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Índice General Presentación del Debate 3 "La incidencia de la educación sobre el bienestar de los hogares"

Artículos

Educación y Distribución del ingreso -Luis Beccaria – Fernando Groisman- 6 La incidencia de la educación sobre los ingresos y sobre el riesgo de pobreza -Jorge Calero- 20

Educación, Equidad y Bienestar de los Hogares en América Latina Debate IIPE-UNESCO Buenos Aires-OEI -Carlos Larrea- 31

Educación y distribución del ingreso en México -Fernando Barceina- 56

Comentarios A propósito del debate La incidencia de la educación sobre el bienestar de los hogares -Fernando Cortés- 71 Perfil de los Autores 82 Anexos Presentación del Anexo Estadístico 86

-Brasil- 88 -Chile- 92 -Costa Rica- 96 -Honduras- 100 -México- 104 -Paraguay- 108

-Glosario- 112

2Pág. Sistema de Información de Tendencias Educativas en América latina

http://www.siteal.iipe-oei.org

Presentación del Debate

Los Debates del SITEAL se proponen contribuir a la formación de una conciencia

ciudadana sobre los problemas educativos de los países de la región, e intentan generar a

partir de procesos participativos una agenda de políticas educativas que posibilite el

logro de una educación de calidad para todos.

Cada Debate se inicia a partir de la selección de un conjunto de indicadores

referidos a temas a partir de los cuales es posible profundizar en el análisis de la relación

entre condiciones sociales y económicas y resultados educacionales. El cálculo de estos

indicadores para distintos países de la región se presenta en los Datos para el Debate

(Anexo) que es puesto a consideración de distintos especialistas de manera de contar

con distintos puntos de vista sobre una misma base empírica.

Cada foro de debate está integrado por:

• Una presentación del tema en debate en la que se señalan las principales

tendencias y desafíos.

• Los Datos para el debate que contiene una selección de indicadores de la

base de datos del SITEAL y un glosario con las definiciones conceptuales y

operacionales de los indicadores considerados.

• Un conjunto de artículos elaborados por especialistas comprometidos con la

educación en los que los autores proponen lecturas interpretativas e hipótesis

explicativas de las evidencias empíricas encontradas y plantean relaciones

entre los datos y las políticas aplicadas en la región, así como posibles cursos

de acción a futuro.

• Comentarios críticos que otros especialistas convocados realizan a los

artículos.



Presentación del Tema 1

El tema propuesto para el tercer debate del SITEAL es: "La incidencia de la

educación sobre el bienestar de los hogares".

Entre los cambios que ha experimentado la mayor parte de los sistemas educativos

latinoamericanos en los últimos años se encuentran algunos que afectan a los niveles de

equidad interna de los sistemas: el incremento agregado de los años de escolarización

medios, junto con un acceso más democrático a los niveles educativos obligatorios son,

quizás, los más relevantes. Simultáneamente, los procesos de distribución (primaria y

secundaria) del ingreso han llevado a un incremento de la desigualdad económica y, en la

mayor parte de los países de la región, no se ha conseguido una reducción significativa de

los niveles de pobreza. Nos encontramos, así, con la posibilidad de que las mejoras en la

equidad interna generadas por las políticas educativas no se trasladen hacia mejoras de

los niveles de equidad externa (es decir, los relativos a los ingresos finales, que dependen

de los mercados de trabajo y capital), debido a la existencia de procesos externos al

sistema educativo que actúan como límites.

En este contexto, el debate presentado aborda la pregunta siguiente: ¿De qué

manera las desigualdades internas del sistema educativo se traducen en desigualdades

externas, relativas al bienestar que alcanzan los hogares? Una formulación próxima del

centro de interés del debate se podría expresar con la pregunta: ¿El acceso al bienestar

está más o menos ligado a la educación? El periodo al que se refiere la pregunta quedará

acotado a la década de 1990.

Estas preguntas son las que han sido presentadas a un conjunto de especialistas

comprometidos con el planeamiento educativo en la región, junto con el suministro de un

conjunto de indicadores comparables sobre:

• diferencias de ingreso de los hogares,

• distribución de los hogares entre quintiles de ingreso,

• riesgo de pobreza (FGT0) de los hogares,

• intensidad de la pobreza (FGT1) de los hogares,

1 La selección de indicadores y el texto de presentación de este debate estuvo a cargo de Jorge Calero, Universidad de Barcelona.



• promedio de horas trabajadas semanalmente por los jefes de hogar,

• probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía de los jefes de

hogar ocupados y

• probabilidad de ser trabajador no precario de los jefes de hogar

asalariados .

Todos estos indicadores fueron calculados según niveles educativos del jefe de

hogar (hasta primaria incompleta, Primaria completa, Secundaria completa y Terciaria /

Universitaria completa) y para los años 1990 y 2000 (Ver anexo).

A los especialistas convocados se les solicitó el desarrollo de un artículo breve en el

que más que una lectura de la información suministrada, propusieran interpretaciones

sobre los datos, hipótesis explicativas a partir de las políticas educativas implementadas

en cada país y posibles cursos de acción.

Los artículos que se presentan en este debate fueron escritos a fines del año 2004.

Diciembre 2005.



Educación y Distribución del ingreso

-Luis Beccaria – Fernando Groisman-

1-El nivel de Desigualdad

Como cabría esperar, se advierte una clara relación con signo positivo entre los

ingresos familiares medios –ajustados por economía de escala en las familias– y el nivel

educativo del jefe en todos los países de la región para los que se cuenta con datos. Las

brechas entre los valores promedios de los estratos de hogares resultan, por otra parte,

muy amplias, tanto a principios como a fines de la década. A diferencia de lo que podría

anticiparse, el tamaño de las mismas exhibe una correlación positiva con el PBI por

habitante del país2 (Gráfico 1); sin embargo, la escasa cantidad de observaciones, y el

relativamente tenue grado de asociación sugeriría que la pauta distributiva de estas

sociedades no se deriva linealmente del tamaño de su economía.

Gráfico 1

Brasil Chile Paraguay México Honduras Costa Rica

BRECHA DE INGRESOS Y NIVEL DEL PRODUCTO EN PAÍSES SELECCIONADOS DE AMÉRICA LATINA A COMIENZOS DEL SIGLO XXI

3.00

3.50

4.00

4.50

5.00

5.50

6.00

6.50

7.00

7.50

8.00

0.0 1000.0 2000.0 3000.0 4000.0 5000.0 6000.0 7000.0

PBI PER CÁPITA

BRECHA DE INGRESO (IMEH)

PAÍSES SELECCIONADOS DE AM. LAT.

2 BADEINSO (CEPAL)



Dada la comentada asociación entre educación del jefe e ingreso de los hogares,

aquellos regidos por personas con baja escolarización se concentran en los quintiles

inferiores (Tabla 2 del Debate). Éstos muestran también una elevada incidencia de la

pobreza (Tabla 3 del Debate) que, dado el enfoque relativo con el que ésta fue medida,

refleja la recién mencionada amplitud de las brechas.

Las diferencias en los ingresos medios de los hogares resultan de la asociación que

la educación del jefe tiene con diferentes variables cuyos efectos, por otra parte, suelen

potenciarse. Ellas operan a través de su influencia sobre los ingresos laborales de los

individuos o afectando el tipo de inserción que éstos logran en el mercado de trabajo.

En el primer apartado de esta sección, se revisarán algunas hipótesis acerca de los

determinantes de las diferencias de remuneraciones de los ocupados mientras que en la

segunda se revisará la relevancia de factores ligados a los niveles y características de la

participación en la actividad económica de los miembros de los hogares. En tercer lugar se

discutirá cómo afecta el género a la desigualdad de ingresos de los hogares.

Si bien entre los ingresos de los hogares también se incluyen transferencias del

gobierno y de otros hogares, así como de los derivados de la propiedad, su importancia no

se discutirá de manera particular.

1.1. Los ingresos laborales

Una primera, y muy importante, fuente de las diferencias entre los ingresos

familiares arriba señaladas la constituye la reconocida asociación entre las remuneraciones

de los miembros ocupados y su nivel educativo. Si bien los estratos considerados en los

cuadros atienden al grado de escolaridad de los jefes, parece razonable suponer que el

correspondiente al promedio de todos los otros miembros activos va creciendo también a

lo largo de la estratificación. Es sabido que la educación es un importante determinante de

la posición de las personas en el mercado laboral y los trabajadores más educados tienden

a acceder a puestos de trabajo mejor pagos y, por lo tanto, reducen sus probabilidades de

insertarse en ocupaciones de bajos ingresos. Además, en contextos recesivos, los

trabajadores con mayor escolarización suelen estar más protegidos frente a la caída de los

ingresos. La principal razón económica para ello es que la educación incrementa la

productividad, y en tanto ésta y los ingresos se encuentran correlacionados, a mayor

escolaridad corresponden mayores remuneraciones. Abundante literatura ha verificado

que la fuerza de trabajo más educada juega un papel complementario a la incorporación

de capital físico en la economía –mientras que los trabajadores menos educados tenderían



a ser sustituidos por éste. Así, las remuneraciones relativas de los primeros reflejarían

esta adaptación funcional y virtuosa al ciclo productivo. Cabe también destacar que la

fijación de salarios más elevados para este segmento es un instrumento al que suelen

recurrir ciertas firmas frente a la inversión en capacitación realizada en éstos

trabajadores. En sintonía con esta evidencia, la difusión de la educación y la capacitación

laboral es usualmente vista como un instrumento de política relevante para combatir los

bajos ingresos y el desempleo.

Si bien la teoría de capital humano brinda una hipótesis acerca de la asociación

positiva entre ingresos y educación, también señala que las magnitudes de las

retribuciones relativas en un momento dado estarán afectadas por la situación de oferta o

demanda relativa de diferentes calificaciones. Ello es de gran relevancia si se atiende al

hecho que en los países en desarrollo suele ser abundante la oferta de trabajadores

menos instruidos. Por ejemplo, en prácticamente la totalidad de los países incluidos en la

tabla 1 del Debate, más del 50% de los jefes hogares han completado sólo el nivel

primario de educación –y en varios de estos países la proporción es cercana al 75%–. Tal

estructura de la oferta laboral podría, entonces, ser una explicación de los más elevadas

diferenciales de ingresos que en ellos suelen existir.

Debe tenerse en cuenta, finalmente, que los ocupados con escasa escolaridad no

sólo tienen un nivel de ingresos más bajos a lo largo de toda la vida activa sino que la

curva que relaciona sus remuneraciones con la edad suele iniciar su tramo con pendiente

negativa a menor edad que la de los más educados.

Otras visiones han sido desarrolladas para complementar, o contraponer, a la del

capital humano en cuanto a racionalizar la asociación existente entre ingresos y el nivel

educativo. Ellas consideran que el mercado de trabajo funciona de manera algo diferente a

lo planteado por el enfoque neoclásico más tradicional y contribuyen a entender porqué en

ciertas circunstancias –países y/o momentos– se observan retornos a la educación

particularmente elevados o reducidos. Específicamente, aquellas hipótesis que ligan el

nivel de las retribuciones con la productividad y/o rentabilidad de las firmas son

particularmente relevantes en América Latina. Dada la mayor heterogeneidad productiva

de la región, y la consecuente mayor dispersión de las productividades, cabría esperar que

también resulte más desigual la distribución de remuneraciones. Las firmas más eficientes

demandan, en una alta proporción, personal con elevada educación, tanto porque así lo

requieren sus complejos procesos productivos como porque exigen mayores credenciales

para cubrir ciertos puestos. El relativamente mejor ingreso de los más escolarizados se



derivaría, entonces, de la acumulación de capital humano y del hecho que, en promedio,

se encuentran sobrerrepresentados entre las empresas más productivas. Confluye

también a este resultado el hecho de que las trayectorias laborales de estos trabajadores

son más estables.

En el contexto de heterogeneidad productiva cabe también hacer referencia a la

importante presencia de trabajadores informales –cuentapropistas o autoempleados– en

la estructura productiva. Sus remuneraciones se encuentran, en la mayoría de los países

latinoamericanos, usualmente por debajo de las que perciben los trabajadores asalariados.

En los datos analizados se confirma que la probabilidad de inserción en un puesto de

trabajo formal es menor para los trabajadores de bajo nivel educativo y aumenta a

medida que el mismo se incrementa (Tabla 6 del Debate).

Las menores remuneraciones que alcanzan aquellos con baja calificación también

es producto de una dedicación laboral relativamente baja en términos horarios. La

evidencia disponible para algunos países señala que la subocupación –esto es, la jornada

involuntariamente reducida– resulta usualmente más elevada entre los miembros de este

segmento de hogares. Este fenómeno, sin embargo, no se refleja plenamente en los datos

de la tabla 5 del Debate que muestran valores similares para los promedios de las horas

trabajadas por los jefes de los diferentes estratos, siendo incluso algo menores entre los

más educados. Sin embargo, deben tenerse en cuenta dos aspectos. Por un lado, en los

jefes la subocupación tiende a ser menor y esto se observa con cierta independencia del

nivel educativo. En segundo lugar, entre aquellos jefes de reducida escolarización suele

ser más frecuente –como ya se analizó– la presencia de trabajadores por cuenta propia

que realizan jornadas marcadamente más largas que las correspondientes a los

asalariados.

El cumplimiento de las condiciones regulatorias que rigen las relaciones de trabajo

se encuentra también asociado al tamaño de las empresas. Las firmas más pequeñas

concentran, en mayor proporción que las más grandes, a actividades económicas de baja

productividad que suelen contratar a trabajadores de baja calificación –con bajo nivel

educativo– y en las cuales los vínculos laborales resultan frecuentemente precarios. La

relación negativa entre la probabilidad de acceder a un puesto de este tipo y el nivel

educativo del jefe se advierte en la tabla 7 del Debate. Los asalariados no cubiertos por

regulaciones laborales como el salario mínimo, los convenios colectivos y las normas

protectoras en general suelen percibir, adicionalmente, remuneraciones menores que las

de aquellos con similares características pero que se encuentran registrados en la



seguridad social. Ello constituye, por lo tanto, otra razón que contribuye a explicar la

elevada brecha que existe entre los ingresos de ocupados de diferente nivel de

escolarización y, por lo arriba señalado, entre los ingresos familiares medios de los

estratos con los que se viene trabajando.

El argumento tradicional señala que la existencia de normas laborales protectorias

de la relación laboral, en economías como las latinoamericanas, no tiene otro efecto que

conducir a una asignación ineficiente de recursos y en consecuencia a una segmentación

salarial entre trabajadores protegidos y no protegidos. Sin embargo, en contraste con esta

visión se ha argumentado que la precariedad de las relaciones laborales constituye un

desincentivo a la inversión en capital humano específico de los trabajadores porque alienta

la rotación de los trabajadores en las firmas y reduce su dedicación y compromiso.

Cabe señalar, también, que no sólo la existencia y generalización de los institutos

laborales incide en la dispersión de ingresos; sino que las características de algunas

regulaciones tiene un papel relevante al momento de explicar las diferencias salariales. Un

ejemplo es el nivel de la negociación colectiva, la que puede realizarse a nivel de la rama /

sector, o descentralizadamente, a nivel de firma. La literatura ha mostrado que la

dispersión de remuneraciones suele ser menor en la primera que en la segunda de estas

modalidades.

1.2 La inserción en el mercado de trabajo

El segundo conjunto de factores asociados a las distancias entre los ingresos

medios de los hogares pertenecientes a los estratos analizados es, tal como se señaló más

arriba, el referido a la diferente inserción que tienen sus miembros en el mercado de

trabajo.

Los individuos menos educados muestran regularmente una tasa de empleo más

reducida. Ello obedece a que suelen acceder a puestos más inestables y tienen menores

chances de encontrar un trabajo desde la desocupación. En efecto, ellos alternan su

condición de ocupado con la de desempleado, intermitencia laboral que repercute en una

descalificación progresiva que les dificulta, relativamente, satisfacer las condiciones

impuestas para cubrir las vacantes de puestos de calidad.

La tasa de actividad también se encuentra directamente relacionada con el nivel de

escolarización. Ello se verifica especialmente entre las mujeres, reflejo de sus

relativamente menores oportunidades de empleo. Por estas razones, entonces, los



hogares en los cuales es elevada la presencia de trabajadores poco escolarizados –

precisamente aquellos cuyos jefes también están escasamente educados– muestran una

baja tasa de empleo media. A esto se le agrega el hecho que dichos hogares son más

numerosos y con una mayor presencia de niños, otra razón que restringe la oferta de

trabajo, especialmente cuando no se cuenta con centros de cuidado infantil en las zonas

de residencia de éstos hogares.3 Ambos factores se potencian en contextos recesivos,

pero incluso en condiciones de expansión influyen negativamente sobre el nivel de empleo

en estos hogares, los que además impactan diferencialmente según género. La contracara

de esos fenómenos es que, como se desprende de la evidencia disponible, las mujeres, y

especialmente las cónyuges –y, en particular, las de menor nivel educativo– se

encuentran sobrerrepresentadas entre la población inactiva.

El avance educativo tiende a demorar el ingreso de los jóvenes al mercado de

trabajo. Este proceso sería menos intenso entre aquellos pertenecientes a los hogares con

jefes de baja escolarización, que en promedio exhiben mayores dificultades para

permanecer en el sistema de educación formal. Consecuentemente, este factor debería

elevar la tasa de actividad media del estrato con relación a los demás. Sin embargo este

abandono temprano de la escolarización determina una trayectoria laboral de bajos

ingresos y alta inestabilidad, con transiciones intermitentes entre la actividad y la

inactividad.

El hecho que las firmas tiendan a elevar las exigencias en términos de las

credenciales necesarias para cubrir vacantes –incluso para puestos que requerirían

reducidas calificaciones– constituye otro fenómeno que reduce las probabilidades de

empleo de los miembros con baja escolarización. En un contexto de mercados de trabajo

sobreofertados como los que caracterizaron a América Latina durante la década de los

años 80s y 90s, cabría esperar que se haya tendido a sustituir trabajadores adultos en

edades centrales y con escasa educación, por jóvenes más educados, aún cuando no

contasen con experiencia. Ello habría también contribuido a deteriorar relativamente los

ingresos de los trabajadores de menor calificación.

La intermitencia en la inserción laboral, más frecuente entre los menos educados,

también atenta contra la posibilidad de desarrollar sus calificaciones. Por lo tanto,

contribuye a limitar su experiencia laboral –en el presente y en el futuro– a puestos de

trabajo de baja remuneración y calidad.

3 Las diferencias en los cuadros que recurren al ingreso pueden estar exacerbadas por el hecho que si bien ajustan por economías de escala no lo hacen por las equivalencias en adultos.



1.3 Género

El género de la jefatura del hogar es una variable que también puede afectar la

distribución de los ingresos familiares. En este sentido, debe evaluarse en qué medida

difiere, entre estratos, la magnitud de las brechas de los ingresos entre hogares con jefes

de distinto género. Si ésta resulta mayor en los más bajos, tenderán –a igualdad de otras

condiciones– a ampliarse las diferencias entre los ingresos familiares medios entre

estratos. Asimismo, debe evaluarse el peso relativo que cada uno de estos tipos de

hogares tiene en cada estrato. Si las brechas entre género son distintas de cero, la

existencia de diferencias de la participación relativa de cada tipo de hogar entre estratos

tendrá un impacto sobre la desigualdad.

Una razón que puede explicar porqué las brechas de ingresos entre hogares con

jefes de diferente género difieren entre estratos de escolarización es la presencia de

discriminación por género en las remuneraciones y de segregación ocupacional. Estos

fenómenos pueden afectar de diferente manera a grupos de ocupados de distinto nivel

educativo. Otra de las razones que pueden dar cuenta de esas diferencias es la distinta

participación del empleo femenino en cada uno de ellos. Posiblemente, la participación del

trabajo femenino aumente con el nivel educativo del jefe. Finalmente, los hogares con

jefatura femenina tienden, a igualdad de otras condiciones, a exhibir una mayor tasa de

actividad que las de aquellos regidos por varones. Pero como esto acontece a lo largo de

todos los estratos, su relevancia al momento de explicar las diferencias de ingresos entre

ellos aparece como menor.

La tabla 1 del Debate muestra que estos factores, en conjunto, tenderían a

incrementar la desigualdad entre los ingresos medios familiares en Costa Rica, en tanto

las brechas entre hogares con jefes de distinto género son mayores en el estrato inferior.

En Brasil y Chile, por el otro lado, el efecto sería el contrario. No se identifica un patrón

claro en Honduras, México y Paraguay.

En cuanto al segundo de los factores asociados al género –la participación de los

hogares con jefas mujeres dentro del conjunto de los correspondientes a cada estrato– la

información del mismo cuadro confirma la pertinencia de su inclusión en el análisis. Con la

excepción de Brasil, en el resto de los países analizados se constata que los hogares con

jefatura femenina se encuentran sobrerrepresentados en el estrato de menor educación.



La enumeración de los determinantes de la desigual distribución de recursos entre

los hogares plantea el debate de definir sobre cuál de ellos –uno o varios– es más efectivo

intervenir. Lo acontecido durante la década del noventa puede dar alguna señal en esa

dirección. En la sección que sigue se aborda este tema.

2. Los años noventa: ¿Más educación y más desigualdad?

Durante la década del noventa mejoró el nivel educativo medio en los países

latinoamericanos a juzgar por los cambios en la distribución de los hogares según estratos

definidos por el nivel de escolarización de los jefes. Sin embargo, esta evolución fue

dispar. Sólo en Chile y Brasil aumentó sensiblemente la proporción de aquellos con jefes

con nivel secundario completo y más, mientras que en los países centroamericanos –Costa

Rica y Honduras– y en Paraguay la mejora fue muy leve.

Estos avances en el acceso de la población a los sistemas de educación formales no

estuvieron asociados a un estrechamiento de las brechas de ingreso. Por el contrario, en

gran parte de la región aumentó la desigualdad, tal como se deduce de la marcada

ampliación de la brecha entre los ingresos familiares medios de los hogares con jefes de

baja y alta educación. Sólo Brasil –donde aumentó levemente– y Honduras, donde se

redujo, constituyeron excepciones de ese movimiento más general. Sin embargo, no debe

perderse de vista que Brasil ya exhibía a comienzos de la década la desigualdad más

elevada: los hogares del estrato más alto tenían un ingreso siete veces superior al que

percibían en promedio los hogares de más bajo nivel educativo. Para este indicador, y

hacia fines de los años noventa Chile, se ubicaba en segundo lugar –con un registro

superior a las seis veces– y luego se encontraban Paraguay, México y Honduras con

marcas cercanas a 5 (Tabla 1 del Debate).

Este preocupante escenario se refuerza al observar que en Chile, Costa Rica y

también en México, aumentó la distancia relativa del ingreso de las familias de menor

nivel educativo –hasta primario incompleto– respecto del correspondiente a los hogares

con jefes que habían finalizado tan sólo el nivel primario.4 En Honduras disminuyeron los

diferenciales de ingreso de todos los grupos en proporciones similares respecto de los más

escolarizados mientras que en Brasil los hogares con nivel educativo medio

experimentaron las mayores pérdidas relativas.

4 En el caso de Paraguay la cobertura geográfica de los datos para los extremos de la década no es la misma y ello obstaculiza la comparación.



Se puede, por tanto, identificar tres grupos de países:

• aquellos en los que el deterioro distribución del ingreso familiar se produjo,

especialmente, a instancias de la caída relativa que experimentaron los

recursos de los hogares de menor educación: México;

• las economías en las que el distanciamiento relativo de los hogares con alto

nivel educativo se produjo también respecto del hogares con nivel educativo

medio: Chile, Costa Rica, Brasil y Paraguay;

• finalmente, Honduras como un caso excepcional en el que no aumentó la

desigualdad.

Esta tendencia de la distribución de los ingresos de los hogares se verificó en

diferentes contextos de crecimiento económico. En los países bajo análisis el producto per

cápita a precios constantes aumentó entre extremos de la década –aunque con desigual

intensidad– en prácticamente todos los casos: en Chile el incremento fue del 55%, en

Costa Rica el 22%, en México el 16%, en Brasil el 12% y en Honduras el 3%.5 La

excepción fue Paraguay donde la producción agregada por habitante disminuyó cerca de

un 10% en ese período. Las remuneraciones medias reales crecieron en sintonía con la

evolución del producto recién comentada en Chile y Costa Rica aunque en proporciones

algo menores y también lo hicieron en Paraguay, mientras que en Brasil y México se

produjeron caídas del 4% y 2% respectivamente. Por lo tanto, creció la desigualdad tanto

en países que expandieron su nivel de actividad –Chile, Costa Rica y México– como en

Paraguay cuyo PBI por habitante de fines de la década fue menor que el registrado en

1990. Entre estos casos también se elevó el poder de compra medio de las

remuneraciones, salvo en México. En cambio en Brasil se habría mantenido la

concentración del ingreso junto con una elevación del PBIpc y un deterioro de los sueldos

y salarios, mientras que ella se redujo en Honduras en el marco de un leve aumento del

nivel de actividad por habitante.

El riesgo de pobreza de los hogares del estrato inferior no disminuyó y en algunas

economías aumentó. En tanto el indicador utilizado se basa en una medida de pobreza

relativa resulta razonable que su evolución no difiera del deterioro ya comentado para la

brecha de ingreso de los hogares.

A efecto de analizar las posibles causas de estas dinámicas de la distribución de los

ingresos familiares convendría tener en cuenta las diversas variables discutidas en la

5 BADEINSO (CEPAL)



sección 1. De esta manera, un primer factor a considerar es la distribución de los ingresos

de los ocupados. Un deterioro de la misma –que produce un distanciamiento entre las

remuneraciones de los más y los menos escolarizados– provocaría –suponiendo una

estabilidad en las otras variables– un movimiento en igual sentido entre los ingresos

familiares. Cierta evidencia disponible marca la existencia de un comportamiento de ese

tipo en algunos países de la región, movimiento que ha llevado a desarrollar una extensa

literatura acerca de las causas de ese deterioro.

Se ha argumentado acerca de la importancia de los efectos de la apertura

comercial resultante de las reformas estructurales implementadas en la región desde los

80s. Este proceso debería haber tenido, al menos en algunos países, un efecto igualador

en tanto la intensificación de los flujos comerciales tendría que haber elevado la demanda

relativa del factor más abundante en la región: trabajo de baja calificación. Sin embargo,

este mecanismo no parece haber sido importante. Una posible explicación es la creciente

importancia que adquirieron en el mercado mundial países con una aún mayor abundancia

relativa de trabajo no calificado, lo cual pudo haber “desplazado” las ventajas

comparativas de las economías latinoamericanas. Más frecuentemente, sin embargo, se

argumenta que la apertura facilitó la difusión, en las economías de la región, de un

proceso de cambio técnico que elevó el uso del capital y, simultáneamente de trabajo de

mayor calificación, el que suele ser más complementario del capital. Desde la perspectiva

neoclásica, el incremento en los retornos de los más educados provocado por el aumento

de la demanda relativa de trabajadores más calificados implica que éste fue más intenso

que el correspondiente a la oferta de los mismos. En efecto, durante los 90s prosiguió la

mejora del nivel de escolarización medio de la población total. Se ha argumentado, sin

embargo, que la oferta de trabajadores con las calificaciones apropiadas a las nuevas

tecnologías no se expandió proporcionalmente, aún cuando no se cuenta con evidencia al

respecto.

