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l . , " 11 de Se~tiembre 2139 1428 &enos Aires

Argentina

DZSTRIBUCICN DE INGESDS EN EL GiUN BUENOS AIRES

Y VARIABLES SOCIOECONOMICAS

Héctor L. niegue2

Alberto Petrecolla

Septicrnbre 1978

Note: Los Pocmnentos de Trzibajo, ~conom$a, IITE, representan material pre- liminar que es circulado Fara estimular la d i s c u s i h y los comenta rios críticos. Para pro tege r cl cargcter tenta t ivo de estos traba1 j os , toda referenciz a ellos debe ser consultada ccn los au to re s .

DISTRIBITCION DE INGRESOS EN EL GRAN BUENOS AIRES

Y VAP I ABLES S OCIQE CONOMI CAS

~ é c t o r L. Dieguez Alberto Petrecoll a

El propósito de este trabajo es analizar los rasgos salientes de la d i s t ri-

bución de ingresos familiares en el gran Buenos A i r e a , focalizando l a atención

en la a s o c í a c i h existente entre la desigualdad de ingresos y las caracterfs ti-

ces socio-econ6micas de las £amilias. La informacik básica que se u t i l i z a pro-

viene de los tabulados de la encuesta de presupuestos familiares relevada por el

Inst i tuto Nacional de Es tadfs tica y ansos durante los dos Últimos trimestres de 1 / 1969 y Tos dos primeros d e 1970, -

En un trabajo anterior (11, que fue elaborada con el objeto de servir de

merco teórico de referencia a La presente investigacicn empfri ca , explicamos nuez

tra preferencia por analízar la gran masa de información contenida en la encues-.

ta , comenzando por caracterizar cad& clase por su valor medio y un índice de de-

sigualdad, con la condición de que este fndice sea de claro y aceptable sentido

económico, y ademáe sus cept ib le de des coarposiciones algeb raicamente s imples y

econÓmicamen te interpretables. En dicho txabaj o procuramos justificar nuestra de - eisiÓn de elegir el coeficiente Gini, con l a ventaja adicianal que eu util ización

permite desagregar el anál is is al nive l local de detal le deseado.

Ile Las pos ib le s descomposiciones del G i n i , hemos adoptado la propuesta par

i / - En un apéndice se consignan las caractexfsticas importantes de esta encuesta, La metodologfa para el relevamiento, control de informaciÓn y procesa - miento de la misma se hizo siguiendo lineamientos generales trazados por ECIEL (Programa de Ea tudios Conj untos sobre la 1nregraeiÓn Económica ~atinoamericana) , que se aplicaron asimismo a otros conglomerados urbanos de la región, El progra ma ECIEL aportó también la eooperaei6n d e l Ce~itro de Investigaciones ~conórnicas del Instituto Di Tella.

Pyart 1 3 ) , que permite distinguir tres efectos. Primero, contribuciones a la de - sigualdad provenientes de las desigualdades internas dentro de cada clase de una

p a r t i c i h ; segundo, contribuciones provenientes de las diferencias de ingresos

medios de las clases: tercero, contribuciones provenientes de superposición en-

tre las distribuciones de ingresos de las distintas clases. Por brevedad, se

alude a ellos a veces como efectos desigualdades, diferencias y superposici6n.

Es conveniente ubicar este trabajo en el contexto d e l proyecto en su e o n j c

ta. La primera etapa consistió en l a elección del fndice de desigualdad y el m 5 todo de su descomposiciÓn , cuyos resultados fueron presentados en (1) . La segun +

da etapa corresponde al presente informe, que realiza anál is is univariados ap l i -

cando el método seleccionado a los tabulados de la errcues ta, tal como nos fueron

suministrados a principios de 1977 por el Inst i tuto Nacional de EstadSstica y

Censos; la tercera etapa S E aparta d e l tema a efecto8 de poder ensayar en un

caso sencillo l a extensión de l método al caso multiveriado; l a cuarta etapa re- 31 considera loa tabuladm de los análisis univariados ; - y la quinta etapa se con -

4 1 centra en el tratamiento multivariado, - Cabe formular algunos comentarios a tener en cuenta para precisar las carac -

terís ticas y limitaciones del trabajo. En primer tkrmino emsiderernos mpectos

metodológicos.

Todo fndice de desigualdad inplica una determinada manera de valorarla, de

modo que antes de abrir juicio a partir de un determinado n ive l de un fndice de-

be tenerse una buena concepcih de su naturaleza y significado, En el i n i c i o

de la siguiente sección introducimos el coeficiente a ut i l i zar con expresiones

que pmen en claro la naturaleza conceptual del indicador.

E1 fndice Gini ha sido ampliamente examinado en la literatura, por lo que

reaulta innecesario des tacar sus atributos favorables o ciertas características

3 Cranológicamente eeta tercera etapa fue cmclufda antes que la segunda y aplica el mztodo a la desigualdad de depdsi toa en el sistema bancario argentino, según se informa en (2). En este trabajo se comenta l a extensión al anál i s i s muf tivariado d e l m6 todo de des coarpoeición del fndice de desigualdad, se propone una estrategia de c ~ u t a c i ú n y se verifica la utilidad de l método.

2' hiraute el proceso de evaluaeión y anál i s i s de dichos tabulados ha surgi - do en algunos puntos la conveniencia de introducir modíficaciones a los mismos.

Las dos bltimas etapas aun no se han iniciado. El financiamiento que el Banca Interamericano de Desarrollo provee para este proyecto incluye financiamie? t o para computación, que permitirá desarrollar esa parte del proyecto.

que en cambio han s i d o criticadas. Por ejemplo, se ha señalado que dis tr ibucio-

nea muy d i a t intas pueden quedar caracterizadas por un mismo valox d e l coeficien-

te . El Gini ha srdo asimismo algunas veces criticado por valorar los ingresos

de las unidades perceptoras según su orden (uno para la unidad de mayores ingre-

sos, dos para l a s iguiente y as$ hasta n para la de menores ingresos), como se

aprecia al considerar el Gini tal como lo presenta, por ejemplo, Sen en (5). La

crftica deriva de que en consecuencia el Cndice resulta sensible a un hecho arbg

trario como lo es la es t l p u l a c i h d e l número de es tratos. Sin embargo e s t a for-

ma de ponderaciÓn según número de rango puede alternativamente ser juzgada en un

sentido favorable (en nuestra escala de valores) , por cuanto impl ica que no sólo

e l fndice cumple el requerimiento de que una transferencia de ingresos de una u-

nidad a otra de menor nivel de ingresas disminuya su valox (al disminuir la desi -

gualdad), sino que dado un monto a transferir y una determinada unidad que lo ce - de, el coeficiente bajará más cuanto más alto sea el número de orden (o sea,

cuanto menor el nivel de íngreso) de la unidad que lo recibe.

Un segundo comentario es que ha de observarse que el método adoptado impli-

ca dejar de lado consideraciones probabilfsticas. Se ha trabajado con una mues-

tra pero se supone que l o s valores estimados de los parámetros (coeficientes Gi-

ni, por ejemplo) representan con exactitud los correspandientes valores en el t o - tal poblacional, s i n tomarse en cuenta intervalos de confianza.

En lo que se refiere a la información propiamente d icha , son conocidas las

limitaciones que suelen tener las encuestas sobre ingresos por el grado d i feren-

c ia l de subdeclaraci6n que hacen los dist intos grupos entrevistados. No hay ra-

zones para pensar que en este caso estamos frente a una excepción. El problema

se presenta sobre todo con los Rrupos de ingresos &S al tos , que suelen subdecla - rar sus ingresos en una medida mayor que el resto, sesgando hacia abajo las medi - das de de~igualdad que resultan de las encuestas. En es te caso particular se su - ma el hecho que no se consideran como ingresos las utilfdades no di s t r ibu idas de

sociedades, lo que hace que los ingresos de capital a que el trabajo hace refe-

rencia e s t k en verdad muy subvaluados.

Por Último, debe observarse que l a fuente informativa d e l presente es tudio

eatá const i tuida por una encuesta realizada hace ocho años. El plazo transcurri - do hace que los datos e s t é n un tanto envejecidos. S i n embargo, la importancia

de la encuesta; las p o s i b i l i d a d e s comparativas que ofrece, en razón de haberse

realizado ap roxirnadamen t e en la misma época y- con similar metodología encuestas

semejantes en otras áreas urbanas de ~atinoamérica; y el hecho de que no exista

pare Argentina ninguna encuesta posterior de similar cubettura informativa, j m- tifican su uti l ización.

RESULTADOS GENERALES

1. En la presente sección presentamos l o s principales resultados generales, de -

jando para l a sección siguiente profiindizar análisis más detallados de cada una

de les tabulaciones que resultan de cruzar las distribuciones de ingresos con

las variables socioeconÓmicas tomadas en consideración.

Comenzamos por presentar muy sucintamente l a s f Órmulas de deseomposiciÓn

del Índice de Gini cuyo desarrollo más detallado puede consultarse en (1) , (2) y

( 3 ) . En una población en la cual l a s unidades perceptoras (en adelante familias)

est6n ordenadas por estratos de ingresos, e l Endice d e desigualdad d e Gini puede

escribirse median t e l a expresión 8 S

donde i, j son Endices que indican estratos; S el número de estratos; p i , p j

la proporción de las poblaciones en los correspondientes estratos; Yi , Y j los

niveles de ingresos correspondientes ; y M el ingreso medio de la población.

En una poblaci6n particionada en m clases d i s t i n t a s , l a expresión (1) p u s

de desagregarse de manera que la desigualdad indicada por el Gini correspondien-

te a toda l a población quede descoques t a en tres efectos: uno que corresponda a

la desigualdad dentro de las clases ; un segundo que muestre la desigualdad resul -

tante de l a diferencia de ingresos medios entre las clases; y un tercero que se

origina en l a existencia de superposición entre las distribuciones correspondien - te8 a las d i s t i n t a s clases. De esta forma, el coeficiente de Gini puede expre-

sarse S S

(h) 'h' [ nax (O ; yj - yi) ] p(h' p'h) E 1 pi pj

G = 1 i=l j-1 +

dande m es te1 número de clases; los superfndices h , k individualizan las

clases; b& , M,, son los ingresos medios de las clases; y

(k) (h) [ - (0 ; E I Pi Pj y(h] - 1 m i - 1 j m l

j

b(h-k) cuando ylt > % . M

El primer término de (2) da el efecto desigualdades internas; e 1 segundo el

efecto diferencias de ingresos medios y el tercero el efecto superposici6n.

Esta fórmula puede transformarse en otra en la que aparezcan explicitamente

los coeficientes Gini de cada clase. En e f e c t o , ( 2 ) es equivalente a

donde ll'h) , denota la participación deb la. clases en el ingreso total y G (h)

ee e l k d i c e Gini de cada clase.

Es esta Última expresión la que se ha uti l izado para los cálculos d e l pre-

sente trabajo. Los cuadros 4 a 11, ubicados a l final de la sección 111, presen-

tan en los respectivos paneles A el insumo de información, const i tuído por cua-

tm datos para cada clase de una partición: ingreso medio, coeficiente de Gini,

participación en el total de hogares y participación en el ingreso total. Los

respectivos paneles B informan los resultados de la descomposici6n del Gini to-

tal.

