convergencia regiona y capital humanl o...

C O N V E R G E N C I A R E G I O N A L Y C A P I T A L H U M A N O E N M É X I C O , D E L O S A Ñ O S 80 A L 2002

F e r n a n d o B a r c e i n a s *

Universidad Autónoma Metropolitana

José L u i s R a y m o n d

Universidad Autónoma de Barcelona

Resumen: E l t raba jo analiza la problemática de la convergencia regional en el caso de México. A pesar de que algunos mecanismos de convergencia regional operan, como por ejemplo, el relativo al mayor rendimiento de la inversión educativa en las regiones menos desarrolladas frente a las más desarrolladas, la evidencia disponible sugiere que en la economía ha operado un proceso de divergencia. Ciertas externalidades consustanciales al desarrollo económico, potenciadas por la liberalización y globalización, se identifican como posibles causas del proceso.

Abstract: The paper analyzes the problems of regional convergence for the Mexican case. A l though some mechanisms of regional converge operate, for instance those related to the greater performance of educational investment in less developed regions before those more developed, the available evidence suggests t h a t in the economy a process of divergence has operated. Certain externalities inherent to economic development, strengthened by l iberalization and globalization are identified as possible causes of the process.

Clasificación J E L : Rll J24

Palabras clave: convergencia regional, ecuación de ingresos

Fecha de recepción: 18 III 2004 Fecha de aceptación: 12 V 2005

* Agradecemos los valiosos comentarios de dos dictaminadores anónimos. Los errores y omisiones que pudieran persistir son responsabilidad exclusiva de los autores. fba,[email protected], [email protected]

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264 ESTUDIOS ECONÓMICOS

1. Introducción

E l propósito de este t r a b a j o consiste en analizar la problemática de la convergencia regional en México indagando, en qué medida, la distribución del n ive l educativo de la población activa a escala regional puede cont r ibu i r a la explicación del proceso. E n efecto, e l n ive l educativo se ha identificado en diversos estudios como u n claro determinante de la distribución personal de la renta (véase Fields, 1998; Oliver, Ramos y R a y m o n d , 2001 o Barceinas y Raymond , 2003; para una aplicación de esta metodología al caso de México) . Por extensión, cabe también t r a t a r de analizar en que medida la distribución del cap i ta l humano puede cont r ibu i r a la distribución de la r e n t a a escala regional (véase Raymond , 2002).

E l artículo se estructura de la siguiente forma. E n pr imer lugar, se analizan los rendimientos de la inversión educativa a escala regional a p a r t i r de la estimación de ecuaciones de ingresos, u t i l i zando datos micro provenientes de las correspondientes encuestas de ingresos y gastos. Se constata que, efectivamente, y según sugiere la aprox i mación estándar al problema de la convergencia, los rendimientos de la educación t ienden a ser más elevados en las zonas menos desarrolladas, frente a las más desarrolladas. No obstante, cuando seguidamente se analizan los datos se confirma que, de hecho, la convergencia no ha operado. El lo lleva a cuestionarse posibles mecanismos favorecedores de la divergencia que han más que compensado los factores de convergencia. Por último, unas consideraciones finales c ierran la exposición.

2. C o n v e r g e n c i a y r e n d i m i e n t o de l a inversión e d u c a t i v a a e s c a l a r e g i o n a l

U n mecanismo de convergencia dentro del marco teórico del modelo neoclásico de crecimiento es el d i s t into rendimiento del cap i ta l de acuerdo con el nivel de desarrollo económico. De este esquema teórico se infiere que el capita l debe fluir de las zonas más desarrolladas, en las que es u n recurso relativamente abundante, hacia las menos desarrolladas en las que tiene el carácter de u n recurso relat ivamente escaso. Si se considera la educación como una forma de cap i ta l , concretamente, capita l humano, cabe suponer que los rendimientos de la educación t ienden a ser más elevados en las regiones menos desarrolladas que en las más desarrolladas. A diferencia del capita l financiero, el cap i ta l humano no se desplaza de las zonas ricas a las pobres, sino al

C A P I T A L H U M A N O EN MÉXICO 265

contrario . E l mecanismo de convergencia, en este caso, opera por dos cauces: el diferencial de rendimiento es directamente u n mecanismo de convergencia y el desplazamiento de la población de las zonas po bres a las ricas es una vía adicional para igualar rentas per-cápita. E n cuanto al nivel de desarrollo regional , podría medirse por los ingresos per-cápita o, directamente, a través de los niveles de escolaridad per-cápita, si lo que se pretende captar es el grado de escasez de cap i ta l humano. De hecho, entre ambas variables la evidencia muestra u n a elevada correlación, l levando ambas medidas a conclusiones s imilares .

Con el ob jet ivo de constatar si este t i p o de aseveración se presenta en México, considérese la clásica ecuación minceriana estándar de salarios:

l o g F = a + flS -f- \expe 4- R)2^xpe2 4- £ (1)

donde Y = ingreso salarial , S = años de escolaridad, expe — años de experiencia y e el término de perturbación estocástico. 1 U n a de sus principales características de esta ecuación estriba en proporc ionar una aproximación de los rendimientos de la educación, esto es, una evaluación del incremento porcentual en los salarios como consecuencia del incremento de un año de escolaridad que, en este caso, viene dado por el parámetro 0.?