En tanto se reconozca que el mercado laboral no opera estrictamente de acuerdo a

ese paradigma es posible, sin embargo, tomar en cuenta otros factores que pudieron

haber estado por detrás de la ampliación de las brechas de las remuneraciones. Por

ejemplo, una creciente heterogeneización de las estructuras productivas de los diferentes

sectores.

En particular, el aumento de la informalidad podría haberse constituido en la

expresión más extrema de este proceso en tanto suele ser un fenómeno más intenso

entre aquellos de baja calificación. La información incluida en la tabla 6 del Debate



muestra que si bien no hubo un crecimiento de la informalidad en el conjunto del empleo

de jefes de ninguno de los países, en Chile, Costa Rica y Honduras el mismo se expandió

entre aquellos del estrato de menor escolaridad. Estos incrementos de la presencia de las

actividades no estructuradas entre los menos calificados habrían estado asociado a su

papel de refugio frente a la desocupación en un contexto de lento crecimiento del empleo

formal de este tipo de trabajadores. Debe tenerse en cuenta que información disponible

para el conjunto de los ocupados (jefes más no jefes), y que recurre a la versión más

tradicional de identificación del sector informal6 –atendiendo sólo a la categoría

ocupacional y al tamaño del establecimiento–, da cuenta de un mayor crecimiento de la

informalidad a nivel regional y también para todos los países analizados.7

Otro proceso que también tuvo que haber contribuido a ampliar las distancias entre

las remuneraciones de los más y los menos escolarizados fue la expansión de la

precariedad laboral de los asalariados. Como en el caso de la informalidad, este fenómeno

afecta en mayor medida a los menos educados. La tabla 7 del Debate da cuenta de un

aumento de trabajadores precarios en Brasil, México y Chile a nivel nacional, el que fue

más intenso entre los jefes menos escolarizados.

El promedio de horas semanales trabajadas por los jefes no exhibió cambios

diferenciales de magnitud de acuerdo a su nivel educativo y, en general, mantuvieron su

nivel entre extremos de la década con oscilaciones promedio menores al 5%. Por lo tanto,

no podría asociarse a este factor el deterioro distributivo ya comentado.

Un efecto más ambiguo pudo tener la posible elevación de las credenciales

educativas para acceder a los puestos que no tiene relación con un aumento en los

requerimientos efectivos de los mismos. Este fenómeno –de cuya extensión no se cuenta

con evidencia clara– pudo haber aumentado en el marco de una creciente subutilización

globlal de la fuerza de trabajo. Su efecto puede ser el de reducir las diferencias entre las

remuneraciones de ocupados con diferentes niveles educativos. Pero, como también

implica un incremento de las probabilidades de obtener un puesto para aquellos más

educados, el efecto neto no resulta claro.

El aumento del desempleo que pudo haber afectado más intensamente a

trabajadores menos educados constituye otro factor que pudo haber explicado parte del

incremento de la brecha entre los ingresos de los estratos definidos según la educación del

6 OIT, Panorama laboral 2003 de América Latina y el Caribe, (www.oit.org.pe)



jefe. Ello debió haber reducido la proporción de personas que obtenían ingresos del

trabajo. Debe tenerse en cuenta, sin embargo, que la información disponible da cuenta de

un incremento en la tasa de actividad que, en algunos países, más que compensó el

aumento de la desocupación.8

En lo que hace al efecto de las diferencias de ingresos entre géneros, se han

registrado movimientos que habrían tendido a disminuir, o al menos no incrementar, el

grado de desigualdad de la distribución del ingreso familiar. Por un lado, aumentó la

importancia de los hogares con jefatura femenina pero, salvo en el caso de México, este

incremento fue más intenso entre los estratos más educados. Por lo tanto, este factor, per

se, habría llevado a una disminución de la concentración de los ingresos familiares. A

comienzos de la década del noventa, esta proporción, en los países bajo análisis, iba del

14% en México al 29% en Honduras. En realidad, con la excepción de este último y de

Costa Rica con el 22%, en el resto de los casos la participación de estos hogares no

superaba al 20% del total. Al finalizar la década, y nuevamente con la excepción de

Honduras, la proporción de hogares con jefas mujeres aumentó. Este incremento fue del

14% en Costa Rica y Chile, del 20% en México y del 30% en Brasil. De tal forma,

prácticamente en todos los países la proporción de hogares con jefatura de mujeres ya

superaba al 20% del total a principios del siglo XXI.

Por el otro lado, el efecto de los cambios en las brechas entre los ingresos medios

del hogar según sexo del jefe fue más heterogéneo. En promedio, ellas disminuyeron en

Brasil y Honduras, –pasaron de más del 45% a menos del 20% en Honduras y de más del

25% al 18% en Brasil– y ello estuvo acompañado de una disminución de las diferencias en

las brechas entre los estratos educativos ya que ellas disminuyeron entre los de baja

escolaridad mientras que crecieron, o se mantuvieron, entre los jefes más escolarizados.

En México aumentó la brecha media pero el impacto distributivo fue también positivo ya

que el incremento más importante se verificó entre los hogares de mayor escolarización.

Este factor no habría tenido una influencia significativa en Costa Rica, donde el incremento

de las distancias fue generalizado.

La reducción de la distancia entre estrado de las brechas de los ingresos medios de

hogares con distinto género pudo estar asociada, en algunos casos, a un mejoramiento

relativo de la probabilidad de ocuparse en actividades formales de las mujeres de baja

7 No se dispone de información sobre esta variable para los dos países centroamericanos. Tampoco se consideró a Paraguay por la diferencia de cobertura geográfica. 8 OIT, op.cit.



calificación. Esta es una evidencia que surge de las tablas 6 y 7 del Debate –que

reflejan lo acontecido con las jefas ocupadas– para Brasil, Chile y México.

3. Conclusiones

Los datos analizados describen un panorama distributivo francamente preocupante.

El nivel de la desigualdad en la región continúa siendo el más alto del planeta9 y su

evolución durante la década de los noventa parece confirmar que las dificultades que

enfrenta el continente para su reducción son de carácter estructural, es decir, no

reversibles –únicamente– vía el crecimiento económico. De ello se sigue que la

intervención del estado es necesaria para propender a sociedades con mayor equidad.

La evidencia de lo acontecido durante el período analizado sugiere que tampoco es

suficiente con mejorar el nivel educativo de la población para tornar más equitativa la

distribución de los ingresos. Este es un aspecto de especial importancia por la alta

prioridad que usualmente se le asigna a la escolarización en este sentido. Algunos

estudios señalan que el escaso efecto que ha tenido el mayor acceso a la educación sobre

la concentración de ingresos obedece a que se estaría atravesando por un período de

transición durante el cual se produciría la sustitución de las actuales cohortes de

trabajadores por las nuevas generaciones más educadas. Culminada esta etapa, el piso de

las remuneraciones laborales sería más elevado y en consecuencia la brecha de ingresos

familiares se habría estrechado. Sin embargo, como se discutió en la primera sección de

este documento, los problemas asociados con la heterogeneidad productiva mantendrían

su efecto aún con una fuerza de trabajo más educada. Ello no implica, naturalmente

desalentar los esfuerzos por incrementar la escolarización de la población, la cual tiene

efectos positivos sobre el desarrollo social y ciudadano de la población más allá de su

impacto en el mercado de trabajo, perro obliga a incorporar otros factores de análisis.

Entre ellos ocupa un papel central el reconocimiento de las restricciones que

impone la estructura productiva vigente. Efectivamente, ella se caracteriza por una

elevada heterogeneidad, con segmentos modernos, relativamente competitivos, pero que

absorben una escasa proporción del empleo. Junto con ellos, conviven estratos

productivos con mayor o menor grado de atraso tecnológico Esta matriz productiva

heterogénea se encuentra en la base de una realidad similar en lo que hace al mundo del

trabajo. La informalidad no es más que un reflejo de ese proceso, al que cabe agregar la

precarización y las diversas formas de subutilización del trabajo.



Son estos factores estructurales los que se encuentran en la raíz de un patrón

distributivo regresivo que persiste a lo largo del tiempo con cierta independencia de las

oscilaciones de coyuntura del ciclo económico. Junto a éstos cabe incluir a las recurrentes

crisis que soportan las economías latinoamericanas cuyos efectos adversos no se

distribuyen de manera generalizada sobre la población sino que impactan diferencialmente

según estratos y grupos sociales. Cabe enfatizar que éste deterioro no es tan sólo

transitorio ya que no se revierte con la misma intensidad en las fases expansivas.

Un elemento adicional que contribuye a morigerar las expectativas sobre una

mejora distributiva en el corto plazo es la precariedad que exhiben las relaciones laborales

en la región. La heterogeneidad productiva viene asociada a la desprotección laboral –que

no se limita al segmento de menor productividad–, y ésta última se halla, a su vez, ligada

a ausencia de capacitación y entrenamiento específico, y a alta rotación e inestabilidad de

la fuerza de trabajo. Los efectos de ambos fenómenos sobre la distribución de ingresos

van en la misma dirección. Además, gran parte de las nuevas generaciones de

trabajadores ya se insertan inicialmente en trayectorias laborales inestables, las que como

se mencionó, suponen un bajo grado de adquisición de calificaciones. Factores todos ellos

que refuerzan los obstáculos para mejorar la distribución del ingreso.

Éstas son áreas de gran potencial para el accionar del estado. El efectivo

cumplimiento de la normativa laboral y otras iniciativas en el campo de las políticas

activas productivas, fiscal, comercial y financiera que contemplen la diversidad estructural

–al estilo de planes de competitividad sectoriales u otros– en el marco de la promoción

del empleo de calidad impactará en una mayor equidad distributiva. Naturalmente, ello

requiere de una intervención activa del estado en la fijación de incentivos para direccionar

la asignación de recursos hacia aquellos sectores demandantes de fuerza de trabajo que

puedan ser simultáneamente eficientes y competitivos.

9 de Ferranti, D; G. Perry, F. Ferreira y M. Walton, Inequality in Latina America, Washington: Banco Mundial, 2004; pgs. 2-3



La incidencia de la educación sobre los ingresos

y sobre el riesgo de pobreza

-Jorge Calero-

Introducción

Retomaré, en primer lugar, la pregunta central del debate: durante la década de

1990, ¿el acceso al bienestar ha pasado a estar más o menos ligado a la educación? En la

batería de indicadores que nos suministran información para contestar esta pregunta se

ha traducido la noción general de bienestar mediante los conceptos de ingreso y de riesgo

de pobreza. La respuesta que desarrollo aquí es diferente para cada uno de los dos

conceptos: efectivamente, en la mayor parte de los seis países analizados (Brasil, Chile,

Costa Rica, Honduras, México y Paraguay), los ingresos son, a principios del siglo XXI,

más dependientes de los niveles educativos de los jefes de hogar que en 1990. Sin

embargo, la incidencia de la educación sobre el riesgo de pobreza parece haberse hecho

más tenue durante la década. Esta doble respuesta, sin embargo, está rodeada de matices

que abordaremos en las siguientes páginas.

La década de 1990 se caracteriza, en los países latinoamericanos, por mejoras

notables en el acceso al sistema educativo: la escolaridad obligatoria prácticamente se

universaliza y las tasas de escolaridad de los niveles secundario y superior se incrementan

en la mayor parte de los países. Esto supone, indudablemente, una mejora en la equidad

“interna” del sistema educativo, pero es preciso señalar que el incremento de las tasas de

escolaridad no ha permitido disminuir la desigualdad en el acceso entre grupos de

ingreso1. No es éste el único límite a la equidad que afronta el sistema educativo; su

capacidad para mejorar la distribución del ingreso y reducir los niveles de pobreza del

conjunto de la sociedad está severamente acotada por procesos externos, independientes

del sistema educativo, relativos al funcionamiento de los mercados de trabajo. Los

cambios en la división del trabajo en las economías latinoamericanas durante la década

estudiada han provocado una deriva hacia la demanda de mayores cualificaciones y la

desvalorización consiguiente de las cualificaciones educativas inferiores. Nos encontramos,

así, con una intensificación de las desigualdades salariales. Si bien el sistema educativo

puede generar cambios en la estructura de cualificaciones que incidan negativamente

sobre tales desigualdades, su efecto no ha sido lo suficientemente intenso como para

alterar el sentido de su evolución. Esta situación queda convenientemente ilustrada por la

frase al respecto de Daniel Filmus, ministro de Educación de Argentina: “La educación ha

aportado una brisa de igualdad en un huracán de desigualdad”.



1. La desigualdad del ingreso y su relación con los niveles educativos

En este apartado revisaré diferentes factores explicativos de las desigualdades de

ingreso relacionados con el nivel educativo, prestando especial atención a la desigualdad

salarial. Después, a partir de los datos aportados para el debate, revisaré las pautas

generales de asociación entre desigualdad de ingreso y cualificaciones educativas que se

han producido en los seis países analizados.

El factor más determinante a la hora de explicar cómo se relacionan nivel educativo

y desigualdad de ingresos es la prima salarial educativa (diferencias salariales a favor de

los trabajadores con mayor nivel educativo). La prima salarial educativa viene

determinada por la interacción de una serie de factores que agruparé en tres zonas: en

primer lugar, los relacionados con la oferta de fuerza de trabajo, en segundo lugar, los

relacionados con la demanda y, finalmente, los relacionados con las instituciones que

limitan el mercado de trabajo.

a) Determinantes relacionados con la oferta:

• La estructura de cualificaciones, resultado de la producción previa del sistema

educativo. La evidencia empírica indica que los grandes incrementos en la

producción de titulados en los niveles postobligatorios tienen a reducir o, en su

caso, a contener el crecimiento de la prima. Sin embargo, un desarrollo teórico de

Kiley (1999), que se presenta más adelante en este apartado, pone en duda la

existencia de una relación indirectamente proporcional entre crecimiento de los

titulados y crecimiento de la prima salarial educativa.

• La estructura de edades. La entrada en el mercado de trabajo de grupos

decrecientes de trabajadores jóvenes provoca un menor crecimiento de la prima a

la experiencia y, si existe correlación entre edades y titulaciones, puede producir

también alteraciones en la prima educativa.2 Este determinante tiene más

relevancia, como es lógico, en países desarrollados que han sufrido previamente

un fuerte descenso de la natalidad.

1 Véase Calero y Escardíbul (2004). 2 Katz et al. (1995) describen la relación empírica existente entre los cambios en la oferta (por edades) y los cambios en la prima salarial a la experiencia, aunque destacan que esta relación es menos fuerte que la equivalente correspondiente a la prima salarial educativa.



b) Determinantes relacionados con la demanda:

• Cambio tecnológico sesgado hacia la cualificación. Las empresas tienden a

demandar más trabajadores cualificados (y a pagarles más) debido a que la

introducción de nuevas técnicas les hace más productivos. Una objeción que se ha

planteado con respecto a este determinante consiste en que en Estados Unidos la

prima educativa (y, consecuentemente, la desigualdad salarial) se incrementó

fuertemente en la década de 1980, justamente en períodos de desaceleración de

la productividad (véase Gottschalk y Smeeding, 1997). Sin embargo, durante la

década de 1980 se produjo simultáneamente una desaceleración de la entrada de

nuevos titulados; como se puede ver, la acción conjunta de los diferentes

determinantes dificulta el análisis.

• Cambios en la estructura industrial. La desindustrialización reduce la demanda

relativa de trabajadores con niveles bajos de cualificación, incrementando así la

prima salarial educativa.

• Intensificación del comercio internacional. Esta intensificación y, por consiguiente,

el incremento de la competencia internacional, que afecta negativamente

especialmente a las zonas de la producción donde se utilizan una menor

proporción de trabajadores cualificados, ha sido utilizada como argumento para

explicar la intensificación de las desigualdades salariales y, más concretamente, de

la prima salarial educativa.

c) Determinantes relacionados con las instituciones limitadoras del mercado:

• El establecimiento de límites institucionales sobre las fuerzas del mercado,

basados en la centralización de la negociación colectiva, en la sindicación o en la

fijación de mínimos salariales, dificulta el crecimiento de la prima, en tanto que

protege a los salarios más bajos de la caída. Los países con mayores limitaciones

institucionales, como Francia, Alemania o los países escandinavos, mantuvieron

niveles reducidos de desigualdad salarial durante la década de 1980, período en el

que en otros países con menores restricciones (característicamente Estados

Unidos) se producían crecimientos acelerados de la desigualdad y de la prima

salarial educativa.

Sin embargo, como señalan Gottschalk y Smeeding (1997), estas mayores

limitaciones institucionales no permiten explicar el menor incremento, que también se

da en aquellos países, de la desigualdad en la parte alta de la distribución de los

ingresos, o los menores incrementos de desigualdad dentro de los grupos con niveles

educativos más elevados.



Los autores de la revisión más detallada de los determinantes de la prima salarial,

los ya mencionados Gottschalk y Smeeding (1997), alcanzan la conclusión de que el

cambio tecnológico sesgado hacia la cualificación es el factor determinante a la hora de

explicar la tendencia al incremento de la prima salarial educativa. El siguiente párrafo

describe con precisión su postura:

“El cambio tecnológico sigue siendo uno de los pocos factores que provocarían un

incremento generalizado en la proporción de titulados superiores que los empleadores

desearían contratar a pesar del gran incremento de la prima educativa. La

desindustrialización, los incrementos en el comercio internacional y el declive de la

sindicación y el salario mínimo real son todas explicaciones consistentes con una

reducción de los salarios relativos de los menos cualificados, pero todas estas teorías

predicen que las empresas elegirían métodos de producción menos intensivos en

cualificaciones, no métodos más intensivos, como de hecho observamos. Sólo el cambio

tecnológico es consistente con el aumento de la intensidad de las cualificaciones ante el

aumento de los precios de las cualificaciones” (Gottschalk y Smeeding, 1997: 650).

La aproximación teórica desarrollada por Kiley (1999), que había mencionado

anteriormente, a la relación entre crecimiento de la oferta de cualificaciones y prima

salarial educativa, tiene implicaciones opuestas a la explicación estándar. Según Kiley, los

incrementos de la oferta de cualificaciones conllevan un incremento de la demanda de

trabajo cualificado, ya que generan progreso tecnológico adicional apropiado para las

cualificaciones de la fuerza de trabajo. Kiley hace endógeno el proceso de desarrollo

tecnológico; de este modo, cuando el factor complementario (la fuerza de trabajo

cualificada) crece, se desarrollan tecnologías más avanzadas. Este proceso afecta a la

prima salarial educativa: “El incremento endógeno de la tecnología sesgada hacia la

cualificación tiene efectos en contra del crecimiento de la igualdad en los salarios entre

trabajadores cualificados y no cualificados, crecimiento que surge cuando se incrementa la

oferta de la fuerza de trabajo cualificada y la tecnología es exógena” (Kiley, 1999: 720).

Junto con la prima salarial educativa, existen otros determinantes de las

diferencias de ingreso de los hogares que guardan relación, directa o indirectamente, con

los niveles educativos; sobre alguno de ellos se dispone de información en la batería de

indicadores seleccionados para el debate. Los más destacados son los siguientes:

probabilidad de que los miembros del hogar pertenezcan a la población activa;

probabilidad de que estén ocupados; dedicación laboral en términos horarios de los

miembros del hogar ocupados. Otros dos determinantes de las diferencias de ingreso

tienen efectos que están ya incorporados a la prima salarial educativa y a la probabilidad



de estar ocupado; me refiero a la probabilidad de trabajar en el sector formal de la

economía y a la probabilidad de ser un trabajador no precario. Todos los determinantes

que he mencionado son, en principio, directamente proporcionales al nivel educativo3.

Pasaré a continuación a revisar cómo afectan los niveles educativos a la

distribución del ingreso de los hogares en los países analizados. Es preciso antes, sin

embargo, tener en cuenta las limitaciones que necesariamente comporta, a la hora de

analizar relaciones causales, el trabajo con indicadores como los utilizados: en primer

lugar, la asociación entre nivel educativo e ingreso del hogar se obtiene, en los

indicadores 1 al 4, de forma directa (bivariante), sin recurrir a técnicas multivariantes

(regresión, por ejemplo). La asociación incorpora, de este modo, el efecto de otras

variables, no pudiéndose atribuir a los niveles educativos la causalidad de todo el

diferencial de ingresos. En segundo lugar, el ingreso del hogar considerado proviene de

una diversidad de fuentes4 y de individuos; al emplear como unidad de análisis al hogar se

intenta proporcionar una visión general acerca del bienestar, pero necesariamente se

incurre en una pérdida de la precisión en los análisis causales.

En el cuadro 1 aparece una información sintética elaborada a partir de los valores

del indicador 1. Las evoluciones que se describen, en el cuadro, son las correspondientes a

dos brechas calculadas como cocientes: primero, la que se establece entre los ingresos

equivalentes del hogar para hogares que tienen un jefe con nivel educativo de secundaria

completa y para hogares que tienen un jefe con nivel de primaria incompleta y, segundo,

el mismo cociente pero aplicado, en lugar de a los jefes con nivel educativo de secundaria,

a los jefes con nivel educativo de superior completa. Como se puede observar, en la

mayor parte de los países y grupos la tendencia es al crecimiento de las diferencias

relacionadas con la educación, tanto medidas con una brecha como con la otra. En los

casos de Brasil y de Honduras se dan, sin embargo, situaciones de decrecimiento de las

diferencias, aunque conviene subrayar que estos decrecimientos son ligeros y, en el caso

de Brasil, además, las brechas se sitúan, tanto en 1990 como en 2001 en valores muy

elevados (en 1990, por ejemplo, para el grupo de hogares con jefas mujeres, la brecha

correspondiente a la educación superior tomaba un valor de 6,74 y descendió, en 2001,

hasta 6,58).

3 Veremos más adelante, sin embargo, que los valores del indicador 5 de la batería de indicadores preparados para el debate muestran una relación indirectamente proporcional entre nivel educativo y número de horas trabajadas por los jefes de hogar. Esta relación se encuentra infrecuentemente en los estudios aplicados. 4 Se incorporan, además, tanto ingresos correspondientes a la distribución primaria (“de mercado”) como a la distribución secundaria generada por la actuación del sector público.



Resulta destacable, también, la presencia de una evolución similar de la

desigualdad de ingresos cuando tenemos en cuenta los grupos que se establecen en

función del sexo del jefe de hogar. Las brechas entre los ingresos medios de los hogares

con jefes y los ingresos medios de los hogares con jefas se incrementan en todos los

países salvo en Brasil y Honduras, manteniéndose constante en Chile.

Cuadro 1. Evolución de la diferencia de ingreso equivalente del hogar proporcionada por el nivel secundario completo y por el nivel superior completo, con respecto al nivel primario incompleto, según sexo del jefe del hogar.

Jefe varón

Jefa mujer Países

Secundaria completa

Superior completa

Secundaria completa

Superior completa

Brasil - + - =

Chile + ++ + + Costa Rica + + + +

Honduras = - + -

México + + + -

Paraguay + + + ++ - : Decrecimiento de la diferencia de ingreso equivalente = : Alteración inferior a +/- 3% de la diferencia de ingreso equivalente + : Crecimiento inferior al 50% de la diferencia de ingreso equivalente ++: Crecimiento igual o superior al 50% de la diferencia de ingreso equivalente

Fuentes: Elaborado a partir de los valores del indicador 1.

Me referiré ahora a la evolución de dos indicadores que aportan información

adicional acerca de la ubicación en el mercado de trabajo de los jefes de hogar en función

de su nivel educativo. Son los indicadores 6 y 7, que describen, respectivamente, la

probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía y la probabilidad de ser

trabajador no precario. En ambos casos se da, como era de esperar, una relación

directamente proporcional con respecto al nivel educativo. Al comparar el principio y el

final de la década de 1990, los valores del indicador 6 apenas varían en el caso de los

jefes de hogar varones (sólo existen descensos relevantes, concentrados en los grupos

con menor nivel educativo, en los casos de Honduras y Paraguay); sin embargo, para las

jefas de hogar mujeres los valores suben en todos los países analizados (salvo en

Paraguay). Por lo que hace al indicador 7, sólo resulta posible trabajar con datos

comparables para tres países (Brasil, Chile y México). En los tres aumentó durante el

periodo estudiado la precarización, tanto en jefes de hogar varones como en jefas de



hogar mujeres; estas últimas presentan también en los tres casos mayores niveles de

precarización que los varones. El incremento de la precarización es más acusado en los

grupos con menos educación en Chile (para varones y mujeres), en México (para varones)

y en Brasil (para mujeres).

Concluiré este apartado comentando los valores del indicador 5, que como dijimos

en la nota 3 a pie de página no se correspondían con los esperados. En efecto, en los seis

países considerados el número de horas trabajadas, tanto por jefes varones como por

jefas mujeres, desciende a medida que sube el nivel educativo, con la única excepción,

que también se da en los seis países y tanto para varones como para mujeres, del nivel

educativo menor (“hasta primaria incompleta”); en este nivel educativo la dedicación

horaria es menor que en el siguiente nivel. La explicación a esta relación indirectamente

proporcional debe encontrarse en la muy elevada presencia del sector no formal de la

economía y en que la participación de los trabajadores en él desciende a medida que sube

el nivel educativo. Por otra parte, conviene destacar que a lo largo de la década se ha

incrementado el número medio de horas trabajadas por los jefes y jefas de hogar en

Chile, Costa Rica y Honduras, no se ha alterado prácticamente en Brasil y México y ha

descendido en Paraguay.

2. Riesgo de pobreza y niveles educativos

En este apartado se aborda otra faceta de la pregunta central del debate; podría

formularse el objetivo del apartado como la contestación de la pregunta “las

probabilidades de evitar la pobreza ¿han pasado a estar más o menos ligadas a los logros

educativos?”. Recordaremos que el umbral de pobreza que se utiliza en la construcción de

los indicadores 3 y 4 es relativo (el 50% de la mediana de ingreso equivalente). Con

objeto de acotar el análisis a un ámbito más abarcable, utilizaré como nivel de referencia

la educación secundaria completa, definiendo como “protección relativa ante la pobreza”

de este nivel de referencia la razón entre el riesgo de caer en la pobreza de los hogares

con jefes que poseen ese nivel de cualificación y el riesgo de caer en la pobreza de los

hogares con jefes que poseen las cualificaciones educativas menores (primaria

incompleta).

Utilizando la razón definida en el párrafo anterior intento contrastar una hipótesis

principal y una hipótesis complementaria. Son las siguientes:

• Hipótesis principal: La protección relativa ante la pobreza que proporciona un título

de educación secundaria se ha reducido en la década de 1990. La evidencia



empírica en este sentido no es rotunda, pero, como puede observarse en el cuadro

2, existen más grupos (formados en función del sexo y la edad del jefe de hogar)

donde se puede aceptar la hipótesis. En el caso de México la hipótesis no se

cumple en absoluto, mientras que en Chile la protección relativa no se ha alterado

en el periodo analizado.

En términos absolutos (sin comparar ahora la protección ante la pobreza con

respecto a la que proporciona el nivel educativo menor), resulta destacable cómo

a lo largo de la década la posesión del nivel educativo de secundaria ha dejado de

ser un refugio contra la pobreza, especialmente para los hogares en los que la

jefa es mujer. En la mayoría de los casos (con la excepción de Honduras y

México) ha aumentado el riesgo de pobreza de los hogares encabezados por jefes

con ese nivel educativo. Como señala Franco (2002), se ha producido durante la

década de 1990 una progresiva expansión del número de años de educación

requeridos para evitar el desempleo y la pobreza, expansión que ha alcanzado

plenamente a la educación secundaria.