2, Comencemos por considerar el cuadro 1, que muestra la dis tr ibución del to-

tal d e l ingreso familiar, por tramos de ingresos , con las f ami l i a s agrupadas en

cmtidades que, con algunos desvlos, aproximan deciles. El promedio anual gene- 5 1 ralpara el total de ingresos es de 12.692,04 pesos . - Al considerar los prome -

dios de cada tranu, se aprecia que la forma de l a dis tr ibución es t a l que e x i s t e

una zona central, entre los tramos 4 al 7, en que las diferenciaa porcentuales

entre los promedi os de cada par consecutivo de tramos son del orden d e l 18 Z, Al

movernos desde ese nf cleo central hacia los extremos l a s diferencias se incremen - tan progresivamente. Las distancias entre los dos primeros deciles y entre los

dos Últimos son de un orden equivalente de magnitud, ciertamente muy alto (80 Z),

El coeficiente de Gini registra un valor de 0.3817. Para una mejor compren_

si& del mismo, reaulta de interés establecer una par de puntos re£ erenciales.

Por ejemplo, en Australia l a distribución de ingresos es más igualitaria: una in - vestigaei6n sobre di s t r ibuc ión del ingreso familiar en centros urbanos encon-

tró un Gini de 0.335, En caubio en otros centros urbanos de Latinoamérica la

distribución es &a desigual. Por ejemplo en Colombia, los resultados de consi-

derar Los ingresos famiiiares en 10s cuatro principales centros urbanos (Bogotá,

Hedellsn, Cali y Barranquilla) d i 8 como resultado un Gini de 0.48, En Venezuela

el estudio se hizo para dos ciudades (~aracas y Maracaibo) registrándose un coe-

ficiente d e desigualdad de 0.45. También en el caso de Lima Metropolitana se en - centró un Gini de 0.45.

El cuadro 2 presenta la información correspondiente a los ingresos prove-

nientes del trabajo asalariado, del trabajo independiente, d e l capital y de t r a s -

ferencias. Dado que el ingreso total de una m i s m a familia puede estar formado

por ingresos provenientes de rnss de una de e s t a s fuentes, esta clasificaciÓn de

los ingresos no es una partición, es decir, una m i s m a familia puede estar presen -

5' Todos los valorea monetarios están expresados en pesos (Ley 18.188) corrientes d e l perfodo julio de 1969 a junio de 1970.

5' ver ( 4 ) .

participación en el total de hogares y participación en el ingreso tota l , LOS

respectivos paneles B informan los resultados de la descomposición d e l Gini to-

tal .

2 . Comencemos por considerar e l cuadro 1 , que muestra la di s t r ibuc ión d e l to-

t a l del ingreso familiar, por tramos de ingresos, con las familias agrupadas en

cantidades que, con algunos desvíos , aproximan deciles . El promedio anual gene-

ral para el total de ingresos es de 12.692 ,O4 pesos. - 5' Al considerar las prame -

dios de cada tram, se aprecia que la forma de la distribución es t a l que existe

una zona central, entre los tramos 4 al 7, en que las diferencia porcentuales

entre los promedios de cada par consecutivo de tramos son del orden del 18 2, A l

movernos desde ese núcleo central hacia los extremos las diferencias se incremen - tan progresivamente, Las distancias entre los dos primeros deciles y entre los

dos Últimos son de un orden equivalente de magnitud, ciertamente muy alto (80 %),

El coeficiente de Gini registra un valor de 0.3817. F ara una mejor c o m p r l

si& d e l m i s m o , resulta de interés establecer una par de puntos referenciales.

Por ejemplo, en Australia la distribución de ingresos es más igualitaria: una in -

vestigacih sobre d i s t r ibuc ión d e l ingreso familiar en eenf ros urbanos enmn-

tr6 un Gini de O. 335 , En canbio en otros centros urbanos de Lat inoamérica l a

distribuciún es &S desigual. Por ejemplo en Colombia, l o s resultados de consi-

derar lo s ingresos familiares en l o s cuatro pr inc ipa l e s centros urbanos (Bogotá,

Medellín , Cali y Barranquilla) d i 8 como resultado un Gini de 0 . 4 8 . En Venezuela

e l estudio ae hizo para dos ciudades (Caracas y Maracaibo) registrandose un coe-

f ic iente de desigualdad de 0 .45 . Tambizn en el caso de Lima Metropolitana se en

cmtr6 un Gini de 0 . 4 5 .

E l cuadro 2 presenta l a informaci61-1 correspondiente a los ingresos prove-

nientes d e l trabajo asalariado, del trabajo independiente, d e l capital y de t r a s - ferencias. Dado que el ingreso total de una m i s m a familia puede estar formado

por ingresos provenientes de más de una de estas fuentes, esta clasificación de

los ingresos no es una partición, es decir, una misma familia puede estar presen -

y Todos los valares monetarios están expresadas en peaos ( l e y 18.188) corrientes del periodo julio d e 1969 a junio de 1970.

ver ( 4 ) .

Cuadro 1

(En pesos corrientes, para el perfodo anual julio de 1969 a junio de 1970)

Número de Ingreso medio de Difermcía de valores Nivel de ingreso cada tramo medios entre dos tra-

($1 mos consecutivos, co-

dio total mo X d e l menor

0 - 4.000 8.49 2.676,52 21 ,O8

4.001 - 5.600 10.78 4.807,96 37,88 7 9 , 7

5,601- 7.200 12.86 6.489,52 51,13 35,O

7.201 - 8.800 11 .42 8.062,60 63,52 24,2

8.801 - 10.400 10.05 9 .572 ,36 75,42 18,7

10.401 - 12.000 9.07 11.364,20 89,53 18,7

12.002 - 14.400 10.12 13.365,28 105,30 17,6

14.401 - 18.000 9 .26 16,063,80 126,56 20,2

18.001 - 24.000 8 ,S9 20.923 ,O8 164 ,85 30,3

24.001 y más 9.36 38.067,40 299,93 81,9

Ingreso medio anual tota l : $ 12.692 ,O4 Coeficiente Gini: 0,3817.

t e en una, dos, tres o las cuatro columnas d e l cuadro, según el número de t i p o s

de ingresos que perciba, Por ello no debe sorprender que la suma de l o s porcen-

t a j e s de hogares perceptores de l o s d i s t i n t o s tipos de ingresos exceda el cien

por ciento y que, al mismo t i e m p o , los ingresos medios percibidos por cada uno

de estos conceptos resulten inferiores al i ng reso medio total.

Por otra parte, las tabulaciones están hechas para cada t i p o de ingreso to-

m d o estratos iguales a los que se utilizaron para clasificar los ingresos t o t a

les. Esto naturalmente determina una fuerte concentración en los es tratos más 7/ bajos. -

Cuando más adelante reprocesemos la información procuraremos modificar eata forma de presentación de resultados.

Otro aspecto que requiere aclarr ic iÓn, y que induce a pensar en la convenien -

tia de una presentación alternativa, es la agregación en los ingresos d e l capi-

ta l de dos componentes tan di ferentes como l o s ingresos genuinos de capital y la 8 / renta imputada por uso de vivienda p r o p i a . -

Se aprecia que el t r a b a j o independiente tiene el ingreso medio m á s a l t o y

también el mayor Endice de desigualdad. El menor ingreso medio corresponde al

proveniente de transferencias , por l a gravitación decisiva d e l a s j ub ilaciones y

pensiones. El ingreso asalariado es el que se dis tr ibuye con una menor des igual -

dad, La dis tr ibuc ión de las ingresos de capital se di s t ingue por la marcada d i - 9 / ferencia entre e l ingreso medio del estrato más alto con relación al precedente.-

3 , Presentamos seguidamen te (Cuadro 3) los principales resultados obtenidos de

aplicar a los datos de la encuesta el esquema t eó r i co expuesto en (1).

Este cuadro recoge los valores de La 6ltima p a r t e d e l panel B de los cuadros

4 a 11, inc lufdos al f i n a l de la sección 111, cada uno de l a s cuales resulta de-

considerar de a una p o r vez las ocho variables inc lu idas en la encuesta.

En los comentarios se centra la atención en el efecto que hemos denominado

diferencia de ingresos m e d i o s , pero en los casos necesarios se hace mención a l o s

otros dos e f e c t o s distinguidos en la d e s c o m p ~ s i c i ó n adop t a d a para l o s coef i c i en - i o / t e s Gini: desigualdad dentro de l a s clases y superpos ic iÓn. -

En el presen te t r a b a j o esto se obvia. 31 menos parcialmente, al presentar más adelante una variable que d i sc r imina los hogares agrupando por un lado aquellos que t ienen ingresos de c a p i t a l mayores que la renta imputada p o r uso d e vivienda propia y, por el otro, a todos los demás.

y La presentación de los ingresos de c a p i c a l t iene el problema ya apuntado de l a inc lus ión de la renta imputada por uso de vivienda p r o p i a . Casi el 60 2 de los hogares regis t ran ingresos d e c a p i t a l , revelando una proporción muy clevz da de familias que residen en v i v i e n d a s d e s u prop iedad .

Considerarnos una part ic ión t a n t o m á s impor tan te cuanto mayor es el valor relativo del efecto diferencia de ingresos medios. En efecto , al. d i v i d i r una po +

blaciÓn en clases se trata de verificar la I 1 i p 6 t e s i s de que el o l o s a t r i b u t o s que se u t i l i z a n discriminan en t r e grupos de modo significativo. Si e l efecto de sigualdades internas es muy alto se debe pr inc ipa lmen te a que l a par t i c ión ha d e jado en una clase una parte sus tanc ia l de la poblac ión y entonces la desigualdad del con jun to se debe a la desigualdad dentro de esa clase (caso de l a clase mas- culina en la par t i c ián segGn sexo del jefe de familia). Si el e f e c t o superposi- ción es muy alto lo más probable es que l a particisn divida a la población en gru - pos de tamaño más o menos equiva lente , con las respectivas distribuciones por clases muy superpuestas (caso tzppo d e ocupación d e l jefe del hogar).