De acuerdo con una regionalización proporcionada en el anexo 1, se procedió a estimar la ecuación (1) para cada una de las diez regiones

Cabe mencionar que sólo se consideraron a los individuos entre 16 y 65 años que trabajan de t iempo completo, esto es, que reportan más de 35 horas trabajadas a la semana y reciben un ingreso por remuneraciones al t raba jo , pero no por renta empresarial. Los ingresos son netos y trimestrales. Por o t ro lado, desafortunadamente la ENIGH no proporciona los años reales de estudio, sino el grado máximo de escolaridad alcanzado, a par t i r del cual se infirió una proxy de los años de estudio. La experiencia es potencial, es decir, edad menos años de escolaridad menos seis.

2 Para una revisión teórica y empírica de esta ecuación véase: Card (1999 y 2001) y Asp lund y Thelado (1999), entre otros. Para el caso de México algunos de los trabajos más citados y basados en la información de la ENIGH son: Bracho y Zamudio (1994), Zamudio y Bracho (1994), Psacharopoulos, et al. (1996), Barceinas (1999), Rojas, Ángulo y Velázquez (2000) y Barceinas (2002), con otras bases de datos: Singh y Santiago (1997), Smi th y Metzer (1998) y López Acevedo (2004), entre otros. Cabe resaltar que las tasas aquí calculadas caen dentro del rango de las antes mencionadas, aunque evidentemente existen algunas diferencias no sustanciales debidas a las distintas especificaciones y fi ltros muéstrales.


definidas. 3 Los resultados se muestran en el cuadro 1. E n general , se aprecia que los rendimientos exper imentan u n incremento de 1984 hasta 1994, donde algunas de las regiones alcanzan su máximo, para después descender l igeramente o mantenerse en los mismos niveles hasta el año 2002.

Como ya se afirmó, existe una cierta evidencia internac ional de que los rendimientos de la educación declinan a medida que crece la educación media y el ingreso per-cápita (véase Trostel , Walker y Woolley, 2002), es decir, una cierta evidencia de convergencia a escala m u n d i a l . Si se traslada este razonamiento al caso de México , parece percibirse que dicha tendencia tiende a cumplirse. Por ejemplo, es claro que la región más pobre (sur) experimenta uno de los rendimientos educativos más elevados en todo el período de análisis y que, la región "península", igualmente de ingresos bajos, presenta altos rendimientos de la educación a p a r t i r , sobretodo, de los años 90. Por otro lado, las regiones más desarrolladas, que corresponden a las del norte del país, muestran los rendimientos de la educación más bajos, en part i cu lar , a p a r t i r de 1994. Finalmente , nótese que la capi ta l , una de las regiones con mayor ingreso per-cápita, si b ien tiene unos rendimientos por lo regular por debajo de la media, no son, en todas las ocasiones, de los más bajos.

Una forma más fácil de percibir las relaciones anteriores es por medio de u n diagrama de dispersión entre el rendimiento educativo y el ingreso per-cápita regional (gráfica 1) y o tro correspondiente entre el rendimiento educativo y los años de escolaridad promedio (gráfica 2). Aunque no de forma categórica, las gráficas muestran esa asociación negativa en prácticamente todos los años de la muestra (con excepción del año 2000, en el caso de la relación rendimiento -escolaridad).

Una manera a l ternat iva y más formal de establecer que son negativas las relaciones entre los rendimientos educativos y el ingreso, por u n lado, y entre los rendimientos educativos y el nivel educativo, por el o t ro , es la siguiente. Cabe p a r t i r , en pr imer lugar, de las estimaciones por separado para cada año, de una ecuación que liga los rendimientos educativos por regiones con los ingresos regionales en términos per-cápita:

La regionalización está basada en la propuesta de Bassols (1983). No obstante, existen algunas pequeñas diferencias, por ejemplo, el hecho de d iv id i r la región centro-este en dos: centro (Hidalgo, Morelos, Puebla, Querétaro y Tlaxcala) y capital (Dis t r i to Federal y Estado de México).

CAPITAL H U M A N O EN MÉXICO 267

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R = ai + (3X l o g ( F ) para 1984

R. = a8 + 0g l o g ( y ) para 2002

donde R = rendimiento de la educación y Y = ingreso. Estas ecuaciones pueden escribirse conjuntamente de la siguiente

forma:

R — a\ + T)2Á 1 9 8 9 + 7 7 3 ^ 4 1 9 9 2 + ? 7 4 - 4 1 9 9 4 + ^ 5 ^ 1 9 9 6 + ^ 7 6 ^ 1 9 9 8 + ^ 7 ^ 2 0 0 0

+ 7 7 8 - 4 2 0 0 2 + < $ 2 ^ 1 9 8 9 + ^ 3 ^ 1 9 9 2 + ¿ 4 ^ 1 9 9 4 + ¿ 5 - ^ 1 9 9 6 + ¿ 6 ^ 1 9 9 8

