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Desigualdad de Ingresos y Ciclo Económico: Chile 1960-2008
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Resumen
Este documento estudia como el ciclo económico afecta la distribución del ingreso. Nuestra variable
dependiente es la participación de cada quintil en el ingreso. Se utiliza la tasa de desempleo como Proxy
del ciclo económico y como variable explicativa, pero se controla por otras variables relevantes. La tasa
de desempleo se descompone en su componente estructural y cíclico, encontrando que el primero no
parece tener efecto sobre la distribución del ingreso mientras que el componente cíclico tiene efectos
regresivos. Una de las contribuciones metodológicas de este documento es que utiliza técnicas modernas
que permiten abordar los problemas generados por las raíces unitarias, cuya presencia puede llevar a
conclusiones erróneas.
Palabras Claves: Distribución del Ingreso, Ciclo Económico, Desempleo, Inflación.
Departamento de Estudios, División Social, MIDEPLAN
1 Documento realizado por Humberto Santos y Alejandra Calvo.
1. Introducción
La relación entre las variables macroeconómicas y la distribución del ingreso ha
sido ampliamente estudiada alrededor del mundo (Shultz (1969); Metcalf (1969); Beach
(1977); Blinder y Esaki (1978); Buse (1982); Blank y Blinder (1985); Nolan (1989);
Blejer y Guerrero (1990); Bjorklund (1991); Silber y Zilberfarb (1994); Jantti (1994) y
Mocan (1995,1999)). Dichas investigaciones difieren principalmente en los datos y la
especificación utilizada, pero en términos generales han consistido en estimar
regresiones entre la fracción del ingreso total que posee cada quintil, o medidas
agregadas de desigualdad como por ejemplo el Coeficiente de Gini, y un conjunto de
variables independientes que miden los ciclos económicos, principalmente la tasa de
desempleo y la inflación.
El consenso al que se ha llegado a partir de este conjunto de investigaciones es
que la tasa de desempleo es una variable que tiene efectos regresivos en la distribución
del ingreso, es decir, aumentos en la tasa de desempleo incrementan la desigualdad del
ingreso al afectar principalmente a los hogares de la zona baja de la distribución. Por el
contrario, la mayoría de dichos estudios, contrariamente a lo esperado a priori, no
encuentran evidencia concluyente de que la inflación tenga efectos regresivos. De esta
forma, dicha evidencia sería contraria a la creencia de que la inflación es “el impuesto
más cruel”, ya que afectaría directamente a quienes forman parte de los quintiles de
menores ingresos. Así, Metcalf (1969); Blinder y Esaki (1978); Blank y Blinder (1986);
Jantti (1994); Bishop et al. (1994) y Mocan (1999) para EE.UU y Fluckiguer y Zarin-
Nejadan (1994) con datos de Suiza, encuentran que la inflación reduce la desigualdad de
ingresos. Por otro lado, Bleser y Guerrero (1990) y Silber y Zilberfab (1994) descubren
un impacto regresivo de la inflación para Israel y Filipinas respectivamente, mientras
que Buse (1982) no encuentra una relación significativa entre inflación y distribución
del ingreso para el caso de Canadá.
Para el caso chileno, existen dos investigaciones, las cuales están basadas en las
mismas metodologías de los estudios internacionales anteriores, específicamente
modificaciones del modelo utilizado en el paper seminal de Blinder y Esaki (1978).
Oyarzo (1990) y Marcel (1994) utilizan datos provenientes de la Encuesta de Ocupación
y Desocupación de la Universidad de Chile. Los resultados encontrados por ambos
autores tienden a reafirmar las conclusiones encontradas en la literatura internacional, es
decir, efectos regresivos asociados al desempleo y progresivos para la inflación.
El objetivo de la presente investigación es actualizar las estimaciones para el
caso chileno, teniendo en cuenta los cambios ocurridos en las últimas décadas, de forma
de analizar si estos han tenido efectos en la relación existente entre el ciclo económico y
la distribución del ingreso. Para esto, se utilizará el marco utilizado en las
investigaciones anteriores, pero se introducen ciertas modificaciones, las cuales siguen
de cerca el trabajo desarrollado por Mocan (1999). En primer lugar, los estudios
anteriores analizan la relación entre la distribución del ingreso y el ciclo económico,
usando como variable dependiente la tasa de desempleo. En esta investigación se
descompone la tasa de desempleo en su componente estructural y cíclico, de manera de
testear si movimientos de corto plazo y de largo plazo tienen influencias distintas sobre
la desigualdad de ingresos. En segundo lugar, los estudios anteriores utilizan tendencias
temporales para controlar por factores de largo plazo que afectan la distribución del
ingreso. Sin embargo, la literatura más reciente de series de tiempo, demuestra que
cuando las variables en análisis contienen raíces unitarias2, el uso de tendencias
temporales en las regresiones puede llevar a resultados erróneos. Por lo tanto el testeo
de la presencia de raíces unitarias es importante para elegir la especificación correcta
del modelo a estimar.