Cuadro 3

RESUMEN DE LA DES COMP OS ICION DEL I N D I CE GLOBAL DE DES ICUALnAD

(Porcientos d e l Gini global )

1. Nivel de 1 35,5 37 ,a 3 4 , 8 35,O 47,7 educación 11 40,1 29,9 36,5 38,1 15 ,4

I 11 24,4 32,3 28,7 26,9 36 ,9

2 . Clase de 1 17,8 18 ,3 21,l 18,7 31,2 ocupaci6n 11 3 8 , 4 35,5 41,7 26,s 36,7

11 I 4 3 , 8 4 6 , 2 37 ,2 54,5 32,l

Ingresos de transferencias

Variab les

3. Tamaño 1 33,6 35 ,O 37,5 3 6 , 9 31,3 del hogar 11 3 2 , l 16 ,6 17,5 9 , 2 7 , 7

111 34,3 45,4 45 ,O 53,9 61 ,O

4 , Edad 1 29 ,O 3 1 , 6 34 ,8 30,6 29,4 11 21 ,4 1 1 , 3 14,6 11,5 19 ,O 111 4 9 , 6 56.6 50,6 57,9 51,4

t o s

5 , Posesión I 78,1 8 6 , l 5 6 , 2 5 6 , 4 80,9 del capi- 11 13,6 3 , 2 0 , 7 33,l 1 9 5 t a l 1 I I 8,3 10,7 1 3 , l 10,5 17,6

6. Sexo Z 79 ,3 8L,6 86 ,O 79 ,7 67,l 11 690 3 ,o 7 94 192 190 11 1 14,7 15 ,4 6 , 6 19,l 31,9

Ingre- sos t o tales-

7 , Rama de I 22 ,s 23 ,5 3 2 , 6 22 , S 31,5 actividad 11 15,5 1 8 , 4 2 4 , 2 9,4 35,3

111 61,7 58,l 4 3 , 2 67,8 3 3 , 2

8, S i t u a c i 6 n 1 67,s ocupacio- 11 12 ,O n a l 111 20,2

Ingresos del trabajo asalariado

NOTA: L ~ E var i ab les 3 y 5 corresponden a atr ibutos de Tos hogares. Las demás son atributos d e l o s jefes. El efecto 1 es el de desigualdad i n t e r n a d e n t r o de las clases de una paxt ic i8n. El If es el efecto diferencias d e i ng re sos me +

dios e n t r e clases. El 111 es el efecto superposic ión.

FUENTE: Cuadros 4 al 11.

Ingresos d e l trabajo inde - pendiente

- Ingre

sos d e l capital

Antes de comentar los resuitados generales obten idos , basando el anál i s i s

en e l cuadro 3 , se hace imprescindible formular algunas aclaraciones. En p r i m e r

término debemos señalar que l a variable situación ocupacional no es satisf acto-

t i a , por lo que en el comentario no la tomamos en concideraciÓn. La muestra no

ha captado adecuadamente f a desocupación, tanto en su cuantía como en su ubica-

cih por tramos de ingresos. La dimensión de l a muestra no resuf ta compatible

con una relevancia estadsstica mínima de esta parte d e la clasi f icación y, conse -

cuentemente tiene aun menor validez a n i v e l de cada t i p o de ingresos . Por e l l o

hemos optado por no publicar f a información desagregada. De todas maneras es

nuestra impresión que en general en e l caso del Gran Buenos Aires la s i t u a c i h

ocupacional no es muy significativa respecto a la di s t r ibuc ión d e ingresos en 10

relativo a ocupados-desocupados , excepto , naturalmente, en ciertos momentos cf-

clicos muy especiales. SegGn la encuesta de hogares la desocupación en el Gran

Buenos Aires es relativamente baja y concentrada en perceptores que no son jefes

de hogar. S i n duda esta es una diferencia i m p o r t a n t e respecto a otros grandes

núcleos urbanos de Pmérica Latina, En el Gran Buenos Aires el efecto p r i n c i p a l

de l a si tuación ocupacional sobre la d i s t r i b u c i h de ingresos proviene de la re-

lación ocupados-pasivos, por cuanto los jubi lados y pensionados tienen niveles

de ingresos muy inferiores a los d e las personas en ac t iv idad . S i n embargo, co-

mo habremos de ver seguidamente, este e f e c t o está incluído en otra variable, que

SI retenemos para el análisis.

En segundo término se debe i nd ica r que dos variables ( t i p o de ocupación y

rama d e actividad del jefe d e l hogar) tienen una proporc ión elevada de hogares

que aparecen en la categorfa s i n respuesta. E l l a se debe a que l o s je fes d e fa-

milia j u b i l a d o s o pensionados fueron inclufdos en e s t a clase y constituyen casi

la totalidad d e la m i s m a . Por esta razón la variable t i p o de ocupación en real i -

dad toma en cuenta no sóla las diferencias de ingresos entre dis t intos tipos de

ocupaciones, s i n o también entre el sector a c t i v o y e l pas ivo . Este hecho permi-

te reemplazar el examen de la variable situación ocupacional , separando en el a-

nglisis detallado d e l a secciSn 111 las efectos de las d i f erenc ias entre las d i s -

tintas clases activas' por una parte y entre las activas y la pasiva por la otra.

En l o que se refiere a la variable rama de actividad, en la que se presenta la

misma situación de la categoría s i n respuesta, en la sección III se atribuye a

e s t a var iab le una importancia que se basa en el valor corregido resultante de ex - cluir al grupo pasivo y no en el efecto diferencias que aparece en el cuadro 3.

En tercer lugar cabe des tacar que presentaremos consideraciones que surgen

de comparar particiones con diferentes número de clases. Este procedimiento no

es en princ ip io el m& preciso, por cuanto el efecto diferencias es t an to mayor

cuanto mayor es el número de clases en que se particiona la poblaci6n. Sin em-

bargo puede verse que en nuestro caso e s t o no introduce distorsiones importantes

en los resultados, ya que si las particiones con m& de dos clases se reacondi-

cionaran de mado de reducirse s ó l o a dos, el orden d e importancia a que se arri- 111 ba en el análisis no se altera. -

Dos son las variables que a l aplicarse al t o t a l de ingresos dan lugar al ma -

yor valor d e l efecto diferencias de ingresos medios. Dichas variables son la e-

ducación d e l jefe de familia (con el efecto diferencias de ingresos m e d i a repre-

sentando el 4 0 , l % de la desigualda2 total) y la ocupación d e l jefe de familia

( 3 8 , 4 %) , s i e n d o ambas representativas de la ubicaciún socioeconómica de la uni-

dad familiar.

Al comparar a nivel de ingresos totales la descornposiciÓn d e l Gini ut i l i zan -

i l / - La Única forma de comparacien que elimine los problemas derivados de l a existencia de d i s t i n t o s números de clases en f.as particiones, es reducir todas a particiones dicotÓmicas , por cuanto sexo y posesión de capital no pueden s ino t e ner dos clases. Es interesante compzrar los resultados segfn las part ic iones s e hegen con el &mero de clases tomadas en consideraciÓn en el t e x t o D sólo con dos :

Valor de los efectos diferencias

Considerando Considerando dos clases n clases

Educación .1354 -1529 Tipo d e ocupación .IZO3 - 14 66 Tamaño del hogar .O963 . 1223 Edad ,0683 .O816 Posesión de capital .O458 .O458 Sexo ,022 7 .O227

El consolidar de modo de tener solo dos clases en cada partición, por consiguiente, no afecta el orden de importancia de las variables y afecta b a s t e te poco su i m p o r t a n c i a relativa.

También es interesan t e señalar, que concolidaciones maximizan el valor del efecto diferencias. En educación, se consolidan los grupos s i n educación y con algo de primaria, por un lado, y los de algo de secundaria y algo de universitaria, p o r otro. En ocupación, directivos, profesionales y vendedores ; y obre - ros, pasivos y varios. En tamaño d e l hogar, los de 1-2 miembros quedan en una clase y todos los otros grupos en otra. En edad, se consolidan l o s extremos, o sea 12-34 años con 65 y más, y los m e d i o s , o sea 35-49 y 50-64 años.

do cada una de estas variables, se aprecia que si b i e n el efecto diferencias de

ingresos m e d i o s es de similar orden de importancia, resulta en cambio d i f erente

la magnitud de los otros dos efectos, pues en educación se obtiene un valor por-

centual mucho mgs elevado del efecto desigualdades internas y en ocupaci6n resul -

t a en cambio para ese concepto un bajo valor y consiguientemente uno mucho más

elevado para el efecto superposición. Ello resulta esencialmente d e las propor-

ciones de las clases en l a población: en tanto la variable educac ih da lugar a

una clase (algo d e primaria) que alcanza al 6 3 , 6 % de la población, la variable

ocupación particiona en clases de participaciones porcentuales en la población 12 1 más equivalentes, pues la mayor es d e l 2 7 , 9 %. -

Atendiendo ahora a l rango de importancia que e3 efecto diferencias de ingre - tos mediostiene dentro de cada t i p o de ingresos, se observa que la educación d e l

jefe de fami l ia está en p r i m e r lugar en los ingresos d e l c a p i t a l y en segundo en

los de asalariados y del trabajo independiente. Su importancia disminuye en el

caso de l o s ingresos de transferencias.

Es que en los ingresos por transferencias es menor la s ignif icación de la

educación (por ser menor la distancia entre ingresos medios entre las clases se-

gún nivel de educaciSn), y por otro lado es mayor la importancia de otras varia-

bles, por ejemplo, edad (por jubi lac iones y pens iones) .

La ocupacih del jefe de famil ia, por su parte , está en el primer lugar de

importancia en todas las clases de ingresos, excepto en las d e l capi ta l , en que

desciende al tercer lugar , por la gravitaci6n que asume en ese caso la variable

de capi ta l ,

En tercer término - detrás de ocupación y educación - aparece la variable

tamaño del hogar, con un efecto diferencias de ingresos medios que representa un

32,1 % d e l Gini t o t a l . Conceptualmente esta variable t i ene un s e n t i d o menos si&

ni f ica t ivo , ya que centrhdose l a información en ingresos por familia y no por

persona, es natural que el tamaño d e l hogar resulte una variable relevante, por

cuanto a hogares más grandes corresponden en general mayor nfmero d e perceptores

individuales de ingresos. Cabe observar que a nivel de cada tipo de ingresos

e s t a variable tiene menor importancia, tmto en lo referente a valores absolutos

Toda vez que una part ic ión da lugar a una fuerte concentraeiñi de p o b l a ciÓn en una c l a s e , resulta naturalmente un valor porcentual a l t o d e l efecto d e s i gualdades internas por cuanto la desigualdad d e l total s e explica en al ta propor ciÓn por la desigualdad dentro de la clase con elevada participacizn en la pob la - c ión .

del porcentual como en orden de signif icaci6n : siendo tercera a nive 1 ingresos

totales ocupa el cuarto lugar en los ingresos asalariados y del trabajo indepen-

diente, el quinto en transferencias y el sexto en ingresos del c a p i t a l . La ex-

plicación de por qu6 esta variable es significativa a n i v e l t o t a l a pesar de que

no lo es en cada t i p o de ingreso, deriva de que el ordenamiento de l a s clases se -

gh n i v e l de ingreso medio en cada t i p o de ingreso t iene una elevada cor re l ac ión 13/ de rango. -

Estas tres variables - ocupación, educac ih y tamaiio - constituyen el núcleo

de mayor relevancia. En un orden i n f e r i o r de importancia e s t á la edad del jefe

de fami l ia , con el. efecto diferencias de ingresos medios representando e l 2 1 , 4 %

del í n d i c e de des igua ldad to ta l . La edad tiene una importancia cualitativa (me-

dida por rango) similar respecto de los cuatro t i p o s de ingresos , aun cuando a

menor n i v e l porcentual. Es a l g o mayor su importancia en el caso de transferen- 141 c ias , ascendiendo a l tercer lugar d e n t r o de d i c h o s ingresos. -

En quinto término aparece la variable d e capi ta l , que r e g i s t r a un

efecto diferencias de ingresos medios de 1 3 , 6 % d e l valor d e l C i n i total. Al

comparar i n g r e s o s medios puede apreciarse que esta variable da lugar a una gran

distancia entre las dos clases de la p a r t i t i h . S i n embargo, 6sta es de t a l na-

- 13/ Si al u t i l i z a r una variable se ordenan las c lases para cada t i p o de in-

gresos segGn ingresos medios y r e su l t a una a l ta correlación entonces, como ocurre en el caso de tamaño d e l hogar (W - 0,651, la impor tanc ia en el agregado e s mayor que en cada tipo de ingreso. En este caso hemos uti l izado e l índice d e concordancia de Kendall,

donde S es la suma de l o s cuadrados de los desvíos respecto a la m e d i a , k e l número de t i p o s d e ingresos y 3 el número de clases en ia p a r t i c i G n .