+ ^ 7 ^ 2 0 0 0 + ^ 8 ^ 2 0 0 2 + 01 log(y) + £

donde A1989 = 1 si el año es 1989 y 0 en o t ro caso, ^1992 = 1 si el año es 1992 y 0 en o t ro caso, y así sucesivamente hasta

-42002, V2 = («2 ~ « i ) , m — (®3 ~ <*i),

y así sucesivamente hasta

T / 8 = ( « 8 — 5 - ^ 1 9 8 9 ~ variable dummy

que t o m a el valor del \og(y) si el año es 1989 y 0 en otro caso, y

£ > 1 9 9 2 , £ ) 1 9 9 4 , £ > 1 9 9 6 , ^ 1 9 9 8 , ^ 2 0 0 0 Y - ^ 2 0 0 2

son igualmente variables dummies definidas como la anterior , pero para los años 1992, 1994, 1996, 1998, 2000 y 2002, respectivamente.

Así planteado el modelo, nótese que

¿ 2 = (02 ~ Pl), ¿ 3 = (03 - Pl), ¿ 4 = (04 ~ Pl), ¿ 5 = (05 - Pl),

¿6 = (06 ~ Pl), h = (07 ~ Pl) Y ¿8 = (08 ~ Pl), esto es, que los coeficientes Si representan las desviaciones de los coeficientes 0i con respecto al coeficiente 0\, o sea, al del año 1984. De esta manera, bajo la hipótesis nula

Ho : Ó2 = Ss = ¿>4 = 6$ = 6Q — 67 — óg — 0,

las pendientes serían las mismas en todos los años de la muestra. U n modelo s imilar , pero sustituyendo el l o g ( F ) por la escolari

dad permite comprobar la relación negativa entre los rendimientos y el nivel de escolaridad. Los resultados se muestran en el cuadro 2, tanto para la relación rendimientos-ingreso como para la relación rendimientos-escolaridad.


Gráfica 1 Rendimiento del capital humano e ingreso medio regional


1994

0.19-i

0.18-

0.13 -i 1 . . . 1 . .

8.6 8.8 9.0 9.2 9.4 9.6 9.8 10.0

log(ingreso)

C A P I T A L H U M A N O EN MÉXICO


Gráfica 2

Rendimiento del capital humano y escolaridad

1984 0.17

0.11 -I , , i , , r -4.4 4.9 5.4 5.9 6.4 6.9

escolaridad


Gráfica 2 (continuación)

1992

0.18

0.13

0.12 I- . 1 1 1 — . 1 r-

4.7 5.2 5.7 6.2'" 6.7 7.2 7.7 8.2

escolaridad


Gráfica 2 (continuación)

1996

0.19-,

0.18-, § *

5.0 5.5 6.0 6.5 7.0 7.5 8.0 8.5

escolaridad


C u a d r o 2 Prueba de hipótesis de igualdad de pendientes

Variable dependiente: rendimiento

Variables in log (ingreso)

coeficiente \ estad, t

dependientes escolaridad

coeficiente \ estad, t

ài 0.6484 6.33 0.2310 11.25 m -0.3200 -1.73 -0.0552 -1.89 V3 -0.2298 -0.92 -0.0293 -0.98 V4 -0.2523 -1.78 -0.0250 -0.86 V5 -0.0539 -0.28 0.0048 0.10 V6 -0.1035 -0.60 -0.0030 -0.07 W 0.0410 0.08 -0.0829 -0.86 rjs 0.3576 2.04 0.0900 1.73

0.0350 1.71 0.0100 2.17 ¿3 0.0270 1.00 0.0081 1.83 ¿4 0.0298 1.92 0.0085 1.83 ¿5 0.0061 0.28 0.0040 0.60 ¿6 0.0122 0.63 0.0056 0.88 07 -0.0045 -0.08 0.0149 1.17 08 -0.0398 -2.07 -0.0079 -1.14 01 -0.0560 -5.00 -0.0161 -4.91

R2 a justada 0.34 0.28 Estadístico F 3.77 3.03

Valor P 0.00 0.00 Núm. observ. 80 80

Nota: Estadísticos t robustos a heteroscedasticidad calculados por el método de W h i t e .

A p a r t i r de los resultados del cuadro 2 se desprende la existencia de una clara relación negativa y significativa entre los rendimientos de la educación y los ingresos per-cápita o la educación promedio. Además, la hipótesis nula de igualdad de pendientes en cada año no es rechazada a u n nivel de significancia de 5% en el caso de la relación rendimiento-ingreso, aunque sí lo es en el de la relación rendimiento -


educación, al mismo nivel de significancia. E n consecuencia, es posible a f i rmar que, en el caso de México, las relaciones rendimientos -escolaridad y rendimientos-ingresos se c ompor tan de acuerdo con lo pronosticado por la teoría y que, en esencia, no han exper imentado modificaciones sustanciales en los años contemplados. E n efecto, t a l como refleja el cuadro 2, n inguna ó i n d i v i d u a l , coeficiente que m i d e el cambio de pendiente, es signif icativa al 5%, salvo <5g que es m a r g i n a l -mente signif icativa a este nivel en la ecuación de ingreso y ó2 en la ecuación de escolaridad.

