patrimonio en planes de pensiones privados individuales
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Patrimonio en planes de pensiones privados individuales, nivel
educativo y hábitos financieros de las familias en España
José Sánchez Campillo
Manuel Salas Velasco
Dolores Moreno Herrero
Departamento de Economía Aplicada
Universidad de Granada
El progresivo envejecimiento de la población en los países desarrollados está conduciendo a
graves dificultades financieras en los sistemas públicos de pensiones de reparto, y a continuas reformas de
los mismos. Los planes de pensiones privados son una alternativa para materializar el ahorro de las
familias a largo plazo, y los gobiernos los incentivan fiscalmente convencidos de su bondad. La extensión
de los planes de pensiones privados a importantes capas de la sociedad contribuye a incrementar el ahorro
familiar y, de cara al futuro, las previsibles reducciones de las pensiones públicas serán más fácilmente
asumibles por el conjunto de la sociedad.
Una población cada vez más envejecida, junto con las bajas tasas de actividad y el alto
desempleo estructural de su economía, hacen especialmente vulnerable el sistema público de pensiones en
España. En este trabajo se exploran las variables socioeconómicas que explican el hecho de tener planes
de pensiones privados por parte de las familias españolas. En concreto, utilizando los microdatos
recientes de la EFF del Banco de España de 2011, se estudian las decisiones de ahorro en planes de
pensiones privados individuales. Los resultados de la estimación de un modelo logit proporcionan
evidencia de la existencia de una fuerte asociación positiva entre los niveles educativos más altos y la
participación voluntaria de los hogares en planes de pensiones privados, controlando por el nivel de renta
y riqueza y otros indicadores sobre el comportamiento financiero de las familias. Sin embargo, la
metodología de Heckman muestra que la cuantía invertida en planes de pensiones privados, una vez
corregida la autoselección, no responde al nivel educativo pero sí a la renta y riqueza de los hogares, junto
a otras variables de hábitos financieros y, probablemente, con las políticas comerciales de las entidades
financieras a favor de los planes de pensiones individuales.
Palabras clave: Planes de pensiones privados, nivel educativo, hábitos financieros, método Heckman en
dos etapas.
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1. Introducción
La evolución demográfica significa tensiones importantes para la viabilidad financiera de
los sistemas públicos de pensiones, por lo que los planes de pensiones privados pueden
constituir un complemento de la pensión pública de la Seguridad Social cuando llegue el
momento de la jubilación (Banco de España, 2010). Por otro lado, la actual crisis económica ha
puesto de manifiesto que muchas familias españolas están muy expuestas a las fases recesivas
de la economía, y que es necesario mejorar la educación financiera de los ciudadanos para que
éstos adopten sus decisiones de forma más previsora calibrando el riesgo y la rentabilidad de los
diferentes activos, tanto financieros como reales. En este contexto, puede ser muy oportuno
incrementar el nivel de estudios y la cultura financiera de las familias para conseguir que los
ciudadanos tengan más conocimientos sobre la forma más racional de materializar sus ahorros a
largo plazo y diversificar riesgos. En esta línea, diversos organismos nacionales e
internacionales –como la OCDE, el Banco Central Europeo, el Banco de España o la Comisión
Nacional del Mercado de Valores– han puesto en marcha iniciativas orientadas a incrementar la
cultura financiera de los ciudadanos, con el convencimiento de que con ello se contribuirá a
fomentar la estabilidad y la confianza en el sistema financiero, y se facilitará el crecimiento
económico.
La idea de que el nivel educativo y la educación financiera afecta al comportamiento de
los individuos con relación al ahorro, y en particular a sus decisiones respecto a la jubilación, se
ha visto reforzada por los resultados de los trabajos de Bernheim y Sholz (1992) que concluyen
que quienes tienen mayor educación formal son más propensos a realizar una planificación
financiera más sofisticada. Estos autores, tras comparar el comportamiento con respecto al
ahorro de las personas con y sin un título universitario, advierten que las que tienen título
universitario adecúan su ahorro pensando en la jubilación, es decir, toman decisiones que son
más consistentes con el modelo de ciclo vital. En la misma línea, otros estudios en los que
también se ha abordado la relación positiva entre educación y ahorro, son los de Attanasio
(1998), y Muller (2000). Más recientemente, McMahon (2009) ha estudiado los beneficios no
monetarios de la educación desde la perspectiva del ciclo vital, concluyendo que éstos son
superiores para los individuos que han recibido una mayor educación.
En España, los estudios que se centran en los beneficios no monetarios de la educación
son relativamente escasos (Vila, 2000), y no suelen referirse al comportamiento financiero de
los individuos. Escardíbul (2002) analiza cómo afecta la educación al patrón de consumo de
productos que inciden en la salud, al consumo de servicios culturales, y al de bienes y servicios
de ostentación. García (2004) aborda los efectos de la educación en el estado de salud y en el
nivel de satisfacción laboral. Con anterioridad, Oliver et al. (1998), con datos de la Encuesta de
Presupuestos Familiares 1990-1991, mostraron que el ahorro era superior entre aquellos
3
individuos con niveles educativos más elevados. En la misma línea, Costa (1998) observa que
los individuos con niveles educativos más elevados son los que más diversifican sus ahorros, los
que más tienen en cuenta los incentivos fiscales cuando deciden colocar sus ahorros, y los que
utilizan más productos con algún riesgo financiero.
Ante la escasez de trabajos empíricos en España que profundicen en la relación entre los
niveles educativos y las decisiones financieras, el valor añadido de este trabajo se halla en que
arroja luz sobre las decisiones de inversión financiera de los hogares españoles en relación con
su nivel de estudios. En particular, se aborda el comportamiento de las familias ante la decisión
de contratar o no planes de pensiones individuales, y los posibles factores que están
condicionando esta conducta.
Tabla 1. Evolución de los planes de pensiones en España
Año Patrimonio de los fondos de pensiones en millones
de euros
Variación porcentual del patrimonio en fondos de
pensiones
Porcentaje que significa los planes de pensiones
sobre la riqueza financiera de las familias
2000 38.979 20,82 -
2001 44.606 14,44 -
2002 49.610 11,22 5,2
2003 56.997 14,89 5,4
2004 63.787 11,91 5,4
2005 74.687 17,09 5,5
2006 82.661 10,68 5,4
2007 88.023 6,49 6,2
2008 79.584 -9,59 6,4
2009 85.848 7,87 6,3
2010 85.851 0,00 6,2
2011 84.107 -2,03 5,4
2012 87.122 3,58 5,5
2013 93.096 6,86 5,1
Fuente: Dirección General de Seguros y Fondos de Pensiones. Secretaría de Estado de Economía. Varios años. Elaboración propia.
En España el patrimonio en planes de pensiones privados como una alternativa para
materializar el ahorro se han ido consolidando en los últimos años en un contexto fiscal
favorable para el ahorro a largo plazo (Fundación de Estudios Financieros, 2005). El importe en
fondos de pensiones en España (Tabla 1) creció notablemente hasta el año 2007. En 2008,
coincidiendo con la crisis financiera, el patrimonio de los fondos se redujo el 10 por ciento
respecto al año anterior. A partir de 2008, el volumen de los fondos oscila año tras año sin
mostrar una clara tendencia hasta que en 2013 se llega a superar el nivel existente en 2007. El
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porcentaje que representa los planes de pensiones sobre la riqueza financiera de las familias en
2013 es prácticamente el mismo que en 2002. Solamente en 2007, 2008, 2009 y 2010 el
patrimonio en planes de pensiones superó el 6 por ciento de la riqueza financiera de las familias,
mientras que para el resto de años este patrimonio en fondos de pensiones representó algo más
del 5 por ciento del total de su riqueza financiera. Pero este comportamiento también se explica
por un declive importante en las aportaciones a los planes privados de pensiones tras la reforma
fiscal de 2006.
