Desigualdad de Ingresos y Ciclo Económico: Chile

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1 Desigualdad de Ingresos y Ciclo Económico: Chile Resumen Este documento estudia como el ciclo económico afecta la distribución del ingreso. Nuestra variable dependiente es la participación de cada quintil en el ingreso. Se utiliza la tasa de desempleo como Proxy del ciclo económico y como variable explicativa, pero se controla por otras variables relevantes. La tasa de desempleo se descompone en su componente estructural y cíclico, encontrando que el primero no parece tener efecto sobre la distribución del ingreso mientras que el componente cíclico tiene efectos regresivos. Una de las contribuciones metodológicas de este documento es que utiliza técnicas modernas que permiten abordar los problemas generados por las raíces unitarias, cuya presencia puede llevar a conclusiones erróneas. Palabras Claves: Distribución del Ingreso, Ciclo Económico, Desempleo, Inflación. Departamento de Estudios, División Social, MIDEPLAN 1 Documento realizado por Humberto Santos y Alejandra Calvo.

2 1. Introducción La relación entre las variables macroeconómicas y la distribución del ingreso ha sido ampliamente estudiada alrededor del mundo (Shultz (1969); Metcalf (1969); Beach (1977); Blinder y Esaki (1978); Buse (1982); Blank y Blinder (1985); Nolan (1989); Blejer y Guerrero (1990); Bjorklund (1991); Silber y Zilberfarb (1994); Jantti (1994) y Mocan (1995,1999)). Dichas investigaciones difieren principalmente en los datos y la especificación utilizada, pero en términos generales han consistido en estimar regresiones entre la fracción del ingreso total que posee cada quintil, o medidas agregadas de desigualdad como por ejemplo el Coeficiente de Gini, y un conjunto de variables independientes que miden los ciclos económicos, principalmente la tasa de desempleo y la inflación. El consenso al que se ha llegado a partir de este conjunto de investigaciones es que la tasa de desempleo es una variable que tiene efectos regresivos en la distribución del ingreso, es decir, aumentos en la tasa de desempleo incrementan la desigualdad del ingreso al afectar principalmente a los hogares de la zona baja de la distribución. Por el contrario, la mayoría de dichos estudios, contrariamente a lo esperado a priori, no encuentran evidencia concluyente de que la inflación tenga efectos regresivos. De esta forma, dicha evidencia sería contraria a la creencia de que la inflación es el impuesto más cruel, ya que afectaría directamente a quienes forman parte de los quintiles de menores ingresos. Así, Metcalf (1969); Blinder y Esaki (1978); Blank y Blinder (1986); Jantti (1994); Bishop et al. (1994) y Mocan (1999) para EE.UU y Fluckiguer y Zarin- Nejadan (1994) con datos de Suiza, encuentran que la inflación reduce la desigualdad de ingresos. Por otro lado, Bleser y Guerrero (1990) y Silber y Zilberfab (1994) descubren un impacto regresivo de la inflación para Israel y Filipinas respectivamente, mientras que Buse (1982) no encuentra una relación significativa entre inflación y distribución del ingreso para el caso de Canadá. Para el caso chileno, existen dos investigaciones, las cuales están basadas en las mismas metodologías de los estudios internacionales anteriores, específicamente modificaciones del modelo utilizado en el paper seminal de Blinder y Esaki (1978). Oyarzo (1990) y Marcel (1994) utilizan datos provenientes de la Encuesta de Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile. Los resultados encontrados por ambos autores tienden a reafirmar las conclusiones encontradas en la literatura internacional, es decir, efectos regresivos asociados al desempleo y progresivos para la inflación. El objetivo de la presente investigación es actualizar las estimaciones para el caso chileno, teniendo en cuenta los cambios ocurridos en las últimas décadas, de forma de analizar si estos han tenido efectos en la relación existente entre el ciclo económico y la distribución del ingreso. Para esto, se utilizará el marco utilizado en las investigaciones anteriores, pero se introducen ciertas modificaciones, las cuales siguen de cerca el trabajo desarrollado por Mocan (1999). En primer lugar, los estudios anteriores analizan la relación entre la distribución del ingreso y el ciclo económico, usando como variable dependiente la tasa de desempleo. En esta investigación se descompone la tasa de desempleo en su componente estructural y cíclico, de manera de testear si movimientos de corto plazo y de largo plazo tienen influencias distintas sobre la desigualdad de ingresos. En segundo lugar, los estudios anteriores utilizan tendencias