El documento está organizado de la siguiente forma. En la Sección 2 se revisa la
metodología utilizada y se analizan las propiedades de las series, en particular la
presencia de raíces unitarias y cointegración. La Sección 3 presenta una breve revisión
de la evolución de la desigualdad en Chile y se descompone la tasa de desempleo en su
componente estructural y cíclico. La estimación y los resultados se presentan en la
Sección 4. Finalmente, la Sección 5 presenta las conclusiones de esta investigación.
2. Metodología
Los estudios previos investigaron el impacto de las condiciones
macroeconómicas sobre la distribución del ingreso, a través de la estimación de
regresiones con la siguiente estructura:
(1)
donde itQ es la participación del i-ésimo quintil en la distribución del ingreso familiar
total, tU es la tasa de desempleo, t es la tasa de inflación, t es una tendencia lineal y
ite es un error ruido blanco, con las propiedades usuales. Diferentes estudios realizaron
modificaciones a este modelo básico, incluyendo el uso de regresores adicionales, como
la tasa de desempleo al cuadrado o la variable dependiente rezagada (e.g. Blank y
Blinder (1985)).
La literatura de series de tiempo establece que las técnicas tradicionales de
regresión pueden obtener resultados erróneos cuando las variables contienen raíces
unitarias (tendencias estocásticas) (Stock & Watson (1988); Nelson & Kang (1981);
Granger y Newbold (1974)). De esta forma, cuando la variable dependiente y al menos
una de las variables independientes contienen raíz unitaria, los resultados de la regresión
son muy probables a producir relaciones espurias (Phillips (1986); Granger & Newbold
(1974)). Por lo tanto, el primer paso para escoger la forma funcional de la ecuación 1 es
testear la presencia de raíz unitaria en las series.
Los datos utilizados en esta investigación provienen de la Encuesta de
Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile y cubren en forma anual el
período 1960-20083. La variable itQ fue construida a partir de la generación de quintiles
2 Cuando se presenta esta situación, los resultados de las regresiones pueden indicar la
existencia de una relación significante cuando en realidad no existe ninguna. Para mayor detalle sobre raíces unitarias ver Hamilton, James D. (1994). 3 La Encuesta de Ocupación y Desocupación (en adelante EOD) consulta datos de ingresos en
una sóla de sus mediciones trimestrales. Para el período 1957-1998 corresponde al mes de
5,...,2,1 iit
ettt
Uiiit
Q
de ingreso familiar total per cápita del hogar4. Una vez que se construyen dichos
quintiles, se suma el total de ingresos correspondiente a cada quintil de hogares, para
calcular la fracción del ingreso total que percibe el quintil i-ésimo. La tasa de desempleo
tU corresponde a la tasa de desocupación abierta para el Gran Santiago, la cual es
estimada a partir de la EOD. La tasa de inflación t corresponde a la variación anual
del IPC, la cual es publicada por el INE.
La Tabla 1 presenta el test de Dickey-Fuller Aumentado aplicado a las series
anteriores con el fin de detectar la presencia de raíz unitaria. Los test estadísticos para la
participación de cada quintil son siempre mayores que los valores críticos, con
excepción del quintil 4, para el cual se puede rechazar la hipótesis de existencia de raíz
unitaria al 5%. Por lo tanto, basado en este test, la hipótesis de la presencia de raíz
unitaria en la participación de los quintiles no puede ser rechazada, lo cual es
consistente con lo encontrado en Mocan (1999). Para el caso de la inflación, se rechaza
la hipótesis de existencia de raíz unitaria, mientras que para la tasa de desempleo, los
resultados indican que no se puede rechazar la hipótesis de existencia de raíz unitaria,
excepto para el caso del modelo con intercepto, en el cual se rechaza al 1%. Este
resultado es consistente con lo reportado por Restrepo (2006) para el caso de Chile.
Tabla 1: Test de Dickey Fuller Aumentado
Variables en Nivel
Modelo Quintil
1
Quintil
2
Quintil
3
Quintil
4
Quintil
5
Inflación Tasa de
Desempleo
Intercepto -1.827 -1.989 -2.429 -3.08 -2.242 -4.192 -2.733
Intercepto y
Tendencia -1.973 -2.019 -2.625 -3.836 -2.567 -4.602 -2.645
Variables en Diferencias
Modelo
Quintil
1
Quintil
2
Quintil
3
Quintil
4
Quintil
5
Inflación Tasa de
Desempleo
Intercepto -6.475 -6.959 -5.999 -6.29 -5.884 -6.534 -5.315
Intercepto y
Tendencia -6.448 -6.931 -5.893 -6.22 -5.819 -6.475 -5.31
Nota: Los valores críticos para el rechazo de la hipótesis de existencia de raíz unitaria en la
serie respectiva de Mackinnon (1991) para 46 observaciones son -3.578, -2.926 y -2.600 al
1%, 5% y 10% respectivamente para el modelo con intercepto y -4.168, -3.509 y -3.000 para
el modelo con intercepto y tendencia.
