The Second Confirmatory Factor Analysis (CFA)

Hay diversas mediciones de la desigualdad, todas las cuales están altamente correlacionadas entre si. En este capítulo se utilizan dos mediciones: el coeficiente de Gini y el índice de Theil.

D efiniciones: El coeficiente de Gini es una estadística resumida derivada de la curva de Lorenz. Esta curva traza los porcentajes acumulativos del ingreso total recibido contra los porcentajes acumulativos de los receptores del ingreso, comenzando con el receptor de ingreso más pequeño. El coeficiente de Gini da el área entre la curva de Lorenz observada y la línea de igualdad absoluta como proporción del área total bajo la línea de igualdad absoluta. La representación formal es la siguiente:

G = (N + 1)/N - (2/N) I iqi

N es el número de grupos de igual tamaño (por ejemplo, deciles de ingreso) en que se divide a la población

q¡ es la proporción acumulativa del ingreso recibida por cada grupo

En principio, el Gini puede variar entre 0 (igualdad perfecta) y 1 (desigualdad perfecta). En la práctica, varía normalmente entre alrededor de 0.25 y 0.60.

El índice de Theil es una medición de la desigualdad en el ingreso en el ámbito de una población específica. Si una población se divide en un número definido de grupos, de tal forma que cada persona en dicha población pertenece a un grupo y solamente a uno, el índice se puede descomponer en dos elementos. Un componente (B) mide la contribución de la desigualdad entre los

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(continuación Recuadro V -l)

ingresos medios de los grupos a la desigualdad total en los ingresos. El otro componente (W) mide la contribución de la desigualdad dentro de cada grupo a la desigualdad total. Los grupos probables comportarían el nivel de educación, el sector, la región. La representación formal es la siguiente:

T = B + W = Iíyíln (y j/ p j) + X ^ y ^

T es eldndice de Theil correspondiente a la población total y¡ es la proporción del ingreso del grupo iésimo

p¡ es la proporción de la población del grupo iésimo T¡ es el índice Theil correspondiente al grupo iésimo

El índice Theil varía entre 0 (igualdad perfecta) y el logaritmo de N (desigualdad perfecta), en que N es el tamaño de la población. El índice puede normalizarse para que esté dentro de 0 a 1.

Ventajas: La ventaja principal del coeficiente de Gini es que sus valores son fácilmente interpretables. Una desventaja es que diferentes curvas de Lorenz pueden tener el mismo coeficiente de Gini.

D iferen cias: La ventaja principal del índice de Theil es que es descomponible. Sus dos componentes indican las fuentes de la desigualdad. Para una distribución dada del ingreso, los niveles del Gini y del Theil son generalmente bastante similares, aunque el Theil tiene un rango ligeramente más amplio. Los dos índices dan diferentes pesos a diferentes partes de la distribución bajo consideración. El coeficiente de Gini da más peso a la parte mediana de la distribución, en tanto que el Theil da más peso a los deciles más bajos.

contaba con mediciones anteriores a las reformas en los casos de Chile y Costa Rica, pero al comparar los primeros años anteriores a las refor­ mas con la última observación disponible se aprecia que la desigualdad disminuyó levemente. Una segunda tendencia se encuentra en Brasil, Colombia y México, donde la desigualdad aumentó desde el período anterior a las reformas hasta el último año para el que hay información disponible. Nuevamente, ninguno de los cambios fue importante. Por último, Argentina y Bolivia mostraron una tendencia variada, con una disminución de la desigualdad entre el período anterior a las reformas y comienzos del período posterior a las reformas, después de lo cual la desigualdad comenzó a crecer nuevamente. Es importante recalcar que estos resultados corresponden solamente a reformas llevadas a cabo en las décadas de 1980 y 1990. Chile y Argentina sufrieron fuertes aumen­ tos de la desigualdad durante sus experiencias de reformas en la década de 1970, aunque es difícil determinar si ello ocurrió debido a las refor­ mas en sí o a las políticas represivas de los gobiernos militares.32