La fiscalidad favorable de los planes de pensiones es un incentivo para el ahorro a largo
plazo, y un determinante de la planificación fiscal y financiera1
Hasta la entrada en vigor en 2007 de la reforma fiscal, el jubilado que quería disponer de
su fondo podía aplicarse una reducción del 40 por ciento en el IRPF al pagar impuestos por las
aportaciones hechas, siempre que lo rescatase de una sola vez
. La fiscalidad afecta a los planes
de pensiones en dos momentos distintos: primero, al efectuar la aportación, ya que el importe de
la misma se deduce de la base imponible de la declaración de la renta dentro de los límites
marcados por la normativa en vigor y, segundo, tras la jubilación, es decir, en el momento del
reembolso o de recibir las prestaciones, al hallarse diferido el pago de impuestos a dicho
momento. Dichas prestaciones se consideran rendimientos del trabajo a efectos del IRPF y se
pueden recuperar de tres formas distintas: (i) en forma de capital, es decir, en un único pago que
incluye las aportaciones más los rendimientos; (ii) en forma de renta, que es la más común y
supone recibir las cantidades aportadas en varios pagos regulares; y, (iii) en forma mixta, con
una parte en capital y la otra en forma de renta.
2. Pero el Gobierno quiso acabar
con este tratamiento favorable para primar que el fondo se cobrara como renta vitalicia, de
acuerdo con el objetivo de complementar la pensión mensual, lo que desplazó a los inversores
adinerados a otros activos financieros más rentables3
. Los datos de la Dirección General de
Seguros y Fondos de Pensiones indican que la mayoría de los beneficiarios, sobre todo tras la
reforma fiscal de 2006, no optan por recibir las prestaciones en forma de pago único y dilatan a
lo largo del tiempo el recibo de las prestaciones y, por tanto, siguen teniendo después de su
jubilación un nivel importante de su patrimonio en forma de planes de pensiones privados.
1 Los inversores en planes de pensiones no conocen los efectos de la fiscalidad sobre la forma de la prestación hasta el momento en que se produce la contingencia cubierta por el plan, preocupándose más por el diferimiento en el pago del IRPF que por la elección de la alternativa que le permitiría optimizar el pago de impuestos (Domínguez y López, 2010). 2 Zhu (2003) señala que la relación de las pensiones privadas y el tipo marginal del impuesto de la renta tiene una correlación positiva. El incremento de las bonificaciones fiscales incide positivamente en los planes de pensiones privados. 3 Pese a los beneficios fiscales, la evidencia muestra que la rentabilidad promedio acumulada de los planes de pensiones en España ha sido escasa (Fernández y Del Campo, 2004).
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Tabla 2. Aportaciones a planes de pensiones según su modalidad en España
Aportaciones en millones de euros Variación porcentual respecto al período anterior
Total aportaciones
Planes de
empleo
Planes asociados
Planes individuales
Total aportaciones
Planes de
empleo
Planes asociados
Planes individuales
2006 7.819 1.532 64 6.223 10,1 5,6 12,3 11,2
2007 7.097 1.836 70 5.190 -9,2 19,8 9,4 -16,6
2008 6.094 1.759 52 4.283 -14,1 -4,2 -25,7 -17,5
2009 5.895 1.793 42 4.060 -3,3 1,9 -19,2 -5,2
2010 5.430 1.651 41 3.738 -7,9 -7,9 -2,4 -7,9
2011 4.910 1.642 31 3.227 -9,6 -0,5 -24,4 -13,7
2012 4.163 1.314 27 2.822 -15,2 -20,0 -12,9 -12,6
2013 4.144 1.129 28 2.987 -0,5 -14,1 3,7 5,8
Fuente: Dirección General de Seguros y Fondos de Pensiones. Secretaría de Estado de Economía. Varios años. Elaboración propia
Conviene aclarar que desde la perspectiva del promotor existen básicamente tres tipos de
planes de pensiones: (i) los planes de empleo, que son promovidos por una sociedad,
corporación o entidad en favor de sus trabajadores, y que pasan a formar parte del colectivo de
partícipes del plan. Son un instrumento de motivación y fidelización de los empleados de las
empresas, al tiempo que les reporta una serie de ventajas fiscales y suponen para el trabajador
un complemento a las pensiones públicas. Las empresas promueven este producto a su
empleados y éstos, que son los partícipes, no puede traspasar los derechos consolidados desde
un plan a otro, pero sí pueden aportar cantidades adicionales a las desembolsadas por las propias
empresas; (ii) los planes de pensiones asociados son aquellos promovidos por un determinado
colectivo o asociación y cuyos partícipes son los asociados, miembros o afiliados de este
colectivo o asociación; y, (iii) los planes de pensiones del sistema individual, que son aquellos
en los que las aportaciones son efectuadas voluntariamente por el propio partícipe (cualquier
persona con mayoría de edad) y en los que el promotor es una entidad financiera (banco, caja de
ahorros o compañía de seguros).
La evolución del total de las aportaciones mostradas en la Tabla 2 pone de manifiesto que
solamente en el primer año de la serie, 2006, crecieron las mismas. El descenso de las
aportaciones totales se produce ininterrumpidamente desde dicho año, especialmente en 2008 y
2012 en los que la crisis económica fue especialmente intensa. En el último año, 2013, el total
de las aportaciones prácticamente vienen a coincidir con las del año anterior, pero son
prácticamente la mitad que las realizadas en 2006. La evolución de las aportaciones a cada una
de las tres modalidades anteriores permite ver que los planes asociados son los que
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porcentualmente han caído más en la mayoría de los años. Las aportaciones a los planes de
empleo, después de crecer con vigor tanto en 2006 como en 2007, comenzaron a caer con fuerza
con la llegada de la crisis económica, y no muestran desde entonces síntomas de recuperación.
Por último, los planes de pensiones individuales experimentaron fuertes caídas en sus
aportaciones en 2007 tras la entrada de la reforma fiscal, pero ya en el 2013, a pesar de
representar prácticamente la mitad de las aportaciones del 2006, muestra un comportamiento
positivo con respecto al año anterior.
A la vista de estos datos, resulta evidente que tras la reforma fiscal de 2006 el recorte en
las aportaciones se acentuó con el estallido de la crisis financiera y la consiguiente mayor
aversión al riesgo. Pese a todo, los planes de pensiones continúan siendo unos de los
instrumentos de ahorro-previsión de mayor desarrollo en España (García-Vaquero, 2010), con
un patrimonio superior a los noventa y tres mil millones de euros en 2013, que significan un 9,1
por ciento del PIB de dicho año. La importancia de los planes de pensiones en España nos sitúa
en un nivel intermedio en el contexto europeo, aunque se aleja mucho del peso que tienen en
términos de PIB de, por ejemplo, Holanda (138,2%) Reino Unido (88,1%) y Estados Unidos
(70,5%), según informa la OCDE (OCDE, 2011, 2012).
Por su mayor importancia cuantitativa (en torno a dos terceras partes del total del
patrimonio en planes de pensiones privados) y, sobre todo, por su naturaleza voluntaria, este
trabajo se centra en los planes de pensiones individuales. Tras esta introducción, en el siguiente
apartado se describen los datos utilizados y la metodología aplicada para el análisis; a
continuación se presentan los resultados del análisis empírico y, por último, se recogen las
conclusiones finales.