Fuente: Elaboración Propia.
septiembre del año respectivo, mientras que a partir de 1999 corresponde a junio. Detalles metodológicos de la EOD se pueden encontrar en http://www.empleo1.microdatos.cl/ 4 El Ingreso Familiar Total corresponde a la suma de sueldos y salarios, especies o regalías,
ingresos por actividades independientes, jubilaciones y otros ingresos de todos los miembros del hogar, exceptuando los allegados y servicio doméstico. Por otro lado, el número de personas en
el hogar es corregido para no considerar a servicio doméstico y sus familiares. Esta definición es
similar a la construcción de quintiles utilizada en la Encuesta CASEN.
Hendry y Neale (1991) muestran evidencia de que cambios de régimen pueden
reproducir raíces unitarias en series de tiempo autoregresivas. Esto indica la importancia
de investigar si la participación de los quintiles y la tasa de desempleo tienen en verdad
raíz unitaria, o si la existencia de quiebres en la tendencia de ambas variables son los
responsables de la aparición de raíces unitarias en los test anteriores. Para esto se utiliza
el test de Zivot y Andrews (1992) el cual testea la existencia de raíz unitaria en una
serie, tomando en cuenta la eventual presencia de un quiebre en nivel, en tendencia o en
ambos. En la Tabla 2 se presenta el resultado del test que permite la existencia de
quiebres estructurales en el intercepto y en tendencia.
Tabla 2: Test de raíz unitaria y quiebre estructural
Variable Año Quiebre Test t
Quintil 1 1982 -4.678
Quintil 2 1976 -5.541
Quintil 3 1976 -4.908
Quintil 4 1993 -4.577
Quintil 5 1976 -4.501
Tasa de Desempleo 1986 -4.266
Nota: Los valores críticos son: -5.57, -5.08 y -4.82 al
1%, 5% y 10%
Fuente: Elaboración Propia.
Los resultados confirman lo encontrado a través del test de Dickey-Fuller, ya
que los test t son siempre mayores a los valores críticos, excepto para la fracción del
ingreso del quintil 2 al 1%. No obstante lo anterior a un nivel de 5%, no se puede
rechazar la presencia de raíz unitaria en las series anteriores.
De esta forma, la hipótesis de raíz unitaria no puede ser rechazada para la
fracción del ingreso de cada quintil y para la tasa de desempleo, pero si para el caso de
la tasa de inflación. La existencia de raíces unitarias no implica necesariamente que la
correlación encontrada sea espuria. Si existe una combinación lineal de dichas series, la
cual es estacionaria con media cero, se dice que dichas series son cointegradas, o en
otras palabras, que existe una relación de largo plazo entre ellas, lo cual tiene sentido
estimar. Para testear la presencia de cointegración entre las series de participación de los
quintiles y la tasa de desempleo se utiliza el test de cointegración de Engel y Granger
(1987). El test consiste básicamente en analizar la existencia de raíz unitaria en el
residuo de dos ecuaciones que relacionan la fracción del ingreso del quintil i-ésimo con
la tasa de desempleo estimando un modelo con intercepto y otro con tendencia e
intercepto. Los resultados son presentados en la Tabla 3.
Tabla 3: Test de Cointegración
Modelo Quintil 1 Quintil 2 Quintil 3 Quintil 4 Quintil 5
Intercepto -3.423 -2.767 -2.778 -3.051 -2.475
Intercepto y Tendencia -4.384 -2.957 -2.949 -3.631 -2.863
Nota: Los valores críticos MacKinnon para 46 observaciones son -3.472 y -4.143 al
5% y al 1% respectivamente para el modelo con intercepto. Los valores críticos al
5% y 1% para el modelo con intercepto y tendencia son -3.978 y -4.680 para dos
variables y -4.387 y -5.093 para tres variables.
Fuente: Elaboración Propia.
Los resultados anteriores indican que no existe evidencia de cointegración entre
la participación de los quintiles y la tasa de desempleo, ya que en todos los casos, no se
puede rechazar la existencia de raíz unitaria en el residuo de los modelos estimados.
Así, lo anterior indicaría que no existe una relación de largo plazo entre ambas
variables. Por lo tanto, los modelos estimados en la literatura para el caso chileno
estarían estimados incorrectamente, al no considerar la presencia de raíces unitarias no
cointegradas en las regresiones estimadas. Las consecuencias de lo anterior, es que los
estimadores OLS no son consistentes y la inferencia no puede ser conducida por los test
t usuales5. Como resultado de lo discutido en esta sección, una especificación correcta
debería considerar el uso de las fracciones del ingreso y de la tasa de desempleo en
diferencias y no incluir tendencias temporales como regresor.