Un resultado extremo contraria aparece en el caso de rama de actividad, que tiene el menor í n d i c e de concordancia (W = 0,131 de todas las var iables u t i - lizadas y en consecuencia e l efectom'difereneia de ingresos medios e s t á por deba- j o del que uno inferiría de observar s ó l o las valores de cada ingreso, s i n tomar en cuenta el t i p o de correlación de rango que se ha explicado. Esta circunsran- cia es la que asimismo explica que l a importancia relativa del efec to sea alga menor en ocupacián que en e d u c a c í h para ingresos totales, siendo que es superior en t res de l o s cuatro t i p o s de ingresos.

141 - O sea que las diferenciales de ingresos a t r ibu ib l e s al c i c l o de vida tienen importancia bastante menor que la u b i c a c i h socioeconÓmica de l a fami l i a , representada por el n i v e l de educaci6n y e1 t i p o de ocupaci6n d e l jefe del hogar.

turaleza que más d e l 90 % de los hogares quedan en l a clasificación "sin ingre-

sos genuinos de cap i ta l" . Por ello l a aplicación de las ponderaciones en la fór

mula de descomposici6n del Gini total reduce sustancialmente la importancia d e l 15 1 efecto. - Para repet ir lo en otras palabras : v i s t o s en aislamiento los ingre-

sos medios entre hogares con y s i n ingresos de capital es apreciable, pero eva-

luada l a contribución de este hecho a la desigualdad global de ingresos, su im- 16 / portancia resu l ta ser relativamente pequeña. -

Como era previs ible , la importancia de esta variable es en cambio grande p a -

ra los ingresos del capital , lo que resulta d e l hecho de conjugarse una gran dis -

tancia entre ingresos medias ( l o s hogares con ingresos genuinos de capital tie-

nen un ingreso medio que es aproximadamente dos veces y m e d i o el correspondiente

a l resto) y una participación de las clases en l a poblac ión que se caracteriza

por un porcentual (13,2 %) de hogares con ingresos genuinos de capital mayor que

el correspondiente a los ingresos totales 17,9 %) . En un nivel b a j o , con un valor d e l efecto diferencias de ingresas medios de

sólo 6 Z, e s t á la variable sexo del jefe d e familia. C o m o en e l caso de la cla-

sificaci6n según e x i s t e n c i a de ingresos de capi ta l , un porcentaje muy alto de

los hogares se concentra en una clase de la par t i c ión : un 87 ,8 % de l o s hogares

tiene como jefe a un hombre. Por e l l o al aplicarse las ponderaciones se aprecia

que l a contribución del sexo a la desigualdad g loba l de ingresos es de poca im-

portancia a pesar que las d i ferencias entre los ingresos medios de l a s dos cla-

ses son importantes. A l considerar l o s cuatro t ipos de ingresos s e observa que

e l efecto en el total proviene esencialmente de los ingresos d e l trabajo indepefi

diente, Único caso en que se observa alguna importancia E7,4 %) d e l efecto d i f e -

rencia de ingresos medios. Es que esta clase de ingresos es muy heterogénea, px

diendo deducirse que en l o s deciles bajos se encuentran m á s hogares con jefe del

sexo femenino que en los altos.

Nos referimos a la fDrmula ( 2 ) , en la que aparece el producto de las participaciones en La población como ponderador. En 10 que s i g u e nos referire- mos a es te t ipo de ponderación cuando comentemos l o s efectos diferencias de ingresos medios y superposic ión, designándolo "ponderadar poblacional" .

16 1 - Cabe aqu? reiterar como ya se destac6 en la IntroducciÓn que la utiliza - ciÓn de e s t a variable es la más expuesta a un sesgo significativo d e subestima- c ión , por l o que tanto l a s cifras del trabajo como los comentarios respectivos, basados en dichas ci frac, han de tomarse con reserva.

Por Último cabe señalar que la variable rama de actividad prácticamente ca-

rece de importancia, por cuanto el efecto diferencia de ingresos medios es de

15,5 % d e l valor d e l Gini total, pero de ese porcentaje a su vez más de tres

cuartas partes corresponden a la diferencia entre los sectores activo y pasivo.

111

DETALLE - DE RESULTADOS

En l a sección anterior nos referimos a los p r i n c i p a l e s resultados p lobales .

hora pasamos a formular comentarios m i s detallados sobre l o s resultados ob teni-

dos con las variables de la encuesta, siguiendo el orden de importancia reseñado.

bs cuadros e s t a d i s t i c o s ( 4 al 11) que el texto comenta se insertan al f ina l d e

esta sección. T a l como se ha indicado en l a sección 11, la p o s i b i l i d a d de aná l i -

sis a nivel local es una de las ventajas d e l método elegido.

Educación d e l jefe de fami l ia (cuadro 4 ) ---

Esta variable ha s i d o tomada en c o n ~ ideración d is t inguiendo cuatro niveles :

ninguna educación, algo de primaria, algo de secundaria y algo de universitaria.

La p a r t i c i h es pues en cinco clases, por la exis tencia de un grupo d e hogares

sin respues ta . Como ocurre en 1 a mayorfa de los cacos, es te grupo s i n respuesta

es muy pequeño - menos de uno por ciento para todas las categorías de ingresos - y por consiguiente a fec ta los resultados d e modo prácticamente imperceptible .

La p a r t i c i ó n d e j a un conjunto p r i n c i p a l de hogares constituido por aquellos

cuyo jefe tiene algo de ins trucc ión pr imar i a ( 6 3 , 6 % de las familias); un segun-

dn conjunto de importancia mediana ( 2 l,6 %) , correspondiente a1 n i v e l de educa-

ción secundaria; y, en ambos extremos, dos grupos m5s reducidos , correspondien-

tes, respectivamente, al caso de ninguna educación ( 7 , 4 %) y algo de universita-

r ia (6,7 2 ) .

Siguiendo l a técnica de anál is is utilizada, coloquemos la consideración d e

las diferencias de ingresos medios en el contexto general de la descomposiciÓn

de los coeficientes Gini. Se observa un alto valor del efecto desigualdad i n t e r +

na (35,5 2) y d e l efecto diferencias de ingresos medios ( 4 0 , l %) , siendo en cam-

bio relativamente bajo el efecto superposiciÓn I 2 4 , 4 X ) . - 17' como los coeficien - tes Gini difieren relativamente poca entre categorías, es natural que la mayor

contribución al G i n i t o t a l provenga d e l sec tor con educación p r i m a r i a , seguido

en importancia por el de educación secundaria, p o r e l efecto de las ponderacio-

nes. Por su parte el efecto diferencias de ingresos medios es d e b i d o esencial-

mente a las diferencias entre la clase algo de educaci'on pr imar ia y l a s corres-

pondientes a algo d e secundaria y algo de universitaria (78 % del efec to) .

De lo expuesto surge que el punto central es que a pesar que la partici6n

da lugar a una gran concentración de hogares en una clase con otra d e tamaño in-

termedio y dos bastante pequeñas, la descomposiciÓn d e l Gini t o t a l i n d i c a que u-

na parte importante d e l a desigualdad del conjunto (40 X) es explicada en térmi-

nos de las diferencias de ingresos medios entre l o s hogares de las d i s t i n t a s ca-

tegorias.

Algunos lectores pueden preferir una referencia más directa, sobre b aces

más convencionales. Nos referimos a l a consideración de los deciles in fe r io res

(arbitrariamente hemos elegido tres) y d e l decil superior, para observar lo que

sucede en los extremos de l a p i r á m i d e de ingresos. Este método es Útil como com +

plemento, pero no sirve por s í solo, por las dificultades que tales indicadores

tienen en cuanto a no considerar los tramos medios; por no poder ser o b j e t o de

descomposiciones; y par ser de d i f i c i l comparaci6n entre variables. Tornando las

cuatro categarfas sustantivas de l a partición (ninguna educaciGn, algo de prima-

r i a , algo de secundaria y algo de universitaria) se observa que 4 6 , 8 %; 37,4 %;

18,3 % y 9 , O %, respectivamente, se encuentran comprendidos en el t r a m de bajas

ingresos (def inido como el de l o s tres deciles in fe r io res ) , en tanto que 1 , 9 2;

4 , O 2 ; 18,3 % y 39,8 % de las respectivas cantidades de hogares se encuentran en

e l d e c i l de mayores ingresos. Estas cifras test imonian el grado de asoc iac ión

entre nive les educativos y d i s t r i b u c i ó n d e l ingreso.

Tal asociación no constituye, claro está, ninguna novedad. Pero los resul-

- 17' Por haber carecido de fac i l idades de computación, el efecto superposi- ci6n ha s i d o en todos los casos calculado coma residuo. de modo t a l que los cuadros 4 a 11 sólo detallan localmente la descomposiciÓn d e l o s dos primeros efectos, a los que, por brevedad - en la Última parte de los respectivos p a n e l e s B - se denominan efectos desigualdad y diferencias. En el punto 4 de e s t a secci6n podrá verse que a t f t u l o de ejemplo, realizamos s i n computadora l o s cálculos que permiten d e t a l l a r e s t e efecto para el caso de la variable edad d e l jefe de fami- l i a .

tados cuantifican su importancia en el caco argentino. Dada la naturaleza del

trabajo estadistico (una observación puntual) nada puede in ferirse acerca de re-

l a c i o n e ~ causales: l o s datos son tan compat ib l e s con el concepto de c a p i t a l huma

no, e j e de una escuela que considera a las desigualdades de educación como parte

sustancial de las diferenciales de ingresos, como con una concepci8n opuesta de

interdependencia de un conjunto de elementos ( inc lu f dos educación y ocupaci8n)

que hacen a la ubicaciQn socioecon8rnica de la unidad familiar en el contex to pro

ductivo de una economía como la argentina, con interdependencia entre educación

y dist ribuci6n de ingresos. I

Pasemos ahora a estudiar los efectos de la variable educación en las cuatro

clases de ingresos que este estudio considera, comenzando por el ingreso de asa-

lariados. Si bien el Gini de e s t a categorfa de ingresos es bastante menor que

e l del t o t a l de ingresos, la aplicación de la variable educación produce varia-

ciones de mayor significaci6n relativa. En cambio es menor la variabil idad de

los ingresos medios de las cuatro categorzas sustantivas de la partición. Es

que los ingresos de asalariados constituyen una categorfa más homogénea que los

ingresos totales . Los dos grupos de menor n i v e l educativo (ninguna y algo de

primaria), que representan entre ambos el 68,5 % d e l t o t a l de liogares con ingre-

so asalariado, tienen los más bajos coef i c ien tec de desigualdad.