2. Datos y metodología
2.1. Fuente de datos
Los datos utilizados en esta investigación proceden de la Encuesta Financiera de las
Familias (EFF) del año 2012, la cual proporciona información detallada de las rentas, activos,
deudas, consumo y algunas variables demográficas de los hogares (Bover, 2011). Es realizada
por del Banco de España cada tres años con la colaboración del Instituto Nacional de Estadística
y de la Agencia Tributaria, y es la única fuente estadística en España que permite relacionar
dichas variables de cada unidad familiar4
Con el propósito de conseguir información representativa de la población, en la EFF se
utilizan factores de elevación poblacional que tienen principalmente en consideración las
características del diseño muestral y las diferentes tasas de respuesta por niveles económicos
.
4 El número total de hogares en la muestra de la EFF-2002 era de 5.143, en la EFF-2005 de 5.962, en la EFF-2008 de 6.197, y en la última EFF-2011, de 6.106.
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(los niveles económicos más altos responden menos). Es decir, como la distribución de la
riqueza no es simétrica, y algunas clases de activos están en poder de una pequeña fracción de la
población, es oportuno incorporar un sobremuestreo de los hogares de mayor nivel de riqueza.
De este modo se dispone de una muestra que no solo es representativa del conjunto de la
población, sino también de la riqueza agregada de la economía, de forma que se facilita el
estudio del comportamiento financiero en el tramo superior de la distribución de la riqueza
(Bover, 2008).
Por otro lado, es bastante frecuente en este tipo de encuestas la falta de repuesta a
algunas preguntas, por lo que cualquier análisis basado únicamente en los cuestionarios
totalmente cumplimentados conduciría a importantes sesgos. Por este motivo, el Banco de
España viene elaborando cinco imputaciones distintas para cada valor de la encuesta no
observado, y los resultados de este estudio se han obtenido combinado la información conjunta
de estas imputaciones múltiples en un solo archivo5
2.2. Metodología econométrica
. Aunque hubiese sido deseable conocer el
nivel educativo de cada miembro de la familia y la adscripción a algún tipo de plan de pensiones
por parte de cada uno de ellos, la no disponibilidad de dichos datos conlleva que el análisis
empírico se refiera a las características personales del cabeza familia, y en consecuencia al nivel
educativo del mismo. En todo caso, es muy posible que la pauta del cabeza de familia en lo
referente a planes de pensiones sea seguida por otros miembros de la unidad familiar, dada la
influencia que el mismo suele ejercer en el entorno familiar.
El comportamiento de los hogares españoles ante la decisión de contratar o no planes de
pensiones individuales, por un lado, y las variables que explican el patrimonio en este tipo de
activos, por otro lado, se analizan en este trabajo mediante un modelo de respuesta cualitativa
para el primer caso, y una regresión mínimo cuadrática ordinaria para el segundo caso.
En el primer caso, la estimación de un modelo de respuesta cualitativa (tipo probit o
logit) permite conocer la decisión de suscribir o no un plan y sus determinantes en términos de
probabilidad, y que responde a la siguiente especificación econométrica:
iii uWZ += '* γ (1)
donde la variable latente (no observada) Zi* se define a través de la variable Zi
5 Se han utilizado con el Stata 12 los cinco archivos de imputaciones diferentes y los pesos de cada hogar de acuerdo a las instrucciones del Banco de España (2008, p. 9). Las razones que justifican las imputaciones y la elección de los métodos de imputación se pueden ver en Banco de España (2008), Barceló (2006) y en Bover (2011).
(dicotómica):
8
≤>
=0)(0
0)(1*
*
i
ii zsipensionesdeprivadoplanuncontratónohogarel
zsipensionesdeprivadoplanuncontratóhogarelZ
En la ecuación (1): Wi
γ es un vector de características observadas que influyen en la
probabilidad de tener suscrito un plan de pensiones privado; , un vector de parámetros que
deben ser estimados; y u i
En el segundo caso, la ecuación de la cuantía del patrimonio para aquellos hogares que tienen
suscritos planes de pensiones es la ecuación de interés primordial, y que responde a la siguiente
expresión:
, el término de error de media cero.
iii XY εβ += ' (2)
En la ecuación (2): Yi es la cuantía del patrimonio en planes de pensiones (en términos
logarítmicos); Xi
β
, un vector de variables socioeconómicas del cabeza de familia y de los hábitos
financieros del hogar que afectan a la cuantía del patrimonio; el vector de parámetros a
estimar; iε una variable aleatoria –con media cero y varianza constante– que refleja
características no observables y que afectan al importe del patrimonio en pensiones.
No obstante, entre las críticas que se pueden hacer al respecto de la estimación de la
ecuación (2) es el hecho de que no tiene en cuenta el sesgo de selección que resulta de observar
solamente a los hogares que suscribieron planes de pensiones. Por consiguiente, los estimadores
mínimo-cuadráticos ordinarios de la ecuación (2) serán inconsistentes (y sesgados)6
En un modelo con selección muestral se parte de una ecuación de participación o
mecanismo de selección (ecuación 1) y de la ecuación principal en la cual estamos interesados
(ecuación 2). En el primer caso, se estima, para toda la muestra, una «ecuación probit» –por
máxima verosimilitud– para obtener estimadores de
. Para
corregir el sesgo de selección se recomienda en la literatura econométrica utilizar el
procedimiento bietápico propuesto por Heckman (1979). En otras palabras, se hace necesario
estudiar, en una primera etapa, cómo los individuos se autoseleccionan en su decisión de
contratar o no un plan de pensiones privado y, en una segunda etapa, estudiar, para quienes
decidieron contratarlo, qué variables afectan a la cuantía del patrimonio en dichos fondos.
γ . Para cada observación de la muestra
seleccionada hay que calcular:
( )( )ˆΦˆ
=ˆi
ii Wγ
Wγφλ
A continuación se estimaría la ecuación (2) mediante una regresión MCO de Y sobre X y
los valores predichos de lambda pero solo para la submuestra donde Zi
6 Se estaría trabajando con una submuestra que no es representativa de la población objeto de estudio.
= 1. De esta manera,
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podemos estimar consistentemente los coeficientes de las variables que explican el importe del
patrimonio en planes de pensiones. Si el coeficiente asociado a lambda es estadísticamente
significativo se confirmaría la existencia de un problema de selección muestral7
Con el propósito de interpretar con más facilidad los coeficientes, en primer lugar se
aborda el comportamiento de las familias ante la decisión de contratar o no planes de pensiones
individuales con un modelo logit binomial y, posteriormente, para corregir la autoselección, las
cantidades acumuladas de los hogares en los planes de pensiones individuales se analizan
utilizando el modelo de Heckman.
.
La variable dependiente utilizada en la ecuación 2 es el logaritmo del importe del
patrimonio en planes de pensiones privados del hogar. En la EFF se dispone de un gran número
de variables que teóricamente pueden explicar la cuantía del patrimonio del hogar en fondos de
pensiones. De todas ellas, y con la finalidad de evitar la multicolinealidad, las variables
explicativas definitivamente utilizadas en las estimaciones econométricas se definen en la Tabla
A1 del anexo. Para la selección de las variables se ha utilizado el comando de post estimación
estat vif de Stata que reporta el factor de inflación de varianza (VIF) de cada variable explicativa
del modelo, y el promedio del modelo en su conjunto. Este factor viene a medir el grado en que
la varianza del coeficiente estimado para la variable ha sido inflada y existirá multicolinealidad
si el promedio de todos los VIF es mayor a 10 o el mayor del referido a cada variable tiene un
valor superior a 10. Con este comando se ha comprobado que el modelo final no tiene
multicolinealidad y se ha verificado que, por ejemplo, la edad y la edad al cuadro no se pueden
introducir en el modelo como variables continuas junto al resto de variables finalmente
seleccionadas porque aparece multicolinealidad. Así mismo, se ha podido comprobar que si el
cabeza de familia se autocalifica como arriesgado, y esta variable se introduce como explicativa
en el modelo, no cabe introducir también como variable explicativa el hecho de poseer acciones
en bolsa o fondos de inversión, porque estas variables están fuertemente correlacionadas con ser
arriesgado.