También se múestran en el cuadro V-9 datos referentes a la distribu­ ción familiar en los nueve países del proyecto, esta vez utilizando el coeficiente de Gini. En la mayoría de los casos, las tendencias son simi­ lares a las de la distribución primaria. La excepción más importante es el constante incremento de la desigualdad en Argentina en los datos relativos a las unidades familiares. Esta diferencia se debe probablemen­ te al hecho de que estos últimos datos captan el impacto del desempleo, que aumentó rápidamente en Argentina. Además, Brasil no muestra una tendencia clara en la distribución familiar. Hay también una observación anterior relativa a Costa Rica, que indica que la desigualdad disminuyó a lo largo de todo el período, lo mismo que la distribución primaria. Finalmente, se cuenta con datos referentes a la distribución familiar (del gasto) en Jamaica, que muestran un mayor grado de igualdad durante el período.

Las tendencias en la distribución primaria se relacionan con las tendencias en la brecha salarial. Con respecto a los primeros dos gru­ pos de países mencionados más arriba, la brecha salarial generalmente se comportó en la misma forma que las mediciones de la distribución.

32. En relación con la distribución en los años setenta, véase Berry (1998). Con respecto a Argentina en esa misma fecha, véase Altim ir y Beccaria (1999); en cuanto a Chile, véase Larrañaga (1999).

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Es decir, en Chile y Costa Rica se redujo la brecha salarial y mejoró la distribución del ingreso.33 Del mismo modo, en Brasil, Colombia y México se amplió la brecha y la distribución del ingreso se tornó más desigual. La situación es más complicada en los casos de Argentina, Bolivia y Perú. Estos países experimentaron una inflación muy alta en la época en que se ponían en marcha las reformas. Datos históricos y empíricos indican que la reducción de la elevada inflación tiene un efecto positivo en la distribución, porque la inflación impone un fuerte tributo a los grupos más pobres de la sociedad.34 Este factor fue al menos parcialmente responsable de la mejora inicial de la distribución en Ar­ gentina y B olivia, después de lo cual la desigualdad volvió a incrementarse, a la par con la brecha salarial. Perú presenta un caso especial, en el sentido de que esa brecha aumentó considerablemente, pero el índice sugiere que la desigualdad bajó levemente. Esta aparente mayor igualdad fue en realidad una menor dispersión en torno al ingre­ so medio, que estaba en disminución en el período 1985-1990; es decir, todos se empobrecían.35 En la década de 1990, el aumento del ingreso per cápita fue positivo, aunque la pobreza siguió aumentando.

Nueva información sobre el proceso, que explica las tendencias a la desigualdad, se pueden obtener descomponiendo el índice de Theil para que arroje luz sobre las fuentes de la desigualdad. Se realizaron descom­ posiciones de diversas variables: educación, ocupación, edad, género y ubicación urbano-rural. En el cuadro V-10 se muestra la descomposición relativa a la educación, que es la más importante. Los índices totales (que generalmente son los mismos que los que se refieren a la distribu­ ción primaria en el cuadro V-9) se dividen en dos componentes: varia­ ción en la desigualdad atribuible a las diferencias entre grupos con niveles distintos de educación, y variación atribuible a las diferencias dentro de esos mismos grupos; juntas las dos deben sumar 100%. Los grupos se definieron por lo general como aquellos con un nivel de educación inferior a primaria, estudios primarios completos, estudios secundarios completos, y cierto nivel de educación universitaria o más.

33. Esto de acuerdo con los datos de Morley, que difieren de los datos de Weller para el caso de Chile; véase el análisis anterior.

34. Morley (1995, especialmente el capítulo VII).

35. Se da un fenómeno similar, pero en forma más extrema, en el caso de Jam aica. Aunque no se dispone de datos relativos a la distribución primaria, la distribución del ingreso fam iliar mejoraba durante un período en que disminuía el ingreso per cápita.