3 temporales para controlar por factores de largo plazo que afectan la distribución del ingreso. Sin embargo, la literatura más reciente de series de tiempo, demuestra que cuando las variables en análisis contienen raíces unitarias 2, el uso de tendencias temporales en las regresiones puede llevar a resultados erróneos. Por lo tanto el testeo de la presencia de raíces unitarias es importante para elegir la especificación correcta del modelo a estimar. El documento está organizado de la siguiente forma. En la Sección 2 se revisa la metodología utilizada y se analizan las propiedades de las series, en particular la presencia de raíces unitarias y cointegración. La Sección 3 presenta una breve revisión de la evolución de la desigualdad en Chile y se descompone la tasa de desempleo en su componente estructural y cíclico. La estimación y los resultados se presentan en la Sección 4. Finalmente, la Sección 5 presenta las conclusiones de esta investigación. 2. Metodología Los estudios previos investigaron el impacto de las condiciones macroeconómicas sobre la distribución del ingreso, a través de la estimación de regresiones con la siguiente estructura: Q it i i U t t t e it i 1,2,..., 5 (1) donde Q it es la participación del i-ésimo quintil en la distribución del ingreso familiar total, U t es la tasa de desempleo, t es la tasa de inflación, t es una tendencia lineal y e it es un error ruido blanco, con las propiedades usuales. Diferentes estudios realizaron modificaciones a este modelo básico, incluyendo el uso de regresores adicionales, como la tasa de desempleo al cuadrado o la variable dependiente rezagada (e.g. Blank y Blinder (1985)). La literatura de series de tiempo establece que las técnicas tradicionales de regresión pueden obtener resultados erróneos cuando las variables contienen raíces unitarias (tendencias estocásticas) (Stock & Watson (1988); Nelson & Kang (1981); Granger y Newbold (1974)). De esta forma, cuando la variable dependiente y al menos una de las variables independientes contienen raíz unitaria, los resultados de la regresión son muy probables a producir relaciones espurias (Phillips (1986); Granger & Newbold (1974)). Por lo tanto, el primer paso para escoger la forma funcional de la ecuación 1 es testear la presencia de raíz unitaria en las series. Los datos utilizados en esta investigación provienen de la Encuesta de Ocupación y Desocupación de la Universidad de Chile y cubren en forma anual el período La variable Q fue construida a partir de la generación de quintiles it 2 Cuando se presenta esta situación, los resultados de las regresiones pueden indicar la existencia de una relación significante cuando en realidad no existe ninguna. Para mayor detalle sobre raíces unitarias ver Hamilton, James D. (1994). 3 La Encuesta de Ocupación y Desocupación (en adelante EOD) consulta datos de ingresos en una sóla de sus mediciones trimestrales. Para el período corresponde al mes de