Como se observa en la Tabla A1 las variables explicativas finalmente seleccionadas se agrupan
en tres bloques (sus valores descriptivos aparecen en la Tabla A2 del anexo):
1. Características individuales del cabeza de familia
Siguiendo la metodología de la EFF, se define como cabeza de familia a la persona de
referencia encargada de los asuntos económicos y designada por el hogar a efectos de
responder la encuesta si ésta es hombre o a su pareja si la persona de referencia es mujer
7
iλ es la «inversa de la ratio de Mills» (IRM). Es una función monótona decreciente de la probabilidad de que una observación sea seleccionada en la muestra.
10
pero su pareja vive en el hogar. En el análisis empírico, consideramos el nivel de estudios,
estado civil, situación socio-laboral, su edad en seis intervalos y el género.
2. Nivel de renta y riqueza
Se utiliza el logaritmo del nivel de renta per cápita de la familia corregido mediante la escala
equivalente de la OCDE, el logaritmo del valor de los activos reales de la familia, si dispone
o no de vivienda propia, y si realiza la familia pagos mensuales por deudas.
3. Hábitos y productos financieros de la familias
Pensando en el principio de parsimonia, en el modelo solamente se han incorporado cinco
variables explicativas adicionales relativas a los hábitos y a los productos financieros que
pueden tener las familias, y que son susceptibles de influir en la probabilidad de disponer de
planes de pensiones individuales y/o en la cuantía acumulada de los mismos.
En cuanto a los productos financieros que pueden contribuir a la estabilidad financiera
futura de las familias, el hecho de que se posean otros planes de pensiones alternativos a los
individuales (planes de empleo o asociados) se recoge mediante una variable dicotómica.
También se recogen mediante variables dicotómicas si el hogar tiene seguro de jubilación y
el hecho de que el hogar haya contratado voluntariamente un seguro de vida.
Los hábitos financieros de las familias se recogen exclusivamente por medio de dos
variables. La primera de ellas nos informa de si el hogar utiliza con regularidad la banca
telefónica o por Internet, que es un indicador del nivel de atención que la familia dedica a
los asuntos financieros y de sus costes de transacción para las operaciones financieras. La
segunda capta la preferencia por el riesgo del cabeza de familia (autocalificación como
arriesgado), que es más bien una cualidad innata o exógena del individuo y, como ya se
indicó con anterioridad, esta variable está fuertemente correlacionada con el hecho de tener
acciones en bolsa o fondos de inversión.
De comprobarse que al menos una de las variables explicativas constituye una fuente de
variabilidad exógena, en el sentido de que influye en la probabilidad de tener planes de
pensiones individuales pero no afecta a la cuantía de los mismos, podría ser utilizada como
variable extra en la metodología de Heckman para la corrección de la autoselección muestral.
3. Resultados
3.1. Análisis descriptivo
Antes de realizar el análisis econométrico descrito en el apartado anterior, conviene dar
una visión preliminar de cómo algunas de las variables indicadas afectan a los planes de
pensiones privados individuales en España.
En la Tabla 3 se puede comprobar que el 20,25 por ciento de las familias españolas tiene
al menos un plan de pensiones individual, lo cual significa que de los 17.429.825 de familias
españolas, según la EPF-2011, solamente 3.529.175 tenían planes de pensiones individuales.
11
Considerando exclusivamente a los hogares con planes de pensiones privados, el valor mediano
de su patrimonio se sitúa en 7.376 euros.
Tabla 3. Planes de pensiones individuales en los hogares españoles, 2011
Características de los hogares
Porcentaje de hogares con
planes de pensiones
individuales
Importe mediano en euros
TODOS LOS HOGARES 20,25 7.376 EDAD DEL CABEZA DE FAMILIA Menor de 35 años 14,34 3.000 Entre 35 y 44 años 23,66 4.000 Entre 45 y 54 años 31,67 8.000 Entre 55 y 64 años 31,99 14.000 Entre 65 y 74 años 7,01 19.900 Mayor de 74 años 1,58 20.000 EDUCACIÓN DEL CABEZA DE FAMILIA Inferior a bachillerato 13,50 10.715 Bachillerato 25,00 17.544 Estudios superiores 35,17 25.374 SITUACIÓN LABORAL DEL CABEZA DE FAMILIA Empleado por cuenta ajena 27,67 7.000 Empleado por cuenta propia 33,64 8.000 Jubilado 8,83 19.000 Otro tipo de inactivo o parado 14,56 2.800 RÉGIMEN DE TENENCIA DE LA VIVIENDA PRINCIPAL
Propiedad 22,51 7.500 Otros regímenes de tenencia 9,09 6.000 PAGOS MENSUALES POR DEUDAS Realiza pagos mensuales 21,06 5.495 No realiza 15,97 10.000 ACTITUD FRENTE AL RIESGO No le gusta asumir riesgo 18,44 6.900 Arriesgado 33,36 10.000 SEGURO DE VIDA POR DECISIÓN PROPIA No tiene seguro por decisión propia 17,70 8.000 Tiene seguro por decisión propia 37,85 7.000 UTILIZACIÓN DE LA BANCA TELEFÓNICA O POR INTERNET CON REGULARIDAD
No la utiliza 15,40 6.800 La utiliza 38,30 9.000 Fuente: Encuesta Financiera de las Familias, 2011. Elaboración propia.
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Atendiendo a la edad del cabeza de familia, se observa que, como cabía esperar, el
porcentaje de familias con planes de pensiones crece conforme lo hace la edad del mismo hasta
el tramo comprendido entre los 55 y 64 años, para el que prácticamente el 32 por ciento de los
hogares tienen planes de pensiones individuales. A partir de los 65 años, el número relativo de
familias con planes de pensiones privados desciende de forma considerable. Pero para los que
tienen planes de pensiones individuales en los tramos de edad superiores a la edad habitual de
jubilación la cuantía mediana de ellos no decrece a partir de los 65 años, lo cual es compatible
con el hecho de que muchos de los hogares cuyo cabeza de familia alcanza la jubilación no
retiran los mismos en forma de capital y los de mayor importe deciden retirar los fondos de
forma bastante gradual.
El nivel educativo del cabeza de familia afecta a las decisiones de los hogares de invertir
en planes de pensiones en la forma esperada. Al aumentar el nivel educativo aumenta
considerablemente tanto el porcentaje de hogares que tienen planes de pensiones como la
cuantía mediana de los mismos. Para los hogares con estudios superiores, el 35,17 por ciento de
las familias tienen planes de pensiones individuales, y su cuantía mediana alcanza los 25.374
euros, que es más de tres veces la mediana de las familias que tienen este tipo de planes.