No obstante, la cuestión fundamental consiste en preguntarse si esta confirmación de la teoría se traduce, en última instancia , en el hecho de que estamos en presencia de u n proceso de convergencia regional en términos de ingresos per-cápita. Con respecto a el lo , como veremos en el apartado siguiente, la respuesta es más bien la cont r a r i a , esto es, la brecha en términos de bienestar entre regiones, medida como ingresos per-cápita, más que reducirse se está ampl iando . U n a posible explicación a esta aparente paradoja se propondrá en los siguientes apartados.

3. C o n v e r g e n c i a r e g i o n a l e n va lor a g r e g a d o b r u t o frente a c o n v e r g e n c i a r e g i o n a l e n v a l o r agregado b r u t o per-cápita.

Una manera estándar de constatar en qué medida las diferencias en bienestar entre los dist intos espacios económicos que componen el país h a n tendido a l imarse, o por el contrario , a acentuarse, consiste en evaluar, tomando como unidad los 32 estados de la República, la denominada convergencia sigma referida tanto al valor agregado b r u t o ( V A B ) , como al valor agregado b r u t o per-cápita ( V A B p c ) . 4

Cuyas definiciones estándar son:

£ [log(VABpcit) - log(VABpct)] Sigma VABpc —

E [log(VABit) -log(VABt)]2

Sigma VAB =


L a evolución de la convergencia sigma referida al VAB per-cápita es la medida usual de dispersión, de t a l f orma que u n valor cero i m plica que todos los estados comparten exactamente la m i s m a renta per-cápita, mientras que a l aumentar el grado de desigualdad t a m bién lo hace el índice. Por el contrar io , la convergencia sigma referida al VAB es una medida de dispersión de la producción entre estados. Su valor numérico no tiene u n especial significado, pero sí su evolución tempora l . U n valor numérico creciente es expresión de que la produc ción tiende a concentrarse en determinados estados, mientras que u n valor decreciente se obtiene si la producción tiende a d is tr ibuirse de forma más igua l i tar ia entre los mismos.

E n la gráfica 3 se muestra l a convergencia regional sigma en (VAB) y en (VABpc) de las 32 entidades federativas para: 1970, 1975, 1980, 1985 y 1993-2001, que son los únicos años para los cuales la i n f o r m a ción a nivel de ent idad está disponible.

Gráfica 3 Convergencia sigma del VAB y del VAB pe

0.90 0.40 1970 1975 1930 1985 1990 1995 2000

año

sigma rab sigma vab pe

Fuente: INEGI

Como se desprende de la gráfica 3, entre 1970 y 1993 a nivel de VAB se dio u n proceso de convergencia más o menos claro, el cual se refuerza por el hecho de que la participación de los cinco estados de


mayor peso económico ( D i s t r i t o Federal, México, Jalisco, Nuevo León y Veracruz) pasó de 56% en 1970 a 52% en 1993, para mantenerse más o menos en ese orden por el resto del período analizado. E n el otro extremo, los cinco estados con menor participación en términos de V A B (cuya composición sufre algunos cambios, pero con las permanentes apariciones de Col ima, T laxca la y B a j a Cal i fornia Sur) han incrementado su participación de 1.8% en 1970 a 3% en 1993, para permanecer en ese nive l por el resto del período. Cabe mencionar que la convergencia en V A B es c lara para el período 1970-1993, pero no se da a p a r t i r de dicho año.

Por lo que respecta a la convergencia en V A B p c , la h i s to r ia es otra . Por un lado, se tiene que el promedio aritmético del VAB p e de los cinco estados más ricos (que a través del período cambia constantemente su constitución,, pero con la permanencia siempre del D F y de Nuevo León) se sitúa 57% por encima de la media nacional para 1970, pero se va incrementando, con algunas fluctuaciones, hasta estabilizarse en los 90s en alrededor del 80% por encima de la media nacional. E n el caso de los cinco estados más pobres, se tiene que se localizan debajo de la media nacional en u n promedio entre 49 y 53%, con ligeras fluctuaciones a lo largo del período. E n otras palabras, los estados ya considerados ricos en términos relativos al pr inc ip io del período analizado son, hacia el final, aún más ricos, mientras que los pobres permanecen en su estado de pobreza relativa durante el período. E n otras palabras, no existe convergencia regional en V A B per-cápita.

Obsérvese que la convergencia sigma referida al V A B per-cápita ofrece una información d i s t in ta y complementaria de la referida al V A B . A título i lus t ra t ivo , si se producen movimientos migrator ios de población que se desplaza de estados pobres a estados ricos, puede coexistir convergencia sigma referida a V A B per-cápita. a la vez que divergencia sigma referida a V A B . Por el contrario , si la población permanece fija, la convergencia sigma referida al V A B per-cápita discurrirá a la par con la convergencia sigma referida al V A B . F inalmente , si los estados pobres ganan más población que los ricos, podemos asistir a u n proceso de convergencia en V A B y divergencia en V A B per-cápita.

