (1997 y 1998), el ritmo de crecimiento económico ha impulsado la desconcentración del ingreso, el coeficiente de Gini de 1998 bajó en forma significativa con respecto al de 1996, lo que resultó un evento económico alentador aunque todavía insuficiente para tener un efecto importante sobre la desconcentración de la distribución del ingreso hacia niveles moderados.


  1. Escolaridad de los Perceptores en el Hogar

  En el cuadro 2, se presenta la estimación de la descomposición del índice de Gini para el AMM según el nivel educativo de los perceptores de ingreso en el hogar entre, 1976 y 1998. En él se aprecia que niveles distintos de educación tienen un efecto importante sobre la distribución del ingreso en todos los años analizados. La parte atribuible a la desigualdad de ingreso dentro de cada nivel educativo se mantuvo dentro de un rango de 20% a 23% durante el periodo, lo que indica que la dispersión del ingreso al interior de cada nivel educativo, fue relativamente homogénea. La parte de la desigualdad atribuible a la diferencia del ingreso medio tuvo dos valores mínimos: en 1998 (43%) y en 1990 (45%); en el resto de los años, este efecto representó más del 50% del índice de desigualdad; lo cual permite observar la importancia relativa que tienen los perfiles de educación en la distribución del ingreso; este efecto fue más relevante en 1991 y 1996. Por las características del entorno económico de esos años específicos (reformas estructurales y crisis económica), podemos observar que las personas más educadas tienen mejor probabilidad de progreso aun ante condiciones adversas del sistema económico.

  También debe destacarse que el efecto superposición muestra una tendencia a aumentar durante el periodo estudiado, solo decrece de 1990 a 1991 y de 1993 a 1994. Esto reveló que la diferencia en la escolaridad promedio, es importante, pero no suficientemente significativa como efecto discriminador en el ingreso. En otras palabras, este fenómeno indicaría que en los grupos con escolaridad baja hubo un considerable número de familias cuyo ingreso fue superior al obtenido por las familias con escolaridad alta.

  Este fenómeno sugiere que al finalizar la última década del siglo XX, la alta educación no es una garantía absoluta de alto ingreso, o al menos no como lo fue durante la década de los setenta y ochenta. Una posible explicación consiste en que la correlación entre ambas variables no debe confundirse con la causalidad entre ellas; porque si bien es verdad que existe una relación directa entre ingreso y educación; esta relación no significa necesariamente que más educación sea la causa única y directa de más alto ingreso. Más educación y más alto ingreso implica la intervención de otros factores adicionales; como serían mayor cociente intelectual, disciplina y ambición personal e influencias favorables provenientes de un adecuado medio ambiente cultural y familiar. Así sería factible que los trabajadores con tales atributos se desempeñarán mejor y con más seguridad en el trabajo y percibieran más alto ingreso que aquellos que carecen de dichos atributos, o que los tienen en menor medida, independientemente del nivel de educación formal que posean. Esta clase de trabajadores -trabajadores de élite- puede tener una buena dotación de educación formal, pero con sus atributos adicionales, aprenderán las habilidades y obtendrán el conocimiento necesario para prosperar, aun sin mayores grados de educación formal.

  Por otra parte, destacamos que los datos de ingreso que se analizaron, específicamente los referentes a los trabajadores con educación equivalente a la universitaria, están agregados, lo que impide distinguir con claridad importantes diferencias entre el ingreso de distintas profesiones. El ingreso de los trabajadores con estudio profesional o universitario se analizaría mejor, si se observara el ingreso percibido según el área de estudio y de especialización universitaria. Al respecto, las investigaciones recientes en materia educativa (Judy R., 1997) han demostrado que los países desarrollados como Estados Unidos, los trabajadores con grados en ciencias de la salud, ciencias computacionales y de información, y ciencias físicas, tienden a obtener mucho más ingreso que aquellos que poseen grados escolares en áreas tales como la educación, sicología y humanidades.