Respecto de la descompos iciÓn del correspondiente coeficiente de Cini, d e b e

comenzar por señalarse que es bastante i n f e r i o r la proporción a t r i b u i b l e a d i f e -

rencias entre ingresos medios (por l a razón ya apuntada de que tales diferencias

son menores) , en tanto aumenta l a proporci6n correspondiente a desigualdades den - tro de cada clase d e la partición y b a s t a n t e m& l a proveniente d e l efecto super -

posición.

En los ingresos del trabajo independiente se observa un aumento en l a ponde -

ración poblacional del grupo de hogares cuyos jefes tienen algo de educación uni -

versitaria, seguramente por la presencia de profesionales independientes. L a s

diferenciales de ingresos medios son mayores que en el casa asalariado, si b i e n

menores que en el total de ingresos. El C i n i es el más alto de las cuatro cla-

ses de ingresos, según se ha v i s t o . Por e l l o si b i e n el valor absoluto d e l o s

efectos desigualdades internas es mayor que en el caso de los ingresos totales,

por la mayor desigualdad en todas las clases, su importancia relativa es ligera-

mente menor. Similarmente ocurre con el efecto diferencias de ingresos medios,

de modo que el e f e c t o superposiciÓn resulta algo superior a l caso de los ingre-

sos totales.

Respecto de los ingresos del capital , que tienen un Gini muy a l t o , casi i-

gual al de l o s ingresos d e l trabajo independiente, la par t i c ión con la variable

educación no da resultados que difieran significativamente del caso de los ingre - sos to ta l e s , excepto que todos los coeficientes de Gini para las categorías con-

sideradas son proporcionalmente m á s e levados. La des compos iciÓn d e l Gini da lu-

gar a valores relativos que siguen el patrón del caso d e l trabajo independiente.

En cuanto a los ingresos de transferencias, hay algunas diferencias que me-

recen mbnción. Por de pronto debe observarse un caubio en las ponderaciones,

pues el porcentual de participación del grupo con educación primaria es el más elevado de todas las categorfas (69 ,7 E) y el secundario y el universitario re-

gistran los menores valores (l7,9 % y 2 , 9 %, respectivamente). L a s diferencia-

les de ingresos medios son las menores de las que se registran en l a s cuatro ca-

tegorías. El Gini es m& al to que para el total de ingresas, pero menor que pa-

ra l o s ingresos d e l capital y d e l trabajo independiente, y experimenta gran va-

r i ab i l i dad al ut i l i zar la variable educación.

Respecto a la descomposiciÓn d e l Gini, el efecto desigualdad interna es ele -

vado (el más al to de todas las categorías), por el al to Gini de la categoría al-

go de educación primaria y su elevada ponderación. En cambio resulta muy bajo

e l efecto diferencias de ingresos medios. Como resultado de estos canbios de

signo contrapuesto, queda como saldo que los efectos superposición son m z s a l tos

que e n todos los demgs casos.

Todos estos resultados derivan esencialmente d e que los ingresos de transfe -

rencias - que y a se vi6 en el cuadro 1 son l o s m á s bajos de los cuatro t i p o s de

ingresos considerados - si b i e n se dis tr ibuyen con una desigualdad mayor que l o s

ingresos familiares totales, no resultan en cambio muy discriminados por la va-

riable educación, pues las distancias entre ingresos medios de las clases son re -

lativamente reducidas, verif icihdose un efecto d i £ erenciacih de ingresos medios

que es b a j o , y predominando en consecuencia el efecto desigualdades internas

( p o r l a ponderación d e l grupo de hogares cuyo jefe tiene a l g o de educación prima +

ria) y el de superposición. 181 En resumen, - se ha verificado que para las cuatro categorías de ingresos

- 18' El lector apreciare que aunque hemos procurado restringir l a s comentarios, el tratamiento de e s t a variable ha insumido bastante espacio. Al conti- nuar considerando las o t r a s variables, iremos disminuyendo pxogresivamen t e la ex -

se observa, como también ocurre con los ingresos totales , que la clase de hoga-

res cuyos jefes tienen algo de educación primaria contribuye fuertemente al efec -

t o desigualdades internas, y que es ese mismo grupo el que en relación de los de

algo de secundaria y algo de universitaria da lugar a una contribución sustan-

c i a l a l efecto diferencias de ingresos medios; la participación de fami l ias en

las clases de la par t i c ión muestra un máximo relativo en la clase con algo de e-

ducaci'on primaria y un mfnimo relativo del grupo con algo de universitaria para

los ingresos de transferencias, y a la inversa en los del trabajo independiente;

en cuanto a la importancia relativa del efecto diferencias de ingresos medios es

menor para los ingresos asalariados y mucho menor para los de transferencias.

2 , -- Tipo de ocupación del jefe de familia (cuadro 5) ---

Esta variable, como se ha visto en la sección anterior, produce un al to va-

lor del efecto diferencias de ingresos m e d i o s , t a n t o en los ingresos familiares

totales corno en tres de las cuatro categorfas de ingresos que se distinguen: so-

l o en el caso de l o s ingresos d e l c a p i t a l tiene un valor menor, pasando a ser

tercera en rango de importancia. La partición d a lugar a una dis tr ibución de h c

gares t a l que tres subconjuntos comprenden el 75 X de la poblaciGn, en proparcic

nes de similar orden de importancia, siendo los otros tres de d imens ión inferior.

Los tres m& importantes son los de o b r e r o s , empleados y s i n respuesta. Por las

razones expuestas en la sección II pasamos a denominar a este Gltimo grupo "pasi -

vos". Las tres clases de menor ponderación corresponden a directivos , profesio- 19/

nales y varios. - Dos de los grupos (los de menor número de hogares) tienen a l t o s ingresos me -

dios : directivos y pro£ esionales. Otros tres tienen ingresos medios bajos , prÓ-

ximos entre si: obreros, varias y pasivos. El restante - empleados - se ubica

en un nivel in te rmedio , m a s cercana a l grupo bajo.

Respecto a la descomposición d e l Gini se observa que en Lo a t i n e n t e a la

tensión de l o s comentarios, sobre todo por el orden decreciente de importancia en que las variables se consideran.

- 19' Tal como se i n d i c a en el cuadra 5, l a clase que en el texto denominamos

obreros incluye artesanos; la d e empleados agrupa también a vendedores y comerciantes, y la de profesionales, a técnicos.

con t r ibuc ión d e l e fecto desigualdades in temas el aporte p r i n c i p a l proviene, co-

mo era de esperar, de los grupos con mayor número de hogares. Con relación al

efecto diferencia de ingresos medios, cabe señalar que a pesar de sus bajas pon-

deraciones poh lacionales l o s sectores de altos ingresos (directivos y p rofesiona +

les) contribuyen en proporci6n s igni f icat iva , por cuanto las d i f e r e n c i a s de sus

ingresos medios respecto de l o s otros cuatro grupos es considerable. Por ejem-

p l o , las diferencias de ingresos medios entre p r ~ f e s i o n a l e s y las otras c inco

clases contribuye con un 38,2 % al total del efecto diferencias de ingresos me-

dios . Parece conveniente reiterar que con esta variable estamos en real idad cap-

tando dos circunstancias : por una parte diferenciales entre t i p o s de ocupación

y por otra entre activos y pas ivos . Analizando el panel B d e l cuadro 5 se apre-

cia que casi un t e r c io d e l efecto diferencias de ingresos med ios proviene de la

comparaciÓri d e l grupa de pasivos con los grupos de act ivos , y, p o r cons iguiente ,

ligeramente más de dos tercios se e q l i c a por l a s d i ferenciales entre activos.

Observemos ahora l a situación de las cuatro clases de ingresos que este t r a

bajo considera.

Conviene comenzar por señalar que, en relación al nCmero de familias percep -,

taras de l o s respectivos ingresos, el porcentual d e pasivos es más hajo en el ca - so de ingresos asalariados y del trahajo independiente , intermedio en Los d e l ea -

p i t a 1 y muy a l t o en el caso de transferencias.

La distribución porcenrual de hogares di f iere bastante e n t x e los t i p o s de

ingresos. La categoría de empleados es especialmente elevada en el trabajo inde -

pendiente, y la categoría de obreros en el trabajo asalariado, p o r citar dos de

los más obvios ejemplos.

Respecto de la descomposici6n d e l indice g l o b a l de desigualdad, se aprecia

que el menor valor d e l e f e c t o diferencias de ingresos medios corresponde a los

ingresas del c a p i t a l y el mayor a los i ng re sos de transferencias. En el primer

caso l a dispersi6n de ingresos medios es la menor que se observa en las cuatro

clases de ingresos; en el segundo cabe apuntar que más de la mitad d e l e fec to

proviene de l a relación en t re los Rrupos de obreros, p o r un lado, y pas ivos , por

otro, p o r e s t a r ambos en los extremos mínimo y máximo d e l valor del. ingreso me-

dio y tener los dos importancia en la ponderación poblacional , sobre todo, como

hemos v i s t o , el grupo de pasivos.

ReTaci8n entre una variable y las demás con ingreso medio superior

65 y más años - s i n respuesta O , O00 id. - 12-34 años 0,010 i d . - 50-64 años 0,013 i d . - 35-49 años O ,016 i d . total 0,039

s in respuesta - 12-34 años O, 0005 id. - 50-64 años 0,0007 i d . - 35-49 años 0,0008 id. total 0,002

12-34 años - 50-64 años 0,029 id. i d . total

- 35-49 años

50-64 años - 35-49 aiios 0,084

Puede apreciarse que el efecto asf calculado coincide con el determinada

por diferencia en el panel B del cuadro 7. Observando el panel A de dicho cua-

dro se explican los resultados obtenidos. La p r i n c i p a l cont r ibución proviene de

l a relación entre las clases 35-49 y 50-64 años por ser pequefia La diferencia de

ingresos medíos y altas sus ponderaciones poblacionales. A un nive l bastante in -

fe r i o r se ubican otras dos contribuciones, que respectivamente provienen de com -

paración de la clase 12-34 años con las de 35-49 y 50-64 años.

S . Posesión de capital. (cuadro 8)

Poco puede agregarse en este caso a lo expuesto en la sección 11, en que se

comentaron l o s resultadoti generales, por cuanto a l tratarse de una p a r t i c i 8 n en

só lo dos clases no hay n ive l l o c a l d e anál i s i s profundizable . Para el total de

ingresos, el. efecto diferencias d e ingresos medios tiene un valor modesto

(13,6 %) a consecuencia de que si bieri, como ya se ha explicado, en valor absolu - to l a diferencia de ingresos medios es muy elevada, en cambio la con t r i buc ión a

la desigualdad de los ingresos no lo es, por el juego de las ponderaciones: el

grupo de a l tos ingresos, o sea el integrado por familias que poseen capital , es

apenas 7,9 % del total poblacional .

6. Nos parece innecesario considerar en detalle l o s resultados de las varia-

bles sexo y rama de actividad d e l jefe de familia, pues, como se ha v i s t o en la

s e c c i h anterior, ambas resultan de importancia secundaria en cuanto contribu-

ci6n a la desigualdad de ingresos.