Hipótesis complementaria: La protección relativa ante la pobreza que proporciona

un título de educación secundaria es mayor en el caso de los hogares con jefe entre 41

y 65 años que en el caso de los hogares con jefe de 40 años y menos. La síntesis de

resultados que aparece en el cuadro 3 permite aceptar esta hipótesis, especialmente

en las observaciones referidas al final de la década. Es éste un resultado lógico si

tenemos en consideración la escasez de estas titulaciones entre los grupos de más

edad y la existencia de segmentos del mercado de trabajo “protegidos”, en la línea

descrita en el modelo “insider-outsider” (véase Lindbeck y Snower, 1988).

Al analizar la protección relativa ante la pobreza que proporciona la educación

secundaria se observan diferencias importantes derivadas del sexo del jefe de hogar en

algunos países, pero no es posible establecer una pauta general. En los dos países en los

que las diferencias son más acusadas (Brasil y México), el sentido de la diferencia es

opuesto: mientras que en Brasil la educación secundaria supone una protección relativa

considerablemente mayor a los hogares con jefes varones, en el caso de México la

diferencia se produce a favor de los hogares con jefas mujeres.



Cuadro 2. Hipótesis principal: La protección relativa ante la pobreza que proporciona un título de educación secundaria (con respecto a no tener concluido el nivel primario) se ha reducido en la década de 1990.

Jefe <= 40 años

Jefe > 40 años Países

Jefe varón Jefa mujer Jefe varón Jefa mujer

Brasil o o o o

Chile = = = x

Costa Rica o o x o

Honduras o x o x

México x x x o

Paraguay o o o x

o: afirmación correcta =: el valor del indicador es igual en los dos casos comparados, con un margen de

1 punto porcentual. x: afirmación incorrecta

Fuente: Elaborado a partir de los valores del indicador 3.

Cuadro 3. Hipótesis complementaria: La protección relativa ante la pobreza que proporciona un título de educación secundaria (con respecto a no tener concluido el nivel primario) es mayor en el caso de los hogares con jefe entre 41 y 65 años que en el caso de los hogares con jefe de 40 años y menos.

1990

2000 Países

Jefe varón

Jefa mujer

Jefe varón

Jefa mujer

Brasil o o o o

Chile o o o o

Costa Rica x o o o

Honduras o x o o

México o o o x

Paraguay o x o o

Fuentes: Elaborado a partir de los valores del indicador 3.

4. Conclusiones

La revisión que se ha efectuado en estas páginas arroja una doble conclusión que

impide dar una respuesta neta a la pregunta con la que arrancó el debate. Por una parte,

en la mayor parte de los casos analizados los ingresos del hogar dependen más de los

niveles educativos del jefe de hogar al final de la década de 1990 que al principio. El



bienestar, en este sentido, habría pasado a estar más vinculado con la educación. Pero,

por otra parte, durante el mismo periodo se ha debilitado la importancia de la educación

como protección ante la pobreza, que crece entre hogares encabezados por personas con

nivel educativo de secundaria, impulsada por procesos que dependen más del

funcionamiento del mercado de trabajo que de las cualificaciones. En este último sentido,

el bienestar habría pasado a estar menos vinculado con la educación.

Ambos resultados señalan en una misma dirección: la existencia de fuertes

limitaciones que impiden que las mejoras en la equidad interna del sistema educativo se

traduzcan finalmente en mejoras de la distribución del ingreso o en reducciones de la

pobreza. Estas limitaciones se sitúan en el ámbito del mercado de trabajo, y tienen que

ver, en buena medida, con la dificultad de las economías latinoamericanas para generar

puestos de trabajo “de buena calidad”, en los que los incrementos de productividad que

potencialmente genera el incremento de los niveles educativos se plasmen en la realidad.

La existencia de un amplio sector no formal y la extensión de la precarización,

consecuencias de una estructura productiva determinada, suponen un obstáculo para el

crecimiento y un límite para las políticas educativas orientadas a la equidad. Parece

necesario, así, un impulso de políticas enfocadas al mercado de trabajo, que permitan

avanzar paulatinamente en el incremento de la productividad de los puestos de trabajo

(complementándose de este modo con la producción de cualificaciones educativas); es

preciso subrayar, sin embargo, que este impulso no es viable sin la disponibilidad

simultánea de aportaciones de capital físico.



Bibliografía

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Lindbeck, Assar y. Snower, Denis J. (1988). The Insider-Outsider Theory of Employment and Unemployment. Cambridge, Massachussets: The MIT Press.



Educación, Equidad y Bienestar de los Hogares en América Latina

Debate IIPE-UNESCO Buenos Aires-OEI

-Carlos Larrea-

Introducción

Varias de las teorías recientes sobre el desarrollo, entre ellas la concepción de

Amartya Sen (Sen, 1996, 1999) y la teoría del desarrollo endógeno (Barro, 1996),

atribuyen a la educación un rol central tanto para el crecimiento económico como para el

bienestar social y el desarrollo humano. Por otra parte, como resultado del acelerado

cambio tecnológico y la globalización, las ventajas competitivas relacionadas con el

conocimiento y la formación del capital humano han adquirido prominencia (Castells,

1996). Los avances en educación y capacitación han sido fundamentales en las

experiencias exitosas de desarrollo tanto en el Sudeste Asiático como en China. (World

Bank, 1993, Londoño, 1996).

Aunque el avance en indicadores estratégicos de educación en América Latina ha

sido comparativamente lento, es indudable en las últimas décadas tanto un incremento de

la escolaridad media de la población adulta, como una reducción del analfabetismo y el

avance substancial hacia el acceso casi universal a la educación primaria. Estos cambios

han conllevado una reducción de los niveles de desigualdad social en los niveles

educativos de la región.

A pesar de estos logros, se observa también un resultado paradójico. El

desempeño de América Latina a partir de 1982, se caracteriza por combinar un

crecimiento económico apenas superior al ritmo de expansión demográfica, una tendencia

general al incremento de las desigualdades sociales, y el mantenimiento de la pobreza a

niveles masivos.

En este artículo se presentan algunas hipótesis que contribuyen a explicar este

contraste entre el acceso más amplio y universal a la educación y la mayor inequidad

social. Se enfocan obstáculos a la equidad en varias dimensiones, con especial referencia

al mercado laboral, las desigualdades étnicas y de género en los retornos educativos, las

“trampas de pobreza” relacionadas con la interacción entre desnutrición infantil y retornos

educativos, las desigualdades étnicas y de género en los retornos educativos, y aspectos

vinculados tanto con la calidad de la educación como al limitado acceso a la instrucción

formal en sectores rurales y otras áreas marginales de la región.



Educación e inequidad social en América Latina

Durante las últimas décadas, los avances en educación en América Latina han sido

continuos, aunque inferiores a los alcanzados en el Sudeste Asiático (cuadro 1). El

analfabetismo de la población de 15 o más años ha declinado del 15 % en 1990 al 11.4 %

en 2002 (UNDP, 2004), mientras que las tasas de asistencia primaria han continuado

avanzando hasta ubicarse sobre el 90 % en la mayor parte de los países, y las tasas

correspondientes a secundaria tienden a superar el 50 % en 2002, con pocas excepciones.

El avance en las tasas de asistencia ha sido particularmente alto en países como Brasil,

que alcanza, junto con Chile y Cuba, las mayores tasas de asistencia secundaria en la

región (72 %, 75 % y 83 % respectivamente en 2002).

Cuadro 1: Años de Escolaridad de la población de 25 y más años en América Latina y otras regiones: 1960-2000

Región 1960 1970 1980 1990 2000 América Latina y el Caribe 3.2 3.6 4.4 5.2 5.9 Africa Sub-Sahara 1.2 1.4 2.0 2.7 3.4 Asia del Este y Pacífico 3.1 3.7 4.8 6.1 7.3 Países Avanzados 6.6 7.2 8.2 8.8 9.5 Media mundial 3.2 3.6 4.5 5.3 6.1

Fuente: De Ferranti, David et. al. (2003) Inequality in Latin America and the Caribbean: Breaking with History? Washington D.C.: World Bank.

Estos avances, sin embargo, no son generalizables en la región, y hay países con

retrasos significativos como Ecuador, donde la tasa neta de asistencia primaria declinó un

3 % entre 1990 y 2001, con un valor del 86 % para este último año. La tasa

correspondiente a educación secundaria es del 44 %. A las coberturas relativamente bajas

de la asistencia se añade una pronunciada dispersión social, étnica y regional en todos los

indicadores. Así, mientras el analfabetismo entre mayores de 15 años alcanzaba el 9 % a

nivel nacional en 2001, la cifra llegaba al 17 % en la Sierra rural, al 22 % entre la

población indígena, y al 30 % entre las mujeres indígenas.

Cifras comparables pueden mencionares para regiones económica y socialmente

postergadas en América Latina, principalmente el Nordeste brasileño. En síntesis, los

avances en los promedios nacionales de cobertura de la educación primaria y secundaria

esconden en muchos casos notables diferencias étnicas, regionales e incluso de género, y

su lectura acrítica puede resultar engañosa. De la misma manera los promedios

latinoamericanos pueden esconder importantes diferencias entre países.



En todo caso, el mayor acceso a la educación primaria y secundaria ha conducido a

una menor concentración social de la escolaridad en América Latina. El coeficiente de Gini

de los años de escolaridad en la región ha descendido continuamente desde 1965, cuando

llegó a 0.502, hasta 0.418 en 1990 (De Ferrari et. al, 2003). La mayor parte de los países

presentan tendencias similares. Si bien el avance es todavía insuficiente, la cifra evidencia

un acceso más democrático a la educación.

A pesar del incremento en el capital humano de la región (mayor escolaridad,

mayor esperanza de vida al nacer, menor mortalidad infantil (PNUD, 2004), y de la

distribución social más homogénea de la educación, estos avances no se han reflejado en

una mejora perceptible de los niveles de vida ni han conducido a una reducción de la

inequidad social, considerada la más alta del mundo.

En efecto, el ingreso por habitante en América Latina apenas ascendió al 0.3 %

anual entre 1980 y 2001, su ritmo más bajo en un siglo (CEPAL, 2002, Thorp, 1998), y el

único país que ha mantenido niveles significativos de crecimiento es Chile. Al virtual

estancamiento económico se añaden la persistencia de la pobreza, la creciente inequidad

social y una tendencia ascendente en el desempleo estructural.

La pobreza, según CEPAL, ha pasado del 40.5 % de la población en 1980 al 48.3 %

en 1990, para alcanzar el 44 % en 2002, equivalentes a 211 millones de personas. Entre

ellos, 97 millones (19.4 % de la población) se encuentran en un situación de indigencia.

Las cifras para el sector rural son notablemente superiores (CEPAL, 2003). La noción de

pobreza empleada en este caso se refiere a pobreza absoluta, y no relativa, como la

empleada en los indicadores de este debate.

La desigualdad social ha ascendido en la mayor parte de los países (CEPAL, 2003),

como la ha hecho en la región en su conjunto (Cuadro 2). Finalmente se observa un

deterioro en los indicadores de empleo. Las tasas de desempleo abierto han ascendido del

7.7 % en 1995 al 10.5 % en 2000, manteniéndose en este valor en 2004, a pesar de la

recuperación económica de este último año (CEPAL, 2004). Además, la mayor parte de los

puestos de trabajo creados en la última década corresponden al sector informal.



Cuadro 2: Coeficientes de Gini del ingreso por habitante de los hogares: promedios por década y región

Región 1970s 1980s 1990s América Latina y Caribe 48.4 50.8 52.2 Asia 40.2 40.4 41.2 OECD 32.3 32.5 34.2 Europa del Este 28.3 29.3 32.8 Fuente: De Ferranti, David et. al. (2003) Inequality in Latin America and the Caribbean: Breaking with History?

El interrogante central que se enfoca en este artículo es la falta de correspondencia

entre los avances en el campo educativo y el desempeño económico y social de la región.

Complementando la contribución al debate de Beccaria y Groisman (Beccaria y Groisman,

2004), que presenta una visión panorámica del mercado laboral, este análisis se centra en

varios aspectos específicos, como la estructura de los retornos educativos, su desigualdad

por género y etnicidad, y las hipótesis de “trampas de pobreza” vinculadas con

desnutrición infantil y retornos educativos.

Retornos educativos e inequidad social

El primer indicador para el debate estima las diferencias de ingresos medios del

hogar en función del nivel educativo y sexo del jefe de hogar para seis países

latinoamericanos a inicios de los años 1990 y 2000 (Tabla 1 del Debate). Dado que los

datos se encuentran en unidades monetarias de cada país y año, son difícilmente

comparables entre sí. Para establecer una relativa comparabilidad, se ha elaborado un

índice que asigna 100 puntos al ingreso medio ponderado de cada país y año, y ubica los

casos según el nivel educativo y sexo del jefe en forma proporcional. Sobre esta base

internacional comparativa, se ha elaborado un modelo lineal generalizado y un análisis de

varianza (ANOVA), tomando como variable dependiente el logaritmo natural del índice de

ingresos, y como variables dependientes el nivel educativo y sexo del jefe de hogar, y la

década, incluyendo interacciones entre sexo y nivel educativo, y entre nivel educativo y la

década. Se han tomado dos regresiones, ponderando los datos por la población de cada

país, y tomando cada caso nacional sin ponderación entre países, con resultados similares.

Se ha preferido los datos sin ponderación para evitar la influencia desproporcionada de

Brasil, que representa el 62 % de la población de los seis países.

Los resultados del modelo de regresión se presentan en el gráfico 1, que

diferencia los hogares con jefatura masculina y femenina, a inicios de los años 1990 y

2000. Del mismo se desprenden algunas conclusiones, aplicables a la mayor parte de los

casos nacionales.



a) En general, las curvas ingreso-escolaridad presentan una forma parabólica con

concavidad positiva, que sugiere una estructura creciente de retornos educativos,

que alcanzarían su valor más elevado en la instrucción universitaria. El cuadro 3

presenta las estimaciones de retornos educativos anuales para cada nivel y sexo

del jefe, asumiendo promedios de escolaridad para cada categoría,1 para el modelo

comparativo de regresión y los casos nacionales. Los retornos educativos

estimados tienen una estructura consistentemente creciente, con diferencias

pronunciadas a favor de la instrucción superior.

b) La estructura creciente de los retornos tiende a acentuarse el comparar los datos

de los años 1990 con los del 2000. Los retornos para el nivel superior ascienden,

tanto para varones como para mujeres, particularmente en Brasil y Chile. En

México no se encuentran tendencias claras.

c) La estructura de los retornos presenta importantes deferencias de acuerdo al sexo

del jefe de hogar. Los hogares con jefatura femenina presentan retornos similares

en los niveles secundario y superior, mientras que la jefatura masculina está

caracterizada por ventajas altas de los retornos universitarios. En otras palabras,

los retornos altos a nivel superior se presentan solo para la jefatura masculina, y la

en este nivel las diferencias de género (posiblemente atribuibles principalmente a

discriminación) son considerables.

1 Se ha tomado una media de 3 años de escolaridad para primaria incompleta, 8 años para primaria completa y secundaria incompleta, 13 años para secundaria completa y superior incompleta, y 18 años para universitaria completa. Estos valores tienen una diferencia de 5 años entre sí.



Gráfico 1: Ingresos relativos del hogar según nivel educativo, sexo del jefe y década: Modelo lineal Generalizado para 6 países

Ingresos Relativos del Hogar según nivel educativo y sexo del jefe:Modelo Lineal General para 6 países

0.00

50.00

100.00

150.00

200.00

250.00

300.00

0 1 2 3 4 5

Nivel educativo

Ingr

eso

Rel

ativ

o (m

edia

nac

iona

l=10

0)

Masc 1990sFem 1990sMasc 2000sFem 2000s

Hasta Primaria Incompleta

Primaria Completa Secundaria

Completa

Superior Completa

Fuente de datos para el análisis: Debate, tabla 1.

Ecuador. El estudio del caso ecuatoriano es relevante por varias razones. En

primer lugar, este país sufrió recientemente una crisis económica y social de una

magnitud relativamente excepcional en el contexto latinoamericano. El estudio de sus

efectos sobre el mercado laboral y lo retornos educativos puede ser ilustrativo sobre el

impacto de las crisis económicas en países de menor desarrollo relativo. En segundo lugar,

el Ecuador tiene una población indígena significativa, y existe información sobre etnicidad

y retornos educativos, que puede ilustrar sobre la discriminación étnica, cuya magnitud

es significativa también en países como México, Guatemala, Perú y Bolivia

(Psacharapoulos y Patrinos, 1994).



Cuadro 3: Retornos educativos* estimados por país, nivel educativo y sexo del jefe, y década

Hombres 1990s

Mujeres 1990s

Hombres 2000s

Mujeres 2000s

Modelo comparativo seis países (no ponderado)

Primaria completa 4.8 6.0 6.7 8.0 Secundaria completa 11.2 12.2 11.2 12.3 Sup./ Univ. Completa 14.3 10.9 15.8 12.2

Brasil Primaria completa 12.7 13.2 11.5 11.4 Secundaria completa 14.0 13.9 12.1 11.6 Sup./ Univ. Completa 15.4 13.7 20.3 17.3

Chile Primaria completa 1.5 5.5 5.9 6.8 Secundaria completa 13.8 8.9 10.0 9.4 Sup./ Univ. Completa 14.6 10.5 25.9 14.6

Costa Rica Primaria completa 1.8 2.1 4.0 7.6 Secundaria completa 8.8 11.3 8.8 10.2 Sup./ Univ. Completa 8.1 10.3 10.8 9.8

Honduras Primaria completa 7.7 6.1 6.6 6.9 Secundaria completa 10.5 14.7 11.4 17.6 Sup./ Univ. Completa 14.6 21.4 13.4 3.9

México Primaria completa 1.6 9.1 8.1 9.9 Secundaria completa 10.9 11.0 12.1 14.7 Sup./ Univ. Completa 17.9 14.5 14.1 0.5

Paraguay Primaria completa 4.2 0.5 4.1 5.6 Secundaria completa 9.6 13.2 12.4 10.7 Sup./ Univ. Completa 10.4 0.8 15.9 24.0

(*) Incrementos porcentuales esperados en el ingreso equivalente del hogar por un año adicional de estudio del jefe o jefa de familia. Fuente: Debate, tabla 1.

En 1998 y 1999 el Ecuador fue golpeado con una caída del 10 % en el ingreso por

habitante, como resultado de varios factores, como el fenómeno de El Niño, la caída en los

precios del petróleo (principal producto de exportación) y la quiebra de la mayor parte de

los bancos privados. Como resultado, la pobreza urbana casi se duplicó, el desempleo

abierto tuvo un comportamiento similar, llegando al 17 % a inicios de 2000, y al menos

800.000 ecuatorianos migraron a España, Estados Unidos y otros países en busca de

trabajo (Larrea, 2004).



En enero de 2000 el gobierno dolarizó oficialmente la economía, y la crisis dio lugar

a una fase de recuperación a partir del año mencionado, como resultado de la elevación

de los precios del petróleo, las considerables remesas de divisas de los emigrantes y otros

factores.

Existen encuestas mensuales de empleo para las tres principales ciudades del país

(Quito, Guayaquil y Cuenca). A partir de ellas se han elaborado los indicadores de la Tabla

1 del debate, aplicando las mismas definiciones. Se han diferenciado tres fases en la serie

de tiempo: pre-crisis, crisis y recuperación2 . A partir de los datos para cada hogar se ha

elaborado un modelo lineal generalizado de regresión múltiple similar al aplicado para los

restantes países, incluyendo tres interacciones entre las variables independientes,3 y se

han calculado retornos educativos por nivel de instrucción y sexo del jefe de hogar para

cada fase. Los resultados se presentan en los gráficos 2 y 3, y el cuadro 4. De ellos se

desprenden las siguientes conclusiones:

a) En general, los retornos educativos presentan una estructura similar a la de los

seis países analizados, siendo fuertemente crecientes, principalmente para los

hogares con jefatura masculina y a nivel universitario. Las diferencias según

género se concentran, sobre todo, en desmedro de mujeres jefas con instrucción

superior completa. La brecha de ingresos por género se ensancha

considerablemente a nivel universitario, alcanzando el 30 % en las fases de crisis y

recuperación.

b) Los ingresos familiares equivalentes caen fuertemente en la crisis y se recuperan

parcialmente después, aunque en forma desigual. Se observan cambios en los

retornos, de tal forma que en la fase de recuperación los retornos para niveles

primario y secundario son notablemente menores frente a sus valores previos a la

crisis, mientras que los retornos a nivel universitario se mantienen semejantes. En

otras palabras, la crisis acentuó las diferencias a favor del nivel universitario.

c) Las desigualdades de ingresos según el sexo de la jefatura del hogar se intensifican

en el proceso crisis-recuperación, de forma que la posición relativa de las mujeres

se deteriora a lo largo del ciclo para todos los niveles educativos durante la crisis, y

se mantiene deprimida durante la recuperación.

2 Las fases del ciclo económico han sido definidas de acuerdo a la evolución de la pobreza, y son: pre-crisis, de marzo 1998 a junio 1998, crisis de julio de 1998 a marzo de 2001, y recuperación de abril 2001 a enero 2003. 3 El modelo lineal generalizado tiene como variable dependiente el logaritmo natural del ingreso familiar equivalente en dólares constantes, y como variables independientes el sexo y nivel educativo del jefe o jefa de hogar, la fase del ciclo económico, e interacciones del nivel educativo con fase económica y sexo del jefe, y de fase económica con sexo del jefe.



En síntesis, Ecuador presentaba antes de la crisis una estructura de ingresos

familiares con retornos crecientes y desigualdades de género también ascendentes a nivel

superior. Los ingresos caen durante la crisis y se recuperan parcialmente después, pero

tanto la brecha entre los retornos primarios y secundarios (que declinan) y los del nivel

superior, como las diferencias de género se acentúan.

Gráfico 2: Ecuador (1998-2003) Ingresos equivalentes del hogar según nivel educativo del jefe y fase económica: Hogares con jefatura masculina. Modelo lineal generalizado

Ecuador (1998-2003) Ingresos equivalentes del hogar según nivel educativo del jefe y fase económica: Hogares con jefatura masculina

Modelo lineal generalizado

0.0

50.0

100.0

150.0

200.0

250.0

300.0

350.0

0 1 2 3 4 5

Educacion

Ingr

eso

Fam

iliar

Equ

ival

ente

(US$

de

Ener

o 20

01)

Pre-crisisCrisisRecuperación

Fuente: para el análisis: Banco Central del Ecuador – PUCE. Encuesta de Empleo Urbano, 1998-2003 (Quito, Guayaquil y Cuenca). Base de datos no publicada.



Gráfico 3: Ecuador (1998-2003) Ingresos equivalentes del hogar según nivel educativo del jefe y fase económica: Hogares con jefatura femenina. Modelo lineal generalizado

Ecuador (1998-2003) Ingresos equivalentes del hogar según nivel educativo del jefe y fase económica: Hogares con jefatura femenina

Modelo lineal generalizado

0.0

50.0

100.0

150.0

200.0

250.0

300.0

350.0

0 1 2 3 4 5

Educacion

Ingr

eso

Fam

iliar

Equ

ival

ente

(US$

de

Ener

o 20

01)

Pre-crisisCrisisRecuperación

Fuente: para el análisis: Banco Central del Ecuador – PUCE. Encuesta de Empleo Urbano, 1998-2003 (Quito, Guayaquil y Cuenca). Base de datos no publicada.



Cuadro 4: Ecuador (1998-2003) Ingresos Equivalentes del Hogar según sexo, nivel educativo del jefe de familia y fase económica. Modelo lineal generalizado. (US$ de Enero 2001)

Ingresos equivalentes del hogar (US$ de enero de 2001 por mes)

Varones jefes de familia Mujeres jefas de familia Nivel Pre-crisis Crisis Recuperación Pre-crisis Crisis Recuperación

Primaria incompleta 101.8 63.0 87.1 92.1 50.6 69.5 Primaria

completa 117.8 73.1 97.7 110.3 60.8 80.7 Secundaria

completa 171.8 104.6 126.5 169.3 91.5 109.9 Superior-

Universidad 324.6 197.4 234.3 259.7 140.2 165.3

Retornos educativos * (%)

Varones jefes de familia Mujeres jefas de familia Retornos Pre-crisis Crisis Recuperación Pre-crisis Crisis Recuperación

Primaria completa 2.96 3.02 2.33 3.67 3.73 3.03 Secundaria completa 7.84 7.44 5.29 8.95 8.54 6.37 Superior-Universidad 13.57 13.54 13.12 8.93 8.90 8.50

Proporción de ingresos (jefatura femenina/masculina)

Pre-crisis Crisis Recuperación Primaria incompleta

0.905 0.803 0.798

Primaria completa

0.937 0.831 0.826

Secundaria completa

0.986 0.875 0.869

Superior Universidad

0.800 0.710 0.706

(*) Incrementos porcentuales esperados en el ingreso equivalente del hogar por un año adicional de estudio del jefe o jefa de familia. Fuente para el análisis: Banco Central del Ecuador – PUCE. Encuesta de Empleo Urbano, 1998-2003 (Quito, Guayaquil y Cuenca). Base de datos no publicada. Notas: El modelo lineal generalizado tiene como variable dependiente el logaritmo natural del ingreso familiar equivalente en dólares constantes, y como variables independientes el sexo y nivel educativo del jefe o jefa de hogar, la fase del ciclo económico, e interacciones del nivel educativo con fase económica y sexo del jefe, y de fase económica con sexo del jefe.

Las fases del ciclo económico han sido definidas de acuerdo a la evolución de la

pobreza, y son: pre-crisis, de marzo 1998 a junio 1998, crisis de julio de 1998 a marzo de

2001, y recuperación de abril 2001 a enero 2003.



Aunque los salarios caen en forma relativamente proporcional al inicio de la crisis,

en un segundo momento los hogares responden aumentando su tasa de participación,

“inventando” actividades en el sector informal. De esta forma la participación femenina

en el mercado laboral crece, al tiempo que se deteriora la calidad media de los trabajos

femeninos. Posteriormente la masiva emigración internacional reduce la oferta laboral,

principalmente entre trabajadores de baja y mediana calificación, conduciendo a un

ascenso salarial que tiende a nivelar los salarios con baja y media escolaridad.

Dado que la recuperación no ha sido acompañada de una generación significativa

de empleo, y que la reducción del desempleo ha sido sobre todo el resultado de la

migración internacional, los trabajos menos calificados e inestables, sobre todo en el

sector informal, se han visto más afectados por el ciclo crisis-recuperación. En la medida

en que la fuerza de trabajo femenina se concentra en actividades informales y más

inestables, y que la crisis profundizó estas tendencias, las diferencias por género se

ampliaron.

Los salarios femeninos son, en promedio, inferiores en un 22 % a los masculinos.

Los modelos de Oaxaca-Blinder, basados en regresiones separadas para varones y

mujeres sobre los determinantes del salario, permiten descomponer las diferencias de

género en los ingresos laborales en un factor debido a desniveles en escolaridad,

experiencia, dedicación y otras características del mercado laboral, y un segundo

elemento atribuible a la discriminación. Aplicando esta metodología a las encuestas de

empleo urbano, se encuentra que el 54 % de la diferencia en los salarios no se explica por

desniveles en las condiciones laborales, y puede atribuirse a la discriminación en el

mercado laboral. Otros estudios sobre el marcado laboral latinoamericano encuentran un

factor de “discriminación” más elevado (Psacharapoulos y Tzannatos, 1992).

En síntesis, el ciclo caída-crisis-recuperación no es simétrico, y al parecer la

estructura resultante del mercado laboral presenta rasgos concentradores más intensos

que los prevalecientes antes de la crisis, tanto respecto a la escolaridad como al género de

la jefatura de hogar.