  La gráfica 2, da un perfil de la tendencia en el AMM del coeficiente de Gini de 1976 a 1998 para los mayores ciclos escolares, de 12 a 16 años, nivel equivalente a estudios profesionales y 17 años y más, nivel equivalente a estudios de postgrado, en ella se destaca que la brecha de desigualdad del ingreso salarial en esos niveles de educación se ha incrementado durante la década de los noventa, en comparación con las décadas anteriores; por ejemplo, el índice de Gini para las personas que alcanzaron los estudios universitarios tuvo un valor en 1976 de 0.31; mientras que en 1990 ascendió a 0.46 y en 1998 fue de 0.49; un comportamiento similar se observó en la distancia de los coeficientes Gini de desigualdad de ingreso, para quienes obtuvieron estudios de postgrado entre 1976 y 1980.

  Por otro lado, debido a la creciente demanda de educación en todos los oficios, los avances de educación (años de escolaridad promedio) alcanzada por los habitantes de los países latinoamericanos durante las últimas tres décadas, aunque son significativos, resultan ahora insuficientes para mejorar las oportunidades laborales y de generación de ingreso.

  Estudios de la CEPAL (2000) confirman que al mismo tiempo que la población de los países latinoamericanos progresa en materia de logros educativos, se ha presentado un proceso de devaluación educativa (rendimientos decrecientes), debido a que a mayor promedio de escolaridad del conjunto de la sociedad, mayores son las exigencias educativas y de capacitación requeridas para acceder a un empleo e ingreso que proporcione un nivel de bienestar adecuado. En otras palabras, la devaluación educativa es considerada como la pérdida de la importancia de ciertos niveles académicos a medida que se generaliza su obtención; en definitiva da cuenta de la necesidad de cursar cada vez más años de educación formal para acceder a la misma ocupación o para obtener un salario similar al que se lograba en la generación precedente. La experiencia muestra que cuanto menor sea el nivel educativo, mayor es la devaluación.

  El creciente desafío de la competitividad laboral es el rasgo dominante de fines de la década de los noventa y principios del siglo XXI, donde el mercado de trabajo será cada vez más selectivo en la contratación de trabajadores, favoreciendo a aquellos profesionistas con agudeza, capacidad de adaptación al cambiante medio ambiente laboral y con otros atributos personales de calidad (aparte de su educación formal) que les sean necesarios para su propia evolución e inserción en un mundo globalizado.

  Lo que se ha analizado hasta aquí no debiera sorprender a nadie, constituye información valiosa para las instituciones educativas, los padres de familia y la generación de jóvenes en proceso de formación educativa -la fuerza de trabajo potencial del siglo XXI-. Actualmente, se vuelve prioritario el énfasis en la promoción de la educación bilingüe e intercultural además de una adecuada orientación vocacional en la elección de un campo específico de estudio. Se sugiere al estudiante próximo a ingresar a la universidad, que adquiera habilidades complementarias además de su educación formal tales como idiomas, manejo de tecnologías, entre otras, y que seleccione la clase de conocimientos demandados por las ocupaciones que crecen más rápido y que pagan mejor, esto será de mayor ayuda que estudiar cualquier carrera indistintamente, es decir, sólo para obtener un diploma universitario.


  2. La Tasa de Dependencia Real en los Hogares

  El cuadro 3 muestra la descomposición del coeficiente de Gini para el AMM, según la tasa de dependencia del hogar entre 1976 y 1998. Los datos indicaron que el efecto de la descomposición de diferencias medias (entre grupos) no mostró una participación significativa en la desigualdad del ingreso. El efecto ingreso intra grupos reflejó una dispersión de ingreso dentro de los grupos considerados.

  Con los datos mostrados podemos concluir que existe un comportamiento heterogéneo en la tasa de dependencia respecto de la desigualdad del ingreso, con un fuerte efecto superposición que promedia de 1976 a 1998 un 43% de contribución a la desigualdad. Un valor destacado de este efecto se observó en 1994 (61%). Los resultados significan que una menor tasa de dependencia no se traduce necesariamente en una menor desigualdad ni viceversa; es decir, la dependencia tiene escasa influencia en la desigualdad, siendo su poder explicativo sobre ésta sólo del 23%, en promedio, durante el periodo de análisis; la dependencia alcanzó sus puntos máximos en 1976 y 1998 con un 31% y 30% de contribución a la desigualdad, respectivamente.