Según la situación laboral del cabeza de familia, los trabajadores por cuenta propia son
los que más tienen, en términos relativos, planes de pensiones individuales, probablemente
porque son los que se sienten más desprotegidos por el sistema público de pensiones y, además,
su cuantía mediana se sitúa ligeramente por encima de la correspondiente a los trabajadores por
cuenta ajena. Por otro lado, se confirma de nuevo que aunque son escasos los hogares con
cabeza de familia jubilado que tienen planes de pensiones individuales (8,83 %) la cuantía
mediana de su patrimonio en este producto financiero se sitúa en 19.000 euros. Así mismo, el
régimen de tenencia de la vivienda principal y la realización de pagos mensuales por deudas
afectan tanto a la probabilidad de tener planes de pensiones individuales como a su cuantía.
Destaca el hecho de que los hogares que realizan pagos mensuales por deudas tienen
relativamente más planes de pensiones individuales que los que no los realizan, pero su cuantía
mediana es bastante inferior. Es muy probable que este resultado tenga que ver con los prácticas
comerciales habituales que realizan las entidades financieras, que ofrecen préstamos con tipos
de interés más bajos a sus clientes si estos se comprometen a suscribir planes de pensiones.
Respecto al resto de variables –actitud frente al riesgo, tener seguro de vida por decisión
propia y utilización de la banca telefónica o por Internet con regularidad–, se observa en la
Tabla 3 que afectan considerablemente, y en la dirección esperada, al hecho de tener planes de
pensiones individuales, pero bastante menos a la cuantía mediana de los mismos. En ausencia
de un test específico en econometría que permita identificar las variables que expliquen la
13
posible autoselección, estas tres variables son, en principio, candidatas para ser probadas como
variables de selección en el modelo de Heckman.
3.2. Resultados del análisis econométrico
En primer lugar, para analizar la probabilidad de que las familias tengan planes de
pensiones individuales, se han realizado de forma sucesiva diez modelos logit binomial. A partir
del modelo 1, que solamente incluye las variables relativas a las características individuales del
cabeza de familia, se han ido añadiendo una a una las variables seleccionadas de renta y
riqueza, y las relativas a los hábitos y productos financieros de las familias, obteniendo con este
procedimiento diez modelos. La categoría de referencia del modelo 1 es cabeza de familia con
educación inferior a secundaria, soltero, empleado por cuenta ajena, varón y con edad
comprendida entre 55 y 64 años.
Los valores de los odds ratio y el nivel de significación de las variables en cada uno de
los diez modelos aparecen en la Tabla A3 del anexo . En el modelo 1 se puede observar que sin
controlar por el nivel de renta y riqueza, ni por los hábitos y productos financieros de las
familias, la educación es la variable que más influye en la probabilidad de tener planes de
pensiones individuales. Así, la educación secundaria aumenta la probabilidad de tener planes de
pensiones individuales un 84 por ciento, y la educación superior un 264 por ciento. El estado
civil y la situación socio-laboral también influyen en la probabilidad de tener planes de
pensiones individuales, pero de forma más moderada. Mientras que entre los casados aumenta
la probabilidad en un 27 por ciento, los viudos la reducen en prácticamente un 18 por ciento. A
su vez, los empleados por cuenta propia tienen casi un 30 por ciento más probabilidad de tener
planes de pensiones individuales, mientras que los inactivos o parados, y los jubilados muestran
un 50 por ciento menos de probabilidad. En cuanto al género se observa que ser mujer no tiene
efectos estadísticamente significativos en la probabilidad de tener planes de pensiones
individuales. Finalmente, en cuanto a la edad, se observa que, con respecto a la categoría de
referencia (de 55 a 64 años), la probabilidad de tener planes de pensiones individuales se reduce
para los demás tramos de edad. Así, por ejemplo, los hogares cuyo cabeza de familia tiene una
edad inferior a los 35 años tienen un 74 por ciento menos de probabilidad de tener planes de
pensiones individuales, y los que tienen una edad comprendida entre 35 y 44 años tienen
prácticamente un 59 por ciento menos de probabilidad.
Al incorporar en el modelo 2 la renta per cápita de la familia según la escala de
equivalencia de la OCDE (en términos logarítmicos) se observa que, como cabía esperar,
aumenta la probabilidad de tener planes de pensiones privados conforme se incrementa la renta
del hogar. Una vez que se introduce la renta en el modelo, desciende lógicamente la influencia
14
de la educación en la probabilidad de tener planes de pensiones individuales. Ahora tener
estudios secundarios aumenta la probabilidad un 45 por ciento y la educación superior lo hace
en un 108 por ciento. Aunque hay cambios en los odds ratio y en el nivel de significación de
algunas variables, lo más relevante es que pierde su significación estadística el grupo de edad
comprendido entre 45 y 54 años, y se mantiene así en todos los modelos siguientes. Así mismo,
cuando se introduce el valor de los activos reales (en términos logarítmicos) desciende de nuevo
el efecto positivo de la educación en la probabilidad de tener planes de pensiones individuales.
Por limitaciones de espacio no se comentan los efectos que tiene la incorporación de cada
una de las variables adicionales en el modelo, pero sí conviene precisar que en el modelo 10,
una vez que se han introducido todas las variables, la educación sigue teniendo bastante
importancia en la probabilidad de tener planes de pensiones individuales. En efecto, tener
educación secundaria aumenta la probabilidad un 30 por ciento y los estudios superiores lo
hacen en un 60 por ciento. Este resultado es clave, pues se prueba que los universitarios se
muestran más previsores de cara al futuro. Asimismo, viene a confirmar que la educación
universitaria genera beneficios monetarios, como mayores salarios (Salas Velasco, 2004), pero
también beneficios no monetarios, en cuanto que saben (tienen más y mejor información)
ahorrar para la vejez. También el aumento del nivel de renta y riqueza de la familia tiende a
incrementar la probabilidad de tener planes de pensiones individuales, así como el hecho de
tener un seguro de vida, utilizar con regularidad la banca telefónica o por Internet y ser
arriesgado. Por el contrario, todas las demás variables con coeficientes estadísticamente
significativos influyen negativamente en la probabilidad de tener planes de pensiones
individuales. Este es el caso de viudos, separados, otro tipo de inactivos o parados, jubilados,
quienes realizan pagos mensuales por deudas, y el de todos los tramos de edad contemplados
(con la excepción de 45 a 54 años, cuyo coeficiente no es estadísticamente significativo).
Una vez analizada la probabilidad de tener planes de pensiones privados, el objetivo
ahora es analizar las variables que influyen en la cuantía acumulada por las familias en planes
de pensiones individuales, mediante la metodología de Heckman corrigiendo por selección
muestral. En primer lugar, en la Tabla A4 aparecen los resultados del modelo de Heckman sin
utilizar ninguna variable de exclusión. Hay que advertir que si todas las variables que influyen
en la probabilidad de tener planes de pensiones individuales son incluidas a su vez como
variables explicativas de la cuantía de los planes, los resultados son de dudosa validez (Sartori,
2003; Wooldridge, 2012). Sin embargo, este primer análisis puede servir para detectar posibles
variables que influyen en la probabilidad de tener planes de pensiones privados pero no en su
cuantía. En efecto, se puede observar que las variables: ser arriesgado, utilizar con regularidad
la banca telefónica o por Internet, y haber contratado voluntariamente un seguro de vida –que
afectan positivamente a la probabilidad de tener un plan de pensiones– no influyen de forma
15
significativa en su cuantía. Por tanto, son estas tres variables las que se han introducido
finalmente en el modelo de Heckman como variables de selección (variables extra), tal como se
puede observar en la Tabla A5. Así mismo, se observa que el coeficiente estimado asociado a
lambda es estadísticamente significativo, por lo que hay evidencia de un problema de selección
muestral. Esto confirma que el modelo planteado para explicar la cuantía que tienen las familias
en planes de pensiones individuales, y corregir la autoselección, es adecuado; y que, por tanto,
no sería correcto para explicar las cuantías en los mismos utilizar directamente un modelo de
regresión lineal (estimación MCO) exclusivamente con las familias que tienen planes de
pensiones individuales.