Respecto a rama da actividad, se señal8 en la sección anterior que 76,3 %

del valor relativo d e l efecto diferen'eias de ingresos medio correspondía a la

relación entre el sector pasivo y l o s activos tomados en consideraciÓn, de modo

que a n i v e l d e ingresos totales la variable es de inf luencia muy reducida. Res-

pecto a l o s cuatro t ipos de ingresos que se consideran, igual conclusiÓn es váli - da para los ingresos del capital y de transferencias, en t a n t o es un poco mayor

para los ingresas asalariados (porque el valor porcentual d e l efecto asciende a

18,4 % y l a relación entre l a clase s i n respuesta (pasivos) y las demás es de

48,4 %) y algo más s ignif icat iva para l o s ingresos del trabajo independiente (va -

lar relativo del efecto diferencias, 2 4 , 2 2 , y de & t e un 32,5 % determinado por

la clase s i n respuesta).

7. En lo que ha transcurrido de e s t a sección hemos procedido a comentar los re - sultados obtenidos de considerar las variables soeioecon6micas tomadas en consi-

deracih. En este Último punto cambiarnos la Óptica y consideramos la informa-

cf& por t i p o s de ingresos.

Los ingresos asalariados se dis tr ibuyen m á s igualitariamente que los ingre-

s o s totales y mcho más que 10s del trabajo independiente y el capital . El t i p o

de ocupación d e l jefe del hogar resulta la variable clasificatoria más irnportan-

te desde el punto de vista de l a magnitud relativa d e l efecto diferencias de in-

gresos medios.

En segundo término aparece la variable educación, si bien con significación

menor que en el caso de l o s ingresos totales. El tamaño del hogar tiene una m- ,

derada iaf lueneia sobre la d i s tribuci6n de ingresos asalariados, can asociaci6n

permanentemente posit iva entre mayor tamaiio de hogar y m& elevados ingresos fa-

miliares. En cuanto a la edad d e l jefe d e l hogar la importancia es un poco me-

nor, apreciándose que la contribución más destacada e s t á determinada por la fuer - te cafda de los ingresos asalariados en familias cuyo jefe t i e n e 6 5 o m& años,

Le variable rama de actividad - una vez eliminada la inf luencia del sector pas i -

vo - t iene un n i v e l de importancia ba jo , pero que es superior al que tiene para

los ingresos totales. Por Ú l t i m o , cabe anotar que son prácticamente i n s i g n i f i -

cantes l a s v a r i a b l e s sexo d e l jefe d e l hogax y posesi& de capital.

Respecto d e l o s ingresos del t r aba jo independiente , ha dc comenzar señal&-

doce que se caracterizan por tener l a m 5 s desigual d i s t r i b u c i h , por l o mismo

que se trata d e un corijunto hetcroghneo, nucleando tanto al trabajador que actúa

por su cuenta en actividades de baja retribución porque no ha podido integrarse

a l mercado de trabajo organizado, como a l empresario pequeño y graduado u n i v e r ~ i -

tnr io que ejerce su profesión independiente. El t i p o de ocupación y el n i v e l e-

ducativo del jefe del hogar son tmF,i$n aquf las dos variables más relevantes.

En cuanto a e d u c a c i h cabe anotar que es el t i p o de ingre.sns que registra menor

participaci6n d e jefes con ins tnicción primaria y el mayor con jefes que reg i s -

tran educación universitaria. El. ramaño del hogar tiene una importancia s imi lar

a la existente para e1 ingreso asalariado, s í b i e ~ cabe apuntar que e l ingreso

familiar aumenta con e l tamaño d e l hogar, excepto en el tramo superior, en que

e l ingreso d e las famílías con 8 o más miembros resul ta menor al d~ los hogares

cm 5-7 miembros, hecho que seguramente es explicable en términos de la heteroge - neidad de esre t i p o de ingresos, que determina que en ese tramo de familias muy

numerosas aparezcan muchas que son pobres. La edad d e l jefe es algo más impor-

tante que para los ingresos asalariados, y e l l o en parte resulta d e l heclio de

que e l tercer tramo (50-64 años) tiene un ingreso prwuedio bastante mcnor que el

precedente, s i endo que en l o s ingresos asalariados la declinación recién se da

para el tramo de edad avanzada (de ponderación menor),

Como se ha serialado, la variable rama de actividad - corregida para eliminar

la i n f l u e n c i a del grupo pasivo - tiene en este caso más importancia que para to-

dos los cemás t i p o s de ingreso, ubichdose en un mismo grupo con ~arr.aiio EeL ha-

gar y edad del jefe d e familia.

Para estos ingresos del trabajo independiente, la significaci6n de l a varia - ble sexo d e l je fe del hogar es baja, pero mayor que para todas las otras catego-

rlas de ingresos. Una vez más l a heterogeneidad de estos ingresos es l a explica - c i Ó 3 , por cuanto si b i e n las rnujeres que son jefes de hogar son relativamente po -

cas en los otros t i p o s de ingresos , san más al considerar el d e l trabaj o indepen - diente y se concenrran en bajos tramos de ingresos. La variable: posesi611 de ca-

pital es de importancia prácticamente nula.

Los ingresos del cap i ta l e s t h tzmbign muy desigualmente d i s t r i b u í d o s , con

un coe f i c i en te apenas ligeramente i n f e r i o r al de los ingresos del trabajo inde-

pendiente. La v a r i a b l e educación es muy significativa (tiene La mayor importan-

c ia relativa que se encuentra en los cuatro t ipos de ingresos) evidenciando gran

cantes las variables sexo d e l jefe del hogar y posesión de cap i ta l .

Respecto de los ingresos d e l trabajo independiente, ha de comenzar señal&-

dose que se caracterizan por tener la más desigual distribuci¿jrt, por l o mismo

que se trata d e un conjunto heterogEneo, nucleando tanto al trabajador que actúa

por su cuenta en actividades d e baja rerribuci6n porque no ha p o d i d o integrarse

a l mercado de trabajo organizado, como al empresario pequeño y graduado universi -

tario que ejerce su profesi& independiente. E l . tipo de ocupación y el n ive l e-

ducativo d e l jefe d e l hogar son tamhi6n aquf l a s dos variables más relevantes.

En cuanto a educación cabe anotar que es el t ipo de ingresos que registra menor

participación de jefes con ínsrrucci6n primaria y el mayor con jefes que regis-

tran educación universitaria. El ramaño d e l hogar tiene una importancia similar

a l a existente para el. ingreso asalariado, si bien cabe apuntar que el ingreso

famil iar aumenta con el tamaño del hogar, excepto en el tramo superior, en que

e l ingreso de las familias con 8 o más miembros resu l ta menor al de los hogares

con 5-7 miembros, hecho que seguramente es explicable en términos de la heteroge - neidad de este t i p o de ingresos, que determina que en ese tramo d e familias muy

numerosas aparezcan muchas que son pobres. La edad d e l jefe es algo m& impor-

tante que para los ingresos asalariados, y ello en parte resulta del heclio de

que el tercer t ramo (50-64 años) tiene un ingreso promedio bastante menor que el

precedente, s i e n d o que en l o s ingresos asalariados la declinación recién se da

para el tramo de edad avanzada (de ponderacign menor).

Como se ha sefialado, la variable rama d e a c t i v i d a d - corregida para eliminar

la i n f l u e n c i a d e l grupo pasivo - tiene en este caso más importancia que para to-

dos Los demás t i p o s d e ingreso, ubicándose en un m i s m o grupo con tamaño del Iio-

gar y edad d e l jefe de fami l ia .

Para estos ingresos del trabajo independiente, la s i g n i f i c a c i 6 n d e la varia - ble sexo del jefe del hogar es b a j a , pero mayor que para todas las otras catego-

rías de ingresos. Una vez más la l-ieterogeneidad de estos ingresos es la expl ica -

ciÓn, por cuanto si b i e n las mujeres que son jefes de hogar son relativamente po +

cas en los o t ros t i p o s de ingresos , son más al considerar el d e l t r a b a j o indepen -

diente y se concentran en bajos tramos de ingresos. La variable poses i& de ca-

pital es de importancia practicamente nula.

Los ingresos d e l capital están también muy desigualmente d i s t r i b u i d o s , con

un coef ic ien te apenas ligeramente inferior al de l o s ingresos del. trabajo inde-

pendiente . La variable educación es muy significativa (tiene l a mayor importan-

c i a relativa que se encuentra en los cuatro t i p o s de ingresos) evidenciando gran

asociaciiin entre mayores niveles de educaci6n del jefe de familia y mayores in-

gresos de capital. Como era de esperar la variable posesión de capital resul ta

muy significativa, pero ello es casi tautoibgico por l a forma en que los tabufa-

dos recagen lo que hemos denominado ingresos genuinos de capital y renta imputa-

da por uso de vivienda propia. La variable ocupación t i e n e menor relevancia que

para los otros t i p o s de ingresos. El tamaño del hogar es poco s ign i f i cat ivo: a-

preciablemente menos que para los ingresos asalariados y del trabajo independien -

te. Es ins ignif icante la hf luencia del sexo del j e fe d e l hogar en cuanto d e s i -

gualdad de los ingresos d e l capital .

P o r i í l t imo , los ingresos de transferencias se caracterizan por una desigual - dad menor que loa ingresos del trabajo independiente y d e l capital y mayor que

e l ingreso asalariado. Las familias que perciben transferencias t i e n e n la mayor

proporción de jefes con instrucción primaria y la menor con univers i tar ia , en

contraposici5n con l a s que perciben ingresos provenientes d e l trabajo indepen-

diente. El efecto introducido por el sector pasivo en las particiones determina - das por el t i p o de ocupacih y la rama de actividad es aqui obviamente mucho m-

yor que para l o s otros ingresos. Si por esta razón las excluyéramos, lo m i s m o

que a la determinada por la s i tuación ocupacional, que consideramos exclusivanien - t e en relación con los ingresos familiares totales, s i i lo dos de las cinco varia-

b l e s restantes alcanzan significación: la edad y el nivel de educoci6n del jefe 211 d e l hogar. -

- "/ S i n embargo, es necesario tener en cuenta que la importancia de le edu- cación es muy i n f e r i o r a la que tione en otros t i p o s d e ingresos.

Cuadro 4

NIVEL DE EDUCACLON DEL JEFE DE FAMILIA

PANEL A: Datos básicos ut i l izados para l a descomposiciÓn de l o s fnd i ce s de des igualdad.

Coeficientes Gin i

Ingresos medios anuales

CONCEPTO

Participación en número de hogares

INGRESOS DE ASALA- 'IADoS

Part icipaci6i en los ingresos.

C@ ses

NmA: Código de clases: 1: ninguna educación 2 : algo de educación primaria 3: algo de educación secundaria 4 : algo de educación universitaria 5: s i n respuesta T: Total.

lNcREsoS

JO I N D ~ PENDIENTE

INGRESOS TOTALES

INGRESOS DEL CAP1 -

TAL

INGRESOS DE TRANS- FERENCIAS

NIVEL DE ETTCACION DEL JEFE DE FAMILIA

PANEL E: Resul t a d n s de la descomposiciÓn de los lndices de desigualdad.