  En la gráfica 3 se muestra el valor del índice de Gini de 1976 a 1998 para las tres clasificaciones de la variable dependencia (alta, media y baja). La tendencia del Gini indicó un aumento gradual de la desigualdad en la dependencia alta durante casi todo el periodo, con una declinación en 1998. La tendencia del índice de desigualdad cuando la dependencia es baja es contrastante respecto a lo que se esperaría, es decir, que una baja dependencia se vería reflejada en bajo índice de desigualdad; sin embargo, en este estudio, la relación directa entre índice Gini y tasa de dependencia sólo se reflejó de 1976 a 1985, de 1990 a 1991, de 1993 a 1994 y de 1996 a 1998; en otras comparaciones bianuales existe un comportamiento inverso: mientras que la dependencia se mantuvo en estándares bajos, el índice de desigualdad aumentó; tal es el caso de los años 1985 a 1990, de 1991 a 1993 y de 1994 a 1996.


  Lo anterior podría interpretarse, para el caso particular de los hogares pobres, que la transición demográfica que se dio en las últimas décadas y que incidió en la reducción del tamaño de familia junto con el mayor esfuerzo por introducir al trabajo a más de sus miembros, no tuvieron un efecto significativo en el aumento de su ingreso familiar. Entre los elementos que explican este proceso figuran el mayor índice de desempleo y subempleo, el hecho de que sus ocupaciones están vinculadas al sector informal de la economía que se caracteriza por bajos y oscilantes salarios, escasa productividad y carencia de prestaciones sociales. Todo lo anterior tiene como causa y efecto, al mismo tiempo, un menor capital educativo. Condiciones que inciden en su situación de pobreza y una mayor desigualdad en su ingreso respecto a los hogares de nivel económico medio y alto.


  3. Grupos ded Hogares según Estatus Socioeconómicos

  Otra descomposición del índice de desigualdad de Gini resultó de categorizar a los hogares del AMM según su estatus socioeconómico, el cual fue definido de acuerdo a la posición del ingreso salarial familiar respecto a un ingreso promedio de la siguiente manera: 1) si el ingreso estaba por debajo y hasta el 30% del ingreso promedio del AMM, los hogares se clasificaron como "pobres", 2) si el ingreso estaba por arriba del 30% y hasta una vez el ingreso promedio se definieron como de estatus "medio" y 3) si el ingreso estaba por encima del promedio, los hogares tuvieron un estatus "alto". En este ejercicio, la línea de pobreza, siguiendo el criterio de ingreso bajo, se trazó sobre un ingreso equivalente al 30% del ingreso promedio del AMM, porcentaje que equivale aproximadamente a dos salarios mínimos.

  En la clasificación de hogares según estatus económico el efecto superposición no existe o equivale a cero, puesto que el criterio seguido garantiza un ingreso más bajo en el grupo de hogares "pobres" que el ingreso de los hogares del grupo "medio" y que éste, a su vez, sea menor al ingreso de los hogares "altos". Por lo tanto, nos concentraremos en el análisis de los efectos intra grupos y de diferencias medias.

  Según los datos del cuadro 4, la distribución del ingreso parece ser bastante homogénea dentro de los grupos socioeconómicos, de hecho, el efecto de la descomposición del coeficiente de Gini dentro de los grupos fue bajo, osciló en un rango entre 0.08 y 0.09 en todos los años del periodo estudiado; el efecto dentro de grupos tuvo una contribución a la desigualdad total que fluctuó entre un 22% en 1980, como valor máximo y un 17.7% como valor mínimo en 1996.

  Desde 1990, el efecto entre los grupos tuvo valores superiores a 0.40 que correspondió al 82% de la desigualdad calculada, este valor aumentó en forma consecutiva hasta 1996 y disminuyó levemente a 0.38 (correspondiente al 79.5% de la desigualdad) en 1998. Los datos significaron una brecha de ingreso considerable entre los distintos hogares, que se acentuó en los años de la década de los noventa, donde como lo mencionamos antes, se presentaron ajustes económicos importantes en las variables macroeconómicas del país para lograr detener el proceso inflacionario inercial de fines de los ochenta y que culminaron con la gran crisis del 94/95.

  Una de las conclusiones que derivamos del estudio, consiste en que la variabilidad de ingreso salarial asociada a la desigualdad, medida por el coeficiente de Gini, puede atribuirse en mayor proporción a la disparidad, o la gran dispersión de ingreso, que se produce entre los hogares pobres, medios y altos, cuyo ingreso respectivo se ha alejado entre sí en forma significativa a partir de 1990. Una explicación complementaria surge del hecho de que en el grupo de hogares con estatus alto, la dispersión en su ingreso es relativamente mayor que en los otros grupos (ver gráfica 4).