Centrándonos en los coeficientes de la segunda etapa de la tabla A5, destaca que los
coeficientes estimados asociados a las variables dummies relativas al nivel de estudios no son
ahora estadísticamente significativos. Sí tienen efectos positivos, como cabía esperar, la renta y
la riqueza en activos reales. Al estar en logaritmos tanto la variable dependiente como la renta y
la riqueza en activos reales, los coeficientes de estas dos variables se pueden interpretar
directamente como elasticidades. Ambas variables tienen una influencia en la cuantía invertida
bastante similar. Así, un incremento del 1 por ciento en la renta per cápita de la familia (en la
escala equivalente de la OCDE) origina un incremento en la cuantía del 0,22 por ciento, y un
incremento en la riqueza en activos reales del 1 por ciento eleva el importe en planes de
pensiones individuales en el 0,26 por ciento.
Además de los dos tramos de edad más avanzada, solamente aparecen otras dos variables
que influyen positivamente en la cuantía que tienen las familias en fondos de pensiones
individuales: disponer de seguro de jubilación y ser jubilado. Mientras que disponer de seguro
de jubilación eleva la cuantía en un 45 por ciento, el hecho de ser jubilado la incrementa en un
73 por ciento. Este último resultado no debe sorprendernos, puesto que es totalmente coherente
con lo obtenido en las Tablas 3 y A3. Son pocas las familias que tienen planes de pensiones
individuales estando el cabeza de familia jubilado (o teniendo edad avanzada), pero aquellas
que los mantienen después de la jubilación –aunque se corrija por renta, riqueza y tramos de
edad– siguen teniendo una cantidad relativamente importante en este producto financiero; bien
por diferir el pago de impuestos, bien por estar consiguiendo eleva rentabilidad en los mismos, o
simplemente, porque las familias no necesitan rescatarlos.
En cuanto a las variables que afectan negativamente al patrimonio en fondos de pensiones
individuales, la edad inferior a la categoría de referencia (entre 55 y 64 años) es bastante
relevante. En efecto, tener menos de 35 años disminuye la cuantía en un 121 por ciento, o una
edad comprendida entre 35 y 44 años hace descender los importes en un 90 por ciento y, por
último, la edad comprendida entre 45 y 54 años afecta negativamente a la cuantía en un 57 por
ciento. Para finalizar, solamente aparecen otras dos variables que influyen negativamente en las
16
cuantías, el realizar pagos mensuales por deudas y tener vivienda en propiedad. Este resultado,
como se ha comentado con anterioridad, no parece ajeno a las prácticas comerciales de las
entidades financieras a favor de que sus clientes suscriban planes de pensiones individuales
cuando les conceden préstamos. En cualquier caso, se observa que tener vivienda en propiedad
reduce la cuantía el 38 por ciento, y realizar pagos mensuales por deudas un 44 por ciento.
4. Conclusión
En este trabajo, realizado con los microdatos recientes de la Encuesta Financiera de las
Familias del Banco de España, del año 2011, se ha analizado la probabilidad de tener planes de
pensiones individuales, y la cuantía de su patrimonio, seleccionando tanto variables individuales
del cabeza de familia como del hogar –nivel de renta y riqueza, y hábitos y productos
financieros contratados–. La probabilidad de tener planes de pensiones individuales se ha
estimado con el modelo logit, y la cuantía de los mismos, ante la sospecha de la existencia de
autoselección, se ha estimado con el modelo de Heckman.
El análisis logit ha puesto de manifiesto que cuanto más elevado es el nivel educativo del
cabeza de familia, mayor es la probabilidad de canalizar el ahorro privado a largo plazo a este
tipo de productos financieros. Incluso, después de corregir por la edad, renta y riqueza y por los
hábitos y productos financieros del hogar, las familias con estudios superiores tienen un 60 por
ciento más de probabilidad de tener planes de pensiones individuales que las familias cuyo
cabeza de familia tiene estudios inferiores a secundaria. Igualmente, el aumento del nivel de
renta y riqueza de la familia, que está fuertemente correlacionado con su nivel educativo, tiende
a incrementar considerablemente la probabilidad de tener planes de pensiones individuales. Por
último, el hecho de tener seguro de vida voluntario, utilizar con regularidad la banca telefónica
o por Internet, y ser arriesgado, también influye positivamente en la probabilidad de tener este
tipo de productos financieros. Tras comprobar que estas tres últimas variables influyen en la
probabilidad de tener planes de pensiones individuales pero no en la cuantía de los mismos, han
sido incorporadas como variables de selección en el modelo de Heckman.
En relación a las cuantías que tienen las familias en planes de pensiones individuales,
después de tener en cuenta la autoselección y corregir por la edad, la renta y la riqueza y por los
hábitos y productos financieros del hogar, el modelo de Heckman pone de manifiesto que el
nivel de estudios del cabeza de familia ya no explica los importes de los mismos. Sin embargo,
el nivel de renta per cápita de las familias (en escala equivalente de la OCDE) y el de su riqueza
en activos reales tienen una influencia positiva, y bastante similar, en el patrimonio que tienen
las familias en planes de pensiones individuales. En efecto, se ha obtenido que un incremento
del 1 por ciento en la renta per cápita o en la riqueza en activos reales de la familia provoca un
incremento en la cuantía en algo más del 0,2 por ciento.
17
Por último, se debe destacar el hecho de que, aunque la probabilidad de tener planes de
pensiones por parte de las personas de edad avanzada es reducida, aquellos que tienen planes de
pensiones individuales (incluso jubilados) mantienen en su mayoría importes considerables en
este producto financiero. Además, las prácticas comerciales de las entidades financieras a favor
de que sus clientes suscriban planes de pensiones individuales cuando les conceden préstamos,
sobre todo para adquirir vivienda, pueden estar afectando a los resultados que finalmente se han
obtenido. Esta cuestión queda pendiente de cara a otras investigaciones futuras que tengan en
cuenta si los pagos mensuales por deudas se refieren a hipotecas, y si la vivienda propia se
adquirió en su día mediante préstamo hipotecario.
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Anexo
Tabla A1. Descripción de las variables explicativas Grupo Variable Descripción
Características del cabeza de familia
Nivel de estudios
B_secundary_educ ( educación más baja de enseñanza secundaria); Secundary_educ (educación secundaria); University_educ (educación superior)
Estado civil ESTADOCIVIL_SO (Soltero/a); ESTADOCIVIL_CA (Casado/a); ESTADOCIVI_SE (Separado/a, divorciado/a, o pareja de hecho); ESTADOCIVIL_VI (Viudo/a),
Situación socio-laboral
TRABAJAJENA (empleado por cuenta ajena); TRABAJPROPIA (empleado por cuenta propia ); TRABAJPARADO (parado o inactivo); TRABAJJUBILADO (jubilado) .