Con el ob jet ivo de explorar la relación tempora l entre V A B , V A B per-cápita y población, consideremos la siguiente ident idad:

VAB VABpc = POBLACIÓN

E n consecuencia:

CAPITAL H U M A N O EN MÉXICO 281

log(VABpc) = log(V AB) - \og(POBLACION)

Por lo tanto :

2 °vabpc

2 , 2 °vab + O-

población - 2 0~vab,población

E n la gráfica 4 se presenta esta descomposición simple para los años en los cuales existe información. A través de ella se verifica que, efectivamente, para el período de estudio se observa una convergencia en términos de V A B y una divergencia en términos de V A B per-cápita. No obstante, lo interesante a destacar radica en el hecho de que la covarianza entre el V A B y la población disminuye drásticamente entre 1970 y 1993, para después mantenerse relat ivamente constante. E n otras palabras: conforme pasa el t i empo los estados ricos pierden población y los estados pobres la van ganando, ambos en términos relativos.

Gráfica 4 Descomposición del VAB per-cápita.

1.50

1.00

0.50

-0.50

-1.00

-1.50

-2.00 1970 1975 1980 1985 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

l varianza VABpc D alianza VAB

l ianza POBLACIÓN H - 2 C C M V A B , POBLACIÓN)!

E n este proceso, el D i s t r i t o Federal juega u n papel fundament a l , líder tanto en V A B como en V A B per-cápita, que va perdiendo


sistemáticamente población. E n el o t ro extremo, Chiapas, uno de los estados más pobres, experimenta u n incremento notable en términos de crecimiento de la población y el Estado de México, u n estado igualmente pobre en términos de V A B per-cápita, también ve cómo su población crece m u y por encima de la media nacional. A d i c i o n a l -mente, nótese que la varianza de la población desciende, lo eme i m plica que no existe u n proceso de despoblamiento en ningún estado, más aún, los estados con las menores participaciones poblacionales al pr inc ip io del período ven incrementadas, en términos relativos, sus participaciones. Lo contrar io sucede con los estados más poblados ( D F , J a l i s c o , V e r a c r u z ) . E n g e n e r a l ( c o n l a n o t a b l e e x c e p c i ó n d e l E s t a d o d e M é x i c o ) , d i c h o s e s t a d o s v a n p e r d i e n d o p o b l a c i ó n e n t é r m i n o s relativos.

E n consecuencia, los movimientos de población han d iscurr ido de forma contraria a lo que cabría esperar a priori, a l c o n t r i b u i r a l incremento de la desigualdad en la distribución del ingreso per-cápita entre regiones. Anal izar las razones que subyacen a este proceso debe pos ib i l i tar u n mejor conocimiento de los mecanismos de convergencia. E l siguiente extremo a examinar es el papel que ha desempeñado a l respecto la distribución regional del capi ta l humano.

4. Distribución d e l c a p i t a l h u m a n o p o r regiones y r e n t a r e g i o n a l

Con el ob jet ivo de indagar hasta qué punto la desigual distribución del cap i ta l humano entre regiones puede explicar la desigual distribución de los ingresos regionales, a continuación se presenta una variación de la ecuación minceriana de ingresos con las siguientes características: 1) la variable dependiente no son los salarios, sino que está consti t u i d a por la t o t a l i d a d de ingresos. Se t r a t a pues, de una ecuación de ganancias, no de salarios, 2) el punto de referencia es el hogar, no el ind iv iduo . Dado que los ingresos aluden al hogar; escolaridad, experiencia y edad deben ser expresión de los valores medios que tales variables adoptan para el hogar, 3) puesto que, ceteris paribus, los ingresos totales del hogar dependerán del número de perceptores de ingresos en cada hogar, dicha variable debe figurar también como expl icat iva. La ecuación postulada es pues del t i po :

log Y* = a0 + a i l og (P ) + 0S* + jxedad* + -y2edad*2 + s (2)

donde y * = t o t a l de ingresos del hogar, P = número de perceptores de ingresos en el hogar, S* — escolaridad promedio del hogar y edad""

C A P I T A L HUMANO EN MÉXICO 283

= edad promedio del hogar. Los resultados de la ecuación a n ive l regional se presentan en el cuadro A 2 del anexo estadístico, con la misma regionalización u t i l i zada en la sección tres.

Estas estimaciones son las que se emplean para llevar a cabo el siguiente ejercicio de simulación. Si consideramos la desviación estándar del l ogar i tmo de los ingresos familiares promedios entre regiones como una medida de desigualdad regional , se obtiene, por ejemplo para el año 1984, u n valor de 0.25. Es evidente, y de acuerdo con la propia definición, que si todas las regiones tuv ieran la m i s m a renta promedio, la correspondiente desviación estándar sería nula . A continuación se procede al cálculo de la desviación estándar hipotética de la renta regional , bajo el supuesto de que el acervo de cap i ta l humano promedio de todas las regiones fuera el mismo. E n términos prácticos, lo que se hace es operar con los microdatos de las encuestas, aumentando o reduciendo la escolaridad observada de cada hogar en u n porcentaje determinado, de manera t a l , que se garantice la igua l dad de medias, pero preservando la heterogeneidad en la distribución del cap i ta l humano al inter ior de cada región. E n otras palabras, para una determinada región, la escolaridad promedio de cada hogar se ha mul t ip l i cado por u n mismo factor de corrección. De esta forma es posible obtener una hipotética desigualdad en la distribución regional de la renta, bajo el supuesto de que la escolaridad regional promedio coincidiera. Si seguimos con el ejemplo de 1984, e l índice seleccionado de desigualdad regional adopta, bajo este supuesto, el valor de 0.18. E n consecuencia, por diferencia entre la desigualdad observada y la desigualdad hipotética previamente calculada, se obtiene la desigualdad en la distribución regional del ingreso a t r ibu ib l e a la desigual distribución del cap i ta l humano entre regiones que, en nuestro ejemplo, corresponde a 0.07, esto es, u n 27.4% con respecto al índice de desigualdad or ig inal . Los resultados de este ejercicio de simulación se muestran en el cuadro 3.