VII. Distribución del Ingreso Salarial y Bienestar de los Trabajadores


  En este apartado del trabajo completamos la serie de estimaciones de desigualdad en el AMM con estadísticos básicos de ingreso salarial asociado a indicadores de bienestar, y tomamos algunos elementos del marco conceptual del estudio realizado por Gasparini (1999) en la Argentina. Las series de bienestar elaboradas constituyen una medida complementaria para evaluar la tendencia del bienestar económico de los trabajadores asalariados de los hogares del AMM.

  Una función de bienestar es una suma de niveles de vida individuales aproximados mediante el ingreso salarial de los perceptores. En este estudio la función de bienestar económico depende del ingreso salarial familiar acumulado y puede ser expresada como:

  Donde N es el número de familias en la economía y por lo tanto la función W representa el bienestar económico global de una sociedad.

   Según Gasparini y Escudero (1999) en la literatura económica existe un buen número de funciones de utilidad y la mayoría de ellas resultan de un juicio de valor arbitrario propuesto por el investigador que la plantea. Con el propósito de analizar de una forma sencilla la evolución del bienestar en el AMM, en esta investigación, se tomaron las funciones de utilidad llamadas de "bienestar abreviado", es decir, aquéllas que tienen como argumentos principales sólo a la media y a un parámetro estimado (I) de desigualdad. En general, la formulación de esta función de acuerdo con (4) sería de la siguiente forma:

   Se espera que (5) sea no decreciente en no creciente en I.

  En este trabajo utilizaremos las funciones de bienestar que tienen al coeficiente de Gini (G) y al índice de Atkinson (A) como indicadores de desigualdad (I).

  En el caso del coeficiente de Gini, la función de bienestar que utilizaremos es una de las propuestas por Sen (1976) de acuerdo a la siguiente ecuación:

  Una función general, postulada por Atkinson (1970) y que ha sido muy empleada en los trabajos empíricos sobre bienestar, toma como base el ingreso que, distribuido por igual, daría el mismo nivel de bienestar que la distribución existente. La idea es que sin desigualdad, la sociedad alcanzaría el mismo nivel de bienestar con menos ingreso o, en bien, con menos esfuerzo productivo. Su formulación es la siguiente:

   El parámetro determina la curvatura de la función, regula la convexidad de las curvas de indiferencia social y comúnmente se le interpreta como el grado de aversión (sensibilidad) a la desigualdad. Cuando se acerca a cero, la función de bienestar se convierte en una función lineal, y es simplemente la media del ingreso donde todos los individuos tienen igual peso. En este caso, la función de bienestar se asemeja a una función utilitarista (la desigualdad se vuelve irrelevante). Aplicada al tema de la desigualdad, la idea utilitarista consiste en calcular para cada individuo el bienestar que obtiene del ingreso que recibe, y luego obtener la suma total. De una forma esquemática y de acuerdo con el principio utilitarista, una distribución A, sería preferible a una distribución B, si la suma de bienestares de A es mayor que la de B. La versión del utilitarismo proviene de Rawls (García R. A., 1986) quien examina el significado del utilitarismo en el contexto de la justicia distributiva.

   En sentido contrario, cuando tiende a infinito, la función converge, a una Rawsaliana donde sólo interesa el ingreso del individuo menos favorecido o más pobre, es decir, mientras mayor es mayor es la ponderación para los que tienen un ingreso menor. En nuestro estudio sólo consideramos un valor del parámetro de aversión a la desigualdad tal que: .

  En este caso, la función de bienestar escrita en (8) se transforma en:

   En (9), A() es el índice de desigualdad de Atkinson utilizando el parámetro .


  1. Tendencia del Bienestar Asociado al Ingreso Salarial del Hogar

  En esta parte del estudio se presentan las estimaciones sobre el ingreso medio, la desigualdad y el bienestar en el AMM. Recordemos que las medidas relevantes utilizadas capturan distintos enfoques de interés en el análisis, por ejemplo, la evolución del ingreso promedio capta la tendencia de la posición de la distribución del ingreso, las medidas de desigualdad se refieren al grado de concentración del total de ingreso, independientemente de su posición, y las medidas de bienestar intentan captar ambas características en forma conjunta.