INGRE- SOS DE ASALA- RIADOS

INGRESOS DEL TRA- BAJO IN- DEPEN- DIENTE

INGRE- SOS

DEL CA P ITAL-

INCRE- SOS DE TRANS- FEREN- CIAS

C O N C E P T O

Efecto desigualdades 1

internas en las cla- 2 3

ses (Ii) 4 5

Efecto diferericias de 1-2 1-3

ingresos med ios (11 .. } X J 2-3

1-4

Valores relativos ( Desigualdad de los efectos ' [ i if erencias respecto al Gini ( t o t a l (en 2) ( Superposición

NOTA: código de clases : 1 : ninguna educaci6n 2 : algo de educac ih primaria 3: algo de educación secundaria 4 : algo de educación universitaria 5: sin respuesta.

Cuadro 5

CLASE nE OCUPACION DEL JEFE DE FAMILIA

PANEL A: natas básicos ut i l iradcis para la descomposiciÓn d e l índ ice de des igualdad.

INGRESOS INGRESOS INGRESOS

DEL DEL CAP1 DE TRANS- DE ASALA- JO lNDE- RIAnOS PENDIENTE FERENCIAS

Coeficientes Gini

Ingresas medios anuales

P a r t i c i p a c i h en número de hogares

Participacign en el ingreso

NOTA: Código de c lases : 1 : profesionales y técnicos 2 : empleados, vendedores y comercianres 3: obreros y artesanos 4: varios 5: directivos y Rerentes 6: s i n respuesta T: Total.

TIPO DE OCUPACION DEL JEFE DE FAMILIA

PANEL B: Resultados de l a descomposiciÓn de l o s i n d i c e s de desigualdad.



ses (Ii) 4 5 6

XNGRE- SOS DE TR4NS- F E ~ N -

C I A S

Efecto diferencias de 1-2

INGRE- SOS

DEL PLTa- 'A

1-3 ingresos medios (l1. - 1

13 2-3 1-4 2-4 3-4 1-5 2-5 3-5 4-5 1-6 2 -6 3-6 4-6 5-6

C O N C E P T O

C Hij Efecto superposf ción

INGRE- SOs 'Po TALES-

Cla - S es

de los efectos ' Diferencias respecto al Gini ( t o t a l (en 2 ) ( ~uperpocici 'on

INGRE- DE

ASAU-

NOTA: Código de clases: 1: profesionales y tecnicos 2: empleados, vendedores y comerciantes 3: obreras y artesanas 4 : varios S: directivos y gerentes 6: s i n respuesta.

INGRESOS DEL TFA- BAJO IN-

DEPEN- DIENTE

Cuadro 6

TMmO DEL HOGAR

PANEL A: Datos h ~ c i c o c ut i l i zados para la descomposiciÓn de los í n d i c e s de desigualdad.

INGRESOS TOTALES

INGRESOS l7E ASALA-

' AIADQS

INCRESOS DEL TRABA JO INDE- PENDIENTE

INGRESOS INGRESOS DEL CM1 DE TMNS- TI, - FERTNCIIS

Coeficientes 1 O ,3769 0,3457 0,4842 0,4012 0,3323 Gini 2 0,3459 0,3104 O, 4483 O , 4907 0,4194

3 0,3706 0,2987 O, 5001 0,4787 O ,4055 4 0,3586 0,2713 0,6078 0 ,5559 O , 4294 5 0,0000 O, 0000 0,0000 O, 0000 -- T 0,3817 0,3190 0,4857 0,4820 O , 4304

Ingresos me- I 7 .942 ,04 5.711,20 5.389,04 3.872,52 2.838,48 dios anuales 2 13.564,44 7.567,28 8.337,88 4.789,04 3 . 1 2 4 , 7 2

3 1 5 . 1 6 9 , 8 4 7.672,16 10.246,84 4.611,20 3.054,64 4 21.180,96 10.529,44 8.549,08 5.402,92 3.712,20 5 12.200,OO 7.800,OO 800,OO 3.600,OO --

participación 1 25,75 15,68 17,54 23.15 32 ,33 en niímero de 2 50,08 54,87 54 ,67 50,61 40,62 hogares 3 20,94 24,7 1 24 ,50 22,36 21,96

4 3,16 4,62 3,09 3,75 5,09 5 0 ,O8 O, 12 0,20 0,13 --

Perticipación 1 i6,11 12 ,O4 12,53 19,66 30,12 en los ingre- 2 53,52 55,81 54,37 53,17 41,66 S os 3 25 ,O2 25,48 29 ,94 22.62 22 ,02

4 5 ,27 6.54 3,15 4 , 4 4 6,21 5 0 , 0 8 O ,12 0,02 0,lO --

NTiTA: Código de clases: 1: 1-2 miembros 2 : 3-4 miembros 3 : 5-7 miembros 4 : 8 y más miembros 5 : s i n respuesta T: Total .

TAFMO DEL HWAR

PANEL B: Resultados de la descomposiciÓn de los índices de desigualdad.

Gz- SOS DE TRANS- ItEREN- CIAS

' -NGW- INCRE- SOS DE

O S T 0 ASALA-

l A L E s 1 RIADOS I

INGRESOS DEL TRA- BAJO IN-

DEP EN- DIENTE i

C O N C E P T O



Efecto diferencias de 1-2 1-3

ingresos medios (11. .) 1J 2 -3

1-4

-

Efecto superposición

Valores re lat ivas ( Desigualdad -

de los efectos { ~ i f e r e n c i a s respecto al G i n i (

t o t a l (en %) , ( Superposición

NOTA: código de clases: 1: 1-2 miembros 2: 3-4 miehros 3: 5-7 miembros 4 : 8 y m& miembros 5 : s in respuesta.

Cuadro 7

EDAD DEL JEFE nE FACII~IA

PANEL A: Datos básicos u t i l i z a d o s para la descomposiciÓn de los Zndices de des igualdad.

Coeficientes Gini

CONCEPTO


Participación en número de hogares

Cla - ses

Participación en los ingresos

NOTA: Código de clases : 1: 12-34 años 2: 35-49 años 3 : 50-64 afios 4 : 6 5 y más años 5: s i n respuesta T: Tota l .

INGRESOS TOTALES

INGRESOS DE AS ALA- RIADOS

lNGmSOS DEL TRABA JO INDE- PENDIENTE

INGRESOS DEL C A P 1 -

TAL

IMCRESOS DE TRANS- FE REN C I A S

EDAD DEL JEFE DE- FAMILIA

PANEL B: Resultados de la descornposiciÓn de l o s fndices de desigualdad.

Efecto des igualdades

internas en las cla-

ses (Ii)

C O N C E P T O

Efecto diferencias de 1-2

ingresos m e d i o s (11. .} 1 J

C1a se8

Efecto superposici'on

Valores relativos ( Desigualdad

I N G E - SOS TO TALES-

de los efectos ' Diferencias respecto a l Gini ( to ta l (en %) ( ~ u p e r p o s i c i 6 n

INGRE- 'OS DE

NOTA: Código de clases: 1: 12-34 años 2: 35-49 años 3: 50-64 años 4 : 65 y rn5s años 5: s i n respuesta.

INGRESOS DEL TRA- BAJO IN- DEPEN- DIENTE

INGRE-

PITAc DEL CA

INGRE- SOS DE TRANS- FEwN-

CIAS

Cuadro 8

POSESION DE CAPITAL - '!.l,ZL A : Patos bás icos u t i f izados pnra l a descornposici6n de l o s k d i c e c de deciRuaidad.

INGRESOS INGRESOS DEL TPA- INGRESOS

TNCRESOS

C O N C E P f 0 'k ~ E A S ~ A n & J O I N d DE E, ?JE T m V S -

ses TOTALES R I A ~ ~ S - FEPEN- CAPITAL FEAEN-

r?IEhiTE CIAC

::o ticien tes Gin i

!n~reacs me dios anuales L 2

rarticipación en número 1 ic hogares 2

1 PANEL 8: Resultados de l a i e i c m p a s i c i h de l o s índ ices de desigualdad.

1 :hrte des i~ua ldades inter- 1 ::S en las clases (Ii) 2

l ' : / ~ e t o diferencias de in 1 i ~ i o c medios (11. .)

E -2 i J

'iiares relativos ( Ykslgualdad *i !os efectos

( Diferencias .ir~ecto a l Gini ( :::al (en %) ( Superposición LO, 7

'9: Código de clases: 1: con ingresos de capira l 2 : s in ingresos de c a p i t a l T: Total.

Cuadro 9

SEXO DEL JEFE DE FAMILIA -

PANEL A: Datos b á s i c o s u t i l i z a d o s p a r a ' l a descomposición de l o s f n d i c e s de des igua ldad .

Coeficientes G in i

Ingresos medios anua l e s 1 2

C O N C E P T O

participación en nGmero 1 te hogares 2

INGRESOS DEL TRA- BAJO I N -

DEPEN- DIENTE

participación en i n g r e s o s 1 2

'la - ses

PANEL B: Resu l tados de l a descomposición de l o s í n d i c e s de des igua ldad .

INGRESOS DEL

CAPITAL

, Efecto des igua ldades i n t e r - 1 O ,2975 O ,2572 0,4137 0 ,3729 O ,2497 nas en l a s c l a s e s ( I i ) 2 O ,0051 O , 0032 O , 0022 O , 0062 0,0165

INGRESOS DE TRANS -

FEREN- CIAS

INGRESOS TOTALES

ifecto d i f e r e n c i a s de in- 1-2 O , 0227 O ,0095 O , 0358 presos medios (11. . ) 0,0058

0 ,0038 13

1

INGRESOS DE ASALA

RIADOS-'

Ii

/ 11. . 1J

[fecto supe rpos i c ión

/ ':alores r e l a t i v o s ( Desigualdad 7 9 , 3 8 1 , 6 86,O 79 ,7 67.1

( D i f e r e n c i a s :slStEfaEtC!ni ( ( total (en % ( Superpos ic ión 1 4 , 7 1 5 , 4 6 , 6 1 9 , l 31,9

WTA: Código de c l a s e s : 1: Masculino 2 : Femenino T: T o t a l .

Cuadro 10

RAMA DE ACTIVIDAD EN QUE ACTUA EL JEFE DE FMlILXA - PANEL A: Datos básicos utilizados para la descomposiriÓn d e l í n d i c e de

desigualdad.

CflNCEPTo INGRESOS DE T W S - FEREN CI AS

INGRESOS

JO INDE- PENDIENTE

Coeficientes Gin i

INGRESOS IlEL C A P 1

+

TAL

Cla - ses


Par t i c ipac ión en n h e r o de hogares

,, l R I A r n S I

INGRESOS TOTALES

Participación en e l ingreso

INGRESOS ,

NOTA: Código de clases : 1 : @lec t r i c i d a d , l u z y gas 2 : g o b i e r n o 3: consttuc,ciÓn 4 : i n d u s t r i a 5: comercio 6: varias 7: s i n respuesta T : Total.

ARMA DE ACTIVIDAD EX QUE ACTIJA E l , JEFE DE FWILLA

PANEL B: Resultados de la descomposicl6n de los i nd i ces de des igua ldad .