4 de ingreso familiar total per cápita del hogar 4. Una vez que se construyen dichos quintiles, se suma el total de ingresos correspondiente a cada quintil de hogares, para calcular la fracción del ingreso total que percibe el quintil i-ésimo. La tasa de desempleo U t corresponde a la tasa de desocupación abierta para el Gran Santiago, la cual es estimada a partir de la EOD. La tasa de inflación t corresponde a la variación anual del IPC, la cual es publicada por el INE. La Tabla 1 presenta el test de Dickey-Fuller Aumentado aplicado a las series anteriores con el fin de detectar la presencia de raíz unitaria. Los test estadísticos para la participación de cada quintil son siempre mayores que los valores críticos, con excepción del quintil 4, para el cual se puede rechazar la hipótesis de existencia de raíz unitaria al 5%. Por lo tanto, basado en este test, la hipótesis de la presencia de raíz unitaria en la participación de los quintiles no puede ser rechazada, lo cual es consistente con lo encontrado en Mocan (1999). Para el caso de la inflación, se rechaza la hipótesis de existencia de raíz unitaria, mientras que para la tasa de desempleo, los resultados indican que no se puede rechazar la hipótesis de existencia de raíz unitaria, excepto para el caso del modelo con intercepto, en el cual se rechaza al 1%. Este resultado es consistente con lo reportado por Restrepo (2006) para el caso de Chile. Modelo Tabla 1: Test de Dickey Fuller Aumentado 1 Variables en Nivel Inflación Tasa de Desempleo Intercepto Intercepto y Tendencia Modelo 1 Variables en Diferencias Inflación Tasa de Desempleo Intercepto Intercepto y Tendencia Nota: Los valores críticos para el rechazo de la hipótesis de existencia de raíz unitaria en la serie respectiva de Mackinnon (1991) para 46 observaciones son , y al 1%, 5% y 10% respectivamente para el modelo con intercepto y , y para el modelo con intercepto y tendencia. Fuente: Elaboración Propia. septiembre del año respectivo, mientras que a partir de 1999 corresponde a junio. Detalles metodológicos de la EOD se pueden encontrar en 4 El Ingreso Familiar Total corresponde a la suma de sueldos y salarios, especies o regalías, ingresos por actividades independientes, jubilaciones y otros ingresos de todos los miembros del hogar, exceptuando los allegados y servicio doméstico. Por otro lado, el número de personas en el hogar es corregido para no considerar a servicio doméstico y sus familiares. Esta definición es similar a la construcción de quintiles utilizada en la Encuesta CASEN.

5 Hendry y Neale (1991) muestran evidencia de que cambios de régimen pueden reproducir raíces unitarias en series de tiempo autoregresivas. Esto indica la importancia de investigar si la participación de los quintiles y la tasa de desempleo tienen en verdad raíz unitaria, o si la existencia de quiebres en la tendencia de ambas variables son los responsables de la aparición de raíces unitarias en los test anteriores. Para esto se utiliza el test de Zivot y Andrews (1992) el cual testea la existencia de raíz unitaria en una serie, tomando en cuenta la eventual presencia de un quiebre en nivel, en tendencia o en ambos. En la Tabla 2 se presenta el resultado del test que permite la existencia de quiebres estructurales en el intercepto y en tendencia. Tabla 2: Test de raíz unitaria y quiebre estructural Variable Año Quiebre Test t Tasa de Desempleo Nota: Los valores críticos son: -5.57, y al 1%, 5% y 10% Fuente: Elaboración Propia. Los resultados confirman lo encontrado a través del test de Dickey-Fuller, ya que los test t son siempre mayores a los valores críticos, excepto para la fracción del ingreso del quintil 2 al 1%. No obstante lo anterior a un nivel de 5%, no se puede rechazar la presencia de raíz unitaria en las series anteriores. De esta forma, la hipótesis de raíz unitaria no puede ser rechazada para la fracción del ingreso de cada quintil y para la tasa de desempleo, pero si para el caso de la tasa de inflación. La existencia de raíces unitarias no implica necesariamente que la correlación encontrada sea espuria. Si existe una combinación lineal de dichas series, la cual es estacionaria con media cero, se dice que dichas series son cointegradas, o en otras palabras, que existe una relación de largo plazo entre ellas, lo cual tiene sentido estimar. Para testear la presencia de cointegración entre las series de participación de los quintiles y la tasa de desempleo se utiliza el test de cointegración de Engel y Granger (1987). El test consiste básicamente en analizar la existencia de raíz unitaria en el residuo de dos ecuaciones que relacionan la fracción del ingreso del quintil i-ésimo con la tasa de desempleo estimando un modelo con intercepto y otro con tendencia e intercepto. Los resultados son presentados en la Tabla 3. Tabla 3: Test de Cointegración Modelo Intercepto