Cuadro V-10

DESCOMPOSICIÓN DEL ÍNDICE THEIL DE EDUCACIÓN

Contribución porcentual a la variación total

Países Theil total Variación intragrupos Variación entre grupos

Argentina 1986 1991 1997 1986 1991 1997 1986 1991 1997 0.293 0.268 0.283 73.0 70.9 66.1 27.0 29.1 33.9 Bolivia 1985 1989 1996 1985 1989 1996 1985 1989 1996 0.668 0.486 0.595 88.2 80.0 70.3 11.8 20.0 29.7 Brasil 1985 1990 1997 1985 1990 1997 1985 1990 1997 0.772 0.854 0.809 61.1 61.8 65.0 38.9 38.2 35.0 Chile 1987 1996 19 87 1996 1987 1996 0.653 0.636 100 77.9 0 22.1 Colombia 1988 1993 1996 1988 1993 1996 1988 1993 1996 0.432 0.522 0.457 73.3 76.5 63.5 26.7 23.5 36.5 Costa Rica 1988 1995 1988 1995 1988 1995 0.355 0.328 68.9 62.6 31.1 37.4 Jamaica 1989 1993 1996 1989 1993 1996 1989 1993 1996 0.341 0.260 0.251 96.0 83.2 83.6 4.0 16.8 16.4 México 1984 1989 1996 1984 1989 1996 1984 1989 1996 0.200 0.270 0.290 80.0 77.8 89.7 20.0 22.2 10.3 Perú 1985 1991 1996 1985 1991 1996 1985 1991 1996 0.537 0.435 0.386 87.9 90.6 79.0 12.1 9.4 21.0

Fuente: Sam uel Morley, La distribución del ingreso en A m érica Latina y el Caribe, Santiago de Chile, Com isión Económ ica para A m érica Latina y el Caribe (CEPAL)/Fondo de Cultura Económ ica, 2000.

Las diferencias entre los ingresos medios de grupos con niveles di­ ferentes de educación (por ejemplo, ingresos medios de graduados universitarios frente a los de las personas que sólo tienen educación primaria) fueron una fuente importante y creciente de desigualdad se­ gún este análisis. De acuerdo con el cuadro V-10, las diferencias entre los grupos explican en general entre una quinta parte y una tercera parte de la desigualdad en la distribución primaria de los ingresos.36

36. Jamaica tiene un nivel más bajo de variación entre grupos, probablem ente debido al uso de datos sobre los gastos más bien que sobre los ingresos. Se sabe que los datos relativos a los gastos están más equitativam ente distribuidos que los referidos a los ingresos.

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La proporción aumentó en todos los países, excepto Brasil y Chile. Estos datos son en general congruentes con las tendencias en las diferencias de capacidades, lo que da entender que las diferencias de educación, que siempre han sido un factor importante en la distribución, se han vuelto aún más importantes en los últimos años.

Según Morley, el cambio relativamente pequeño en la distribución del ingreso en muchos de los países parece ser el resultado de dos características, que se contrarrestan entre sí, de la cambiante estructura educacional de la fuerza laboral y su efecto en los resultados del mer­ cado laboral. Por una parte, la desigualdad se incrementó a medida que una proporción mayor de los ingresos beneficiaba al segmento de mayor nivel educacional de la sociedad. El crecimiento con uso intensivo de mano de obra calificada de los años noventa aumentó aún más la varianza de ingresos entre los trabajadores de mejor nivel educacional: el crecimiento posterior a las reformas creó oportunidades accesibles principalmente a quienes tenían un nivel de educación óptimo, no sim­ plemente bueno. Por otra parte, también se daban tendencias progresi­ vas. Las mejoras en la educación permitieron que las personas subieran en la escala de la distribución. Esto es progresivo porque una fracción menor de la fuerza laboral se hallaba en el extremo inferior de la dis­ tribución. Es especialmente importante porque la varianza de los ingre­ sos entre las personas con menor nivel educacional fue muchas veces más pronunciada que en los casos de las personas con mejor nivel (por ejemplo, mayores diferencias de ingresos entre los trabajadores de las microempresas que entre los de las grandes empresas). Considerando todos los aspectos, incluso en la mayoría de los países con un aumento de la desigualdad salarial, estos diversos efectos prácticamente se anu­ laron unos a otros, y la distribución cambió menos de lo que podía preverse a partir exclusivamente de las brechas salariales.37