Es de notar , en pr imer lugar, que la distribución regional de los ingresos familiares: se deteriora progresivamente entre 1984 y 1994 (el índice pasa de 0.25 a 0.36), mejora levemente en 1996, empeora en 1998 (0.38) alcanzando el valor extremo de todo el período analizado, en 2000 muestra una signif icativa mejoría (0.27) y, finalmente, vuelve a empeorar en el 2002 (0.32) con u n valor que, por coincidencia, representa el valor medio del período. E n la última fila del cuadro 3 se anota el porcentaje de esta desigualdad, a tr ibu ib le a la desigual distribución del cap i ta l humano entre regiones. A l respecto, cabe señalar que la explicación proveniente del capi ta l humano es considerable: varía de 25 hasta 43 por ciento. Adic ionalmente , es de l lamar


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la atención el hecho de que dicho porcentaje es creciente para el período 1984-1994 y, a p a r t i r de ahí, comienza u n decrecimiento, aunque para el año 2002 nuevamente repunta .

A l t omar en consideración la evolución posi t iva de la economía mexicana durante el período 1984-1994, la fuerte devaluación del peso a finales de 1994, la severa crisis económica de 1995 y 1996 y l a tenue recuperación a p a r t i r de 1997, los resultados anteriores no de jan de ser, a l menos, contra i n t u i t i v o s : cuando la economía marcha bien, la distribución regional del ingreso empeora y la aportación que se explica por la desigual distribución del capi ta l humano entre regiones se incrementa.

Este fenómeno podría considerarse, por u n lado, como u n reflejo de una idea ver t ida en anteriores estudios sobre convergencia reg ional : 5 las condiciones iniciales son las que t ienen u n efecto i m portante en el crecimiento económico al inter ior del país. Por ende, las regiones que están mejor preparadas son las que más beneficio obtienen de u n boom económico, esto es, crecen más rápidamente d u rante dicho periodo, mientras las regiones pobres permanecen en las mismas condiciones y, en el peor de los casos, se deter ioran.

U n a hipótesis adicional y complementaria consiste en postular que, cuando la economía crece, el premio a la mayor educación, es decir, el rendimiento de la educación, se incrementa, pero no de manera homogénea entre los diversos niveles educativos. Si el rend imiento educativo es mayor conforme se escala en el n ive l de estudios, se podría explicar entonces la relación posit iva entre crecimiento económico e incremento de la desigualdad del ingreso. 6 Por o tro lado, el mayor rendimiento de la educación de niveles superiores de estudios podría estar funcionando como u n polo de atracción en ciertas regiones del país que se caracterizan por ofrecer actividades laborales con requer imientos de educación superior. E n consecuencia, en t iempos de crecimiento económico podría darse u n proceso de migración de i n dividuos de educación superior hacia determinadas regiones, lo que terminaría por demostrar la participación creciente en la explicación de la desigualdad regional, cuyo origen es la desigual distribución del capi ta l humano entre regiones.

° Véase Esquivel (1999) para el caso de México y Krueger y L i n d a h l (2001) para un análisis más amplio del papel de la educación y de las condiciones iniciales en el crecimiento del ingreso.

6 Que el rendimiento de la educación se incremente conforme lo hace el nivel educativo está comprobado empíricamente en Barceinas y Raymond (2003).


5. Descomposición d e l índice de d e s i g u a l d a d p o r g r u p o s

Hasta ahora se ha establecido que, aunado a u n proceso de divergencia en V A B per-cápita, igual se presenta uno de deterioro en la desigualdad del ingreso, aunque ciertamente u n poco atenuado en los últimos años. As imismo, se ha af irmado que ello se explica, en parte , por la desigual distribución de cap i ta l humano. Ba jo t a l esquema, resulta lógico pensar que si unas regiones se desarrollan más que otras, la desigualdad de ingreso no es más que o t r a manera de ver el mismo fenómeno. No obstante, cabe la pos ib i l idad de que los niveles de desigualdad del ingreso se expl iquen, no sólo porque unas regiones se desarrollan más que otras, sino también porque al interior de cada región la brecha entre ingresos se amplía. Con el ob jet ivo de d i s c r iminar entre estos dos causales del nivel de desigualdad, a continuación se lleva a cabo una descomposición del nivel de ingresos entre grupos. Para ello, se u t i l i za la técnica de descomposición entre grupos e i n t r a grupos asociada a l índice de T h e i l . Como es conocido, éste último se representa como:

Donde y i es el ingreso del hogar i, Y el ingreso t o t a l y n el número de observaciones. Este índice goza de la propiedad ele descomposición entre u n componente entre grupos y uno in t ra grupos. Entonces, si existen k grupos con número de observaciones del grupo k, n¿ :, si el ingreso promedio del grupo k es yk y el índice de T h e i l del grupo k es T/¿, los dos componentes se definen como:

Que cumplen con la igualdad T = Tw + TV E n el cuadro 4 se presentan los resultados de la descomposición,

considerando que los grupos son las regiones previamente definidas. E n términos generales, el índice de T h e i l t o t a l muestra una tendencia creciente durante el período 1984-1994, para después d i sminuir

componente i n t r a grupos k

componente entre grupos


y estabilizarse. Con respecto a la descomposición, la conclusión es que, la mayor parte de la desigualdad del ingreso se entiende por las diferencias en ingreso en el inter ior de cada región (en general, más del 90%) . No obstante lo anterior , el período definido c laramente como de deterioro en la distribución del ingreso viene acompañado de una participación creciente del componente entre grupos. De c ierta manera, este último hallazgo refuerza la in i c ia l propuesta de no convergencia en V A B per-cápita. Sin embargo, el resultado m i t i g a , en parte , el exceso de culpa que, en apariencia, podría otorgársele a la divergencia regional en la explicación de los altos niveles de desigualdad: efectivamente, la divergencia regional presente en México puede estar asociada a procesos de deterioro del ingreso, pero la parte cent r a l de éste se explica, en su mayoría, por lo que está sucediendo a l inter ior de cada región.

C u a d r o 4 Descomposición del índice de Theil por regiones

Año Compo Compo índice (%) nente nente de Theil intra- entre-intra- entre- total grupos grupos

grupos grupos Iw Tb T

1984 0.3543 0.0208 0.3751 94.5 5.5 1989 0.4858 0.0329 0.5187 93.7 6.3 1992 0.5116 0.0366 0.5482 93.3 6.7 1994 0.4976 0.0625 0.5601 88.8 11.2 1996 0.4904 0.0351 0.5255 93.3 6.7 1998 0.4797 0.0397 0.5195 92.4 7.6 2000 0.4844 0.0181 0.5025 96.4 3.6 2002 0.3972 0.0229 0.4201 94.5 5.5

U n segundo ejercicio de descomposición, que si bien no está d i rectamente l igado a los procesos de convergencia-divergencia regional , sí lo está con los niveles educativos y, por ende, con el capi ta l humano. Su justificación es la siguiente: parte de la explicación de los niveles de desigualdad del ingreso se ha asociado a que los rendimientos educativos se incrementan conforme aumenta la escolaridad, que no es


más que una forma a l ternat iva de af irmar que las brechas salariales entre niveles educativos se amplían. A h o r a bien, debe reconocerse de igual manera, que la desigualdad del ingreso puede deberse a que, en el inter ior de cada nive l educativo, las diferencias salariales son m u y grandes. Por ello, el segundo ejercicio de descomposición se l leva a cabo considerando como grupos los dist intos niveles educativos. Los resultados se presentan en el cuadro 5. Habida cuenta de que en el período 1984-1994 los rendimientos educativos son en general crecientes, no resulta extraño que el componente entre grupos exhiba una tendencia creciente. Empero , no deja de ser preocupante el hecho de que gran parte de la desigualdad del ingreso se deba a las diferencias de ingreso a l inter ior de cada nive l educativo: la d i smi nución de la desigualdad del ingreso en México ocurre, no sólo por dotar de educación a la población, sino por d isminuir las diferencias salariales entre niveles educativos, pero, sobre todo, por igualar las oportunidades de ingreso entre individuos que, en pr inc ip io , ostentan las mismas condiciones en términos educativos.

Por otro lado, este resultado deja al descubierto que restan cuestiones por investigar, como: la posible existencia de mercados segmentados que tomen en consideración, no sólo el nivel educativo, sino la profesión de los indiv iduos , y una explicación de las divergencias salariales entre niveles educativos que, m u y probablemente, ocurra por t omar en consideración la calidad de la educación.

C u a d r o 5 Descomposición del índice de Theil por niveles educativos

Año Compo Compo índice {%) (%) nente nente de Theil intra- entre-intra- entre- total grupos grupos

grupos grupos Tw Tb T

1984 0.2827 0.0924 0.3751 75.4 24.6 1989 0.4062 0.1125 0.5187 78.3 21.7 1992 0.3952 0.1530 0.5482 72.1 27.9 1994 0.3504 0.2097 0.5601 62.6 37.4 1996 0.3599 0.1656 0.5255 68.5 31.5 1998 0.3524 0.1671 0.5195 67.8 32.2 2000 0.3599 0.1426 0.5025 71.6 28.4 2002 0.2824 0.1378 0.4201 67.2 32.8