3. Evolución Distribución del Ingreso, Desempleo Estructural y Cíclico
En el Gráfico 1 se puede observar la evolución de la fracción del ingreso total
que posee cada quintil de hogares a través del tiempo. Se aprecia en primer lugar, la
existencia de un alto nivel de desigualdad, al comparar la fracción del ingreso que
reciben los distintos quintiles, aunque la principal explicación para esto es el
comportamiento del quintil superior de la distribución, ya que es dicho quintil el que se
lleva la mayor fracción del Ingreso Total. Estos resultados son consistentes con otros
estudios similares para el caso de Chile (Contreras (1999); Bravo y Contreras (1999) y
Solimano y Torche (2008)).
5 Soluciones al problema de regresión espuria se encuentran en Hamilton (1994) pp. 561-562.
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22
32
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62
1957 1962 1967 1972 1977 1982 1987 1992 1997 2002 2007
Fra
cció
n d
el In
gre
so T
ota
l (Porc
enta
je)
Gráfico 1. Fracción Ingreso Total por Quintil
Q1 Q2 Q3 Q4 Q5
Fuente: Elaboración Propia.
Donde existe menos consenso es acerca de la estabilidad de la distribución del
ingreso. Los datos de la Encuesta CASEN muestran una aparente estabilidad desde fines
de los años 80’s6. Sin embargo, al considerar una serie más larga, como la utilizada en
este estudio, se pueden ver movimientos importantes en el período analizado. Para ver
esto en mayor detalle en los Gráficos 2 y 3 se muestra en forma independiente la
evolución de los primeros cuatro quintiles y del quintil superior. En ellos se muestra que
desde una perspectiva de largo plazo, la distribución del ingreso en Chile ha tenido
fluctuaciones importantes. Además, se puede observar en el Gráfico 2 que las
diferencias entre la fracción del ingreso total que se lleva cada uno de los quintiles allí
representados no son de gran magnitud, es decir, se comportan de manera similar sin
observarse una gran distancia entre las respectivas series. En el gráfico 3 se observa las
fluctuaciones que ha tenido la fracción del ingreso total que se lleva el quinto quintil, en
el cual se puede observar que el comportamiento de esta variable difiere de la situación
del resto de los quintiles.
6 Ver “Distribución del Ingreso e Impacto Distributivo del Gasto Social” MIDEPLAN (2007).
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22
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Fra
cció
n d
el In
gre
so T
ota
l (P
orc
enta
je)
Gráfico 2. Fracción Ingreso Total por QuintilQUINTIL I-IV
Q1 Q2 Q3 Q4
Fuente: Elaboración Propia.
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1957 1962 1967 1972 1977 1982 1987 1992 1997 2002 2007
Fra
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n d
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gre
so T
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l (Porc
enta
je)
Gráfico 3. Fracción Ingreso Total por QuintilQUINTIL V
Q5
Fuente: Elaboración Propia.
Si se observa el Gráfico 4, los cambios en la fracción del ingreso de cada quintil
se ven reflejados en los movimientos del Índice de Gini. Mientras en la primera mitad
de la década de los setentas se observa una reducción en el nivel de desigualdad, existe
un aumento significativo desde la segunda mitad de los setentas. A fines de los años
ochenta se produce una reducción en el Índice de Gini, para alcanzar un nivel que
permanece relativamente estable durante la década de los noventas, siendo posiblemente
dicha estabilidad la que está capturada por los datos CASEN.
Notable es la similitud entre los movimientos del Índice de Gini y de la fracción
del ingreso total que posee el quintil superior, lo cual confirma el resultado de que los
movimientos en la distribución del ingreso están explicados principalmente por la
fracción que percibe dicho quintil.
0.300
0.350
0.400
0.450
0.500
0.550
0.600
1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Gráfico 4. Indice de GiniINGRESO PER CÁPITA HOGARES
Indice de Gini
Fuente: Elaboración Propia.
Una de las posibles explicaciones para los movimientos observados en la
distribución del ingreso son los cambios experimentados en el mercado laboral. Si los
trabajadores con menores niveles de capital humano son aquellos que con mayor
probabilidad son despedidos en el contexto de una recesión económica, y además estos
pertenecen a hogares de la zona baja de la distribución, sería esperable que aumentos
temporales en el nivel de desempleo empeoren la desigualdad del ingreso. Por otra
parte, la reducción de ingresos generada por la condición de desempleo del jefe u otro
miembro del hogar puede compensarse a través de prestaciones al desempleo y otros
beneficios, además de la incorporación de nuevos participantes dentro del hogar al
mercado laboral. Dado esto, debería existir un período de desempleo prolongado como
para afectar significativamente el ingreso de un hogar. Esto hace importante separar los
efectos del desempleo de corto plazo y de largo plazo sobre la distribución del ingreso.