6 Intercepto y Tendencia Nota: Los valores críticos MacKinnon para 46 observaciones son y al 5% y al 1% respectivamente para el modelo con intercepto. Los valores críticos al 5% y 1% para el modelo con intercepto y tendencia son y para dos variables y y para tres variables. Fuente: Elaboración Propia. Los resultados anteriores indican que no existe evidencia de cointegración entre la participación de los quintiles y la tasa de desempleo, ya que en todos los casos, no se puede rechazar la existencia de raíz unitaria en el residuo de los modelos estimados. Así, lo anterior indicaría que no existe una relación de largo plazo entre ambas variables. Por lo tanto, los modelos estimados en la literatura para el caso chileno estarían estimados incorrectamente, al no considerar la presencia de raíces unitarias no cointegradas en las regresiones estimadas. Las consecuencias de lo anterior, es que los estimadores OLS no son consistentes y la inferencia no puede ser conducida por los test t usuales 5. Como resultado de lo discutido en esta sección, una especificación correcta debería considerar el uso de las fracciones del ingreso y de la tasa de desempleo en diferencias y no incluir tendencias temporales como regresor. 3. Evolución Distribución del Ingreso, Desempleo Estructural y Cíclico En el Gráfico 1 se puede observar la evolución de la fracción del ingreso total que posee cada quintil de hogares a través del tiempo. Se aprecia en primer lugar, la existencia de un alto nivel de desigualdad, al comparar la fracción del ingreso que reciben los distintos quintiles, aunque la principal explicación para esto es el comportamiento del quintil superior de la distribución, ya que es dicho quintil el que se lleva la mayor fracción del Ingreso Total. Estos resultados son consistentes con otros estudios similares para el caso de Chile (Contreras (1999); Bravo y Contreras (1999) y Solimano y Torche (2008)). 5 Soluciones al problema de regresión espuria se encuentran en Hamilton (1994) pp

7 Fracción del Ingreso Total (Porcentaje) Gráfico 1. Fracción Ingreso Total por Fuente: Elaboración Propia. Q1 Q2 Q3 Q4 Q5 Donde existe menos consenso es acerca de la estabilidad de la distribución del ingreso. Los datos de la Encuesta CASEN muestran una aparente estabilidad desde fines de los años 80 s 6. Sin embargo, al considerar una serie más larga, como la utilizada en este estudio, se pueden ver movimientos importantes en el período analizado. Para ver esto en mayor detalle en los Gráficos 2 y 3 se muestra en forma independiente la evolución de los primeros cuatro quintiles y del quintil superior. En ellos se muestra que desde una perspectiva de largo plazo, la distribución del ingreso en Chile ha tenido fluctuaciones importantes. Además, se puede observar en el Gráfico 2 que las diferencias entre la fracción del ingreso total que se lleva cada uno de los quintiles allí representados no son de gran magnitud, es decir, se comportan de manera similar sin observarse una gran distancia entre las respectivas series. En el gráfico 3 se observa las fluctuaciones que ha tenido la fracción del ingreso total que se lleva el quinto quintil, en el cual se puede observar que el comportamiento de esta variable difiere de la situación del resto de los quintiles. 6 Ver Distribución del Ingreso e Impacto Distributivo del Gasto Social MIDEPLAN (2007).