Mercados Laborales: Análisis

Las decisiones de los hogares y otros agentes privados en el sector educativo

responden, al menos en parte, a incentivos del mercado laboral, y las inversiones de

capital humano tienden a concentrarse donde la rentabilidad es mayor. Si prevalece una



estructura de retornos crecientes, la formación de capital humano se concentrará en el

nivel superior, aumentando la heterogeneidad social de los ingresos. Si por el contrario,

los retornos educativos tuviesen rendimientos decrecientes, entonces las inversiones de

mayor rentabilidad se concentrarán en niveles educativos inferiores, promoviendo la

equidad social.

En consecuencia, no solamente la estructura del mercado laboral favorece la

inequidad y promueve la ampliación de las diferencias entre trabajos calificados y no

calificados, sino que a lo largo de la década de los años 1990 estas tendencias

concentradoras han tendido a profundizarse en casi todos los países analizados,

excluyendo México. De esta manera, la segmentación laboral en la región tiende a

profundizarse, y la formación de capital humano en el sector informal es

comparativamente lenta. La experiencia ecuatoriana sugiere además que las crisis

económicas pueden también acrecentar las desigualdades en el mercado laboral.

Varios factores explican la tendencia concentradora de los mercados laborales. La

globalización y el cambio tecnológico acelerado asociado a la revolución informática y a la

biotecnología han favorecido la expansión relativa de la demanda de trabajo altamente

calificada, mientras que el estancamiento de la economía y el mismo cambio tecnológico

han afectado negativamente el crecimiento de la demanda de fuerza de trabajo no

calificada en la agricultura o otros sectores tradicionales, cuya oferta crece más

rápidamente que el ritmo demográfico, debido a las crecientes tasas de participación,

sobre todo femenina. En consecuencia, las expectativas creadas por la apertura comercial

a favor de un crecimiento del empleo no calificado, como resultado de las ventajas

comparativas de la región, no se han materializado. Un ejemplo claro en este sentido es la

caída, incluso en términos absolutos, del empleo agrícola en México entre 1993 y 2001,

como consecuencia del Tratado de Libre Comercio de América del Norte (TLCAN) (Puyana,

Horbath y Romero, 2004).

Las políticas del estado deben compensar y equilibrar las tendencias

concentradoras del mercado, promoviendo la formación de capital humano y la

disponibilidad de activos productivos de calidad en sectores sociales donde no llega el

mercado por falta de rentabilidad. Sin embargo, bajo los lineamientos del “Consenso de

Washington”, a partir de 1982, las políticas sociales en América Latina se han debilitado,

perdiendo en gran parte su carácter universalista, y se han concentrado en la provisión de

servicios de educación, salud y vivienda a los grupos más pobres, con un enfoque

conceptual calificado como “residual”, que minimiza la intervención del estado en la

economía. Desafortunadamente en muchos casos la calidad de los servicios públicos de



educación para los hogares pobres es mala y ha tendido a deteriorase. (Barba, 2004,

Ziccardi, 2004).

Londoño analizó los factores explicativos de la persistente inequidad social en

América Latina. De acuerdo a su tesis, el factor histórico dominante en la constitución de

la inequidad social en la región fue la desigual distribución de la tierra. Como resultado de

la urbanización, la industrialización y la diversificación de la economía, el peso de la

agricultura ha declinado y la distribución del capital humano ha adquirido mayor

importancia. La desigualdad social actual es principalmente el resultado de la

concentración en la distribución de la educación, y tenderá en el futuro a disminuir en la

medida en que avance y se universalice la instrucción primaria y secundaria (Londoño,

1996).

La experiencia reciente no confirma estas expectativas. Como se ha mostrado, la

menor concentración social de los niveles de escolaridad no ha conducido a una reducción

de la desigualdad social, y por el contrario, esta última ha tendido a subir.

En síntesis, existen tendencias concentradoras en el mercado laboral, que se han

intensificado en el contexto de rápido cambio tecnológico, apertura comercial y lento

crecimiento económico. Las políticas estatales han sido insuficientes para compensar estas

“imperfecciones de mercado” debido tanto a su concepción inclinada a reducir la inferencia

pública en la economía, como por la crónica restricción en los recursos disponibles para

políticas sociales (CEPAL, 2003).

Etnicidad y retornos educativos en el Ecuador

Las inequidades étnicas constituyen una dimensión importante de las

desigualdades sociales en varios países latinoamericanos. Tanto los pueblos indígenas en

el Area Andina, México y Guatemala, como la población afro-descendiente en Brasil y

varios países del Caribe han estado históricamente sujetas a discriminación. En el

Ecuador, en 2003, el 80 % de la población indígena era pobre, y el 57 % vivía en extrema

pobreza, frente a promedios nacionales de 60 % y 33 % respectivamente. Una parte de

estas enormes diferencias puede atribuirse a desniveles en el acceso a la educación. En

efecto, según el censo de 2001, la población indígena mayor de 23 años alcanzaba cinco

años de escolaridad, frente a una media nacional de 7.1, y el 23 % de los indígenas

mayores de 14 años era analfabeto, frente a una media nacional de 9.1 %.

Los bajos niveles educativos, sin embargo, no explican la totalidad del problema.

Históricamente la falta de acceso a la tierra ha sido un elemento fundamental en la



pobreza indígena, y en la actualidad se observa también una situación discriminatoria en

el mercado laboral.

A partir de la Encuesta de Condiciones de Vida de 1998, con cobertura nacional y

amplia información socio-económica, se han estimado modelos separados de regresión

múltiple sobre los determinantes de los ingresos laborales para trabajadores indígenas y

no indígenas, incluyendo entre las variables independientes la escolaridad, experiencia

laboral, género, horas trabajadas al mes, jefatura del hogar, variables ficticias para

distintas formas precarias de inserción laboral, y variables regionales. Los detalles se

pueden consular en un estudio específico sobre el tema (Larrea y Montenegro, 2004). Los

gráficos 4 y 5 presentan las funciones de regresión respecto a la escolaridad y los

retornos educativos por etnicidad.

Las diferencias en los ingresos laborales, bajo niveles educativos iguales, son

pronunciadas, variando entre el 35 % y el 65 % (gráfico 4). Existe, sin embargo, un

problema adicional, ya que a partir de la instrucción secundaria estas diferencias crecen

sistemáticamente, de forma que el reconocimiento económico de la educación indígena se

distancia más del correspondiente al resto de la sociedad, conforme aumenta el nivel

educativo. Las diferencias étnicas por los retornos educativos se ilustran en el gráfico 5.

Aunque una parte de las diferencias en los retornos educativos puede

hipotéticamente atribuirse a la calidad de la enseñanza, el factor de mayor peso se puede

explicar por la discriminación. En base a modelos de Oaxaca-Blinder, se concluye que las

diferencias salariales entre los indígenas y el resto de la sociedad se explican en un 75 %

por desniveles educativos y de otros factores laborales, y un 25 % puede atribuirse a la

discriminación. (Larrea y Montenegro, 2004).

Nutrición Infantil y Educación

Además de los factores relacionados con retornos educativos en el mercado

laboral, existen otros elementos que contribuyen a explicar la falta de correspondencia

entre la ampliación y democratización en los niveles educativos y la distribución social de

sus beneficios.

La noción de capital humano integra principalmente las dimensiones de educación,

nutrición y salud. Aunque la mayor parte de los estudios sobre el tema se han

concentrado en educación, en los últimos años se ha prestado atención a la relación de la

nutrición y salud con el crecimiento económico y el desarrollo humano.



Los estudios de Robert Fogel, premio novel en economía, sobre el efecto de las

mejoras en la nutrición, peso y estatura de la población inglesa a partir del siglo XIX,

mostraron que éstas explican aproximadamente el 30 % del crecimiento en el ingreso per

capita inglés entre 1800 y 1980 (Fogel, 2001). Otros estudios han confirmando el

significativo impacto de las mejoras nutricionales sobre el crecimiento económico en

varios países industrializados y periféricos (Mayer-Foulkes, 2001, Galor y Mayer, 2002).

El enfoque de este estudio se centra en el rol de la nutrición adecuada de los niños

desde el período intrauterino hasta el tercer año de vida, como condición necesaria para

un rendimiento escolar y laboral adecuado posterior. En muchos países latinoamericanos

con pobreza masiva, ésta se manifiesta en condiciones nutricionales deficientes para los

niños, que a su vez reducen considerablemente su potencial de aprovechamiento escolar y

desempeño laboral futuro, contribuyendo así a la transmisión intergeneracional de la

pobreza. Esta “trampa de pobreza” asociada a la desnutrición impide que el acceso a la

educación entre los hogares pobres alcance plenamente su potencial, y reduce el

horizonte de sus retornos educativos, manteniéndoles en una situación de pobreza. En

términos sencillos, se formula un mecanismo causal mediante el cual la pobreza

incrementa el riesgo de desnutrición, y ésta a su vez reduce las oportunidades de mejorar

el nivel de vida mediante la educación, manteniendo a los hogares en condiciones de

pobreza. Este mecanismo se perpetúa en períodos intergeneracionales. Galor y Mayer han

desarrollado formalmente un modelo que explica este mecanismo (Galor y Mayer, 2002).

Los avances recientes en psicología infantil y neurología han transformado la visión

convencional sobre la importancia tanto del período intrauterino como de los tres primeros

años de vida en el desarrollo psicológico, intelectual y neuronal humano. De acuerdo a la

evidencia científica actual, varias fases críticas del desarrollo intelectual, psico-motriz,

sensorial, neuronal y emocional humano, claves en la capacidad para razonar y regular

adecuadamente ciertas funciones corporales y sensitivas, se llevan a cabo principalmente

entre el cuarto mes de gestación y el tercer año de vida. La mayor parte de las neuronas

cerebrales se desarrollan entre el cuarto y el séptimo mes de gestación, y muchas de sus

conexiones básicas (sinapsis) se forman en los primeros años de vida, como respuestas a

estímulos adecuados, y con una apropiada alimentación. Si los estímulos afectivos, el

contacto físico, o la nutrición son insuficientes, o el ambiente del niño es impropio, se

producen deficiencias perdurables e irreversibles en el desarrollo intelectual, neurológico y

emocional, que reducen la capacidad futura de los adultos en aspectos como el

aprendizaje, la productividad y la resistencia a enfermedades. En consecuencia, la

capacidad de un niño para alcanzar plenamente su potencial genético, depende en gran



medida del cuidado y la alimentación recibida fundamentalmente hasta el tercer año de

vida. (McCain y Mustard, 1999).

Gráfico 4: Ecuador 1998: Ingresos Laborales según Etnicidad y EscolaridadModelo de Regresión Múltiple

Ecuador 1998: Ingresos Salariales Esperados según Etnicidad y Escolaridad

0.00

500000.00

1000000.00

1500000.00

2000000.00

2500000.00

3000000.00

3500000.00

4000000.00

0.00 3.00 6.00 9.00 12.00 15.00 18.00 21.00

Años de Escolaridad

Ingr

esos

labo

rale

s (s

ucre

s de

199

8 al

mes

)

Total PoblaciónNo IndígenasIndígenas

Primary level Secondary level Higher Education

Gráfico 5: Ecuador 1998: Retornos Educativos según Etnicidad y

Escolaridad

Ecuador 1998: Retornos Educativos por Etnicidad y Escolaridad

0.00

0.02

0.04

0.06

0.08

0.10

0.12

0.14

0.16

0.00 3.00 6.00 9.00 12.00 15.00 18.00 21.00

Años de Escolaridad

Ret

orno

s Ed

ucat

ivos

No IndígenasIndígenasTotal Población

Fuente para el análisis: INEC – Banco Mundial. Encuesta de Condiciones de Vida, 1998.



Si el desarrollo intelectual, neuronal y emocional del niño es insuficiente hasta el

tercer año de vida, el daño producido es en gran medida irreversible y tiene efectos

perdurables en la vida adulta. Si el niño tiene deficiencias crónicas en su ingestión

calórico-proteínica o de micronutrientes durante sus tres primeros años, se produce un

retardo no revertido en su capacidad de crecimiento y en su talla, de tal forma que su

estatura adulta posterior es inferior a la determinada por su potencial genético. El

crecimiento de la estatura alcanza su mayor velocidad durante la infancia y va declinando

hasta la preadolescencia, se retoma en la adolescencia, para detenerse por completo

después (Steckel, 1995). La estatura adulta refleja entonces, no solamente el potencial

genético individual, sino también la nutrición recibida durante la niñez, en particular hasta

el tercer año de vida. Esta última, a su vez, es un factor clave en el desarrollo neurológico,

emocional e intelectual.

La estatura correspondiente al potencial genético de la población adulta,

asumiendo una alimentación adecuada, sigue una distribución normal cuya media es casi

idéntica entre poblaciones de origen europeo, indo-americano, africano, árabe o hindú,

existiendo solamente ciertas diferencias respecto a la población asiática del Lejano

Oriente. (Steckel, 1995, Semba, 2001). Existen, sin embargo, variaciones por sexo tanto

en el ritmo de crecimiento como en la estatura final. La OMS ha adoptado, desde fines de

los años 1970, tablas normativas universales de crecimiento para varones y mujeres, en

base a la evidencia del mínimo efecto de origen racial.

Grupos poblacionales afectados por la desnutrición presentan distribuciones de su

estatura con medias inferiores a las potenciales o normativas. En consecuencia, la

distribución de probabilidad de la estatura de una población adulta, y en particular su

media, reflejan, para cada sexo, los efectos de posibles deficiencias nutricionales durante

la niñez.

En un estudio previo del autor se ha analizado la relación entre el estado

nutricional de la madre, su escolaridad y nivel de vida para varios países

latinoamericanos. Se ha evaluado la hipótesis según la cual los retornos educativos de las

madres son afectados por el estado nutricional en su infancia, de forma que aquellas

madres que sufrieron desnutrición en el pasado presentan menores retornos educativos

en su vida adulta (Larrea, 2002a). Se ha evaluado empíricamente la teoría de las trampas

de pobreza resultantes de la desnutrición infantil.



La prevalencia de la desnutrición crónica (retardo significativo en el crecimiento de

los niños menores de cinco años)4 en América Latina es alta, alcanzando el 47 % en

Guatemala (1998), 26 % en Perú (1996), 27 % en Bolivia (1997) y Ecuador (1998), 18 %

en México (2001) y 11 % en Brasil (1996) (Larrea, 2002b, PNUD, 2004). Su distribución

social se encuentra fuertemente concentrada entre los pobres de cada país, como puede

observarse en el gráfico 6.5

Las fuentes de la investigación fueron las Encuestas Demográficas y de Salud

(DHS) realizadas en Bolivia (1997), Perú (1992, 1996, 2000), Colombia (1995, 2000),

Brasil (1996), Nicaragua (1998), Guatemala (1998), República Dominicana (1996) y Haití

(1994). Estas encuestas son ampliamente comparables, e incluyen información sobre

educación, empleo, vivienda y salud, además de medidas antropométricas para mujeres

en edad fértil y niños menores de cinco años.

Gráfico 6: Desnutrición Crónica y Nivel de Vida por Países

Fuente: Larrea, Carlos (2002) “Social Inequalities in Child Malnutrition in Eight Latin American Countries. Boston: Harvard University, documento no publicado.

4 La desnutrición crónica corresponde a casos con una talla para la edad igual o inferior a dos desviaciones standard respecto a la talla media de niños adecuadamente alimentados. 5 El Indice de Status Socio-económico se ha elaborado combinando indicadores de educación, vivienda y empleo mediante análisis de componentes principales.



Se encontró que la desnutrición infantil de las madres afecta negativamente sus

retornos educativos, a niveles estadísticamente significativos, en los casos de Perú,

Bolivia, Brasil, Nicaragua y Guatemala. En Colombia, República Dominicana y Haití no

hubo resultados concluyentes. En este grupo, los dos primeros países tienen condiciones

comparativamente menores de desigualdad social o desnutrición crónica, y en el caso de

Haití los niveles de escolaridad son muy bajos.

En otras palabras, en los cinco primeros países se encontró evidencia significativa

de un impacto negativo de la desnutrición infantil sobre los retornos educativos en

mujeres adultas. De esta forma se tiende a confirmar la existencia de círculos viciosos o

trampas, que conducen a la reproducción intergeneracional de la pobreza.

El nivel de vida es este caso se ha estimado con un índice de bienes del hogar,

obtenido por el método de los componentes principales, similar al empleado en otros

estudios de encuestas DHS en la India y otros países asiáticos (Filmer and Pritchett,

2001), y el riesgo de desnutrición infantil se ha evaluado empleando la estatura, indicador

probabilístico ampliamente usado sobre las condiciones nutricionales en la infancia. Los

detalles metodológicos del estudio pueden consultarse en las fuentes.

El gráfico 7 ilustra las ecuaciones de regresión para el caso de Perú en 1996,

estimadas sobre una base de más de 28.000 hogares. Las curvas parabólicas muestran

los mejores niveles de vida asociados a incrementos en la escolaridad, bajo distintos

riesgos de desnutrición infantil de las madres. En los casos más afectados por la

desnutrición infantil (parábolas inferiores) los retornos educativos de las madres son

pronunciadamente más bajos que los casos correspondientes a madres adecuadamente

alimentadas en su infancia (parábolas superiores).



Gráfico 7: Perú 1996: Escolaridad y Nivel de Vida de las Madres según Riesgo de Desnutrición durante su Infancia

Perú 1996: Indice de Bienes de Vivienda según Escolaridad y EstaturaRegresión Múltiple

40

45

50

55

60

65

70

75

80

0 3 6 9 12 15 18 21

Escolaridad de la madre

Indi

ce d

e B

iene

s de

Viv

iend

a

1350

1370

1390

1410

1430

1450

1470

1490

1510

1530

1550

1570

1590

1610

1630

1650

1670

1690

1710

1730

1750

1770

1790

1810

1830

1850

1870

1890

1910

1930

1950

1.95 Mt

1.35 Mt.

Fuente: Larrea, Carlos (2002). “Impacto de la Nutrición sobre el Nivel de Vida y los Retornos Educativos en Ocho Países Latinoamericanos”, en base a encuestas DHS.

Conclusiones

América Latina ha sido caracterizada históricamente como la región más

inequitativa del planeta. Las estructuras socialmente excluyentes heredadas del pasado

colonial, y en particular la concentración en la tenencia de la tierra, explican los orígenes

de esta desigualdad.

Como resultado del crecimiento y diversificación de las actividades económicas, la

urbanización y otros factores, particularmente entre 1950 y 1982, podía haberse esperado

una significativa reducción de las desigualdades sociales. Sin embargo, los cambios en los

niveles de concentración fueron limitados. Como resultado, aunque los niveles de ingreso

por habitante en la región son muy superiores a las líneas de pobreza, ésta continúa

afectando al 44 % de la población.



En la medida en la que el capital humano, y en particular sus dimensiones

relacionadas con el conocimiento, han adquirido una importancia mayor como factores

explicativos del crecimiento económico y el bienestar social, y que los avances en la

escolaridad y tasas de asistencia en los niveles primario y secundario se han

incrementado, podía esperarse una correspondencia entre estos cambios, una reducción

de la desigualdad social, y la declinación en la incidencia de la pobreza.

Los resultados observados en las dos últimas décadas muestran, paradójicamente,

un incremento de la inequidad social en la mayor parte de los países y en el conjunto de la

región, un crecimiento económico muy limitado y la persistencia masiva de la pobreza.

Este artículo ha procurado identificar algunos obstáculos que puedan explicar el

limitado impacto económico y social de los avances educativos, particularmente desde la

perspectiva de la equidad.

Se han identificado, en primer lugar, problemas relacionados con los mercados

laborales. El primero de ellos es el carácter creciente de los retornos educativos, que

alcanzan sus valores más altos para la instrucción superior. Las diferencias en los retornos

respecto a niveles inferiores se han acentuado a partir de 1990. Esta estructura promueve

la formación de capital humano principalmente entre los trabajadores mejor remunerados,

favoreciendo la concentración de oportunidades, y reforzando el carácter fragmentado

(moderno-informal) de los mercados de trabajo de la región. La estructura opuesta a la

observada (retornos decrecientes) puede conducir, por el contrario, a la convergencia de

oportunidades y la reducción de la desigualdad.

El segundo problema analizado en los mercados laborales es su carácter

discriminatorio frente a grupos sociales vulnerables. Se han enfocado dos formas de

discriminación, por género, en detrimento de las mujeres, y por etnicidad, en perjuicio de

los indígenas. La estructura discriminatoria se observa porque, a igualdad de calificación,

experiencia y otras variables relevantes en la inserción laboral, las remuneraciones de los

sectores discriminados se mantienen inferiores a sus contrapartes en el resto de la

sociedad.

La experiencia ecuatoriana ha sido incluida, además de los casos nacionales

propuestos en el debate, no solamente para analizar la discriminación étnica, sino también

para enfocar los efectos de las crisis económicas en el mercado laboral. Se ha observado



que, al menos en este caso particular, las crisis tienden a afectar desproporcionadamente

a los grupos más vulnerables, acentuando las desigualdades.

Además de los problemas vinculados al mercado laboral, se ha presentado una

perspectiva complementaria para ilustrar los obstáculos a una adecuada distribución social

de los beneficios de la educación. Los hogares pobres son frecuentemente afectados por la

desnutrición infantil, la cual reduce de forma irreversible el potencial genético de los niños,

mermando sus posibilidades futuras de aprovechamiento escolar y desempeño laboral. De

esta forma las oportunidades de los hogares pobres de superar su situación mediante el

acceso a la educación se reducen, conformándose una “trampa de pobreza”. Se han

presentado evidencias empíricas que ilustran este mecanismo en varios países

latinoamericanos.

Ante la presencia de factores de distinta naturaleza que refuerzan el carácter

excluyente del modelo de desarrollo vigente, y en el contexto de la apertura comercial, la

globalización y el acelerado cambio tecnológico, que alimentan mediante varios

mecanismos los efectos concentradores, es indispensable le fortalecimiento y la

reformulación de la intervención del estado para reducir o compensar los efectos

negativos de estas “imperfecciones del mercado”, y fortalecer un modelo de desarrollo

humano más participativo y equitativo.

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la Esperanza”. Buenos Aires: CLACSO, documento no publicado.



Educación y distribución del ingreso en México

-Fernando Barceinas-

Introducción

En los últimos años México ha experimentado un proceso de escolarización de

manera incesante, aunque ciertamente a un ritmo menor del deseado. Este fenómeno es

fácilmente apreciable a través del incremento de la media de los años de escolaridad (que

pasa de 6,7 años en 1992 a 7,8 años en 2002) y de una avance en la distribución de la

educación entre la población (mientras en 1990 sólo el 37% de la población tenía un nivel

educativo superior al de secundaria completa, en el 2000 este porcentaje asciende a 47%,

véase Cuadro 1). Por otro lado, un razonamiento simple derivado de la teoría de capital

humano nos daría pauta a suponer que este mejoramiento de la situación educativa

general debería conducir a un fenómeno similar en la distribución del ingreso.

Lamentablemente este no ha sido el caso.

Cuadro 1. Distribución porcentual de la población de 15 años y más por niveles educativos y sexo.

Total ambos sexos

Hombres Mujeres Nivel educativo

1990 2000 1990 2000 1990 2000 Sin instrucción 13.7 10.3 11.7 8.8 15.6 11.7 Primaria incompleta 23.2 18.1 23.1 17.8 23.5 18.5 Primaria completa 19.7 19.4 19.3 18.5 20.0 20.1 Secundaria incompleta

6.3 5.3 7.0 6.1 5.6 4.6

Secundaria completa 14.0 19.1 14.5 19.8 13.5 18.4 Media superior 14.6 16.8 14.1 16.3 15.1 17.3 Superior 8.5 11.0 10.3 12.7 6.7 9.4 Total 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 Fuente:INEGI



La evolución de la distribución del ingreso de los hogares en México durante el

período 1992-2002, medida a través del curso del índice de Gini, muestra grosso modo el

siguiente comportamiento: entre 1992 y 1994 se sitúa alrededor de 0,47, posteriormente,

en 1996, alcanza su menor nivel al ubicarse en 0,45 para elevarse abruptamente hasta

0,48 en 2000 y, finalmente, descender nuevamente a 0,45 en 2002. En conclusión, la

distribución del ingreso en la década de los ’90 ha experimentado pocos cambios.

En la Gráfica 1 se muestra el índice de Gini en relación al promedio de años de

escolaridad. En este contexto una correspondencia totalmente acorde con la teoría de

capital humano mostraría una relación negativa entre ambos indicadores. No obstante,

como resulta evidente, la correlación no es en ningún sentido clara. ¿Por qué la mejoría en

los niveles educativos no está acarreando una correspondiente en la distribución del

ingreso? A tratar de responder esta pregunta nos abocaremos en las siguientes secciones.

Gráfica 1. Años de escolaridad promedio e índices de Gini. 1992-2002.

0.45

0.46

0.46

0.47

0.47

0.48

0.48

0.49

6.6 6.8 7.0 7.2 7.4 7.6 7.8 8.0

años de escolaridad promedio

si

G d

ece

ndi

íni



1. Ingreso de los hogares según niveles educativos del jefe del hogar.

La distribución de los hogares por niveles educativos experimenta un cambio

sustancial durante los años ‘90: mientras en 1992 aproximadamente el 69% de los

hogares contaban con un jefe hombre con un nivel educativo de primaria terminada o

menor, para 2002 dicho porcentaje se reduce a 58%. En el caso de los hogares con jefa

mujer el descenso entre ambos años es de 72% a 65%. Empero, cabe notar que el

porcentaje de hogares que tiene a una mujer como jefa se incrementa de 11% a 18%

entre 1992 y 2002.

En principio, sería natural suponer que el mejoramiento general en los niveles

educativos debe ser un factor a considerar en el incremento general que los diversos

grupos experimentaron en sus ingresos reales. En este sentido, y de acuerdo al Cuadro 2,

todos los hogares por niveles educativos experimentaron un incremento en sus ingresos

reales aunque, en el caso de los hogares con jefes hombres, el incremento fue menor para

los de primaria no terminada. En el caso de los hogares con jefas mujeres los mayores

incrementos se dieron para los hogares cuya jefa tenía educación secundaria y superior.

No obstante, es importante resaltar que mientras el promedio de los incrementos para los

hogares con jefe hombre es del orden del 41%, para los hogares con jefe mujer es de

apenas el 23%, o sea, casi la mitad.

Cuadro 2. Ingresos medios equivalentes del hogar (I.M.E.H), desviación estandar (D.S.) y número de hogares (N) según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. México,1992 – 2002. Pesos de 2002.