Por importantes que fueran las brechas salariales y la desigualdad entre los grupos, Morley muestra que sólo explican cerca de una tercera parte de la varianza total de los ingresos. Eso significa que dos terceras partes deben haber provenido de otras fuentes. Algunas de estas fuentes quedan registradas en las otras descomposiciones que se llevaron a cabo.

Las diferencias en los ingresos medios entre grupos ocupacionales de­ mostraron ser la segunda fuente más importante de desigualdad des­ pués de la educación, pues representaban de 20% a 38% del total. Aunque cada uno de los estudios de países tuvo un desglose diferente de o cu p acion es, el d esglose típ ico com prendía p ro p ietario s o empleadores, empleados, trabajadores independientes o el sector infor­ mal, y en algunos casos también gobierno y agricultura. Así, por ejem­ plo, si subía el ingreso medio de los empleadores en comparación con el de los empleados, ello hacía aumentar la varianza entre los grupos. De los siete países con datos respecto de la ocupación, todos tuvieron un incremento de la varianza entre los grupos en la década de 1990, aunque el cambio fue menor en Brasil y Colombia; no hay datos sobre Chile y Jamaica.38

El género y la ubicación urbano-rural no parecen haber sido fuentes importantes de desigualdad; cada uno de esos factores representó me­ nos del 10% del total, a pesar de grandes diferencias en los ingresos entre los grupos. Aunque este resultado contradice algunos estudios que se centran en la importancia de las diferencias urbano-rurales, ello se debe a la forma en que se calcula el índice de Theil; es decir, la limitada proporción de mujeres en la fuerza laboral, y de la población rural en la población total, hace que la varianza entre los grupos tenga poca importancia en la explicación total de la desigualdad.

El estudio de caso relativo a Argentina combinó los diversos factores recientemente tratados en un solo análisis, para llegar al impacto acumulativo de la varianza entre los grupos en educación, ocupación, edad y sector. Cada uno fue añadido después de tener en cuenta el impacto de aquellos que ya estaban en el análisis. Juntos explicaron el 48% de la varianza en la desigualdad en la totalidad de la fuerza laboral del Gran Buenos Aires en 1986 antes de las reformas, y 58% en 1997. Si el universo se limitaba a los asalariados, los porcentajes eran cinco a siete puntos más altos.39

El resultado más relevante del análisis de descomposición fue el reforzamiento de la importancia de las diferencias educacionales en cuanto a crear desigualdad, como ya se sugirió respecto al comporta­ miento de la brecha de salarial basada en la educación. Hay datos

38. Morley (2000, capítulo V). 39. Altimir y Beccaria (1999).

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complementarios al respecto provenientes de estudios especiales reali­ zados por consultores del proyecto, acerca de los principales grupos de ingresos en las encuestas de hogares. De acuerdo con el análisis que hace Morley de esos estudios, la descomposición del índice de Theil entre los graduados universitarios y todos los demás mostró que el aporte del grupo universitario a la desigualdad global fue de tal mag­ nitud que contrarrestó completamente las tendencias favorables en el resto del universo. Dicho de otra manera, la desigualdad en los ingresos habría disminuido en todos los países, con la posible excepción de Argentina, si no hubiera sido por la mayor desigualdad dentro del grupo universitario y entre éste y todos los demás.40

E. El im pa c t o d e l a s r e f o r m a s e n l a d ist r ib u c ió n