C A P I T A L H U M A N O E N M É X I C O 289

6. C o n s i d e r a c i o n e s finales

Este t r a b a j o se ha ocupado de t r a t a r la problemática de la convergencia regional en México. E n efecto, el modelo neoclásico de crecimiento prevé convergencia, sobre todo cuando se cumplen las condiciones que subyacen al modelo, como son la l i b e r t a d de los movimientos de cap i t a l y de la fuerza laboral . Dentro de la lógica del modelo, el cap i ta l - t a n t o físico como h u m a n o - debe fluir de las zonas más desarrolladas a las menos desarrolladas, dado que el rendimiento del cap i ta l debe ser superior en las primeras que en las segundas. Y , dentro de esta misma lógica, la población debe desplazarse de las zonas más depr i midas a las más ricas, puesto que las expectativas de renta f u t u r a son superiores en ellas. E n el caso de la economía mexicana, se h a comprobado que una de las hipótesis básicas del modelo, los rendimientos más elevados de una forma de capi ta l , en concreto, del cap i ta l h u mano, parece cumplirse, dado que u n año extra de educación tiende a llevar asociado u n mayor efecto sobre los salarios en las zonas más deprimidas que en las más prósperas. A pesar de ello, en general, en la economía mexicana no ha habido convergencia regional , sino más bien divergencia. U n a causa inmediata detectada de esta divergencia es que los movimientos de población no han jugado u n papel equi l i brador , como a priori cabía esperar. Investigar dicho fenómeno puede aportar luz, a efecto de diseñar una política educativa de equi l ibr io t e r r i t o r i a l .

Como factores explicativos de la divergencia en la distribución t e r r i t o r i a l del ingreso, en este artículo se han identificado los siguientes:

• Por lo que respecta a la distribución del capi ta l humano ent r e regiones, se estima que dicho factor, por sí solo, explica en 2002 casi u n 40% de la desigualdad regional observada. Una política de potenciación educativa de las regiones menos desarrolladas podría, por t a n t o , ejercer u n claro efecto equi l ibrador de las diferencias regionales. • U n a p a u t a de comportamiento que parece deducirse del est u d i o efectuado es que la evolución de la desigualdad regional está posit ivamente asociada a la evolución económica general. Es decir, en los ciclos expansivos de la economía, la desigualdad regional tiende a aumentar. E n concreto, en tales fases, la distribución regional del ingreso empeora y la aportación entendida por la desigual distribución del capi ta l humano entre regiones se incrementa. E l mot ivo puede radicar en que, en t iempos de


crecimiento económico, podría darse u n proceso de migración de indiv iduos de educación superior hacia determinadas regiones, lo eme terminaría por destacar la participación creciente de este factor en la explicación de la desigualdad regional, cuyo origen es la desigual distribución del cap i ta l humano entre regiones. Se observa también, que las fases de prosperidad económica h a n estado asociadas a u n aumento en los rendimientos de la educación superior, de mayor abundancia en las regiones más desarrolladas que en las más deprimidas, lo que ha comportado que las diferencias regionales de renta se acrecentaran. • Por o tro lado, también se constata que, de acuerdo con la descomposición de T h e i l , la mayor parte de la desigualdad de l i n greso se explica por las diferencias en ingreso al inter ior de cada región (en general, más del 90%) . Adic ionalmente , esta desigualdad también se explica en u n 20-30% por las diferencias salariales entre grupos con dist intos niveles educativos, porcentaje que es claramente creciente en el período de expansión económica (1984-1994), y que coincide con u n incremento en la desigualdad del ingreso. E n este contexto, la liberalización comercial (como la del T L C A N ) puede conducir a una mayor divergencia económica, debido a las diferencias en las condiciones económicas de p a r t i d a .

Este artículo ha t ra tado de ofrecer algunos resultados que consideramos de interés para comprender los motivos eme subyacen a una desigual distribución de la renta, tanto en el ámbito personal como en el espacial. Se considera que seguir investigando estos temas es una tarea p r i o r i t a r i a , ya que sus resultados pueden contr ibu ir a l diseño de políticas que reduzcan los desequilibrios existentes. Como hemos comprobado, se t r a t a de desequilibrios que las fuerzas del mercado, a diferencia de lo que cabría esperar del modelo neoclásico de crecimiento , no parecen solventar. Por el contrario , en el caso mexicano, la evidencia analizada parece sugerir que estas fuerzas del mercado t ienden a actuar en sentido opuesto.

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A n e x o estadístico

C u a d r o A l Regionalización

Región Estado Noroeste B a j a Cal i fornia

B a j a Cal i fornia Sur Sinaloa Sonora

Norte -centra l Chihuahua Coahuila

Noreste Nuevo León Tamaulipas

Centro-norte Aguascalientes Durango

San Luis Potosí Zacatecas

Centro-oeste Co l ima Guana juato

Jalisco Michoacán

Nayar i t Centro Hidalgo

M órelos Puebla

Querétaro T laxca la

C a p i t a l D i s t r i t o Federal Estado de México

Este Tabasco Veracruz

Sur Chiapas Guerrero Oaxaca

Península Campeche Quintana Roo

Yucatán


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