Sexo del jefe Año/ Nivel educativo

Jefe Hombre Jefa Mujer

1992

I.M.E.H

D.S

N

I.M.E.H

D.S

N

Hasta Prim. Incom. 5,770 5,030 2,503 6,589 4,462 379 Primaria Completa 7,720 8,189 1,673 10,404 9,063 171 Secundaria Completa 13,050 12,800 1,525 14,862 15,286 158 Sup / Univ Completa 30,882 26,245 390 32,333 32,965 51 Total 9,736 12,360 6,091 10,901 13,855 759



Sexo del jefe Año/ Nivel educativo

Jefe Hombre Jefa Mujer

2000 I.M.E.H

D.S

N

I.M.E.H

D.S

N

Hasta Prim. Incom. 7,489 7,617 4,185 8,146 7,593 1,067 Primaria Completa 11,180 10,170 2,948 11,960 10,581 626 Secundaria Completa 18,780 18,040 4,150 19,177 18,591 765 Sup / Univ Completa 44,667 35,098 930 40,821 29,470 147 Total 15,048 18,543 12,213 14,146 16,250 2,605

Fuente: INEGI

De lo anterior queda claro que la mujer está participando cada vez más en el

mercado laboral como jefe de hogar, pero al mismo tiempo es evidente que sus premios

salariales no están incrementándose en la misma magnitud que los de los hombres. Sin

embargo, cabe mencionar dos atenuantes a considerar al respecto: en primer lugar, y de

acuerdo al Cuadro 3, las mujeres trabajan, o al menos reportan trabajar, en general,

sustancialmente menos horas semanales que los hombres. Por otro lado, los hogares

encabezados por mujeres tienen en promedio menos dependientes, lo que provoca que

sus ingresos equivalentes sean relativamente mayores1, esto es, si se tienen dos hogares

con el mismo ingreso equivalente, pero uno encabezado por hombre y el otro por mujer,

en promedio y debido al menor tamaño del hogar del segundo, éste se encontraría en

mejor situación económica.

A pesar de las atenuantes expuestas, ciertamente puede concluirse que a menos que se revierta la discriminación salarial en contra de las mujeres, la distribución del ingreso puede deteriorarse, o al menos no mejorar en la cuantía programada.

Cuadro 3. Horas semanales trabajadas por nivel educativo y sexo. 1992 y 2002

1992 2002 Nivel educativo

Hombres Mujeres Hombres Mujeres

Hasta Prim. Incom. 42 23 39 22

Primaria Completa 47 30 45 27

Secundaria Completa 47 32 48 33

Sup / Univ Completa 42 32 43 34

Total 44 27 44 27

Fuente: INEGI



1 Recuérdese que el parámetro θ = 0.5, o sea, que el ingreso considerado ni es por hogar, ni tampoco estrictamente per cápita.

No deja de ser interesante detenerse en el anteriormente mencionado indicador de

horas trabajadas. En primer lugar, nótese que el promedio de horas trabajadas por los

jefes hombre está, en general, ligeramente por encima de la jornada considerada oficial

de 40 horas. Sin embargo, lo que resulta a todas luces sorprendente es el promedio tan

bajo de las horas trabajadas por parte de las mujeres, en particular las de niveles

educativos bajos. Este resultado puede ser un reflejo de la temporalidad o del trabajo de

medio tiempo que, voluntaria o involuntariamente, las mujeres detentan. Por otra parte se

trata, sin duda, de un indicador a tomar con cierta cautela pues, a diferencia de los

ingresos, las horas trabajadas es una estadística expuesta a severos errores de medición.

En particular cabe mencionar que estos se acentúan cuando el dato proviene de individuos

cuya jornada laboral se desarrolla en un trabajo por cuenta propia, fenómeno que se

intuye puede ocurrir también en el grupo de hogares con jefe con primaria incompleta

(albañiles, plomeros, mecánicos, etc.) y con universidad completa (patrones, médicos,

arquitectos, etc.). Este hecho podría estar explicando el menor número de horas

trabajadas reportadas por este tipo de hogares en el indicador en cuestión.

Por otro lado, resulta también preocupante constatar el siguiente fenómeno: las

diferencias salariales entre grupos con distintos niveles educativos son muy grandes y, lo

que es peor, se están incrementando en el transcurso de los años, sobre todo en el caso

de hogares con jefes hombres. Mientras en 1992 el promedio de los ingresos de los

hogares cuyo jefe tenía educación superior era 5,4 veces mayor que el correspondiente a

los hogares cuyo jefe tenía primaria no terminada, para 2002 esta diferencia era 6 veces

mayor. Otro resultado sugerente es que el mayor incremento salarial relativo se da para el

último nivel educativo (de secundaria completa a superior completa), y el menor para el

primer incremento (de primaria incompleta a primaria completa). Dicho de otra manera, a

medida que se escala educativamente, el premio salarial se va incrementando.2 Ahora

bien, ¿qué puede estar detrás de este fenómeno? Muy probablemente la respuesta pase

por analizar los cambios en la demanda de trabajo.

Como es conocido, una economía que experimenta un proceso tan marcado de

integración comercial y liberalización como la mexicana, da lugar a cambios en la

demanda de trabajo inducidos por lo que se conoce como el sesgo por cambio tecnológico:

mayor demanda de trabajo calificado a costa del menor calificado, lo que en definitiva

explicaría el mayor premio salarial para los más educados. Empero, cabe hacer notar que

2 En diversos estudios de rendimientos de la educación, esto se manifiesta y confirma a través del hecho de que los rendimientos de la educación superior son los mayores, y los de primaria los menores.



este fenómeno puede agotarse, como de hecho parece estar sucediendo, según estudios,

en los albores del siglo XXI. Sin embargo, lo que puede no estar agotándose, sino más

bien confirmándose como un hecho, es que la demanda de trabajo por los menos

educados se esta homogeneizando en el sentido de que la diferencia entre demandar un

individuo con primaria incompleta y uno con primaria completa se está diluyendo, en otras

palabras, el mercado puede estar considerando a la primaria como un nivel tan básico e

inapropiado que prácticamente lo esta igualando con los individuos con primaria no

terminada, hecho que explicaría la cada vez menor diferencia salarial entre ambos niveles

educativos.

Ciertamente esto no indica necesariamente que la distribución del ingreso se esté

deteriorando3, dado que si bien las diferencias salariales por niveles educativos se están

acrecentando, también es cierto que cada vez hay más hogares que tienen jefes con

niveles educativos superiores, lo que sin duda aminora el efecto perverso de la

distribución del ingreso que proviene de las diferencias salariales. Sin embargo, también

habría que considerar que estos indicadores ocultan lo que está ocurriendo al interior de

cada grupo de hogares por niveles educativos del jefe de hogar. Por ejemplo, es claro que

el grupo de hogares con jefe con educación superior completa es cada vez más numeroso

y ostenta mayores ingresos reales en el 2002 respecto a 1992, tanto en términos

absolutos como relativos en función de los otros grupos, pero ¿ha mejorado o empeorado

la distribución al interior de ese grupo? A responder esta pregunta apunta el siguiente

apartado.

2. Distribución de los hogares entre quintiles de ingreso según niveles

educativos del jefe del hogar.

En el Cuadro 4 se aprecia, en primer lugar, un fenómeno un tanto particular:

entre 1992 y 2002 la distribución del ingreso de los hogares con jefe hombre mejora

ligeramente, pero los correspondientes a los jefes mujeres, por el contrario, ha

empeorado. Mientras en 1992 los dos primeros quintiles de hogares con jefe hombre

concentraban aproximadamente el 40% de los hogares, para 2002 este porcentaje había

descendido alrededor de 36%, pero a los hogares con jefe mujer les había ocurrido el

fenómeno inverso: 32% estaban en 1992 en los dos primeros quintiles y 38% en 2002.

3 Si nos atenemos a la ya mencionada evolución del índice de Gini, incluso puede decirse que en los 90 la distribución del ingreso ha experimentado una ligera mejoría.



Cuadro 4. Distribución de los hogares entre quintiles de ingreso medio equivalente según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Méxcio, Total urbano, 1992 - 2002

1992 Jefe Varón Jefa Mujer

Quintiles de I.M.E.H Quintiles de I.M.E.H Nivel

educativo 1er 2do 3er 4to 5to

Total 1er 2do 3er 4to 5to

Total

Hasta Prim.

Incom.

34,8

24,6

18,5

14,9

7,3

100,0

21,9

25,1

24,0

19,5

9,5

100,0

Primaria Completa

17,6

24,2

25,0

20,9

12,3

100,0

8,2

18,1

19,9

31,6

22,2

100,0

Secundaria Completa

5,6

13,3

21,1

26,8

33,2

100,0

3,8

8,2

15,2

31,6

41,1

100,0

Sup / Univ Completa

0,3

1,3

3,1

14,1

81,3

100,0

0,0

0,0

7,8

13,7

78,4

100,0

Total

20,6

20,2

19,9

19,5

19,9

100,0

13,6

18,3

20,2

24,4

23,6

100,0

2002 Jefe Varón Jefa Mujer

Quintiles de I.M.E.H Quintiles de I.M.E.H Nivel

educativo 1er 2do 3er 4to 5to

Total 1er 2do 3er 4to 5to

Total

Hasta Prim.

Incom.

31,6

28,0

19,8

14,6

6,0

100,0

27,9

27,4

20,0

17,8

6,9

100,0

Primaria Completa

17,7

20,4

25,5

23,0

13,4

100,0

14,2

24,0

24,9

20,8

16,1

100,0

Secundaria Completa

8,4

10,7

21,4

28,3

31,2

100,0

8,8

12,5

17,8

26,1

34,8

100,0

Sup / Univ Completa

3,2

2,0

5,3

14,0

75,5

100,0

2,0

0,7

6,1

20,4

70,7

100,0

Total

18,2

18,3

20,6

21,2

21,6

100,0

17,5

20,7

19,7

21,1

20,9

100,0

Fuente: INEGI

Ahora bien, la mejor distribución del ingreso entre los hogares con jefe hombre se

debe básicamente a lo acontecido en los hogares cuyo jefe tiene primaria completa y

secundaria completa, pues en el grupo de primaria incompleta se da una ligera

concentración de hogares en los quintiles más bajos, y en el grupo de hogares con jefe

con educación superior completa sucede algo realmente interesante: mientras en 1992 los

dos primeros quintiles apenas tenían hogares (1,6%), para 2002 ya existen 5,2% de



hogares en esos quintiles de hogares más pobres. El caso de las mujeres es más

preocupante en tanto prácticamente en todos lo niveles educativos la distribución del

ingreso, según este indicador, va deteriorándose. En particular, y a manera de ejemplo,

llama la atención que en 1992 sólo 26% de los hogares con jefa mujer con educación

primaria completa se encontraban en los dos primeros quintiles, y en 2002 el procentaje

había crecido a 38%.

No deja de ser alarmante el hecho de que gran parte de la desigualdad del ingreso

se deba a las diferencias del mismo al interior de cada nivel educativo. En este sentido,

resulta evidente que la disminución de la desigualdad del ingreso en México pasa no sólo

por dotar de educación a la población, sino por disminuir las diferencias salariales entre

niveles educativos pero, sobre todo, por igualar las oportunidades de ingreso entre

individuos que en principio ostentan las mismas condiciones en términos educativos. Este

asunto no es de ninguna manera banal: según estudios llevados a cabo al respecto,

aunque el fenómeno de señalización no se presenta a niveles educativos básicos, sí tiene

cierta tendencia a manifestarse para la demanda de trabajo calificada. Así entonces, es

por demás lamentable que cada vez más la obtención de un título de una universidad

privada (o de algunas de ellas) sea una garantía para obtener un trabajo bien

remunerado, a costa de los egresados de universidades públicas. Si esta demanda

seleccionada responde a un asunto de calidad de la educación y/o de un perfil social y, por

ende, de valores y visiones políticas, es una cuestión todavía por debatir y analizar.

Empero, lo que parece más que evidente es que al interior del grupo de los que tienen

educación superior completa, las diferencias salariales están creciendo notablemente.

Por último, e igualmente como una futura línea de investigación, vale la pena

apuntar que el mercado laboral mexicano puede estar caracterizándose por una presencia

cada vez más importante de lo que se conoce como “sobreeducación”: ante la restricción

del mercado laboral y la mayor competencia, algunos individuos pueden estar dispuestos

a aceptar puestos de trabajo que requieran una calificación menor a la que ellos ostentan,

con el evidente castigo en su ingreso. Este fenómeno tiene mayor probabilidad de estar

presente en los mercados laborales de los más instruidos, y explicaría la mayor

desigualdad del ingreso dentro de este grupo.4

4 Al respecto resultaría interesante indagar la relación entre “sobreeducados” y universidad de origen (pública o privada).



3. Riesgo e intensidad de la pobreza.

Como es conocido, el indicador FGT0 es simplemente la fracción de la población

que se encuentra debajo de la línea de pobreza (definida en este caso como la mitad de la

mediana de los ingresos equivalentes de los hogares). A pesar de lo directo y fácil de su

lectura, el indicador tiene serias limitaciones en cuanto no toma en consideración el nivel

o intensidad de la pobreza y, por ejemplo, no se ve afectado por una política que

convierta a un pobre en uno aún más pobre: el indicador FGT0 otorga la misma

ponderación de pobreza a todos los pobres, estén ellos exactamente por debajo de la

línea de pobreza, o bien muy por debajo de la misma. Una manera de resolver este

inconveniente es a través del indicador FGT1 en donde la contribución de cada hogar i a la

pobreza agregada es mayor entre mayor sea la pobreza del hogar i. En otras palabras,

FGT1 puede interpretarse como una medida per cápita de los déficits totales de los niveles

de bienestar de los hogares que se localizan debajo de la línea de pobreza, o sea, es la

suma de todos los déficits divididos por la población y expresados como una fracción de la

línea de pobreza.

La interpretación del indicador FGT0 (tabla 3 de los indicadores proporcionados) no

es del todo transparente. En primer lugar, resulta acorde con la teoría del capital humano

el hecho de que los hombres cabezas de familia, como consecuencia de la adquisición de

experiencia laboral, sean menos propensos a ser pobres, lo que se refleja en las

pronunciadas disminuciones del riesgo de pobreza cuando se comparan los jefes hombres

de 40 años con los de 65, tanto en 1992 como en el 2000. En particular resulta

interesante hacer notar que cuando el jefe tiene un nivel de educación superior este

abatimiento en el riesgo de pobreza es el más pronunciado (por ejemplo, en el año 2000

el riesgo para los jefes hombres con educación superior pasa de 10,6% para los menores

de 40 años a 3,7% para los mayores a esta edad). También es claro, en el caso de los

jefes hombres, que el nivel educativo es un factor esencial para explicar el riesgo de

pobreza, pues las disminuciones de éste son evidentes a medida que se escala en el nivel

educativo. Empero, nuevamente llama la atención que la disminución más pronunciada se

da al pasar de secundaria completa a educación superior completa.

La interpretación en el caso de las mujeres es más complicada. En primer lugar, no

es un resultado generalizable que la mayor edad disminuya el riesgo de pobreza. Por

ejemplo, en 1992 las jefas mujeres universitarias mayores de 40 años tenían un mayor

riesgo que sus correspondientes menores de 40, y lo mismo acontece en el año 2000 con

las jefas mujeres con secundaria completa. Además de la existencia de una muy probable

discriminación laboral en contra de las mujeres, es menester mencionar que el ciclo de



vida laboral de las mujeres es mucho más accidentado que el de los hombres, en cuanto

se puede ver sujeto a muchas interrupciones (actividad de “ama de casa”, cuidado de los

hijos, embarazos, etc.), y que puede ser la explicación de porqué el tiempo no premia por

igual a hombres que a mujeres o, en otras palabras, que para una misma edad, la

experiencia real de las mujeres está siempre por debajo a la de los hombres.

Además, y aunque desafortunamente no existe en México una base de datos

laboral con información longitudinal que lo corrobore, se intuye que las mujeres

experimentan una mayor rotación en los puestos de trabajo, que en definitiva hace más

complicada la adquisión de experiencia en el trabajo que, finalmente, redunda en menores

incrementos de los premios salariales en el tiempo. Tomando en consideración, como se

menciona anteriormente, que la participación laboral de la mujer se está acrecentando,

adquiere mucho sentido repensar una política que las protega laboralmente, pues de eso

dependerá en gran medida que la distribución del ingreso mejore.

Por otro lado, y a pesar de que los ingresos equivalentes promedio reales se han

incrementado en todos los niveles educativos durante los 90, esto no ha traído consigo

una disminución automática en el riesgo de pobreza, más aún, y salvo unas pocas

excepciones, éstos se han incrementado de 1992 a 2000.

En aras de aclarar esta aparente paradoja resulta pertinente llevar a cabo una

reflexión al respecto. En primer lugar, conviene dejar patente, como reiteradamente se ha

hecho, que el crecimiento no genera automáticamente mayor igualdad y menor pobreza,

más aún, cabe la posibilidad que un fenómeno como el proceso de liberalización de la

economía mexicana, que si bien inicia en la década de los 80 y se acentúa en los primeros

años de los 90, pudo haber contribuido a aumentar las diferencias en las primas salariales

a través del incremento de la demanda de trabajo más calificado, al mismo tiempo que se

reducía la protección de las industrias más intensivas en mano de obra.

Adicionalmente, debe recordarse que a finales de 1994 México experimentó una

terrible crisis económica cuya recuperación no fue del todo homogénea, esto es, pudo

darse el caso (como aparentemente apuntan ciertos estudios) que los más instruidos

pudieron recuperarse más rápidamente que los menos. En este orden de ideas, si

tomamos en consideración la información de los indicadores relativos a la probabilidad de

trabajar en el sector formal de la economía y la de ser trabajador no precario (cuadros 6 y

7 de los indicadores proporcionados) puede aventurarse una hipótesis: en tiempos de

crisis económica, o concretamente, si la economía experimenta un fuerte shock, los más



afectados son aquellos que trabajan en sectores informales y/o son trabajadores

precarios, pues o bien carecen de organizaciones sindicales que los defiendan o bien están

contratados de forma temporal, de manera que prescindir de ellos no es tan costoso para

los empleadores. Ahora bien, los trabajadores que más probabilidad tienen de ser

precarios o trabajar en los sectores informales son precisamente los menos instruidos.

En resumen, parece ser que durante la década de los ´90 se contraponen dos

fuerzas que afectan la distribución del ingreso: positivamente, el mayor incremento

general de la escolaridad y el buen funcionamiento de la economía en los primeros y

últimos años de la década y, negativamente, el proceso de globalización de la economía y

la crisis del finales del 94. En consecuencia, y a pesar de que en promedio los ingresos

mejoraron, los riesgos de pobreza se incrementaron y las probabilidades de trabajar en el

sector formal o ser trabajador no precario se mantuvieron hacia finales de la década de

los 90.

Por otro lado, una cuestión técnica: la línea de pobreza como se define en este

debate no es fija, pues depende de la mediana de los ingresos. Si en términos reales ésta

se incrementa (como sucedió realmente entre 1992 y 2002) la línea de pobreza también

lo hace y entonces puede darse el caso que alguien que en 1992 no era pobre, para 2002

ya lo fuese. Tal vez, en aras de comparar dos años, valdría la pena volver sobre las

definiciones de línea de pobreza en términos de canastas de consumo y/o de calorías.

El indicador FGT1 no proporciona mucho mayor información en términos

comparativos que el FGT0, esto es, la intensidad de la pobreza parece no experimentar

cambios en función del nivel de estudios o de la edad: ésta disminuye notablemente en

cuanto el jefe(a) del hogar está más instruido(a) o de mayor de edad (con la excepción

nuevamente de las jefas mujeres con secundaria completa en 2002 que incrementan su

intensidad de pobreza al pasar de los 40 años).

Un fenómeno por demás interesante y del que da cuenta tanto el FGT0, como el FGT1 se

refiere al hecho de que, en general, en los hogares con jefes menores a 40 años el grupo

encabezado por jefas mujeres son menos propensas a ser pobres (tanto en riesgo como

en intensidad), pero en el grupo de hogares con jefes mayores a 40 años esta situación se

revierte, esto es, son los hogares encabezados por mujeres los que se encuentran más

cercanos a la pobreza.



Dos cuestiones a reflexionar al respecto: el tamaño del hogar es mayor cuando

éste es encabezado por un hombre que cuando lo es por una mujer, y como el ingreso

equivalente utilizado en este análisis está, hasta cierto punto, ponderado por el tamaño

del hogar, cabe la posibilidad que esto explique en parte porqué los hogares con jefa

mujer con un hogar más pequeño estén en mejores condiciones para evadir la pobreza.

En segundo lugar, nuevamente queda en evidencia que el paso del tiempo es mucho más

benéfico para los hogares con jefe hombre que con jefa mujer.

Reflexiones Finales

• Ciertamente del análisis de los indicadores se desprende que la escolaridad del

jefe(a) del hogar explica en gran parte la distribución del ingreso. No obstante,

habría también que interesarse por lo que acontece con la escolaridad del “resto

de la familia”. En general, cabría esperar que la correlación entre la escolaridad del

jefe del hogar y la del resto de la familia sea muy marcada. Empero, el gobierno

mexicano en los últimos años ha estado llevando a cabo un gran programa de

becas educativas para la población más pobre y que, en consecuencia, tiene

jefe(a) de hogar con un nivel educativo muy precario. Entonces, la correlación

antes mencionada afortunadamente puede empezar a no ser tan directa, esto es,

cabría esperar que en los próximos años los miembros de hogares con jefes(as) de

nivel educativo elemental experimenten un mejor nivel educativo y formen un

hogar que no pertenezca al grupo educativo más bajo.

• Una línea de investigación íntimamente ligada a la relación educación-distribución

del ingreso pasa por lo que acontece en el plano regional. Una pauta de

comportamiento que parece deducirse de diversos estudios es que la evolución de

la desigualdad regional está positivamente asociada a la evolución económica

general. Es decir, en los ciclos expansivos de la economía, la desigualdad regional

tiende a aumentar. En concreto, en tales fases, la distribución regional del ingreso

empeora y la aportación explicada por la desigual distribución del capital humano

entre regiones se incrementa. El motivo puede radicar en que en tiempos de

crecimiento económico podría darse un proceso de migración de individuos de

educación superior hacia determinadas regiones, lo que terminaría por explicar la

participación creciente de este factor en la explicación de la desigualdad regional,

cuyo origen es la desigual distribución del capital humano entre regiones. Como se

apunta previamente, las fases de prosperidad económica se caracterizan por un

aumento en los premios salariales para los más instruidos, más abundantes en las



regiones más desarrolladas que en las más deprimidas, lo que ha comportado que

las diferencias regionales de renta se acrecienten.

• Sería interesante indagar la características del tipo de demanda de trabajo por

género y niveles educativos y su impacto sobre el ingreso y su distribución. Por

ejemplo, se intuye que la división del trabajo para personas con niveles educativos

bajos puede ser muy estricta y poco flexible, en particular para los hombres, y que

ello explique porqué la situación de las mujeres es relativamente mejor que las de

los hombres en los grupos con niveles educativos bajos, pero que se va diluyendo

conforme se escala en los niveles educativos. Debe también considerarse que la

competencia entre hombres y mujeres por un mismo puesto de trabajo se

intensifica en los grupos con niveles superiores de educación. De hecho para

trabajos que requieren mano de obra no calificada (trabajo doméstico e industria

de la construcción, por ejemplo) los mercados laborales por género pueden estar

muy segmentados, mientras que para trabajos altamente calificados el mercado

laboral tiende a no distinguir por género. Así, si se da por descontado algún tipo

de discriminación salarial en contra de las mujeres, parece evidente que aquella se

presenta con mayor fuerza en mercados que demandan trabajos con niveles de

educación superiores.5

• A pesar de todos los atenuantes, una lección que debería ser tomada en

consideración es que la mejor política para aminorar los efectos de procesos que

tiendan a concentrar el ingreso, continúa siendo mejorar la distribución de la

educación. Si aquella no experimenta una evolución claramente positiva, las

diferencias de los premios salariales por niveles educativos puede causar serios

estragos en la distribución del ingreso. En este sentido, si bien es cierto que las

políticas de liberalización han podido contribuir al aumento de la desigualdad, de

aquí no se concluye ineludiblemente que eficiencia y equidad deban mostrarse

necesariamente como dos objetivos contradictorios. En efecto, en términos de

política educativa, el aumento más que proporcional de las primas salariales en los

niveles educativos más elevados sólo implicará a largo plazo una mayor

desigualdad en la distribución del ingreso si los estratos de renta menos

5 Si se piensa que en una situación de probable promoción laboral, los que toman la decisión lo harán en función de la estabilidad y apego al puesto de trabajo, entonces se entiende que muchas decisiones se decanten a favor de los hombres que no tienen, o lo tienen en mucho menor grado, riesgo potencial de abandono del trabajo (para cuidar hijos, personas mayores, embarazos, etc.). Adicionalmente, las mujeres dedicarían menos energías a su ascenso promocional, pues va en menoscabo de su papel social de permanecer más tiempo en el hogar ejerciendo las tareas domésticas y familiares.



favorecidos se enfrentan a dificultades difícilmente salvables para acceder a los

estratos educativos superiores. En este contexto, se trata de allanar el camino

para que los distintos grupos poblacionales puedan beneficiarse de la educación

superior, sin que las restricciones financieras representen un obstáculo

infranqueable. En tal contexto, la política de gasto público debe facilitar el acceso

de toda la población a la educación básica, condición necesaria para la erradicación

de la pobreza y la marginación, a la vez que pasillo obligado para el acceso a la

educación superior.

• Algunas de las ideas vertidas en este trabajo dejan al descubierto que restan

cuestiones por investigar, como lo son: la posible existencia de mercados

segmentados que tomen en consideración no sólo el nivel educativo, sino la

profesión de los individuos, y una explicación de las divergencias salariales entre

niveles educativos, que muy probablemente pase por tomar en consideración la

calidad de la educación.



Bibliografía

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1993”, Applied Economics, 32.



A propósito del debate

La incidencia de la educación sobre el bienestar de los hogares

-Fernando Cortés-

1. Introducción

El debate gira en torno a la pregunta ¿De qué manera las desigualdades internas

del sistema educativo se traducen en desigualdades externas, relativas al bienestar de los

hogares?

Los indicadores del bienestar de los hogares son el ingreso y la pobreza. La

pregunta se puede desdoblar entonces en: ¿De qué manera la desigualdad en la

distribución de la escolaridad se relaciona con la desigualdad en la distribución del

ingreso? y ¿Con la pobreza?

Debido al papel que juega en la articulación de los trabajos que se comentan y a

riesgo de adelantar temas que serán tratados más adelante, es conveniente destacar que

todos los trabajos toman pie en la hipótesis de una asociación positiva entre educación y

bienestar (ingreso y su correlato la pobreza) y sobre la base de ésta se infiere que la

desigualdad en la distribución de la educación debería estar relacionada con la desigualdad

en la distribución del ingreso1. En general, el paso de una relación entre dos variables a la

asociación entre sus correspondientes desigualdades no es directo, tiene sus

complejidades, como se podrá advertir en la tercera sección.

Las respuestas a las preguntas centrales se elaboran, en principio, con base a

siete cuadros que contienen información sobre: (i) diferencias de ingreso según niveles

educativos del jefe de hogar, (ii) distribución de los hogares entre quintiles de ingreso

según niveles educativos del jefe de hogar, (iii) riesgo de pobreza de los hogares según

niveles educativos del jefe de hogar, (iv) intensidad de la pobreza de los hogares según

niveles educativos del jefe de hogar, (v) promedio de horas trabajadas semanalmente por

los jefes de hogar, según niveles educativos del jefe de hogar, (vi) probabilidad de

trabajar en el sector formal de la economía de los jefes de hogar ocupados, según niveles

educativos del jefe de hogar y (vii) probabilidad de ser trabajador no precario de los jefes

de hogar asalariados, según niveles educativos del jefe de hogar. En algunos de estos

cuadros se considera el sexo del jefe o bien la edad de los mismos y se presentan para los

1 Debido a la centralidad de esta afirmación para el desarrollo del texto se reproduce el párrafo en que, según mi lectura, se establece la conexión entre educación e ingreso y la desigualdad educativa y la concentración del ingreso: “En este contexto, el debate presentado aborda la pregunta siguiente: ¿De qué manera las desigualdades internas del sistema educativo se transforma en desigualdades externas, relativas al bienestar que alcanzan los hogares? Una formulación próxima del centro de interés del debate se podría expresar con la



años 1990 y 2000, para seis países de América Latina: Brasil, Costa Rica, Honduras, Chile,

México y Paraguay2. Sin embargo, dos de los trabajos –uno referido a Ecuador y el otro a

México- usan sólo parte de la información proporcionada por SITEAL y la enriquecen

incorporando generosamente datos específicos para sus países.