  El cuadro 5 presenta los resultados de las estimaciones de las principales series relacionadas con el análisis del bienestar, como son: las funciones de bienestar de Sen y de Atkinson y el índice de desigualdad de Gini y el de Atkinson.

  Los datos muestran que de 1976 a 1990, el bienestar en el AMM, según el ingreso de Atkinson (última columna del cuadro 5), disminuyó en forma importante, y reflejan que la crisis de mitad de los años setenta y principios de los ochenta empobrecieron a los trabajadores de acuerdo a la menor capacidad adquisitiva del ingreso salarial. De 1990 a 1993, los asalariados del AMM tuvieron una recuperación incipiente en su bienestar. A partir de 1993, su bienestar ha disminuido gradualmente con una pequeñísima recuperación en 1998.

  Cuando tomamos la dinámica del ingreso de los años posteriores a 1976, deflactados por el índice de precios (a pesos constantes del 76), lo que calculamos es el ingreso salarial de los hogares una vez incorporada la modificación en el ingreso real de los perceptores (efecto precio del cambio en la distribución del ingreso familiar). Los resultados indican que el efecto inflacionario del incremento en los precios del periodo reciente (1996 y 1998) han perjudicado el poder adquisitivo del ingreso salarial, es decir, que de haberse mantenido constante el ingreso medio de los perceptores, un control sobre los precios o una menor tasa de inflación, habrían mejorado el bienestar medido en los últimos años. Una observación adicional (ver gráfica 5) consiste en que la mayor caída del ingreso real se encuentra precisamente en los hogares con más bajo ingreso salarial.

   Con la función de bienestar de Sen , el bienestar de los hogares regios disminuyó de 1976 a 1991, y en 1993 apenas alcanzó una leve recuperación y volvió a disminuir en 1994 y 1996. Al igual que la medición obtenida con el índice de Atkinson , el nivel de vida mejoró en 1998.

  En promedio, el bienestar de los hogares del AMM estuvo en 1994 en condiciones semejantes a las de 1985. Sin embargo, a partir de 1994, el nivel de vida cayó fuertemente, sobre todo en 1996, como consecuencia de los efectos adversos sobre la capacidad de compra del salario, a raíz de la crisis de 94/95. En 1998 se percibe una pequeña recuperación de bienestar.

  La comparación de los índices de desigualdad de Gini y Atkinson indican que la distribución del ingreso salarial se volvió más desigual en 1980, mejoró en 1985 y se tornó sucesivamente más desigual en 1990, 1991 y 1993; después de alcanzar un punto de desigualdad máximo en 1993, la dispersión del ingreso se redujo en 1994. A partir de ese año se inició un nuevo periodo de desigualdad de ingreso, los índices observados en 1998 indican una tendencia a una desconcentración del ingreso salarial.


Conclusiones, Reflexiones y Propuestas

  El presente trabajo investigó acerca de los cambios ocurridos en la distribución del ingreso salarial de los hogares del AMM entre los años 1976 y 1998, así como su relación con la tendencia de las variables que explican dichos cambios como la educación, dependencia y estatus socioeconómico de los hogares. El estudio se realizó descomponiendo el índice de Gini de distintas formas. La primera descomposición se realizó agrupando a los hogares según el promedio de años de escolaridad de los perceptores del hogar, se compararon cinco niveles educativos.

  Los resultados de esta etapa de la investigación indicaron que de acuerdo con el efecto de diferencias medias que se obtuvo en la descomposición del Gini, se confirma la hipótesis acerca de que cuanto mayor es el promedio de escolaridad de los perceptores de una familia mayor será su ingreso, puesto que la educación influye en la desigualdad total con más de la mitad (52.4%) del poder explicativo en el coeficiente de Gini, durante el periodo estudiado.

  La descomposición de Gini, aparte de resaltar una consistencia en la contribución relativa del efecto de diferencias medias, también indicó un aumento de la importancia del efecto superposición. Lo último puede ser efecto de que en los últimos años se esté incrementando el número de familias con perceptores de mayor escolaridad (o mejor educación) pero también con menor ingreso, en relación con el número de familias con perceptores de menor escolaridad y menor ingreso salarial o bien, que independientemente del número de familias en alguna u otra de las situaciones mencionadas, la brecha de ingreso salarial entre los perceptores más y menos escolarizados tiende a disminuir.