El desempleo estructural o de largo plazo puede evolucionar en el tiempo
principalmente debido a cambios tecnológicos, los cuales pueden influir en la demanda
de trabajo, cambios en la composición de la fuerza laboral, asociados a tendencias
demográficas y del nivel educacional de los participantes en el mercado laboral y
cambios en la estructura institucional del mercado laboral. Por otro lado, los
movimientos cíclicos tienen que ver con shocks, los cuales alejan a la tasa de desempleo
de su nivel de largo plazo en forma temporal.
Para descomponer el desempleo en su componente estructural y cíclico se utiliza
el filtro de Hodrick y Prescott7 (Hodrick y Prescott (1980)). En el Gráfico 5 y 6 se
pueden observar las series generadas a partir de la descomposición. Se advierte un
aumento de la tasa de desempleo de largo plazo desde principios de los setentas,
situación que se revierte posterior al año 1983, en el cual alcanza a un 15.8%. Por otro
lado, el componente cíclico refleja claramente los períodos recesivos experimentados a
mediados de los setentas, principios de los ochentas y fines de los noventas, en los
cuales la tasa de desempleo se encuentra por sobre su nivel de largo plazo.
Los resultados de la aplicación del test de Dickey-Fuller a ambas series entregan
evidencia en contra de la existencia de raíz unitaria. Los valores estimados del test para
la serie de desempleo estructural son -8.394 y -8.135 para el modelo sin tendencia y con
tendencia respectivamente. Para el caso del desempleo cíclico, los valores son -4.978 y
-4.927.
0.3
5.3
10.3
15.3
20.3
25.3
1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Gráfico 5. Desempleo Observado y Estructural
Desempleo Estructural Desempleo Observado
Fuente: Elaboración Propia.
7 Se utiliza como valor para el parámetro de suavizamiento 100 , el cual es recomendado por
Hodrick y Prescott para el caso de datos anuales.
-6.0
-4.0
-2.0
0.0
2.0
4.0
6.0
1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Gráfico 6. Desempleo Cíclico
Desempleo Cíclico
Fuente: Elaboración Propia.
4. Estimaciones y Resultados
A partir de la evidencia presentada en la sección 2 y 3, ahora se procede a elegir
el modelo a estimar. Como variable dependiente se utiliza la primera diferencia de la
fracción del ingreso que se lleva cada quintil, dada la evidencia de que éstas presentan
raíz unitaria. Como variables independientes se utiliza el cambio en el nivel de
desempleo estructural y cíclico y la primera diferencia de la tasa de inflación. A pesar
de que la correlación espuria surge cuando la variable dependiente y al menos una de las
independientes contienen raíz unitaria, la regresión de series de tiempo obliga a que
todas las variables utilizadas tengan el mismo orden de integración. Esto obliga a que la
variable independiente sea utilizada en diferencias a pesar de que las variables
explicativas sean estacionarias8. El modelo es estimado por Mínimos Cuadrados y se
corrige por la presencia de correlación serial en los residuos.
Los resultados obtenidos al realizar las estimaciones descritas en el párrafo
anterior se entregan en la Tabla 4.
8 La regresión de una serie no estacionaria sobre una serie estacionaria provoca lo que se conoce
en la literatura como regresión inconsistente. Intuitivamente, cuando una serie es no
estacionaria, por definición, su media depende del tiempo, por lo que el valor del coeficiente de
la regresión no puede ser constante. Un síntoma típico de la regresión inconsistente es el cambio importante en el valor de los coeficientes al usar distintas muestras. Como corolario de lo
anterior, para que la inferencia sea confiable y no dependiente del tiempo, todas las series
involucradas en la regresión deben tener el mismo orden de integración.
Tabla 4. Estimaciones Modelo
Quintil
I II III IV V
Variable
Constante -0.016 -0.020 -0.012 -0.076 0.133
(-0.503) (-0.419) (-0.131) (-0.555) (0.450)
∆ Desempleo Estructural -0.107*** 0.091 -0.072 0.005 0.2260
(-1.824) (-1.099) (-0.460) (0.022) (0.441)
∆ Desempleo Cíclico -0.082** -0.070** -0.111** -0.073 0.383**
(-2.640) (-2.028) (-2.068) (-0.909) (2.195)
∆ Inflación 0.001 0.004* 0.004** 0.001 -0.010
(1.491) (3.502) (2.183) (0.365) (-1.592)
R² 0.48 0.38 0.22 0.10 0.20
Durbin-Watson 2.18 1.86 2.38 2.23 2.31
Test t en paréntesis
(*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente.