Los comentarios están estructurados en cinco secciones, cuatro adicionales a esta

introducción. En la que viene se exponen los principales resultados de las cuatro

investigaciones sustantivas que se comentan, ciñéndose en lo posible a las preguntas

centrales que animan el debate. La tercera parte está dedicada a la relación conceptual

entre desigualdad educativa y concentración del ingreso y pobreza. La cuarta y última

sección está dedicada a realizar algunas acotaciones sobre la naturaleza de los datos de

base y en la última se sintetizan las principales conclusiones.

2. Los principales resultados

Los análisis que se presentan en los cuatro textos y la información de base no

dejan lugar a la duda: entre 1990 y el año 2000 aumentó el nivel de instrucción formal y

disminuyó la desigualdad de acceso al sistema educativo en los países estudiados. Pero, al

mismo tiempo, se reporta que la desigualdad en la distribución del ingreso aumentó en la

mayoría de los países analizados –y también en el conjunto de las naciones de la Región-,

a la vez que la pobreza persistió en niveles elevados3.

Por otra parte, es sabido que la mayoría de los países de América Latina, con la

excepción de Chile, han experimentado un magro crecimiento económico en la década. En

cuanto a la relación entre crecimiento económico, desigualdad y pobreza, basta decir,

para los propósitos de este escrito, que la pobreza de un país se reducirá con ingreso

constante si tiene lugar una redistribución progresiva consistente en extraer recursos de

los sectores más acomodados en favor de los pobres –redistribución pro-pobres-. La

pobreza también se puede abatir si aumenta el ingreso y se mantiene constante la

distribución, o lo que es lo mismo, si aumenta el tamaño del pastel pero no cambia la

parte proporcional de la tajada que corresponde a cada quién. Entre estas dos situaciones

polares se despliegan todas las combinaciones posibles entre el nivel de ingreso y su

pregunta: ¿El acceso al bienestar está más o menos ligado a la educación?” (página 2 del documento Datos para el Debate 3) 2 En los casos de Hondura y Brasil los datos son de 1990 y 2001. 3 Hay que dejar claramente establecido que hay muchas maneras de organizar el material que nos entregan los cuatro trabajos y el documento con la información de base. La exposición de esta sección debe entenderse como una manera de presentar las ideas desarrolladas en los artículos que se comentan, pero bajo ningún punto de vista debe entenderse como la única. Tengo la esperanza de que la forma de estructurar esta presentación no desvirtúe las ideas de los autores.



concentración4. Por otra parte, educación y crecimiento económico también están

relacionados, de modo que el análisis de los vínculos que tienen la instrucción formal y su

desigualdad con la distribución del ingreso y la pobreza requiere controlar los efectos de la

evolución de la economía. El hecho de que los países de la Región no hayan crecido en la

década facilita el estudio de la relación entre educación, desigualdad y pobreza.

Los cuatro trabajos comentados concentran sus esfuerzos en explicar los factores

que habrían impedido que la menor desigualdad en el acceso a la educación se hubiese

traducido en menor desigualdad en la distribución del ingreso.

La apertura comercial y la eliminación de las barreras a la inversión extranjera

directa, que se tradujeron en mayor competencia en los mercados internos de los países

de la Región y en los mercados mundiales, exacerbó la heterogeneidad de la base

productiva de nuestros países. Se podría afirmar, esquemáticamente, que a los antiguos

sectores tradicional y moderno, se agregó una capa formada por empresas de alto nivel

de productividad, orientadas al mercado internacional5. Todo esto sin desmedro de los

procesos internos que han alterado la composición productiva de las economías de la

Región.

El cambio en la estructura industrial y el crecimiento en los sectores terciarios de

alta productividad, son acompañados por sesgos que favorecen la demanda de fuerza de

trabajo con mayores niveles de calificación lo que explicaría la prima salarial de que gozan

las personas de mayores niveles educativos o, en otros términos, los mayores retornos de

que goza la educación superior en los mercados laborales6.

Por otra parte, la puesta en práctica en la década de los noventa –en la mayoría

de los países de la Región- del paquete de medidas del Consenso de Washington, que se

sintetizan por la expresión “cambio estructural” fue acompañada por aumentos en el

4 Es claro que esta versión de la relación entre producto, desigualdad y pobreza es extremadamente simplificada pues no toma en cuenta los efectos secundarios sobre los incentivos a ahorrar e invertir que derivan de una redistribución pro-pobres, tampoco los efectos positivos que surgen de la disminución de la pobreza, ni el impacto sobre el bienestar de los individuos derivado simplemente de una distribución más equitativa del ingreso, menos las consecuencias de ésta sobre el crecimiento económico, etc. 5 Si esto es verdadero se habría pasado de sistemas económicos duales a economías triales, formadas por el sector tradicional (el agrícola y el informal), el antiguo sector moderno que surgió y se desarrolló en la época de predominio de la sustitución de importaciones y el nuevo sector transnacional que emerge y se expande al amparo de la globalización.



6 Es claro que en América Latina no ha operado la ley Heckshel-Ohlin, según la cual la apertura comercial excitaría la demanda de los bienes tradicionales que son producidos por nuestros países por mano de obra abundante, de menor calificación y por ende de bajas remuneraciones. Al aumentar la demanda tenderían a subir los salarios hasta que la mano de obra excedente se agote. Las razones que esgrimen los trabajos que se comentan para que esta ley no haya operado son: (i) que los países de América Latina han tenido que enfrentar un mercado globalizado donde concurren países que compiten con los nuestros pero que tienen estructuras de costos más bajas y (ii) que en lugar de un aumento de la demanda de los bienes tradicionales de exportación se instalaron en nuestros países empresas transnacionales orientadas por la demanda del mercado mundial.

sector informal que aglutina a trabajadores de menores niveles de instrucción con baja

retribución debido a la escasa productividad. Tanto la apertura comercial como los

incentivos a la inversión extranjera directa ya señaladas, forman parte de las medidas de

primera generación que convenientemente aplicadas deberían, según la teoría, provocar el

cambio estructural de las economías de América Latina.

Los cambios en la estructura productiva estiran los salarios por los extremos. Los

más instruidos obtienen primas y los menos ven reducirse sus ingresos, obliterando de

este modo el efecto de la disminución en la desigualdad en la educación.

Adicionalmente la precarización de la fuerza de trabajo no sólo es impulsada por

la informalidad sino también por la presión a modificar las instituciones limitadoras al

mercado.

Las consideraciones anteriores privilegian la óptica de la demanda de fuerza de

trabajo. Por el lado de la oferta, ya se ha señalado que el esfuerzo realizado por los

sistemas educativos de los países de la Región no sólo ha acrecentado la oferta de trabajo

con mayores niveles de instrucción, sino que también ha reducido la desigualdad

educativa. Lo que no queda claro es si esta oferta es de magnitud y composición tal que

satisfaga la demanda, es decir, que los saberes y capacidades adquiridas en las escuelas

son las que requiere el aparato productivo.

Por otra parte, el cambio en la estructura por edades de la población laboral va

aparejada con menor experiencia laboral lo que atenúa la relación entre niveles educativos

e ingreso.

A todos estos factores que atentan en contra de la relación entre instrucción

formal e ingreso y por extensión a la asociación entre desigualdad educativa y

concentración del ingreso y sus efectos sobre la pobreza, se agregan los viejos procesos

de discriminación a la mujer y a los indígenas que enraízan en las profundidades de las

historias de nuestros países. El estudio de Ecuador constata, una vez más, que los salarios

de las mujeres tienden a ser más bajos que los que devengan los varones, controlando

por extensión de la jornada laboral, experiencia, calificación, etc. Algo similar tiende a

ocurrir con la población indígena cuando se compara con los no indígenas.

Antes de abandonar esta sección hay que destacar que el panorama para el futuro

no es demasiado halagüeño si no se desactiva la trampa de la pobreza que vincula la



desnutrición materno infantil y la desnutrición en los tres primeros años de vida con la

capacidad de aprendizaje y, en consecuencia, con el ingreso y la pobreza.

A partir de los resultados de las investigaciones los autores convocan el accionar

del Estado ya sea para posibilitar que distintos grupos sociales puedan, allanando las

dificultades financieras, beneficiarse de la educación superior, o para poner en marcha

medidas educativas orientadas a disminuir su desigualdad y así reducir la desigualdad en

la distribución del ingreso. Pero también señalan la necesidad de que los Estados de los

países de la Región promuevan políticas enfocadas al mercado de trabajo que

paulatinamente aumenten la productividad laboral y por esta vía los ingresos de los

sectores sociales menos favorecidos.

3. Comentarios acerca de la naturaleza de la relación conceptual entre educación

e ingreso

Para analizar la relación entre la desigualdad de la educación y la del ingreso

supóngase la situación simplificada de una asociación directa continua, uno es a uno,

entre la instrucción del jefe y el ingreso del hogar. Si este supuesto se cumple entonces la

ordenación de los hogares de menor a mayor nivel educativo correspondería con su

jerarquización de menor a mayor ingreso. El vínculo entre ambas variables quedaría

representado por una línea continua creciente si en el eje de abscisas se representa la

educación y el ingreso en el eje de las ordenadas. La disminución de la desigualdad

educativa por retracción de la cola izquierda de la distribución de la escolaridad implicaría

un aumento de los ingresos de los hogares más pobres –dada la relación uno a uno entre

educación e ingresos- y por lo tanto se observaría una disminución en la desigualdad de la

distribución del ingreso. A la inversa, si aumenta la desigualdad en la escolaridad debería

aumentar la desigualdad en la distribución del ingreso. La relación directa entre ambos

tipos de desigualdad lamentablemente sólo se puede sostener en este caso hipotético, la

realidad suele ser más compleja.

En primer lugar, debe tomarse en cuenta que los estudios analizan la relación

entre instrucción formal e ingreso no como una función continua sino como una función

escalonada. El primer escalón es hasta primaria incompleta, el segundo es primaria

completa, el tercero, secundaria completa, y el cuarto y último, superior o universitaria

completa. A cada escalón corresponde, en términos generales, un ingreso promedio

creciente con respecto al nivel de instrucción. Sin embargo, no es evidente que sea

correcta la inferencia de que la asociación entre las correspondientes desigualdades



deba ser un reflejo de la relación uno a uno entre niveles de instrucción (variable ordinal)

e ingreso (variable de razón) al nivel de los hogares. En efecto, al agrupar los años de

instrucción se pierde información sobre las desigualdades educativas intraescalones que sí

estarían reflejadas en la variable continua ingreso; por ejemplo, podría haber tenido lugar

una disminución en el analfabetismo que debería conducir (según la hipótesis de la

relación estricta entre educación e ingreso) a una elevación de los ingresos de los hogares

encabezados por los jefes alfabetizados y por tanto a una menor desigualdad en la

distribución del ingreso, pero en la medida que los alfabetizados no superen el nivel de

primaria incompleta no se reflejará en una disminución en la desigualdad educativa. En

consecuencia, debido a que la variable educación se mide en categorías se rompe

parcialmente la relación entre desigualdad educativa y concentración del ingreso7.

El argumento que se ha presentado supone que el único factor determinante del

ingreso es la educación, pero si sobre éste actúan otros factores tales como los volúmenes

de capital financiero y del capital físico así como el capital social y las transferencias,

entonces el vínculo entre distribución de la educación y del ingreso se complica. Puede

ocurrir que la distribución del ingreso se modifique porque a raíz de una crisis económica

subió significativamente la tasa de interés que favoreció a los propietarios del capital

financiero sin que haya habido alteraciones en los niveles y la distribución de la

educación8.

Adicionalmente hay que considerar que el vínculo conceptual entre niveles

educativos e ingreso no es directo. En efecto, como todo capital, el humano generará un

flujo de ingreso dependiendo de su tasa de uso y de su tasa de retorno o precio de

mercado. El uso que hace cada individuo de su capital depende de la demanda y de sus

propias preferencias. Puede ocurrir que cierto tipo de capital no sea demandado por el

mercado mientras que otro sí, como ha ocurrido con los altos y bajos niveles de

instrucción, respectivamente, en la década de los noventa en América Latina. Por otro

lado, según la teoría económica, en mercados libres los vectores de oferta y de demanda

de trabajo determinarán el precio de mercado.

7 Nótese que los argumentos expuestos se refieren a factores que pueden tener incidencia sobre la relación entre desigualdad educativa y distribución del ingreso, a pesar que la relación básica entre instrucción formal e ingreso sea válida. 8 Tiende a predominar la idea de que la educación es una buena medida del capital humano, dejando a un lado la salud, la alimentación, la experiencia laboral y otras dimensiones de este concepto. Para reducir el capital humano a la educación debería demostrarse que ésta es un indicador confiable y válido de aquél. A pesar de esta precisión conceptual seguiré usando el término capital humano como se tiende a emplear en los textos que se comentan.



En consecuencia, si el vínculo entre niveles de instrucción e ingreso está mediado

por el uso del capital humano y de su tasa de retorno, no necesariamente habrá una

relación uno a uno entre los años de instrucción y el ingreso, lo que conduce a poner en

duda la base desde la cual se ha inferido que esta relación modula la asociación entre

desigualdad educativa y desigualdad en la distribución del ingreso. En este caso los

factores que atenúan la relación (tasas de uso menores que uno y tasas de retorno de la

educación en que también han intervenido e intervienen las modalidades del crecimiento

económico) no son espurios sino que forman parte constitutiva de la relación, es decir,

son variables intervinientes.

Por otra parte, hay que agregar que tampoco es directa la relación entre las

cantidades de los distintos tipos de capital y el ingreso. Los volúmenes de capital físico y

financiero y sus correspondientes tasas de uso así como sus tasas de retorno modulan el

flujo de ingreso que generan. El acceso, la densidad de las redes sociales, y los bienes

que circulan en su interior se traducen en ingresos. Las transferencias de gobierno y las

remesas del exterior ganan cada día más importancia en el ingreso de los hogares y en las

finanzas públicas de varios países de la Región.

En fin, la relación entre educación e ingreso no sólo depende de la tasas de uso y

de retorno del capital humano, sino que hay que tomar en cuenta que en la generación del

ingreso de los hogares también influyen las corrientes de recursos que derivan de otros

tipos de capital – mediados por sus coeficientes de utilización y retorno-y de las

transferencias; la diversidad de orígenes del ingreso tienden a obnubilar la asociación

teórica entre educación e ingreso y como consecuencia los vínculos teóricamente

esperados entre desigualdad educativa, desigualdad en la distribución del ingreso y

pobreza.

4. Comentarios sobre los datos y su análisis

Si bien los enunciados teóricos refieren a la relación entre educación e ingreso, los

estudios los analizan como si estuviesen conformados únicamente por los ingresos

salariales. Las interpretaciones que ofrecen no consideran que una parte del ingreso

registrado en los cuadros de base proviene de la explotación de negocios propios -que

registran fundamentalmente los recursos económicos de los trabajadores autónomos y

pequeños empresarios-, y que también forman parte de él la renta de la propiedad

(dividendos, intereses, rentas, arrendamiento de tierras y terrenos, de casas, etc.), las

transferencias y el ingreso derivado de las cooperativas.



Por otra parte, sería conveniente, en aras de la precisión, que se especificara el

concepto de ingreso empleado para elaborar los trabajos. Al parecer sólo se toman en

cuenta los ingresos monetarios corrientes que perciben los miembros de los hogares y se

excluyen los ingresos no monetarios. La ausencia de una definición perfectamente acotada

provoca incertidumbre en el lector.

Además, en países con una fuerte vocación rural, donde tienen más importancia

el autoconsumo y el pago en especies, el ingreso monetario puede ser una mala medida

de los recursos de que disponen los hogares y por tanto de sus niveles de bienestar.

La corrección del ingreso para tomar en cuenta las economías de escala y la

equivalencia de adultos en la medición del bienestar de los hogares, empleando un

parámetro único para países tan diversos, puede provocar sesgos de importancia que

pueden llegar a inhibir la comparación internacional especialmente cuando se trata de

países que están en momentos tan distintos de la transición demográfica como, por

ejemplo, Chile y Honduras.

Un problema presente en las encuestas de hogares se refiere a que registran

como jefe a aquella persona identificada como tal por los restantes miembros del hogar -

jefatura declarada- y que ésta no necesariamente corresponde a la jefatura económica, es

decir, a aquél que hace el aporte más importante al ingreso del hogar. En estos casos el

nivel de instrucción del jefe puede no tener correspondencia con el ingreso del hogar y por

lo tanto se puede quebrar, en la medición, la relación entre nivel educativo e ingreso,

aunque siga siendo válida la relación entre estas variables, al nivel de los individuos. Por

otra parte, se debe señalar que en países con movilidad social ascendente pronunciada el

nivel educativo del jefe podría no corresponder con los ingresos percibidos por el hogar ya

que las mayores contribuciones las harían otros miembros (por ejemplo, hijos) con niveles

de instrucción más elevados. Tal vez para dar cuenta de la heterogeneidad de la

instrucción dentro de los hogares se podría construir una variable adicional como

promedio de años de instrucción formal de los otros perceptores de ingreso excluyendo al

jefe, o bien elaborar un índice de la variabilidad, o calcular una entropía para cada hogar.

A lo largo de los textos hay una tensión entre la medición cuya unidad de registro

son los hogares y las explicaciones que acentúan el papel de los individuos9. Ello puede

9 Están dadas las condiciones para incurrir en falacia de composición. En efecto, la relación entre capital humano e ingreso refiere a personas mientras que la asociación entre desigualdad educativa y distribución del ingreso refiere a conjuntos de personas, es una propiedad de un colectivo. Para evitar esta falacia habría que mostrar los



deberse en parte a la naturaleza de las explicaciones conceptuales de que se dispone,

pero por otra parte también se origina en que los cuadros no presentan variables de

hogares pertinentes asociadas al ingreso de los mismos como serían la carga económica

sobre los perceptores de ingreso, el ciclo vital del hogar, el nivel educativo de los

miembros activos, la composición ocupacional de los hogares, etc.

Para finalizar es necesario señalar que cuando se realizan análisis de pobreza

entre países es necesario establecer líneas de pobreza comparables; una manera de

hacerlo es definir líneas de pobreza relativa, tal como lo hace la OECD. Pero, (i) los

pobres que resultan de la aplicación de estas líneas no son comparables entre sí cuando

los ingresos medios de los países son tan diferentes como México y Honduras, y (ii) si se

dispone de líneas de pobreza tales como las que proporciona la CEPAL, elaboradas

justamente para permitir la realización de estudios comparativos, habría que considerar la

posibilidad de usar líneas de pobreza absolutas y no relativas y examinar las ventajas y

desventajas de usar uno u otro tipo de líneas de pobreza.

5. A modo de conclusión

El avance experimentado por la instrucción formal y la disminución de la

desigualdad en la educación no ha provocado, en América Latina, una disminución en la

pobreza ni en los niveles de desigualdad en la distribución del ingreso.

Los autores de los trabajos objeto de este comentario identifican una serie de

procesos que estarían interfiriendo en los vínculos entre educación e ingreso. Destacan la

exacerbación de la heterogeneidad estructural a raíz de la aplicación de las medidas del

Consenso de Washington: habría tenido lugar la aparición de un sector de empresas de

punta orientadas al mercado internacional que se habría agregado al antiguo sector

moderno y al viejo sector tradicional - se ha segmentado aún más el mercado de trabajo-,

lo que inyecta una fuerte tendencia económica hacia una distribución cada vez más

regresiva del ingreso, que complementada por el marcado crecimiento del sector informal,

donde laboran y obtienen sus ingresos los sectores con menor productividad, generan una

mayor extensión de la pobreza.

mecanismos que convierten la inequidad en la instrucción en desigualdad económica, incorporando en el argumento la relación entre educación e ingreso.



Las modificaciones recientes en la estructura económica de nuestros países

generan presiones en favor de mayores niveles de desigualdad y pobreza que se suman a

la discriminación de género y etnia de larga data en nuestros países.

En este escrito se ha argumentado que hay razones teóricas y empíricas para que

no se deba esperar un vínculo estrecho entre la desigualdad educativa y la desigualdad del

ingreso, a pesar de que haya una estrecha relación entre educación e ingreso al nivel

individual. Entre las primeras se ha señalado que la relación se debilita porque se pierde

intravariabilidad cuando se mide la educación como variable ordinal. Además, se ha

señalado que el capital humano, medido por la educación, no tiene una relación directa

con el ingreso sino que esta está mediada por su tasa de uso y la correspondiente tasa de

retorno. De este modo puede acontecer que la distribución de la educación sea menos

inequitativa, pero al mismo tiempo, por fenómenos netamente económicos, puedan

disminuir las tasas de retorno o las tasas de utilización del capital humano de manera tal

que la distribución del ingreso no se modifique. Además, hay que considerar que el

ingreso no está determinado única y exclusivamente por el capital humano, sino que

también tiene incidencia el capital físico, el capital financiero y el capital social, además de

las transferencias. En consecuencia, redistribuciones de los diferentes tipos de capital, con

sus correspondientes tasas de uso y de retorno limitan los efectos que puedan tener los

avances de la instrucción formal y su distribución más equitativa sobre la desigualdad en

la distribución en el ingreso y en la pobreza.

Si bien, desde el punto de vista teórico, se plantea una asociación estrecha entre

capital humano y salarios, no es lógicamente correcto hacerla extensiva sin más al ingreso

de los hogares, una de cuyas fuentes son los salarios pero no es la única. Es probable que

parte del desajuste se corrigiera si la relación se planteara entre desigualdad educativa y

desigualdad de los ingresos salariales.

Además, hay que tomar en cuenta que, en la actualidad, el ingreso de los hogares

dista de estar determinado única y exclusivamente por cuánto gana el jefe declarado. El

aumento que se observa en el número de perceptores de ingresos en los hogares se

origina, en parte, en el proceso de incorporación de la mujer en el mercado de trabajo,

promovido por la lucha por la igualdad de géneros, pero también está impulsado por la

estrategia que han seguido los hogares de escasos recursos económicos que consiste en

incorporar otros miembros, además del jefe, a las actividades remuneradas para enfrentar

las sucesivas crisis económicas que han golpeado a nuestros países.



En síntesis, para avanzar en el estudio de la relación entre desigualdad educativa

y económica se requeriría precisar conceptualmente cuáles son los mecanismos que

traducirían la distribución de las credenciales educativas en desigualdad en la distribución

del ingreso y, además habría que refinar el proceso de medición de los conceptos.



Perfil de los Autores

Luis Beccaria es investigador – docente del Instituto de Ciencias de la Universidad

Nacional de General Sarmiento, donde coordina el Area de Economía. Es economista,

doctor de la Universidad de Cambridge (Inglaterra). Es también docente de la Facultad de

Ciencias Económicas de la Universidad de Buenos Aires (donde actúa como Director de la

Carrera de Economía) y enseña en posgrados de la Universidad Nacional de General

Sarmiento, de Buenos Aires y en la Flacso. Ha escrito sobre el mercado de trabajo, la

distribución del ingreso y las políticas sociales.

Fernando Groisman es investigador-docente del área de economía del Instituto de

Ciencias de la Universidad Nacional de General Sarmiento. Es sociólogo, Magister de la

Universidad de Buenos Aires en ciencias sociales del trabajo con orientación en

macroeconomía y candidato al grado de doctor en FLACSO-Buenos Aires. Es docente de la

Facultad de Ciencias Económicas de la Universidad de Buenos Aires y de la Universidad de

General Sarmiento. Es autor de numerosos trabajos de investigación sobre mercado

laboral, pobreza y distribución del ingreso y estructura social.

Jorge Calero es catedrático de Economía Aplicada en la Universidad de Barcelona. Doctor

en Economía por la Universidad Autónoma de Barcelona y Magister en Sociología de la

Educación por la Universidad de Londres. Sus áreas de especialización son la Economía de

la educación y la Economía del estado del bienestar y el gasto social; en las dos áreas, sus

intereses se han centrado en los aspectos relacionados con la equidad. Ha participado

como consultor en diversos proyectos de cooperación educativa impulsados por la

Comisión Europea y el Banco Mundial. Es responsable del caso español en el programa

Equity in Education de la OCDE.

Carlos Larrea (Ph.D. en economía política, York University, Canadá) es profesor-

investigador de FLACSO-Ecuador. Ha sido recientemente consultor de organismos

internacionales como OIT, PNUD, OPS y el Banco Mundial. Sus investigaciones tratan

sobre pobreza, empleo, nutrición y desarrollo social en Ecuador y América Latina, y más

recientemente, sobre los efectos económicos y sociales de la dolarización en el Ecuador.



Fernando Barceinas es Licenciado en Economía (Universidad Autónoma Metropolitana),

Master en Matemática aplicada a la economía (CIDE), Master "Vittorio Marrama" en

Planificación y políticas de desarrollo agrícola y rural en América Latina y el Caribe

(Universidad Federal Rural de Rio de Janeiro), Master y Ph.D. en Economía aplicada

(Universidad Autónoma de Barcelona). Es el coordinador de la Maestría y el Doctorado en

Ciencias Económicas de la Universidad Autónoma Metropolitana. Entre sus últimas

publicaciones relacionadas con el tema pueden mencionarse: “Hipótesis de señalización

versus capital humano. Evidencia para el caso español” en Revista de Economía Aplicada,

Vol. IX, N° 26, 2001, (coautores J. Oliver, J. L. Raymond y J. L. Roig). “Spain” en C.

Harmon, I. Walker y N. Westergrad-Nielsen (eds.), Education and earnings in Europe: a

cross-country analysis of the returns to education, E. Elgar, 2001, (coautores J. Oliver, J.

L. Raymond y J. L. Roig). “Unemployment and returns to education in Europe”, en

Education and Earnings. Further Evidence from Europe, (editor Asplund, R.), The Research

Institute of the Finnish Economy, 2001, (coautores J. Oliver, J. L. Raymond y J. L. Roig)

“Does education improve productivity or earnings only?”, en Education and Earnings.

Further Evidence from Europe, (editor Asplund, R.), The Research Institute of the Finnish

Economy, 2001, (coautores J. Oliver, J. L. Raymond, J. L. Roig y A. Skalli) “Rendimientos

privados y sociales de la educación en México” en Economía Mexicana, vol. XI, N° 2, 2002.

“Rendimientos de la educación y efecto tratamiento. El caso de España” en Moneda y

Crédito, (Segunda época), nº 215, 2002, (coautores J. Oliver, J. L. Raymond y J. L. Roig).

“Hipótesis de señalización versus capital humano. El caso de México” en El Trimestre

Económico”, N° 277, Enero-marzo de 2003 (coautor José Luis Raymond). “Endogeneidad

y rendimientos de la educación” en Estudios Económicos, Vol. 18, N°1, 2003. “¿Es

rentable para el sector público subsidiar la educación en México” en Investigación

Económica, abril-junio, Nº 244, 2003, (coautor José Luis Raymond).