  Sobre el tema educativo, y a manera de reflexión, pensamos que entre la clase asalariada, hacia el fin de los años noventa, se está difundiendo el fenómeno de "devaluación educativa" y que éste tiende a agudizarse por la demanda de mayor nivel de competitividad que caracterizan a la mayoría de los empleos actualmente. Es decir, que a mayor promedio de escolaridad del conjunto de la sociedad, mayor es la exigencia educativa y de capacitación para acceder a un empleo sin que esto proporcione un aumento aparente en el sueldo o salario de contratación inicial. Por ejemplo, se puede leer la sección de empleos en las páginas de los periódicos, donde para solicitar trabajo como operador de producción, chofer, cajero, vendedor de piso, etc. se debe cubrir el requisito de secundaria terminada.

  Los estudios realizados por la CEPAL indican que en estos tiempos, de grandes desafíos competitivos, se requieren de 11 a 12 años de educación como mínimo (ciclo terciario completo), para tener una alta probabilidad de no caer en la pobreza (CEPAL, 2000). Además, parafraseando al economista Amartya Sen (1999) en uno de sus comentarios respecto a la democracia y la libertad en las sociedades contemporáneas, una privación relativa en términos educativos puede producir una privación absoluta en términos de capacidades, aun cuando el impacto de la educación sobre la capacidad sea contingente y condicional, es decir, que puede variar entre distintas comunidades, distintas familias e individuos.

  Por otra parte, los resultados de la investigación rechazaron la hipótesis sobre la relación inversa entre el número de dependendientes y el ingreso salarial del hogar. La descomposición del coeficiente de Gini demostró escasa importancia atribuible a la variable de la dependencia real en el hogar sobre las diferencias de ingreso salarial, esto de acuerdo al comportamiento del efecto superposición durante el periodo de estudio. En términos generales, esto indicaría que existen familias con baja tasa dependencia y con ingreso bajo y viceversa.

  Sobre este asunto, reflexionamos, que si bien la transición demográfica en la que se insertó el país desde hacia varias décadas, propició la reducción del tamaño de la familia, este efecto quizá está contrarrestado con la inversión de la pirámide de población cuyos bloques superiores se han ensanchado. En el aspecto económico, el ajuste estructural de fin de los ochenta y principio de los años noventa y la crisis económica del 94/95 redujeron el ingreso en muchos hogares, de tal manera que aun cuando la principal respuesta, ante las crisis, sobre todo de los hogares de bajo ingreso, ha sido intensificar la participación en el mercado laboral, esto no mejoró el ingreso familiar debido, entre otros factores, a la alta tasa de desempleo, los empleos de baja remuneración y la inserción de muchos miembros de hogares pobres en el sector informal de la economía, caracterizado por bajo e inseguro ingreso, nula productividad e inexistencia de prestaciones económicas y sociales.

   La tercera descomposición del coeficiente de Gini correspondió a los hogares clasificados según su estatus socioeconómico en "pobres", "medios" y "altos". El resultado que se obtuvo indicó que en todos los años, la desigualdad de ingreso dentro de los hogares "pobres" y "medios" no es significativa, la distribución del ingreso en estos hogares tiene poca dispersión, mientras que dentro de los hogares "altos" sí existe gran dispersión de ingreso. También se pudo inferir una creciente brecha de ingreso medio entre el grupo de hogares "altos" con respecto a los "medios" y "rezagados", cuyo ingreso promedio se aleja proporcionalmente de la línea de pobreza. Esto indica la persistencia de una marcada estratificación socioeconómica en Monterrey.

   Finalmente, las funciones de bienestar de Atkinson y de Sen indicaron una pérdida gradual del bienestar en todos los hogares en el AMM, lo cual es a la vez efecto y causa del aumento en la desigualdad total. En 1998, el bienestar, medido por el ingreso salarial de los hogares, se encuentra en el segundo nivel más bajo del periodo analizado, correspondiendo el primer nivel más bajo, el de 1996, año posterior a la crisis económica del 94/95.


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Autor: Irma Martínez Jasso
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