Periodo Estimación 1960 - 2008
∆ simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente.
Fuente: Elaboración Propia
En primer lugar, se encuentra evidencia de que aumentos en el desempleo
estructural tienen efectos negativos sobre la participación en el ingreso del primer
quintil, aunque no se encuentran efectos significativos para los demás quintiles. Por otro
lado, cambios en el componente cíclico del desempleo generan reducciones en la
fracción del ingreso que se llevan los tres primeros quintiles, e incrementan la
participación del quinto quintil. De esta forma, los movimientos observados en la
distribución del ingreso para el caso de Chile se vinculan principalmente a fluctuaciones
transitorias del mercado laboral, las cuales afectan de forma principal a la zona inferior
de la distribución de ingresos.
En cuanto a la inflación, los resultados indican que tendría un efecto progresivo
sobre la desigualdad de ingresos, ya que aumenta la fracción del ingreso que se lleva el
quintil 2 y 3 y reduce la fracción que se lleva el quintil 5, aunque el coeficiente para este
último es significativo al 12%. En Marcel (1994) se encuentra una discusión acerca de
las posibles causas de este resultado, ellos señalan que las posibles causas son cinco, la
primera es que existe una relación no lineal entre distribución del ingreso e inflación. La
segunda, que pueden existir efectos indirectos de ella en la distribución. En tercer lugar,
señalan que el impuesto inflación es un ingreso adicional para el gobierno que permite
entregar subsidios a las familias más pobres. Cuarto, el primer y quinto quintil pueden
tener ingresos relacionados con la inflación positiva (alza de precio) debido a que en
estos grupos existe autoempleo. Finalmente, incluye dos periodos en los cuales se
observa en uno un fuerte aumento de la inflación y una reducción de la desigualdad
mientras que en el otro una disminución de la inflación y un aumento de la desigualdad.
Debido a esto, es necesario realizar un análisis más profundo sobre la variable inflación,
ya que como se puede observar en el Gráfico 7, presenta un período en el cuál se
produce un quiebre importante en términos de niveles, llegando a valores que no se han
vuelto a repetir en el período de análisis, este periodo es el que se encuentra entre los
años 72 a 76.
Gráfico 7. Inflación Anual
0
100
200
300
400
500
600
1960
1963
1966
1969
1972
1975
1978
1981
1984
1987
1990
1993
1996
1999
2002
2005
2008
Inflación Anual
Fuente: Elaboración Propia
Lo anterior, lleva a pensar que el resultado obtenido se encuentra fuertemente
influenciado por las observaciones de dicho período, por lo tanto, una de las formas
propuestas para solucionar la fuerte influencia que pueden ocasionar en los resultados
algunas observaciones, se realizó la estimación sin contemplar dicho tramo, es decir,
desde 1975 a 2008.
Los resultados que se entregan en la Tabla 5 corresponden a dicha estimación,
en ella se puede observar que existe evidencia de que aumentos en el desempleo
estructural tienen efectos negativos sobre la participación en el ingreso del cuarto
quintil, aunque no se encuentran efectos significativos para los demás quintiles. Por otro
lado, cambios en el componente cíclico del desempleo generan reducciones en la
fracción del ingreso que se llevan los tres primeros quintiles, e incrementan la
participación del quinto quintil. Resultados concordantes en efectos con los obtenidos al
considerar como período de estimación desde 1960 al 2008. En relación a la inflación,
se observan resultados significativos para cuatro de los cinco quintiles, encontrando
efectos progresivos sobre la desigualdad de ingresos en el caso de los tres primeros
quintiles y un efecto regresivo en el quinto quintil, similar a lo encontrado tomando en
consideración el período completo de estimación.
Tabla 5. Estimaciones Modelo
Quintil
I II III IV V
Variable
Constante 0.0141 -0.0001 0.0519 -0.0630 -0.0024
(0.322) (-0.0022) (0.4331) (-0.3579) (-0.0064)
∆ Desempleo
Estructural
-0.0004 -0.0555 0.0886 -0.0441*** -0.0755
(-0.004) (-0.4926) (0.3898) (-0.1321) (-0.1058)
∆ Desempleo Cíclico -0.1056* -0.0819** -0.0971*** 0.0025 0.3703**
(-3.334) (-1.9825) (-1.5783) (0.0275) (1.8417)
∆ Inflación 0.0043* 0.0054* 0.0096** 0.0035 -0.0250***
(2.693) (2.5076) (2.0223) (0.4871) (-1.6397)
R² 0.57 0.46 0.23 0.12 0.28
Durbin-Watson 1.94 0.37 2.37 2.44 2.32
Test t en paréntesis
(*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente.
Periodo Estimación 1975 - 2008
∆ simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente.