Fernando Cortés Cáceres es economista por la Universidad de Chile y Doctor en

Ciencias Sociales por el CIESAS, Occidente. Ha sido profesor en: (1) Facultad

Latinoamericana de Ciencias Sociales en sus sedes de Santiago de Chile, Buenos Aires, Rio

de Janeiro, Quito, San José de Costa Rica y México. (2) Department of Political Science,

Washington University, St. Louis Missouri. (3) Confederación Superior Centroamericana

(CSUCA), en San José de Costa Rica. (4) El Colegio de México, en los Centros de Estudios

Sociológicos, Lingüísticos Literarios, de Estudios Económicos, y de Estudios

Internacionales. (5) Carrera de Sociología de la Universidad de Buenos Aires. (6) Centro

de Investigaciones sobre Antropología Social (CIESAS). (7) Departamento de Ciencia

Política de la Universidad de Chicago. (8) Universidad Nacional de Montevideo, Uruguay.

Publicaciones. En coautoría con Adam Przeworski. - System Analysis for Social Scientists,



John Wiley, 1974. En coautoría con Rosa María Rubalcava. - Técnicas estadísticas para el

estudio de la desigualdad social. El Colegio de México, 1982. - Métodos estadísticos

aplicados a la investigación social: análisis de asociación. El Colegio de México, 1987. -

Autoexplotación forzada y equidad por empobrecimiento: la distribución del ingreso

familiar en México, 1977-1984. El Colegio de México, 1991. - El Ingreso de los Hogares,

Instituto Nacional de Estadística Geografía e Informática, El Colegio de México y El

Instituto de Investigaciones Sociales de la UNAM , Aguascalientes, 1994. Autor único -

Procesos sociales y desigualdad económica en México. Siglo XXI, México, 2000. - La

distribución del ingreso en México: en épocas de estabilización y reforma económica.

CIESAS/Miguel Ángel Porrúa, México, 2000. Artículos: En total son 107 artículos

publicados en revistas y libros de varios países los más recientes son: - Progresa y el uso

del análisis multivariado en la identificación de los pobres en José Gómez de León y Rafael

Loyola, Alivio a la Pobreza: análisis del Programa de Educación Salud y Alimentación

dentro de la política social, Ciesas/Progresa, 1999. - Política económica, estrategias de los

hogares y distribución del ingreso, en Rolando Cordera y Alicia Ziccardi (coordinadores)

Las políticas sociales de México al fin del milenio: descentralización, diseño y gestión,

Miguel Ángel Porrúa/Coordinación de Humanidades UNAM/Facultad de Economía

UNAM/Instituto de Investigaciones Sociales UNAM, México 2000. - La metamorfosis de los

marginales: La polémica sobre el sector informal en América Latina, en Enrique de la

Garza Toledo (coordinador) Tratado latinoamericano de sociología del trabajo, El Colegio

de México/Flacso/UAM/Fondo de Cultura Económica, México, 2000. - La identificación de

los pobres en Progresa, en Enrique Valencia, Ana María Tepichin y Mónica Gendreau

(coordinadores) de, Los dilemas de la política social, ¿Cómo combatir la pobreza?, U de

G/ITESO/Universidad Iberoamericana, México, 2000. - Crisis, miembros del hogar e

ingresos, Demos: Carta demográfica sobre México, 2000, México, 2000. - Algunos

aspectos de la controversia entre investigación cualitativa e investigación cuantitativa,

Argumentos: estudios críticos de la sociedad, Núm. 36, agosto 2000. - El cálculo de la

pobreza en México a partir de la Encuesta de Ingresos y Gastos, Comercio Exterior, Banco

Nacional de Comercio Exterior, Vol. 51, Núm 10, México, octubre del 2001. - Nociones de

la epistemología genética aplicadas a temas de discusión en las ciencias sociales. Un par

de ejemplos. Estudios Sociológicos, El Colegio de México, Vol. XIX, núm. 57, setiembre-

diciembre de 2001. - Distribución del ingreso y población en el México contemporáneo, en

José Gómez de León y Cecilia Rabell, La población en México: tendencias y perspectivas

sociodemográficas hacia el siglo XXI, Fondo de Cultura Económica/CONAPO, México, 2001.

- Marginalidad, marginación, pobreza y desigualdad en la distribución del ingreso, Perfiles

de Población, Nueva época, año 8, no. 31, enero-marzo, 2002. - Pobreza Sociedad y

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Instituto de investigaciones Sociales, UNAM, 2001, p. 29 a 31. - Evolución y

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México 2002. Conapo, México, 2002. También en Sedesol, Serie documentos de

investigación, Agosto del 2002. - “Un análisis de la distribución del ingreso a partir de los

datos publicados de la Encuesta asociada al Conteo de Población y Vivienda 95", en Ana

María Chavez (compiladora) Análisis del conteo de población y vivienda 1995,

CRIM/UNAM, Cuernavaca, 2002. - “Ingreso y desigualdad en su distribución”, en Perfiles

de Población, Nueva Época, año 9, No. 35, enero-marzo de 2003. - “Acerca de la medición

oficial de la pobreza en México en el año 2000", Estudios Sociológicos, El Colegio de

México, Vol. XXI, núm. 62, mayo-agosto de 2003. - “Medición de la pobreza”, Demos:

Carta demográfica sobre México, 2002, México, 2003. - “Casi cuarenta años de

desigualdad”, en Ilán Bizberg y Lorenzo Meyer (coordinadores) de Una historia

contemporánea de México, Tomo I: transformaciones y permanencias, Océano, México,

2003. (P. 493 a 521) México D.F. enero del 2004. - Elaboración de una canasta

alimentaria para México, con Enrique Hernández Laos y Minor Mora, Sedesol serie

documentos de investigación No. 18. México, 2004. - Movilidad social intergeneracional en

el México urbano (con Agustín Escobar) en Revista CEPAL No. 85, abril de 2005. - Acerca

de la reforma y la desigualdad económica, Cuaderno de Ciencias Sociales 131, FLACSO,

San José de Costa Rica, 2005 (ISSN: 1409-3677).



DEBATE (NRO 3) “La incidencia de la educación sobre el bienestar de los hogares”

ístico

Indicadores Seleccionados:

• Diferencias de ingreso de los hog• Distribución de los hogares entre ogar • Riesgo de pobreza (FGT0) de los• Intensidad de la pobreza (FGT1) • Promedio de horas trabajadas se del

jefe de hogar • Probabilidad de trabajar en el se egún

niveles educativos del jefe de ho• Probabilidad de ser trabajador no

educativos del jefe de hogar Países:Brasil, Chile, Costa Rica, Honduras, MTendencias: 1990-2000.

Pág. 86

Anexo Estad

ares según niveles educativos del jefe de hogar quintales de ingreso según niveles educativos del jefe de h hogares según niveles educativos del jefe de hogar de los hogares según niveles educativos del jefe de hogar manalmente por los jefes de hogar según niveles educativos

ctor formal de la economía de los jefes de hogar ocupados, sgar precario de los jefes de hogar asalariados, según niveles

éxico, Paraguay.

Presentación del Anexo Estadístico El documento que se presenta a continuación incluye información proveniente de las encuestas hogares de los siguientes países:Brasil, Chile, Costa Rica, Honduras, México, y Paraguay . A los efectos de analizar las tendencias hemos trabajado con la base de datos disponible en cada país más cercana al inicio de ladécada del 90 y con la más próxima al año 2000. Cabe destacar que todos los indicadores fueron calculados únicamente entre los hogares del ámbito urbano. Se propone la utilización de una serie de indicadores de resultado en donde el bienestar del hogar es medido utilizando el ingresoy el riesgo de pobreza. Además, se propone, una serie de indicadores complementarios en los que se consideran como señalesvinculadas al bienestar aspectos relativos a la participación en el mercado de trabajo (número de horas trabajadas, precariedad yparticipación en el sector formal). Los indicadores seleccionados fueron:

• diferencias de ingreso de los hogares, • distribución de los hogares entre quintiles de ingreso, • riesgo de pobreza (FGT0) de los hogares, • intensidad de la pobreza (FGT1) de los hogares, • promedio de horas trabajadas semanalmente por los jefes de hogar, • probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía de los jefes de hogar ocupados y • probabilidad de ser trabajador no precario de los jefes de hogar asalariados . Todos estos indicadores fueroncalculados según niveles educativos del jefe de hogar (Hasta primaria incompleta, Primaria completa, Secundariacompleta y Terciaria / Universitaria completa) y para los años 1990 y 2000

Pág. 87

Brasil 1990-2001 SITEAL en base a la Pesquisa Nacional por Amostra de Domicilios del IBGE. Cobertura: Total del país y por área urbano - rural.

Tabla 1. Ingresos medios equivalentes del hogar (I.M.E.H), desvío standard (D.S.) y número de hogares (N) según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Brasil, Total Urbano, 1990 - 2001

.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S NH 15762,1 20710,3 7252764,0 12359,7 14037,8 1935796,0 316,4 509,0 11.320.744 265,4 280,0 3.524.723P 28700,1 37527,6 7151716,0 22948,8 26902,6 1355485,0 545,5 569,3 6.765.100 454,4 519,7 2.019.226S 55378,3 58902,2 2833140,0 43933,1 45665,8 564797,0 967,4 1078,1 6.005.246 786,4 893,9 1.859.678S 113292,5 99035,2 1425358,0 83352,1 78298,7 288796,0 2441,6 2463,7 2.067.676 1746,3 1538,4 734.192To 34182,7 51688,2 18662978,0 25071,4 37444,8 4144874,0 693,1 1126,3 26.158.766 564,9 822,3 8.137.819

Jefe varón Jefa Mujer Jefa Mujer1990 2001

Jefe varón

Ta hogares entre quintiles de ingreso medio equivalente según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar.U enores de 65 años. Brasil, Total Urbano, 1990 - 2001

Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total

H 29,3% 28,5% 22,7% 14,3% 5,2% 100,0% 43,2% 26,6% 16,8% 10,0% 3,4% 100,0%P 10,6% 19,6% 25,4% 27,3% 17,1% 100,0% 21,3% 22,0% 23,2% 20,9% 12,6% 100,0%S 2,9% 7,2% 14,3% 30,0% 45,6% 100,0% 8,6% 10,6% 17,9% 26,2% 36,8% 100,0%S 0,4% 0,9% 3,0% 12,7% 83,0% 100,0% 2,4% 1,6% 6,1% 18,6% 71,3% 100,0%To 15,9% 19,7% 21,0% 21,6% 21,8% 100,0% 28,5% 21,2% 18,3% 16,4% 15,7% 100,0%

Jefe varón Jefa Mujer

Pág. 88

Nive educativoalcanzado

Iasta Prim. Incom.rimaria Completaecundaria Completaup. / Univ. Completatal

bla 2. Distribución de los niverso: Jefes de hogar m

Nive educativoalcanzado / 1990 1er

asta Prim. Incom.rimaria Completaecundaria Completaup. / Univ. Completatal

Nive educativoalcanzado / 2001 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total

Hasta Prim. Incom. 33,1% 26,0% 22,7% 13,9% 4,4% 100,0% 41,0% 26,8% 18,6% 10,7% 2,9% 100,0%Primaria Completa 13,5% 17,7% 25,3% 27,8% 15,6% 100,0% 20,5% 22,0% 23,2% 23,2% 11,1% 100,0%Secundaria Completa 6,5% 9,1% 17,2% 28,8% 38,5% 100,0% 10,4% 13,6% 19,8% 28,1% 28,1% 100,0%Sup. / Univ. Completa 2,8% 1,4% 3,4% 11,5% 80,8% 100,0% 3,4% 1,9% 6,0% 18,3% 70,4% 100,0%Total 19,5% 18,0% 20,6% 20,7% 21,2% 100,0% 25,5% 20,4% 18,9% 18,4% 16,8% 100,0%


Tabla 3. Riesgo de pobreza de los hogares (FGT0) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar.Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Brasil, Total Urbano, 1990 - 2001

Nivel de edcuaciónalcanzado / 1990

FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 NHasta Prim. Incom. 74,8% 3.702.877 88,0% 583.220 65,4% 3.549.887 76,2% 1.352.576Primaria Completa 51,1% 3.606.283 68,8% 460.352 33,2% 3.545.433 48,3% 895.133Secundaria Completa 18,7% 1.963.523 33,5% 324.280 9,7% 869.617 17,7% 240.517Sup. / Univ. Completa 1,7% 775.532 10,4% 153.172 2,2% 649.826 4,4% 135.624Total 49,7% 10.048.215 62,7% 1.521.024 41,7% 8.614.763 57,6% 2.623.850

Jefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa MujerJefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 años


FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 NHasta Prim. Incom. 76,0% 6.615.819 86,2% 1.405.287 65,4% 4.704.925 72,0% 2.119.436Primaria Completa 51,6% 2.731.069 67,8% 574.417 37,9% 4.034.031 49,3% 1.444.809Secundaria Completa 27,8% 3.189.652 41,2% 816.610 18,8% 2.815.594 26,9% 1.043.068Sup. / Univ. Completa 5,4% 799.831 8,6% 257.049 6,2% 1.267.845 6,6% 477.143Total 55,2% 13.336.371 64,2% 3.053.363 40,7% 12.822.395 50,2% 5.084.456


Pág. 89

Tabla 4. Intensidad de la pobreza de los hogares (FGT1) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado,

edad y sexo del jefe de hogar.Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Brasil, Total Urbano, 1990 - 2001Nivel de edcuaciónalcanzado / 1990

FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 NHasta Prim. Incom. 37,9% 3.702.877 53,3% 583.220 32,1% 3.549.887 41,6% 1.352.576Primaria Completa 21,2% 3.606.283 35,2% 460.352 12,7% 3.545.433 21,3% 895.133Secundaria Completa 6,6% 1.963.523 14,3% 324.280 3,3% 869.617 7,1% 240.517Sup. / Univ. Completa 0,5% 775.532 3,8% 153.172 0,8% 649.826 1,8% 135.624Total 22,9% 10.048.215 34,5% 1.521.024 18,8% 8.614.763 29,5% 2.623.850

Jefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 añosJefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer

Nivel de edcuación

alcanzado / 2001FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N

Hasta Prim. Incom. 39,0% 6.615.819 51,8% 1.405.287 30,8% 4.704.925 35,9% 2.119.436Primaria Completa 21,3% 2.731.069 34,0% 574.417 15,3% 4.034.031 20,9% 1.444.809Secundaria Completa 10,4% 3.189.652 17,4% 816.610 7,7% 2.815.594 11,2% 1.043.068Sup. / Univ. Completa 2,6% 799.831 4,0% 257.049 3,8% 1.267.845 4,0% 477.143Total 26,4% 13.336.371 35,2% 3.053.363 18,2% 12.822.395 23,6% 5.084.456


Pág. 90

Tabla 5. Promedio de horas semanales trabajas (P.H.S.T), desvío standard (D.S.) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y

sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Brasil, Total Urbano, 1990 - 2001 Nive educativo

alcanzadoP.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N

Hasta Prim. Incom. 48,7 21,7 6.454.002 40,9 21,1 1.006.374 48,2 13,2 9.679.632 39,3 16,9 1.928.599Primaria Completa 49,1 31,2 6.364.756 41,7 15,0 808.497 48,6 13,8 5.718.473 41,1 15,9 1.166.856Secundaria Completa 46,0 20,5 2.616.415 40,4 13,1 436.179 47,2 13,3 5.316.019 41,4 14,4 1.326.963Sup. / Univ. Completa 46,6 28,4 1.357.290 39,8 13,1 248.577 46,4 13,8 1.900.478 40,6 13,6 598.741Total 48,3 26,1 16.792.463 41,0 17,3 2.499.627 47,9 13,5 22.614.602 40,4 15,7 5.021.159

2001Jefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer

1990

Tabla 6. Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía (P.S.F) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Brasil, Total Urbano, 1990 - 2001


P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. NHasta Prim. Incom. 72,4% 6.454.002 49,7% 1.006.374 72,8% 9.679.632 78,6% 1.928.599Primaria Completa 82,3% 6.364.756 69,7% 808.497 81,8% 5.718.473 79,7% 1.166.856Secundaria Completa 87,4% 2.616.415 86,9% 436.179 87,4% 5.316.019 86,0% 1.326.963Sup. / Univ. Completa 89,7% 1.357.290 92,8% 248.577 90,7% 1.900.478 91,0% 598.741Total 79,9% 16.792.463 67,0% 2.499.627 80,0% 22.614.602 82,3% 5.021.159

Jefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer1990 2001

Tabla 7. Probabilidad de ser trabajador no precario (P.T.N.P.) y número de casos (N) según nivel de educación alcanzado y sexo de los jefes de hogar asalariados. Universo: Jefes de hogar asalariados menores de 65 años. Brasil, Total Urbano, 1990 - 2001


P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. NHasta Prim. Incom. 69,7% 4.623.666 56,3% 790.605 64,9% 5.972.838 47,7% 1.393.283Primaria Completa 86,3% 4.563.735 76,1% 662.673 79,9% 3.482.545 66,5% 827.037Secundaria Completa 90,7% 1.965.039 89,0% 385.433 85,8% 3.576.141 82,3% 1.009.634Sup. / Univ. Completa 93,8% 979.340 93,4% 210.987 91,9% 1.197.810 92,8% 470.404Total 81,3% 12.131.780 70,8% 2.049.698 76,1% 14.229.334 67,1% 3.700.358

Jefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer1990 2001

Pág. 91

Chile 1990-2000 SITEAL en base a la CASEN del Ministerio de Planificación y Cooperación del Gobierno de Chile. Cobertura: Total del país y por área urbano - rural

quivalentes del hogar (I.M.E.H), desvío standard (D.S.) y número de hogares (N) según nivel educativo alcanzado y erso: Jefes de hogar menores de 65 años. Chile, Total Urbano, 1990 - 2000

.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N52698,1 80189,2 527.132 41822,0 43657,2 179.575 131508,9 167730,8 346.401 116280,2 94148,5 130.84456779,8 88199,5 554.802 54623,0 76207,5 104.344 175216,1 194671,8 718.029 161660,3 263275,9 200.336

108227,6 207393,8 471.184 83652,3 77453,5 74.682 282744,2 363881,8 811.294 253239,6 252268,2 179.983214340,9 204877,2 222.516 137623,1 120022,2 40.611 893036,0 1120019,4 326.514 499806,9 424977,9 71.33488965,3 154259,1 1.775.634 62738,9 76349,4 399.212 314381,3 559587,7 2.202.238 221173,7 284825,5 582.497

1990 2000Jefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer

Ta ogares entre quintiles de ingreso medio equivalente según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar.Un ores de 65 años. Chile, Total Urbano, 1990 - 2000

uintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total

Ha 25,5% 23,2% 25,4% 17,1% 8,9% 100,0% 36,0% 25,5% 19,3% 13,7% 5,6% 100,0%Pr 25,5% 25,1% 20,7% 18,7% 10,0% 100,0% 31,1% 19,2% 21,0% 18,8% 9,9% 100,0%Se 11,8% 15,5% 18,7% 26,4% 27,7% 100,0% 15,1% 16,2% 20,8% 22,0% 26,0% 100,0%Su 2,0% 3,9% 7,7% 19,2% 67,1% 100,0% 3,3% 8,7% 14,9% 29,0% 44,1% 100,0%To 18,9% 19,3% 20,0% 20,3% 21,5% 100,0% 27,5% 20,4% 19,6% 18,1% 14,5% 100,0%


Pág.92

Tabla 1. Ingresos medios esexo del jefe de hogar. Univ


IHasta Prim. Incom.Primaria CompletaSecundaria CompletaSup. / Univ. CompletaTotal

bla 2. Distribución de los hiverso: Jefes de hogar men

Nive educativoalcanzado / 1990 1er Q

sta Prim. Incom.imaria Completacundaria Completap. / Univ. Completatal




Ta

bla 3. Riesgo de pobreza de los hogares (FGT0) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Chile, Total Urbano, 1990 - 2000


FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 NHasta Prim. Incom. 78,3% 152.468 86,5% 29.733 55,4% 374.664 68,5% 149.842Primaria Completa 74,4% 334.550 78,8% 37.770 41,9% 220.252 48,5% 66.574Secundaria Completa 44,3% 274.255 48,9% 27.991 24,3% 196.929 34,1% 46.691Sup. / Univ. Completa 10,8% 118.288 25,2% 17.572 7,7% 104.228 12,8% 23.039Total 57,1% 879.561 65,1% 113.066 39,7% 896.073 53,8% 286.146

Jefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 añosJefa Mujer Jefe varón Jefa MujerJefe varón

alcanzado / 2000FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N

Hasta Prim. Incom. 87,2% 107.249 89,1% 25.218 71,2% 239.152 76,0% 105.626Primaria Completa 77,1% 277.112 86,7% 51.575 51,5% 440.917 61,8% 148.761Secundaria Completa 49,2% 441.348 50,6% 87.426 31,8% 369.946 36,2% 92.557Sup. / Univ. Completa 10,4% 150.415 8,6% 33.399 5,5% 176.099 10,0% 37.935Total 55,3% 976.124 57,9% 197.618 42,8% 1.226.114 54,4% 384.879


Pág.93

Tabla 4. Intensidad de la pobreza de los hogares (FGT1) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado,

edad y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Chile, Total Urbano, 1990 - 2000Nivel de edcuaciónalcanzado / 1990




FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 NHasta Prim. Incom. 46,6% 107.249 54,0% 25.218 32,0% 239.152 36,1% 105.626Primaria Completa 36,8% 277.112 46,2% 51.575 20,4% 440.917 26,3% 148.761Secundaria Completa 18,3% 441.348 22,4% 87.426 11,5% 369.946 12,8% 92.557Sup. / Univ. Completa 3,0% 150.415 2,9% 33.399 1,9% 176.099 3,6% 37.935Total 24,3% 976.124 29,4% 197.618 17,3% 1.226.114 23,5% 384.879

Jefes de 41 a 65 añosJefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer

Jefes menores de 40 años

Tabla 5. Promedio de horas semanales trabajas (P.H.S.T), desvío standard (D.S.) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Chile, Total Urbano, 1990 - 2000

Años de escolaridad

P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S NHasta Prim. Incom. 50,1 16,6 420.170 47,0 21,1 73.430 52,2 49,8 281.511 46,4 45,8 59.992Primaria Completa 52,2 15,4 483.776 49,0 18,5 49.731 55,0 56,8 613.493 47,8 49,6 114.930Secundaria Completa 51,8 14,9 418.571 46,8 15,5 39.884 55,3 55,1 735.878 45,5 17,2 123.380Sup. / Univ. Completa 48,7 12,9 210.124 41,3 12,6 33.689 50,1 31,7 314.254 46,5 13,3 65.003Total 51,0 15,4 1.532.641 46,5 18,3 196.734 53,9 51,9 1.945.136 46,6 35,5 363.305

1990 2001Jefe varón Jefa MujerJefa Mujer Jefe varón

Pág.94

Tabla 6. Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía (P.S.F) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Chile, Total Urbano, 1990 - 2000


P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. NHasta Prim. Incom. 77,4% 420.170 42,3% 73.430 75,1% 281.511 42,1% 59.992Primaria Completa 80,9% 483.776 54,0% 49.731 80,4% 613.493 49,9% 114.930Secundaria Completa 86,4% 418.571 75,7% 39.884 87,3% 735.878 75,0% 123.380Sup. / Univ. Completa 93,4% 210.124 89,5% 33.689 88,7% 314.254 89,0% 65.003Total 83,1% 1.532.641 60,1% 196.734 83,6% 1.945.136 64,1% 363.305

Jefa MujerJefe varón Jefa Mujer Jefe varón1990 2000

Tabla 7. Probabilidad de ser trabajador no precario (P.T.N.P.) y número de casos (N) según nivel de educación alcanzado y sexo de los jefes de hogar asalariados. Universo: Jefes de hogar asalariados menores de 65 años. Chile, Total Urbano, 1990 - 2000


P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. NHasta Prim. Incom. 82,4% 309.132 65,5% 57.010 71,6% 221.898 60,4% 47.477Primaria Completa 85,9% 372.721 73,1% 37.782 81,6% 474.570 66,3% 94.329Secundaria Completa 91,7% 328.149 86,4% 32.899 88,3% 582.917 80,1% 104.370Sup. / Univ. Completa 95,6% 166.185 89,1% 29.720 94,0% 244.211 92,5% 59.896Total 88,0% 1.176.187 74,4% 157.411 84,7% 1.523.596 73,3% 306.072

Jefe varón Jefa Mujer1990 2000

Jefa MujerJefe varón

Pág.95

Costa Rica 1991-2000 SITEAL en base a la Encuesta de Hogares de Propósitos Múltiples-INEC. Cobertura: Total del país y por área urbano - rural

Ta es del hogar (I.M.E.H), desvío standard (D.S.) y número de hogares (N) según nivel educativo alcanzado

y efes de hogar menores de 65 años. Costa Rica, Total Urbano, 1991 - 2000

D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S NHa 14886,0 35.185 13563,8 15283,4 17.853 75148,3 62073,6 36.107 52335,5 54704,7 17.705Pr 20878,7 92.205 15052,1 14640,4 21.778 91554,0 77594,4 124.702 75430,7 66102,5 42.306Se 32132,0 51.183 25686,4 18573,7 12.618 139318,9 110064,6 61.154 122805,8 97913,9 18.176Su 40521,6 18.305 42025,4 27173,5 4.006 232403,8 168983,4 32.925 195933,3 155982,2 8.602To 26864,7 196.878 18885,9 18714,4 56.255 118884,2 111748,4 254.888 92584,4 94250,8 86.789


Ta entre quintiles de ingreso medio equivalente según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar.Un e 65 años. Costa Rica, Total Urbano, 1991 - 2000

2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total

Ha 25,5% 23,2% 17,7% 14,4% 100,0% 28,9% 29,1% 20,0% 15,9% 6,0% 100,0%Pr 22,5% 25,4% 22,7% 14,3% 100,0% 25,0% 26,9% 18,1% 20,2% 9,8% 100,0%Se 10,5% 14,7% 25,8% 32,4% 100,0% 15,0% 9,5% 16,4% 22,8% 36,2% 100,0%Su 7,1% 11,5% 12,5% 51,2% 100,0% 3,4% 6,9% 6,8% 24,1% 58,8% 100,0%To 18,5% 20,9% 21,7% 22,4% 100,0% 22,5% 22,3% 17,5% 19,7% 18,0% 100,0%


Pág.96

bla 1

. Ingresos medios equivalentsexo del jefe de hogar. Universo: J


I.M.E.Hsta Prim. Incom. 17195,7imaria Completa 18763,7cundaria Completa 28588,0p. / Univ. Completa 42232,0tal 23219,5

bl

a 2. Distribución de los hogaresiverso: Jefes de hogar menores d

Nive educativoalcanzado / 1991 1er Quintil

sta Prim. Incom. 19,1%imaria Completa 15,1%cundaria Completa 16,7%p. / Univ. Completa 17,7%tal 16,5%

N

ive educativoalcanzado / 2000 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total



Ta a 3. Riesgo de pobreza de los hogares (FGT0) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Costa Rica, Total Urbano, 1991 - 2000




bl




Pág.97

Ta a 4. Intensidad de la pobreza de los hogares (FGT1) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad ysexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Costa Rica, Total Urbano, 1991 - 2000



Jefa Mujer Jefe varón Jefa MujerJefe varónJefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 años

bl




Pág.98

Tabla 6. Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía (P.S.F) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Costa Rica, Total Urbano, 1991 - 200


P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. NHasta Prim. Incom. 74,7% 27.763 51,2% 7.986 72,1% 31.351 36,9% 6.757Primaria Completa 79,0% 84.617 59,0% 12.760 77,9% 115.785 59,6% 27.243Secundaria Completa 84,5% 47.913 78,9% 9.454 83,2% 57.968 80,3% 14.239Sup. / Univ. Completa 87,2% 16.360 95,2% 2.847 87,6% 32.046 89,8% 7.187Total 80,6% 176.653 65,9% 33.047 79,7% 237.150 66,1% 55.426La E.P.H.M no releva información sobre aportes al sistema previsional entre los asalariados por lo que no se presenta el indicdor 7.