Edad del cabeza de familia por tramos
EDAD_35 (menos de 35 años); EDAD_35_45 (edad comprendida entre 35 y 34 años); EDAD_45_55 (edad comprendida entre 45 y 56 años; EDAD_55_65 (edad comprendida entre 55 y 64 años); EDAD_65_75 (edad comprendida entre 65 y 75 años; EDAD_75 ( Edad superior a 75 años)
Sexo del cabeza de familia
SEXOM 1 (mujer), 0 (varón)
Nivel de renta y riqueza del hogar
Renta per cápita de la familia
ln_RentapercOC (logaritmo de la renta per cápita del hogar según la escala de equivalencia de la OCDE)
Riqueza de la familia l_actreales (logaritmo del valor de la riqueza en activos reales)
Régimen de tenencia de la vivienda
VIVIENDA_Pro 1 (la familia tiene vivienda propia) , 0 (la familia tiene otro régimen de tenencia de la vivienda- en alquiler, cedida, etc.)
Pagos mensuales por deudas
PAGO_M_DEUDA 1 (la familia realiza pagos mensuales por deudas), 0 (la familia no realiza pagos mensuales por deudas)
Hábitos y productos financieros del hogar
Tenencia de otros planes de pensiones privados
SIPEMPASOOTRO 1 (la familia tiene planes de pensiones de empleo o de otro tipo), 0 (la familia no tiene planes de pensiones de empleo o de otro tipo)
Tenencia de seguro de Jubilación
SISEGUROJUBI 1 (Si algún miembro de la familia tiene seguro de jubilación), 0 (la familia no tiene seguro de jubilación)
Dispone de seguro de vida contratado por decisión propia
SEGUROSVIDA 1(Si algún miembro de la familia tiene seguro de jubilación suscrito por decisión propia), 0 (ningún miembro de la familia tiene seguro de jubilación contratado por decisión propia)
Utilización de la banca telefónica o por internet
BAN_TEL_INT_R 1 (en el hogar se utiliza con regularidad la banca telefónica o por internet), 0 (en el hogar no se utiliza con regularidad la banca telefónica o por internet)
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Actitud frente al riesgo financiero
ARRIESGADO 1 (en el hogar están dispuestos a asumir riesgos financieros para conseguir rentabilidad) , 0 (en el hogar no están dispuestos a asumir riesgos financieros)
En negrita los grupos de referencia.
Tabla A2. Descriptivos de las variables explicativas utilizadas considerando las cinco imputaciones
Variables Nº Casos Media Desv. Est. Mínimo Máximo B_secundary_educ 30530 0,4634785 0,4986726 0 1 Secundary_educ 30530 0,2340321 0,4233993 0 1 University_educ 30530 0,2990501 0,4578493 0 1 ESTADOCIVIL_SO 30530 0,1311824 0,3376053 0 1 ESTADOCIVIL_CA 30530 0,6577137 0,4744826 0 1 ESTADOCIVI_SE 30530 0,0715689 0,2577771 0 1 ESTADOCIVIL_VI 30530 0,1395349 0,3465095 0 1 TRABAJAJENA 30530 0,2884048 0,4530278 0 1 TRABAJPROPIA 30530 0,14019 0,3471897 0 1 TRABAJPARADO 30530 0,1721258 0,3774959 0 1 TRABAJJUBILADO 30530 0,3992794 0,4897583 0 1 EDAD_35 30530 0,0415984 0,199673 0 1 EDAD_35_45 30530 0,1193908 0,3242531 0 1 EDAD_45_55 30530 0,1907959 0,392935 0 1 EDAD_55_65 30530 0,2133967 0,4097121 0 1 EDAD_65_75 30530 0,2228955 0,4161956 0 EDAD_75 30530 0,2119227 0,4086771 0 1 SEXOM 30530 0,2045529 0,4033811 0 1 ln_RentapercOC 30375 9,75728 0,9206577 3,753223 14,75207 l_actreales 28495 12,70139 1,422171 4,248495 18,79912 VIVIENDA_Pro 30530 0,8758598 0,3297468 0 1 PAGO_M_DEUDA 30530 0,3894858 0,4876417 0 1 SIPEMPASOOTRO 30530 0,0338028 0,1807243 0 1 SISEGUROJUBI 30530 0,0289879 0,1677752 0 1 SEGUROSVIDA 30530 0,129905 0,3362044 0 1 BAN_TEL_INT_R 30530 0,2287258 0,4200192 0 1 ARRIESGADO 30530 0,1939731 0,3954146 0 1
Fuente: Encuesta Financiera de las Familias. Elaboración propia.
21
Tabla A3. Análisis logit sobre la probabilidad de tener planes de pensiones individuales (odds ratio y significación) Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4 Modelo 5 Modelo 6 Modelo 7 Modelo 8 Modelo 9 Modelo 10
Educación secundaria 1,844 *** 1,453 *** 1,380 *** 1,382 *** 1,383 *** 1,375 *** 1,390 *** 1,380 *** 1,309 *** 1,303 ***
Educación superior 3,641 *** 2,083 *** 1,871 *** 1,876 *** 1,869 *** 1,856 *** 1,843 *** 1,798 *** 1,629 *** 1,605 ***
Estado civil casado 1,275 ** 1,429 *** 1,262 * 1,264 * 1,289 ** 1,278 ** 1,269 * 1,245 * 1,174
1,183 Estado civil separado 0,683 ** 0,703 ** 0,692 ** 0,694 ** 0,713 ** 0,706 ** 0,697 ** 0,692 ** 0,649 ** 0,652 **
Estado civil viudo 0,823
0,793
0,735 * 0,736 * 0,746
0,740 * 0,736 * 0,720 * 0,687 ** 0,687 **
Empleado por cuenta propia 1,299 *** 1,188 * 0,969
0,973
0,971
0,990
1,020
1,006
0,994
0,984 Otro tipo de inactivo o parado 0,503 *** 0,675 *** 0,639 *** 0,641 *** 0,638 *** 0,648 *** 0,638 *** 0,636 *** 0,644 *** 0,640 ***
Jubilado 0,509 *** 0,622 *** 0,604 *** 0,604 *** 0,599 *** 0,608 *** 0,590 *** 0,591 *** 0,583 *** 0,582 ***
Género (Mujer) 0,911
1,119
1,166
1,166
1,158
1,158
1,135
1,146
1,150
1,168 Menor de 35 años 0,260 *** 0,332 *** 0,429 *** 0,429 *** 0,449 *** 0,448 *** 0,425 *** 0,418 *** 0,374 *** 0,371 ***
Entre 35 y 44 años 0,412 *** 0,537 *** 0,597 *** 0,597 *** 0,619 *** 0,620 *** 0,598 *** 0,588 *** 0,554 *** 0,548 ***
Entre 45 y 54 años 0,729 *** 0,888
0,959
0,958
0,977
0,974
0,984
0,959
0,937
0,935 Entre 65 y 74 años 0,420 *** 0,361 *** 0,346 *** 0,346 *** 0,339 *** 0,342 *** 0,333 *** 0,339 *** 0,353 *** 0,352 ***
Mayor de 74 0,122 *** 0,107 *** 0,101 *** 0,102 *** 0,098 *** 0,099 *** 0,095 *** 0,097 *** 0,105 *** 0,105 ***
Ln renta per cápita escala OECD
1,807 *** 1,555 *** 1,558 *** 1,565 *** 1,553 *** 1,565 *** 1,550 *** 1,505 *** 1,483 ***
Ln activos reales
1,200 *** 1,196 *** 1,197 *** 1,200 *** 1,210 *** 1,205 *** 1,191 *** 1,183 ***
Vivienda en propiedad
1,048
1,052
1,045
1,046
1,054
1,070
1,078 Realiza pago mensual de deuda
0,896
0,895
0,894
0,886
0,859 * 0,863 *
Tiene plan pensiones no individual