Fuente: Elaboración Propia
Para realizar un estudio más acabado de la inflación, Mocan (1999) sigue a
Blank and Blinder (1986) quienes descomponen la tasa de inflación utilizada en el
análisis entre anticipada y no anticipada, para realizar la descomposición de esta
variable por medio de un modelo simple para generar expectativas, ajustándola a un
modelo ARIMA(p,d,q) donde las predicciones para un período adelante es empleada
como la inflación anticipada y la diferencia entre la inflación observada y la anticipada
corresponde a la inflación no anticipada. Esto lo realizan con el fin de descomponer el
efecto de la inflación, diferenciando entre el que es provocado por el alza en los precios
que es esperada por los agentes en relación a las variaciones en los precios que no son
esperadas. El modelo que sigue la inflación en este estudio corresponde a un
ARIMA(2,1,1), mientras que su primera diferencia puede ser representada por un
modelo ARMA(2,1), siendo esta la especificación utilizada en el estudio. La
descomposición de la inflación entre aquella que es anticipada y la que no lo es se
entrega en el Gráfico 8.
Gráfico 8. Inflación Anticipada y No Anticipada
-200
-100
0
100
200
300
400
500
600
1963
1965
1967
1969
1971
1973
1975
1977
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
Inflación Anticipada Inflación No Anticipada
Fuente: Elaboración Propia
Al igual que en el modelo anterior, se realizaron las estimaciones para los dos
períodos de estimación, es decir, desde 1960 al 2008 y desde 1975 al 2008, los
resultados para el primer período se muestran en la Tabla 6, mientras que para el
segundo en la Tabla 7.
Tabla 6. Estimaciones Modelo
Quintil
I II III IV V
Variable
Constante -8.3325 -1.2664 7.6695 12.6603 -13.5143
(-1.3012) (-0.2538) (0.5866) (0.7027) (0.7495)
∆ Desempleo Estructural
-0.0953** -0.0621 -0.0317 0.2345 -0.0464
(-2.2199) (-0.4900) (-0.1509) (0.8329) (0.9438)
∆ Desempleo Cíclico -0.0690*** -0.0582 -0.0985** -0.0462 0.334
(-1.3115) (-1.2805) (-1.7346) (-0.5703) (0.0802)
Inflación Anticipada 0.2668 0.0401 -0.2473 -0.4078 0.4382
(1.2981) (0.2505) (-0.5892) (-0.7056) (0.7469)
Inflación No Anticipada -0.0002 -0.0004 -0.0004 -0.0028*** 0.0033
(-0.3503) (-0.4972) (-0.3185) (-1.5644) (0.4373)
R² 0.47 0.22 0.13 0.16 0.17
Durbin-Watson 1.97 1.81 2.04 2.22 2.11
Test t en paréntesis
(*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente.
Periodo Estimación 1960 - 2008
∆ simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente.
Fuente: Elaboración Propia
En esta tabla se puede observar que la mayor parte de las variables utilizadas en
la estimación dejan de ser significativas. En el caso del desempleo estructural, se
encuentran efectos regresivos en el primer quintil, sin que se encuentren efectos
significativos en el resto de los quintiles. Además, un efecto regresivo del desempleo
cíclico en el primer y tercer quintil, es decir, modificaciones del componente cíclico del
desempleo disminuyen la participación de dichos quintiles. En relación a la inflación un
efecto regresivo de la inflación no anticipada del cuarto quintil.
En la Tabla 7, en general, se observa un mayor número de variables en que su
efecto es significativo. En relación al desempleo, se puede apreciar que el desempleo
estructural tiene efectos no significativos sobre la fracción del ingreso total que se lleva
cada quintil, lo cual tiene cierta lógica debido que este tipo de desempleo se relaciona
con las modificaciones que se producen en el largo plazo y tienen que ver con la
estructura del mercado laboral, mientras que el desempleo cíclico, el que se relaciona
con el corto plazo, muestra efectos regresivos para el primer y tercer quintil y un efecto
progresivo para el quinto quintil. Lo anterior, significa que modificas en desempleo
cíclico produce que el primer y tercer quintil disminuyan la fracción del ingreso total
que se llevan estos quintil y aumente la fracción lograda por el quinto quintil.
Tabla 7. Estimaciones Modelo
Quintil
I II III IV V
Variable
Constante
-3610.83** -4174.93** -14475.77** 5935.21 23909.99
(-1.7588) (-2.0387) (-2.1236) (0.6236) (1.0565)
∆ Desempleo
Estructural
-0.0476 -0.0499 0.0108 -0.0299 -0.0148
(-0.5409) (-0.5033) (0.0496) (-0.1089) (-0.0218)
∆ Desempleo
Cíclico -0.1047* -0.0482 -0.1134** 0.0639 0.325***
(-3.4596) (-1.2099) (-1.8068) (0.7003) (1.5535)
Inflación Anticipada 115.95** 134.07** 464.86** -190.6 -767.82
(1.7588) (2.0387) (2.1236) (-0.6236) (-1.0565)
Inflación No
Anticipada
-0.0021** -0.0034* -0.0048** -0.0012 0.014**
(-2.3376) (-3.1174) (-1.8633) (-0.3383) (1.7653)
R² 0.57 0.51 0.28 0.18 0.30
Durbin-Watson 1.98 1.75 2.32 2.32 2.36
Test t en paréntesis
(*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente.