0

Tabla 5. Promedio de horas semanales trabajas (P.H.S.T), desvío standard (D.S.) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes dehogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Costa Rica, Total Urbano, 1991 - 2000


P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S NHasta Prim. Incom. 48,0 17,3 27.763 35,5 21,8 7.986 50,9 16,5 31.237 35,1 21,4 6.696Primaria Completa 50,4 16,6 84.617 42,5 21,0 12.760 53,3 15,8 114.758 41,8 17,6 27.128Secundaria Completa 48,2 12,6 47.913 42,8 16,4 9.454 52,4 14,0 57.505 44,2 12,9 14.239Sup. / Univ. Completa 45,9 16,8 16.360 41,9 17,2 2.847 49,4 14,1 31.932 43,4 11,0 7.187Total 49,0 15,8 176.653 40,8 19,9 33.047 52,2 15,3 235.432 41,8 16,6 55.250

1991Jefe varón Jefa Mujer

2000Jefe varón Jefa Mujer

Pág.99

Honduras 1990-2001 SITEAL con base a la Encuesta Permanente de Hogares de Propósitos Múltiples del INE. Cobertura: Total del país y por área urbano - rural

Ta es del hogar (I.M.E.H), desvío standard (D.S.) y número de hogares (N) según nivel educativo alcanzado y efes de hogar menores de 65 años. Honduras, Total Urbano, 1990 - 2001

D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S NHa 542,52 82.165 167,00 178,76 44.059 2185,83 1937,60 118.234 1858,54 1590,66 62.840Pr 435,02 74.383 224,07 261,74 26.012 3014,07 2934,37 170.582 2595,73 2442,58 57.180Se 696,60 32.971 444,06 662,08 13.005 5174,28 5498,25 68.982 5844,84 6185,80 25.474Su 2206,74 13.865 1171,50 908,48 2.085 9721,82 8826,14 29.091 7083,56 3976,35 5.154To 820,30 203.384 251,34 393,57 85.161 3650,50 4495,67 386.890 2991,19 3588,24 150.649


Ta entre quintiles de ingreso medio equivalente según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar.Un e 65 años. Honduras, Total Urbano, 1990 - 2001

2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total

Ha 30,3% 25,1% 16,9% 10,4% 100,0% 40,1% 26,3% 17,1% 12,2% 4,2% 100,0%Pr 19,1% 25,6% 27,4% 21,9% 100,0% 33,8% 20,7% 17,6% 17,8% 10,1% 100,0%Se 4,9% 13,2% 29,4% 46,7% 100,0% 26,4% 8,0% 14,5% 21,2% 29,9% 100,0%Su 2,1% 6,5% 14,3% 73,8% 100,0% 13,8% 0,0% 0,0% 10,3% 75,9% 100,0%


To 20,2% 22,1% 22,6% 24,8% 100,0% 35,5% 21,2% 16,5% 15,3% 11,6% 100,0%

Pág. 100

bla 1. Ingresos medios equivalent

sexo del jefe de hogar. Universo: JNive educativo

alcanzadoI.M.E.H

sta Prim. Incom. 284,51imaria Completa 411,85cundaria Completa 678,37p. / Univ. Completa 1343,35tal 467,12

bla 2. Distribución de los hogaresiverso: Jefes de hogar menores d

Nive educativoalcanzado / 1990 1er Quintil

sta Prim. Incom. 17,3%imaria Completa 6,0%cundaria Completa 5,8%p. / Univ. Completa 3,3%tal 10,4%




Tabl

a 3. Riesgo de pobreza de los hogares (FGT0) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Honduras, Total Urbano, 1990 - 2001


FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 NHasta Prim. Incom. 63,7% 34.285 85,7% 14.592 57,3% 47.880 72,2% 29.467Primaria Completa 40,5% 53.261 70,3% 17.731 31,2% 21.122 48,7% 8.281Secundaria Completa 16,5% 23.781 42,5% 8.154 12,6% 9.190 38,0% 4.851Sup. / Univ. Completa 9,2% 8.884 18,2% 936 5,3% 4.981 10,3% 1.149Total 40,1% 120.211 69,1% 41.413 42,6% 83.173 62,4% 43.748

Jefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 añosJefe varón Jefa MujerJefa Mujer Jefe varón



Jefa Mujer Jefe varón Jefa MujerJefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 años

Jefe varón

Pág. 101

Tabla 4. Intensidad de la pobreza de los hogares (FGT1) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Honduras, Total Urbano, 1990 - 2001


FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 NHasta Prim. Incom. 29,9% 34.285 58,7% 14.592 27,1% 47.880 42,3% 29.467Primaria Completa 14,4% 53.261 47,4% 17.731 12,8% 21.122 28,4% 8.281Secundaria Completa 8,2% 23.781 31,5% 8.154 6,8% 9.190 26,8% 4.851Sup. / Univ. Completa 4,3% 8.884 18,2% 936 3,9% 4.981 10,3% 1.149Total 16,8% 120.211 47,6% 41.413 19,8% 83.173 37,1% 43.748




Jefes de 41 a 65 añosJefe varón Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer

Jefes menores de 40 años

Pág. 102

Tabla 5. Promedio de horas semanales trabajas (P.H.S.T), desvío standard (D.S.) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Honduras, Total Urbano, 1990 - 2001




Tabla 6. Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía (P.S.F) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Honduras, Total Urbano, 1990 - 2001


P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. NHasta Prim. Incom. 69,4% 73.218 46,4% 25.930 66,1% 106.115 45,8% 38.151Primaria Completa 83,5% 69.790 68,8% 16.699 75,9% 156.153 75,1% 39.601Secundaria Completa 89,1% 30.040 85,8% 8.596 85,3% 64.182 83,8% 20.158Sup. / Univ. Completa 91,6% 12.875 87,8% 1.739 85,3% 29.467 96,5% 4.859Total 79,4% 185.923 61,2% 52.964 75,5% 355.917 66,9% 102.769La E.P.H.M no releva información sobre aportes al sistema previsional entre los asalariados por lo que no se presenta el indicdor 7.


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México 1992-2000 SITEAL con base a la Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares del INEGI, Cobertura: Total del país y por área urbano - rural

Tabla 1. Ingresos medios equivalentes del hogar (I.M.E.H), desvío standard (D.S.) y número de hogares (N) según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. México, Total Urbano, 1992 - 2000

Ni

I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S NHasta 673263,8 1660752,2 3.142.445 536040,9 334962,4 658.837 2128,6 2397,2 2.513.043 1962,7 1457,4 915.301Primar 727562,2 827802,4 2.947.009 828631,8 704012,5 476.223 3149,1 6589,5 6.968.667 3145,0 2562,4 1.291.744Secund 221578,0 1420458,0 3.301.812 1393773,1 1513613,3 434.759 5584,3 6424,1 1.937.816 6232,9 8577,0 310.686Sup. / 784454,0 4206695,8 961.437 2748282,8 2941677,5 126.683 10809,9 10525,0 1.863.965 6385,1 5347,2 194.738Total 059658,0 1918472,3 10.352.702 1003177,6 1332589,6 1.696.502 4386,3 7293,7 13.283.491 3332,4 4074,9 2.712.469


Tabl s hogares entre quintiles de ingreso medio equivalente según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar.Univ enores de 65 años. México, Total Urbano, 1992 - 2000

Nialc r Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total

Hasta 32,1% 27,1% 19,4% 14,7% 6,8% 100,0% 27,0% 30,5% 23,5% 15,7% 3,3% 100,0%Primar 21,5% 23,6% 25,0% 19,8% 10,1% 100,0% 18,4% 16,4% 26,9% 20,3% 17,9% 100,0%Secund 9,2% 16,0% 20,4% 25,8% 28,7% 100,0% 6,5% 9,4% 22,6% 26,9% 34,6% 100,0%Sup. / 0,6% 1,9% 5,2% 19,3% 73,0% 100,0% 0,0% 2,1% 7,1% 29,4% 61,4% 100,0%Total 18,8% 20,2% 20,0% 20,1% 20,9% 100,0% 17,3% 19,0% 23,0% 20,9% 19,8% 100,0%


a er

Pág. 104

ve educativoalcanzado

Prim. Incom.ia Completaaria Completa 1

Univ. Completa 21

Distribución de loso: Jefes de hogar mve educativoanzado / 1992 1e

Prim. Incom.ia Completaaria Completa

Univ. Completa

2.




Tabla 3. Riesgo de pobreza de los hogares (FGT0) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. México, Total Urbano, 1992 - 2000


FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 NHasta Prim. Incom. 80,1% 1.158.543 80,6% 146.966 61,3% 1.983.902 68,3% 511.872Primaria Completa 68,6% 1.791.165 54,2% 190.730 42,6% 1.155.844 43,8% 285.493Secundaria Completa 38,6% 2.556.363 34,3% 263.877 20,7% 745.449 14,9% 170.882Sup. / Univ. Completa 6,4% 539.427 4,6% 57.373 2,5% 422.010 4,9% 69.310Total 52,6% 6.045.497 47,8% 658.946 43,5% 4.307.205 48,5% 1.037.556



FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 NHasta Prim. Incom. 81,6% 658.265 78,7% 168.246 70,9% 1.854.778 71,1% 747.055Primaria Completa 63,0% 4.176.838 57,9% 435.206 43,4% 2.791.829 43,5% 856.538Secundaria Completa 33,4% 1.297.320 19,3% 168.434 17,3% 640.496 21,7% 142.252Sup. / Univ. Completa 10,6% 732.738 17,1% 107.113 3,7% 1.131.227 1,3% 87.625Total 53,6% 6.865.161 49,5% 878.999 41,8% 6.418.330 51,0% 1.833.470

Jefa Mujer Jefe varón Jefa MujerJefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 años

Jefe varón

Pág. 105

Tabla 4. Intensidad de la pobreza de los hogares (FGT1) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. México, Total Urbano, 1992 - 2000


FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 NHasta Prim. Incom. 38,2% 1.158.543 35,1% 146.966 25,5% 1.983.902 26,8% 511.872Primaria Completa 26,6% 1.791.165 24,4% 190.730 13,6% 1.155.844 14,8% 285.493Secundaria Completa 12,5% 2.556.363 9,2% 263.877 5,9% 745.449 5,9% 170.882Sup. / Univ. Completa 1,4% 539.427 1,0% 57.373 0,8% 422.010 0,6% 69.310Total 20,6% 6.045.497 18,7% 658.946 16,5% 4.307.205 18,3% 1.037.556



FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 NHasta Prim. Incom. 39,6% 658.265 47,0% 168.246 31,7% 1.854.778 31,0% 747.055Primaria Completa 24,5% 4.176.838 22,7% 435.206 15,5% 2.791.829 13,7% 856.538Secundaria Completa 10,7% 1.297.320 5,3% 168.434 6,1% 640.496 8,3% 142.252Sup. / Univ. Completa 3,4% 732.738 4,8% 107.113 0,5% 1.131.227 0,3% 87.625Total 21,1% 6.865.161 21,8% 878.999 16,6% 6.418.330 19,7% 1.833.470


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Tabla 5. Promedio de horas semanales trabajas (P.H.S.T), desvío standard (D.S.) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. México, Total Urbano, 1992 - 2000


P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S N P.H.S.T. D.S NHasta Prim. Incom. 51,4 17,5 2.785.085 39,9 20,4 365.748 50,4 14,5 2.227.901 36,2 20,7 515.620Primaria Completa 50,6 15,5 2.755.658 45,0 18,5 271.392 52,1 14,3 6.503.425 44,0 16,3 870.405Secundaria Completa 49,5 15,4 3.148.599 40,6 14,2 315.629 50,2 16,4 1.821.961 42,2 13,9 247.706Sup. / Univ. Completa 48,2 15,9 918.444 36,7 18,0 115.779 45,3 14,2 1.780.636 34,8 13,0 163.747Total 50,3 16,1 9.607.786 41,1 18,2 1.068.547 50,5 14,9 12.333.923 40,6 17,6 1.797.478


Tabla 6. Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía (P.S.F) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. México, Total Urbano, 1992 - 2000


P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. NHasta Prim. Incom. 57,7% 2.785.085 31,8% 365.748 59,5% 2.227.901 45,6% 515.620Primaria Completa 69,6% 2.755.658 60,4% 271.392 67,8% 6.503.425 74,8% 870.405Secundaria Completa 75,5% 3.148.599 83,1% 315.629 77,4% 1.821.961 82,9% 247.706Sup. / Univ. Completa 84,6% 918.444 86,6% 115.779 85,6% 1.780.636 89,8% 163.747Total 69,5% 9.607.786 60,1% 1.068.547 70,3% 12.333.923 68,9% 1.797.478

1992Jefe varón

2000Jefa Mujer Jefe varón Jefa Mujer

Tabla 7. Probabilidad de ser trabajador no precario (P.T.N.P.) y número de casos (N) según nivel de educación alcanzado y sexo de los jefes de hogar asalariados. Universo: Jefes de hogar asalariados menores de 65 años. México, Total Urbano, 1992 - 20


P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. NHasta Prim. Incom. 40,2% 1.892.620 40,4% 288.247 31,6% 1.491.599 35,0% 364.466Primaria Completa 59,0% 2.124.281 60,4% 223.073 55,3% 5.086.266 65,7% 675.691Secundaria Completa 70,7% 2.577.046 74,0% 290.583 67,0% 1.376.695 69,0% 212.255Sup. / Univ. Completa 77,9% 683.735 93,1% 109.738 74,6% 1.336.275 80,8% 154.673Total 60,0% 7.277.683 59,7% 911.642 56,0% 9.290.835 59,3% 1.407.085

Jefe varón1992 2000

Jefe varón Jefa Mujer Jefa Mujer

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Paraguay 1990-2000 SITEAL con base a la Encuesta de Hogares de Propósitos Múltiples-INEC Cobertura: Total del país y por área urbano - rural

Tabla entes del hogar (I.M.E.H), desvío standard (D.S.) y número de hogares (N) según nivel educativo alcanzado y sexo o: Jefes de hogar menores de 65 años. Paraguay, 1990: Area Metropolitana de Asunción - 2000: Total Urbano

Ni

D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S N I.M.E.H D.S NHasta 6,2 85635,8 25.053 178303,2 96725,5 7.287 622127,2 540286,9 93.984 533254,4 601872,8 62.029Primar 9,8 169293,9 69.069 182454,1 107975,3 13.629 761041,4 784109,2 156.761 699369,4 647828,4 49.439Secund 2,8 206921,1 49.035 339837,7 219587,6 7.119 1367208,5 1845279,4 164.041 1163530,6 939581,6 47.754Sup. / 2,3 233721,7 14.721 353484,7 153292,2 1.512 2855770,9 1782093,2 28.327 3409610,2 8353455,0 6.510Total 5,8 207925,1 157.878 228102,2 160898,6 29.547 1089891,9 1433691,9 443.113 877399,4 1893400,8 165.732


Tabla res entre quintiles de ingreso medio equivalente según nivel educativo alcanzado y sexo del jefe de hogar.

Univer s de 65 años. Paraguay, 1990: Area Metropolitana de Asunción - 2000: Total UrbanoNi

alc til 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total

Hasta 1% 22,8% 29,8% 15,4% 2,8% 100,0% 25,9% 23,6% 33,7% 13,3% 3,5% 100,0%Primar 8% 23,3% 20,7% 21,3% 8,9% 100,0% 29,7% 29,1% 14,0% 21,7% 5,4% 100,0%Secund 2% 15,3% 18,7% 26,0% 32,8% 100,0% 7,1% 6,8% 30,7% 31,3% 24,2% 100,0%Sup. / 0% 3,3% 5,0% 15,4% 76,3% 100,0% 0,0% 16,7% 0,0% 33,3% 50,0% 100,0%Total 2% 18,9% 20,1% 21,3% 21,7% 100,0% 21,8% 21,7% 22,2% 22,5% 11,7% 100,0%


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1. Ingresos medios equival del jefe de hogar. Universve educativoalcanzado

I.M.E.HPrim. Incom. 16945ia Completa 20804aria Completa 32897

Univ. Completa 5395827039

2. Distribución de los hogaso: Jefes de hogar menoreve educativoanzado / 1990 1er Quin

Prim. Incom. 29,ia Completa 25,aria Completa 7,

Univ. Completa 0,18,

Nive educativo

alcanzado / 2000 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total 1er Quintil 2do Quintil 3er Quintil 4to Quintil 5to Quintil Total



Tabla 3. Riesgo de pobreza de los hogares (FGT0) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo delJefe del hogar. Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Paraguay, 1990: Area Metropolitana de Asunción - 2000: jefe de hogar. Total Urbano


FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 N FGT 0 NHasta Prim. Incom. 80,8% 4.914 100,0% 735 64,0% 20.139 62,8% 6.552Primaria Completa 73,2% 34.524 72,9% 5.355 45,7% 34.545 58,6% 8.274Secundaria Completa 37,8% 22.722 33,1% 2.982 27,6% 26.313 29,4% 4.137Sup. / Univ. Completa 3,7% 6.195 0,0% 504 3,0% 8.526 25,0% 1.008Total 55,7% 68.355 58,8% 9.576 40,4% 89.523 52,3% 19.971




Jefa Mujer Jefe varón Jefa MujerJefe varónJefes menores de 40 años Jefes de 41 a 65 años

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Tabla 4. Intensidad de la pobreza de los hogares (FGT1) y número de hogares (N) según nivel de educación alcanzado, edad y sexo del jefe de hogar.Universo: Jefes de hogar menores de 65 años. Paraguay, 1990: Area Metropolitana de Asunción - 2000: Total Urbano


FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 N FGT 1 NHasta Prim. Incom. 32,1% 4.914 56,5% 735 24,7% 20.139 21,8% 6.552Primaria Completa 29,6% 34.524 39,4% 5.355 16,7% 34.545 20,5% 8.274Secundaria Completa 12,3% 22.722 6,1% 2.982 6,0% 26.313 5,0% 4.137Sup. / Univ. Completa 1,1% 6.195 0,0% 504 0,5% 8.526 10,3% 1.008Total 21,4% 68.355 28,3% 9.576 13,8% 89.523 17,2% 19.971





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Tabla 5. Promedio de horas semanales trabajas (P.H.S.T), desvío standard (D.S.) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Paraguay, 1990: Area Metropolitana de Asunción - 2000: Total Urbano



Jefa MujerJefe varón Jefa Mujer Jefe varón1990 2000

Tabla 6. Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía (P.S.F) y número de casos (N) según nivel educativo alcanzado y sexo de los jefes de hogar ocupados. Universo: Jefes de hogar ocupados menores de 65 años. Paraguay, 1990: Area Metropolitana de Asunción - 2000: Total Urbano


P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. N P.T.S.F. NHasta Prim. Incom. 71,8% 21.945 87,2% 3.927 58,2% 78.353 80,6% 36.766Primaria Completa 79,4% 65.268 70,6% 9.009 60,2% 139.353 70,3% 29.530Secundaria Completa 80,4% 46.326 89,2% 4.683 73,3% 149.462 73,2% 30.421Sup. / Univ. Completa 69,5% 14.721 50,0% 1.512 81,4% 26.434 79,3% 6.362Total 77,6% 148.260 76,9% 19.131 66,2% 393.602 75,4% 103.079

Jefa Mujer1990 2000

Jefe varón Jefa Mujer Jefe varón

Tabla 7. Probabilidad de ser trabajador no precario (P.T.N.P.) y número de casos (N) según nivel de educación alcanzado y sexo de los jefes de hogar asalariados. Universo: Jefes de hogar asalariados menores de 65 años. Paraguay, 1990: Area Metropolitana de Asunción - 2000: Total Urbano


P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. N P.T.N.P. NHasta Prim. Incom. ,,, ,,, ,,, ,,, 28,1% 42.049 21,4% 25.732Primaria Completa ,,, ,,, ,,, ,,, 28,0% 79.761 30,0% 22.230Secundaria Completa ,,, ,,, ,,, ,,, 53,7% 97.424 41,2% 23.065Sup. / Univ. Completa ,,, ,,, ,,, ,,, 70,5% 16.149 85,6% 5.552Total ,,, ,,, ,,, ,,, 41,6% 235.383 34,5% 76.579(...) Dato no disponible. La E.H.P.M no releva esta información en 1990.


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Glosario

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Las definiciones operacionales empleadas para el cálculo de los indicadores fueron las siguientes: Indicador 1.- Diferencias de ingreso de los hogares según niveles educativos del jefe de hogar Definición: Diferencias entre los ingresos medios de los hogares, según el nivel educativo del jefe. Los niveles de ingresos se obtienen, en este indicador, de forma directa (bivariante), sin recurrir a técnicas multivariantes (regresión, por ejemplo). Incorporan, de este modo, el efecto de otras variables, no pudiéndose atribuir a los niveles educativos la causalidad de todo el diferencial de ingresos. Población considerada: Totalidad de hogares con jefes de hogar de 65 ó menos años. Se distingue entre jefes de hogar hombres y mujeres debido a las diferencias sustanciales que se establecen entre los dos grupos en el mercado de trabajo. El límite de 65 años se establece con objeto de recoger esencialmente los efectos de los ingresos primarios (derivados de los mercados de trabajo y capital). Detalles sobre la construcción del indicador: - el ingreso utilizado es la suma de los ingresos totales individuales de cada uno de los miembros del hogar. - el ingreso se corrige mediante una escala de Buhman et al. (1988): Y = X / sθ , donde: Y (ingreso equivalente); X (ingreso no ajustado); s (tamaño del hogar); θ (parámetro entre 0 y 1). Como puede observarse, θ hace oscilar la escala entre dos posiciones polares: en caso de ser θ = 1, la escala es per cápita; en caso de ser θ = 0, no se utiliza ninguna escala. Utilizaremos, en este caso, θ = 0,5. - todos los indicadores seleccionados para este debate se presentan cruzados tanto por los años de escolaridad del jefe de hogar como por el nivel educativo alcanzado. El nivel educativo fue definido en cuatro grupos: Primaria incompleta o menor, Primaria completa (incluye a quienes no completaron la secundaria), Secundaria completa (Incluye a quienes no completaron la educación superior) y Superior completa. Indicador 2.- Distribución de los hogares entre quintiles de ingreso según niveles educativos del jefe de hogar Definición: Distribución porcentual de los hogares entre quintiles de ingreso equivalente, según los niveles educativos del jefe del hogar. El ingreso considerado es equivalente, corregido según el proceso descrito para el indicador 1. Población considerada: Totalidad de hogares con jefes de hogar de 65 ó menos años. Se distingue entre jefes de hogar hombres y mujeres. Detalles sobre la construcción del indicador: - Este indicador sólo se presenta cruzado con el nivel educativo del jefe de hogar. Indicador 3.- Riesgo de pobreza (FGT0) de los hogares según niveles educativos del jefe de hogar Definición: Se utilizan en este indicador 3 y en el 4 la familia de índices de pobreza FGT0 y FGT1 (Foster, Greer y Thorbecke), donde FGT0corresponde a la incidencia de la pobreza: FGT0 = q / n donde q (número de hogares por debajo de la línea de la pobreza) y n (total de hogaresconsiderados).

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Se utiliza una línea de pobreza relativa, definida como el 50% de la mediana de los ingresos equivalentes de los hogares. Este tipo de definiciónde pobreza es utilizado en la mayor parte de los estudios europeos recientes, pero se contrapone, por ejemplo, a la definición que utiliza laCEPAL (en ella se utiliza una línea “absoluta”: el doble de la canasta básica de alimentos). Además, la definición relativa que aquí se propone escercana a la definición utilizada en los indicadores de la Base de Datos del SITEAL, en los que se acota al 30% de los hogares más pobres. Población considerada: Totalidad de hogares con jefes de hogar de 65 años ó menos, segmentando en función de su sexo y edad (de 40 años omenos y de más de 40 años). La segmentación en función de la edad es relevante con objeto de tener en cuenta las pautas de asociación entrepobreza y edad. Detalles sobre la construcción del indicador: - El ingreso considerado es equivalente, corregido según el proceso descrito para el indicador 1. Indicador 4.- Intensidad de la pobreza (FGT1) de los hogares según niveles educativos del jefe de hogar Definición: Se trata del indicador FGT1 de la familia de índices de pobreza de Foster, Greer y Thorbecke. FGT1 corresponde a la brecha (odéficit) de la pobreza, es decir, la distancia media que separa a la población pobre de la línea de la pobreza o, alternativamente, los recursos

necesarios para eliminar la pobreza mediante transferencias totalmente eficaces. ∑=

⎥⎦

⎤⎢⎣

⎡ −=

q

i

i

nzFGT

11

yz

Donde i (cada uno de los hogares); z (líneade la pobreza); y (ingreso disponible); n (total de hogares considerados). Población considerada: Totalidad de hogares con jefes de hogar de 65 años ó menos, segmentando en función de su sexo y edad (de 40 años omenos y de más de 40 años). La segmentación en función de la edad es relevante con objeto de tener en cuenta las pautas de asociación entrepobreza y edad. La definición de FGT1 implica considerar sólo a los hogares por debajo de la línea de la pobreza. Detalles sobre la construcción del indicador: - El ingreso considerado es equivalente, corregido según el proceso descrito para el indicador 1. Indicador 5.- Promedio de horas trabajadas semanalmente por los jefes de hogar, según niveles educativos del jefe de hogar Descripción: Promedio de horas trabajadas semanalmente por los jefes de hogar ocupados, según sus niveles educativos. Se trata, en estecaso, de un indicador que hace referencia a características individuales del jefe de hogar y no, como en el caso de los indicadores anteriores, alconjunto del hogar. Población considerada: Jefes de hogar de 65 años ó menos, que estén ocupados en el momento de la entrevista, segmentando en función de susexo.

Indicador 6.- Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía de los jefes de hogar ocupados, según niveles educativos del jefe dehogar Descripción: Probabilidad de trabajar en el sector formal de la economía de los jefes de hogar ocupados, según sus niveles educativos. Seconsidera sector formal de la economía aquel en el que se desempeñan los asalariados y patrones en establecimientos de más de 5 personas ylos trabajadores por cuenta propia con ingresos medios o altos (superiores a los correspondientes al percentil 30). Se trata, como en el caso del5, de un indicador que hace referencia a características individuales del jefe de hogar y no, como en el caso de los indicadores anteriores, alconjunto del hogar. Población considerada: Jefes de hogar de 65 años ó menos, que estén ocupados en el momento de la entrevista, segmentando en función de susexo. Indicador 7.- Probabilidad de ser trabajador no precario de los jefes de hogar asalariados, según niveles educativos del jefe de hogar. Descripción: Probabilidad de ser trabajador no precario de los jefes de hogar asalariados, según sus niveles educativos. Se considera trabajadorno precario aquel al que los empleadores le realizan los aportes correspondientes al sistema previsional. Se trata, como en el caso del 5 y 6, deun indicador que hace referencia a características individuales del jefe de hogar y no, como en el caso de los indicadores anteriores, al conjuntodel hogar. Población considerada: Jefes de hogar de 65 años ó menos, que trabajen en relación de dependencia (obreros o empleados) en el momento dela entrevista, segmentando en función de su sexo.

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