8 Fracción del Ingreso Total (Porcentaje) Fracción del Ingreso Total (Porcentaje) Gráfico 2. Fracción Ingreso Total por QUINTIL I-IV Q1 Q2 Q3 Q4 Fuente: Elaboración Propia. Gráfico 3. Fracción Ingreso Total por QUINTIL V Fuente: Elaboración Propia. Q5 Si se observa el Gráfico 4, los cambios en la fracción del ingreso de cada quintil se ven reflejados en los movimientos del Índice de Gini. Mientras en la primera mitad de la década de los setentas se observa una reducción en el nivel de desigualdad, existe un aumento significativo desde la segunda mitad de los setentas. A fines de los años ochenta se produce una reducción en el Índice de Gini, para alcanzar un nivel que

9 permanece relativamente estable durante la década de los noventas, siendo posiblemente dicha estabilidad la que está capturada por los datos CASEN. Notable es la similitud entre los movimientos del Índice de Gini y de la fracción del ingreso total que posee el quintil superior, lo cual confirma el resultado de que los movimientos en la distribución del ingreso están explicados principalmente por la fracción que percibe dicho quintil. Gráfico 4. Indice de Gini INGRESO PER CÁPITA HOGARES Fuente: Elaboración Propia. Indice de Gini Una de las posibles explicaciones para los movimientos observados en la distribución del ingreso son los cambios experimentados en el mercado laboral. Si los trabajadores con menores niveles de capital humano son aquellos que con mayor probabilidad son despedidos en el contexto de una recesión económica, y además estos pertenecen a hogares de la zona baja de la distribución, sería esperable que aumentos temporales en el nivel de desempleo empeoren la desigualdad del ingreso. Por otra parte, la reducción de ingresos generada por la condición de desempleo del jefe u otro miembro del hogar puede compensarse a través de prestaciones al desempleo y otros beneficios, además de la incorporación de nuevos participantes dentro del hogar al mercado laboral. Dado esto, debería existir un período de desempleo prolongado como para afectar significativamente el ingreso de un hogar. Esto hace importante separar los efectos del desempleo de corto plazo y de largo plazo sobre la distribución del ingreso. El desempleo estructural o de largo plazo puede evolucionar en el tiempo principalmente debido a cambios tecnológicos, los cuales pueden influir en la demanda de trabajo, cambios en la composición de la fuerza laboral, asociados a tendencias demográficas y del nivel educacional de los participantes en el mercado laboral y cambios en la estructura institucional del mercado laboral. Por otro lado, los movimientos cíclicos tienen que ver con shocks, los cuales alejan a la tasa de desempleo de su nivel de largo plazo en forma temporal.

10 Para descomponer el desempleo en su componente estructural y cíclico se utiliza el filtro de Hodrick y Prescott 7 (Hodrick y Prescott (1980)). En el Gráfico 5 y 6 se pueden observar las series generadas a partir de la descomposición. Se advierte un aumento de la tasa de desempleo de largo plazo desde principios de los setentas, situación que se revierte posterior al año 1983, en el cual alcanza a un 15.8%. Por otro lado, el componente cíclico refleja claramente los períodos recesivos experimentados a mediados de los setentas, principios de los ochentas y fines de los noventas, en los cuales la tasa de desempleo se encuentra por sobre su nivel de largo plazo. Los resultados de la aplicación del test de Dickey-Fuller a ambas series entregan evidencia en contra de la existencia de raíz unitaria. Los valores estimados del test para la serie de desempleo estructural son y para el modelo sin tendencia y con tendencia respectivamente. Para el caso del desempleo cíclico, los valores son y Gráfico 5. Desempleo Observado y Estructural Fuente: Elaboración Propia. Desempleo Estructural Desempleo Observado 7 Se utiliza como valor para el parámetro de suavizamiento 100, el cual es recomendado por Hodrick y Prescott para el caso de datos anuales.