--

C O N C E P T O Cla - ses

INCRII- SOS SO - TALES

I N C RE- SOS DE ASALA-- RIADOS

XNCRESOS DEL TRA- BAJO IN-

DEPEN- DIENTE

1 N C ; r n - S OS

13EL CA PITAS

INGRE- SOS DE TRAN S-

I FE REN-

CI AS

Efecto des igualdades 1 0,0000 0,0000 O , O000 0,0000 0,0000 2 0,0028 0,0054 0,0010 0,0044 l i , O O . l O

internas en las cla- 3 0,0017 0,0013 0,0033 0,0017 0,0006 res (Ii) 4 O ,0204 O ,0320 O ,0159 0,0267 0,0054

5 0,0452 0,0312 0,1337 0,0485 0,0142 b 0,0008 0,0001 0,0015 O, 0005 0,0003 7 0,0160 0,0050 0,0024 0,0269 0,1032

Efecto d i ferencias de 1-2 1 - 3

ingresos m e d i o s (11. -1 11 2-3

1-4

<

Efecto superpnsic ión

Efalores re la t ivos ( nesigualdad 22 ! 8 L3,5 32 ,G 2 7 , 8 31,5 de los e fec tos ' Difcrcacias 15,5 1 8 , 4 respecto al Gini (

2 4 , 2

10TA: ~ 6 d i g o de clases: 1: elecrri~idad, LUZ y gas 2: g o b i e r n o 3: construcción 4 : i n d u s t r i a 5 : ccmercio G : varios 7: s i n respuesta.

Cuadro 11

SZTUACZON OCUPACIONAL DEL JEFE DE FAMILIA

PANEL A I PANEL R

Datos básicos u t i l i z a d o s para la descomposiciÓn d e l fndice de

desigualdad

Resul tados de la descomposici8n de los índices de desigualdad

Cla INGRESOS 1 SG 1 TOTALES CONCEPTO

Coeficientes Gini 1 0 ,3732 2 0,6183 3 0,3954 4 0,4140 T 0,3817

CONCEPTO

Ingresos medios 1 13.414,92 anuales 2 14.827,72

3 9,918,32 4 9 .503,60

Par t ic ipac ión en 1 79 -90 número de hogares 2 O, 33

3 20,52 4 o ,S5

Participación en 1 83 ,39 e l ingreso 2 0,38

3 16 ,O4 4 0,19

Efecto des igualda- 1 0 ,2456 des internas en 2 0, 0000 las clases (Ii) 3 0,0130

4 o, 0000

Efecto diferencias 1-2 0,0003 de ingresos medios 1-3 0,0446 (11. -1 2-3 0,0003

1 2 1-4 0,0006 2-4 0,0000 3-4 0,0000

1 Ii 0,2586

1 IIij O ,0458

' ~ f e c t o superposición O ,0773

Valores rela ( t ivos de los ( Desigualdad 67,8 efectos res- (

< Di£ ercncias pecto a l

12,o

Gini t o t a l ( ~ u p e r p o s i c i 6 n 20,2 (en %) I

NOTA: Código de clases: 1 : ocupado 2: desocupado 3: pas ivo 4 : s i n respuesta T: Total

1 v RESUMEN

La d i s t r i b u c i h de ingresos de l a s familias en el Gran Buenos Aires es apre - ciablemente menos des igua l que la encontrada - hac ia la m i s m a época y con s i m i l a r

metodolo~ia de encuesta - en otras áreas urbanas de Latinoamsrica, como Bogotá,

Fledellin, Cali y Rarranquilla (Colombia) , Caracas y Maracaibo (Venezuela) y Lima

(Perú).

A l d i s t i n g u i r categorfas de ingresos se verifica que l n s del trabajo asala-

riado están en un extremo, caracterizándose por tener una distribución mucho me-

nos desigual que los ingresos to ta les , en tanto en el otro extremo, el de mayar

desigualdad, e s t á n los ingresos del trabajo independiente y d e l c a p i t a l .

Considerando las variables de una p o r vez , las desigualdades de l o s ingre-

sos familiares d e l Cran Buenos Aires están determinadas de modo p r i n c i p a l por

dos de ellas que definen la p o s i c i h socioecon8mica de las f arnilias : el nive l de

educación y el t i p o de ocupación d e l jefe del hogar. Esta Última variable r e f l e -

j a t a n t o las diferencias ent re clases activas como entre activas y pasivas. Les

sigue en orden de i v o r t a n c i a e1 tamaño de l hogar, reflejando el hecl-io de que a

igualdad de otras condiciones, el tamaño d e l hogar e s t á asociado con el número

de perceptores i n d i v i d u a l e s . Las demás variables tienen una i m p o r t a n c i a menor.

Descartando la variable si tuac ión ocupacional. cuyo efecto es tz i n c l u í d o en el

t i p o de ocupación, s iguen en orden decreciente de relevancia l a edad de l jefe

del hogar, la posesi811 de capi ta l , el sexo d e l jefe d e l hogar y la rama de a c t i -

vidad.

Es d i f í c i l resumir l o s aná l i s i s locales, que d e t a l l a n el efecto de cada va-

r i a b l e socioecon6mica. Mencionando s ó l o 10s más importantes, señalemos que l a

variable educacih del jefe de f ami l i a , da lugar a una clase - a l ~ o de pr imar i a -

que contr ibuye fuertemente al efecto desigualdades i n t e r n a s , p o r Ia a l t a pondera -

ciÓn pob lacion al. El efec to d i f e r e n c i z s es para 1 os inpresos asalariados meiior

que para e l t o t a l de i ng re sos y e s aun menor para los ingresos de txansEerencias,

en . ambos casos p o r las menores difere.ncias de ingresos medios e n t r e las cJ.ases.

La variah le ncupación, que, coma se ha explicado, incluye como una de sus clases

e l sector pasivo. permite valorar qur ].?S clases de altos ingresos (directivos y

profesionales}, a pesar de su reducida ponderacizn pohlac ional , coritrjhuyen mu-

cho a l e fec to diferencias, por l a rran d i s t a n c i a e n t r e s u s ingresos medios y los

de ].as otras clases,: alrededor de iin tercio de diclio efecto diferencias proviene

de l a relación de ingresos entre ac t ivos y pas ivos . Respecto d e l taniaco del Izo-

g a r , se aprecia que l o s ingresos d e l traliajo independiente en e l estrato de 3 y

rnic miembros es bastante menor que los del estrato precedente (5 a 7 miembros),

evidenciando iina asociación p o s i t i v a e n t r e f a m i l i a s con h a j o s ingresos y gran ta -

mano. En e l caso de la edad del jefe de familia se advierte que en l o s ingresos

de asalariados el mayor ingreso medio se presenta en el tramo de 35-49 años, con

una leve caída en el tramo s i g u i e n t e (50-64 años) y una muy fuerte en el d e edad

avanzada (65 y más) , p o r l a presencia en dicho tramo de jubilados y pensionados.

En cambio para el trabajo independiente se produce también el máximo en el tramo

35-49 años, pero l a dec l inac ign de ingresos medios en el tramo siguiente (50-64

años) es mucho mayar.

Características -- de la encuesta - de presupuestos familiares -

La información u t i l i z a d a en este trabajo proviene de 1.8 encuesta de presu-

puestos familiares realizada por el Instituto Macional de Es tad í s t i ca y Censos.

La metodologfa de d i c h a encuesta fue e l ahorada can la colaboraei6n de ECIEL (Pro -

grama de Estudios Conjunros sobre Integración Económica Latinoamericana) , debien -

do señalarse que encuestas de muy similar naturaleza y metadalogffa fueron reali-

zadas hacia l a misma época en eonglonierados urbanos de once pafses del continen-

te.

En la Argentina la encuesta se apl ic8 a la Capi ta l Federal y los part idos

que integran el denominado Gran Buenos Aires, relevándose informaci8n correspon-

diente a l o s dos Gltimos trimestres de 1969 y los dos primeros d e 1970, La en-

cuesta se bas8 en un d i s e ñ o de varias etapas, tornando a l a vivienda como unidad

muestral. En las primera de estas etapas se confeccion6 un l i s t a d o de viviendas,

por medio de selecciones proporcionales realizadas al. aza r . En la Gitima etapa,

se e s t r a t i f i c ó a La población de acuerdo a nive les de ingreso familiar. Ante la

carencia de información acerca de es tos ingresos, l a estratif icación se real iz6

tomando en cuenta las caracrerfsticas de l a s viviendas, de modo que estas sirvig

ran como una representación d e l n i v e l de ingreso de l a s fami l ia s . De e s t a mane-

ra el total de viviendas listadas previamente qued8 ectratificado en tres nive-

les - a l t o , medio y bajo - de acuerdo con los porcentajes es timados en una en-

cuesta anterior sobre d i s t r ibuc ión d e ingresos. - "' Finalmente se el i .gieron al

azar las viviendas a ser encuesradac dentro de cada estrato, aplicándose d i s t i n -

tas pro~orciones en cada uno de e l l o s en razón de esperarse tasas diferenciales

de rechazo,

La encuesta se realizó en cuatro ondas trimestrales, en los períodos indica -

dos más arriba. Entre las viviendas seleccianadas hubo un grupo que constituyó

un pane l , es decir que se encuestó durante los cuatro trimestres. En cada tri-

mestre, a su vez, existieron grupos que fue ron encuestados una s o l a vez.

22 1 - Consejo Nacional de Desarrolla, Encuesta de presupuestos de consumo, - 1963.

La información recogida en la encuesta se refiere a las caracterfsticas so-

cioeconómicas de las familias y de cada uno de sus componentes, a los gastos de

las unidades familiares, a los ingresos de esas mimas unidades y de cada uno de

sus miembros, a informaei6rt acerca de cambios en activos y pas ivos , para pader

completar el f l u j o de fondos de las familias, y a caracterfsticas de las vivien-

das,

La recolecciGn de la información fue seguida por su depuración, de manera

de detecrax errores e inconsistencies internas en l a s respuestas y analizar los

valores extremos ob tenidos. Finalmen.te se asignó a cada observación el factor

de expansión correspondiente a f i n de que las observaciones obtenidas en cada on - da representaran e l total de la p o b l a c i h del Gran Buenos Aires.

Despu6s de depurada la informaci&, se contó con 1790 observaciones vá l idas ,

distribuzdas en t r e los cuatro trimestres de la muestra.

VI

REFERENCIAS

(1) H,L. Dieguez y A. Petrecolla, Indices de desigualdad y su descomposici&,

mimeo, Instituto Di Tella, setiembre de 1977. A publ icarse en Ensayos

ECIEL.

( 2 ) H.L. Dieguez y A. Petrecolla, Desigualdad y concent raci8n de depósitos ban-

carios en la Argentina, 1962-1977, Instituto Di T e l l a , m i m e o , Buenos Aires,

ju l io de 1978,

(3) G. P y a t t , "Disaggregation of Gini coef ficients", The Economic Journal,

Vol. 86, 1976.

( 4 ) N. Podder , " D i s tr ibution o£ household income in ~ u s t r a l i a " , The Economic

Record, 19 7 2 .

( 5 ) A. Sen, On Economic Inequality, Clarendon Press, Oxford, 1973.

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