Periodo Estimación 1975 - 2008
∆ simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente.
Fuente: Elaboración Propia
Con respecto a la inflación, se encuentra que la inflación anticipada tiene efectos
progresivos significativos para los tres primeros quintiles, lo cual se puede explicar por
que al ser un alza generalizada en los precios que los agentes esperan éstos modifican
sus decisiones de consumo con el fin de suavizar los efectos del alza de precio de los
bienes y servicios. Mientras que la inflación no anticipada tiene efectos regresivos en el
caso de los tres primeros quintiles y un efecto progresivo para el quinto quintil, esto
debido a que en este caso se presenta un alza mayor en los precios de la cual esperaban
los agentes por lo tanto no pueden anticiparse a este hecho.
5. Conclusiones y Comentarios Finales
En esta investigación, se estudia la relación existente entre el ciclo económico y
la distribución del ingreso para el caso de Chile. A diferencia de los estudios anteriores
realizados para el caso chileno, en este estudio se incorporan tres importantes
modificaciones. En primer lugar, se analizan las propiedades de las series utilizadas en
las estimaciones, en particular, se testea la presencia de raíces unitarias, lo cual es clave
al momento de escoger la forma funcional adecuada. En segundo lugar, se descompone
la tasa de desempleo en su componente estructural y cíclico, de forma de analizar los
efectos distintos de movimientos de corto y largo plazo de la tasa de desempleo sobre la
distribución del ingreso. En tercer lugar, se separa en la inflación entre anticipada y no
anticipada con el fin de explicar de una manera más detallada los efectos que esta
variable produce en la distribución del ingreso.
En la sección 2 se encuentra evidencia de que los estudios previos realizados
para el caso chileno, pueden llevar a resultados erróneos, al no considerar la presencia
de raíces unitarias no cointegradas en las regresiones estimadas. En particular, se
encuentra que la fracción del ingreso de cada quintil y la tasa de desempleo tienen raíz
unitaria y no se encuentra evidencia a favor de una relación de cointegración entre
ambas.
Los resultados de las distintas estimaciones realizadas revelan que aumentos en
el componente cíclico del desempleo tienen efectos regresivos, ya que reducen la
participación de los tres primeros quintiles en el ingreso total, e incrementan la fracción
del quintil superior, aunque estos efectos no son significativos en todas las estimaciones
realizadas. Por otro lado, movimientos de largo plazo en el desempleo no afectan de
forma significativa la distribución del ingreso. Estos resultados contrastan con aquellos
encontrados por Mocan (1999) para el caso de EE.UU, ya que en dicha investigación los
movimientos en la distribución del ingreso son explicados principalmente por el
componente estructural del desempleo cuando no separa entre inflación anticipada y no
anticipada, pero son similares a los encontrados por él al separar en ambos tipos de
inflación.
Consistentemente con otras investigaciones, se encuentra un efecto progresivo
asociado a la inflación tanto al estimar el período de análisis completo como al eliminar
de la muestra el periodo en el cual se presentan altos niveles inflacionarios. Sin
embargo, un estudio específico que analice los mecanismos a través de los cuales se
materializa esta relación sería importante para interpretar este resultado. Al intentar
realizar un mejor análisis de los efectos de la inflación, separándola en anticipada y no
anticipada, se encuentra que la primera tiene progresivos para los tres primeros
quintiles, lo cual es consistente con lo encontrado por Mocan (1999) para EE.UU.
Mientras que en el caso de la segunda, presenta efectos regresivos para los tres primeros
quintiles y progresivo para el último quintil, lo cual difiere del resultado de Mocan
(1999) para EE.UU.
Según lo señalado anteriormente, las políticas que buscan actuar en el mercado
laboral de forma de evitar aumentos significativos en la tasa de desempleo, tendrían
efectos importantes en la distribución del ingreso, los cuales beneficiarían
principalmente a los hogares de las zonas más bajas de la distribución. Por otro lado,
aquellas políticas que buscan afectar el componente estructural del desempleo deberían
tener efectos en el nivel de ingreso, pero según lo encontrado en esta investigación no
generarían cambios en la desigualdad del ingreso. Un desafío pendiente es analizar
cuáles son los factores estructurales que explican los altos niveles de desigualdad que
existen en Chile al compararlo con los datos internacionales.
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