1,299
1,260
1,254
1,224
1,209 Tiene seguro de jubilación
0,202 *** 0,198 *** 0,195 *** 0,196 ***
Tiene seguro de vida
1,403 *** 1,360 *** 1,349 ***
Banca telefónica e internet
1,526 *** 1,493 ***
Arriesgado
1,216 ** Categoría de referencia de partida en el modelo 1: cabeza de familia con educación inferior a secundaria, soltero, empleado por cuenta ajena, varón y con edad comprendida entre 55 y 64 años. *** Significatividad al 1% (p<0,01) ** Significatividad al 5% (p<0,05) * Significatividad al 10% (p<0,1)
22
Tabla A4. Modelo de Heckman aplicado a ecuaciones con idénticas variables explicativas
Primera etapa: ecuación de participación (Probit) Segunda etapa: ecuación de la cuantía (en logaritmos) en planes de pensiones privados individuales
Coeficiente Std. Err. t-ratio Coeficiente Std. Err. t-ratio Educación secundaria 0,204442 *** 0,058976 3,47 0,114127 0,155185 0,74 Educación superior 0,340013 *** 0,062262 5,46 0,285406 0,206208 1,38 Estado civil casado 0,070733 0,077955 0,91 -0,025013 0,135170 -0,19 Estado civil separado -0,188380 * 0,102845 -1,83 -0,060281 0,196051 -0,31 Estado civil viudo -0,148594 0,109481 -1,36 0,121912 0,215676 0,57 Empleado por cuenta propia -0,011182 0,064785 -0,17 0,039680 0,095920 0,41 Otro tipo de inactivo o parado -0,345711 *** 0,074247 -4,66 -0,086047 0,227819 -0,38 Jubilado -0,528270 *** 0,078928 -6,69 0,509607 * 0,295431 1,72 Género (Mujer) 0,103962 0,085613 1,21 -0,151042 0,151335 -1,00 Menor de 35 años -0,711952 *** 0,135471 -5,26 -1,522950 *** 0,456024 -3,34 Entre 35 y 44 años -0,358992 *** 0,076761 -4,68 -1,043180 *** 0,218443 -4,78 Entre 45 y 54 años -0,061143 0,062590 -0,98 -0,592748 *** 0,098707 -6,01 Entre 65 y 74 años -0,682488 *** 0,076586 -8,91 0,322470 0,349974 0,92 Mayor de 74 -1,337650 *** 0,103291 -12,95 0,400393 0,763998 0,52 Ln renta per cápita escala OECD 0,228121 *** 0,033975 6,71 0,304322 *** 0,115780 2,63 Ln activos reales 0,097447 *** 0,023527 4,14 0,301808 *** 0,058236 5,18 Vivienda en propiedad 0,051347 0,100590 0,51 -0,343847 * 0,180809 -1,90 Realiza pago mensual de deuda -0,154799 *** 0,049195 -3,15 -0,508292 *** 0,104896 -4,85 Tiene plan pensiones no individual 0,042483 0,103970 0,41 -0,170273 0,154533 -1,10 Tiene seguro de jubilación -0,989366 *** 0,138727 -7,13 0,055404 0,565897 0,10 Tiene seguro de vida 0,180714 *** 0,058938 3,07 0,084980 0,116101 0,73 Banca telefónica e internet 0,206599 *** 0,052245 3,95 0,099432 0,125737 0,79 Arriesgado 0,153896 *** 0,053611 2,87 0,065442 0,106617 0,61 Constante -3,905720 *** 0,340007 -11,49 3,480700 2,445110 1,42 The inverse Mills ratio (lambda) -0,443663 0,723933 -0,61
Variable dependiente El hogar tiene planes de pensiones individuales Cuantía (en logaritmos) en planes de pensiones privados
individuales Nº de observaciones por imputación (1, 2, 3, 4, 5) 1=5373, 2= 5374, 3=5374, 4=5376, 5=5374 1=1264, 2=1264, 3=1262, 4=1263, 5=1263
Imputations = 5; minimum obs. = 5373; minimum dof = 188,1 *** Significatividad al 1% (p<0,01) ** Significatividad al 5% (p<0,05) * Significatividad al 10% (p<0,1)
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Tabla A5. Modelo de Heckman de selección muestral para explicar el patrimonio en planes de pensiones privados
Primera etapa: ecuación de participación (Probit) Segunda etapa: ecuación de la cuantía (en logaritmos) en planes de pensiones privados individuales
Coeficiente Std. Err. t-ratio Coeficiente Std. Err. t-ratio Educación secundaria 0,204442 *** 0,058976 3,47 0,025107 0,128171 0,20 Educación superior 0,340013 *** 0,062262 5,46 0,148414 0,151415 0,98 Estado civil casado 0,070733 0,077955 0,91 -0,044153 0,141657 -0,31 Estado civil separado -0,188380 * 0,102845 -1,83 0,019891 0,181875 0,11 Estado civil viudo -0,148594 0,109481 -1,36 0,184839 0,210854 0,88 Empleado por cuenta propia -0,011182 0,064785 -0,17 0,045636 0,103160 0,44 Otro tipo de inactivo o parado -0,345711 *** 0,074247 -4,66 0,060988 0,162440 0,38 Jubilado -0,528270 *** 0,078928 -6,69 0,727333 *** 0,183194 3,97 Género (Mujer) 0,103962 0,085613 1,21 -0,189932 0,154295 -1,23 Menor de 35 años -0,711952 *** 0,135471 -5,26 -1,211580 *** 0,307695 -3,94 Entre 35 y 44 años -0,358992 *** 0,076761 -4,68 -0,900576 *** 0,152368 -5,91 Entre 45 y 54 años -0,061143 0,062590 -0,98 -0,566580 *** 0,100099 -5,66 Entre 65 y 74 años -0,682488 *** 0,076586 -8,91 0,579330 *** 0,214381 2,70 Mayor de 74 -1,337650 *** 0,103291 -12,95 0,973796 ** 0,433529 2,25 Ln renta per cápita escala OECD 0,228121 *** 0,033975 6,71 0,224304 *** 0,082918 2,71 Ln activos reales 0,097447 *** 0,023527 4,14 0,268734 *** 0,047574 5,65 Vivienda en propiedad 0,051347 0,100590 0,51 -0,384702 ** 0,186074 -2,07 Realiza pago mensual de deuda -0,154799 *** 0,049195 -3,15 -0,447386 *** 0,086143 -5,19 Tiene plan pensiones no individual 0,042483 0,103970 0,41 -0,193733 0,164159 -1,18 Tiene seguro de jubilación -0,989366 *** 0,138727 -7,13 0,454089 *** 0,373778 1,21 Tiene seguro de vida 0,180714 *** 0,058938 3,07 Banca telefónica e internet 0,206599 *** 0,052245 3,95 Arriesgado 0,153896 *** 0,053611 2,87 Constante -3,905720 *** 0,340007 -11,49 5,359300 *** 1,417700 3,78 The inverse Mills ratio (lambda) -1,027570 *** 0,355096 -2,89
Variable dependiente El hogar tiene planes de pensiones individuales Cuantía (en logaritmos) en planes de pensiones privados individuales
Nº de observaciones por imputación (1, 2, 3, 4, 5) 1=5373, 2= 5374, 3=5374, 4=5376, 5=5374 1=1264, 2=1264, 3=1262, 4=1263, 5=1263 Imputations = 5; minimum obs. = 5373; minimum dof = 284,5
*** Significatividad al 1% (p<0,01) ** Significatividad al 5% (p<0,05) * Significatividad al 10% (p<0,1)