11 Gráfico 6. Desempleo Cíclico Fuente: Elaboración Propia. Desempleo Cíclico 4. Estimaciones y Resultados A partir de la evidencia presentada en la sección 2 y 3, ahora se procede a elegir el modelo a estimar. Como variable dependiente se utiliza la primera diferencia de la fracción del ingreso que se lleva cada quintil, dada la evidencia de que éstas presentan raíz unitaria. Como variables independientes se utiliza el cambio en el nivel de desempleo estructural y cíclico y la primera diferencia de la tasa de inflación. A pesar de que la correlación espuria surge cuando la variable dependiente y al menos una de las independientes contienen raíz unitaria, la regresión de series de tiempo obliga a que todas las variables utilizadas tengan el mismo orden de integración. Esto obliga a que la variable independiente sea utilizada en diferencias a pesar de que las variables explicativas sean estacionarias 8. El modelo es estimado por Mínimos Cuadrados y se corrige por la presencia de correlación serial en los residuos. Los resultados obtenidos al realizar las estimaciones descritas en el párrafo anterior se entregan en la Tabla 4. 8 La regresión de una serie no estacionaria sobre una serie estacionaria provoca lo que se conoce en la literatura como regresión inconsistente. Intuitivamente, cuando una serie es no estacionaria, por definición, su media depende del tiempo, por lo que el valor del coeficiente de la regresión no puede ser constante. Un síntoma típico de la regresión inconsistente es el cambio importante en el valor de los coeficientes al usar distintas muestras. Como corolario de lo anterior, para que la inferencia sea confiable y no dependiente del tiempo, todas las series involucradas en la regresión deben tener el mismo orden de integración.

12 Tabla 4. Estimaciones Modelo I II III IV V Variable Constante (-0.503) (-0.419) (-0.131) (-0.555) (0.450) Desempleo Estructural *** (-1.824) (-1.099) (-0.460) (0.022) (0.441) Desempleo Cíclico ** ** ** ** (-2.640) (-2.028) (-2.068) (-0.909) (2.195) Inflación * 0.004** (1.491) (3.502) (2.183) (0.365) (-1.592) R² Durbin-Watson Test t en paréntesis (*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente. Periodo Estimación simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente. Fuente: Elaboración Propia En primer lugar, se encuentra evidencia de que aumentos en el desempleo estructural tienen efectos negativos sobre la participación en el ingreso del primer quintil, aunque no se encuentran efectos significativos para los demás quintiles. Por otro lado, cambios en el componente cíclico del desempleo generan reducciones en la fracción del ingreso que se llevan los tres primeros quintiles, e incrementan la participación del quinto quintil. De esta forma, los movimientos observados en la distribución del ingreso para el caso de Chile se vinculan principalmente a fluctuaciones transitorias del mercado laboral, las cuales afectan de forma principal a la zona inferior de la distribución de ingresos. En cuanto a la inflación, los resultados indican que tendría un efecto progresivo sobre la desigualdad de ingresos, ya que aumenta la fracción del ingreso que se lleva el quintil 2 y 3 y reduce la fracción que se lleva el quintil 5, aunque el coeficiente para este último es significativo al 12%. En Marcel (1994) se encuentra una discusión acerca de las posibles causas de este resultado, ellos señalan que las posibles causas son cinco, la primera es que existe una relación no lineal entre distribución del ingreso e inflación. La segunda, que pueden existir efectos indirectos de ella en la distribución. En tercer lugar, señalan que el impuesto inflación es un ingreso adicional para el gobierno que permite entregar subsidios a las familias más pobres. Cuarto, el primer y quinto quintil pueden tener ingresos relacionados con la inflación positiva (alza de precio) debido a que en estos grupos existe autoempleo. Finalmente, incluye dos periodos en los cuales se observa en uno un fuerte aumento de la inflación y una reducción de la desigualdad mientras que en el otro una disminución de la inflación y un aumento de la desigualdad. Debido a esto, es necesario realizar un análisis más profundo sobre la variable inflación, ya que como se puede observar en el Gráfico 7, presenta un período en el cuál se produce un quiebre importante en términos de niveles, llegando a valores que no se han vuelto a repetir en el período de análisis, este periodo es el que se encuentra entre los años 72 a 76.

13 Gráfico 7. Inflación Anual Inflación Anual Fuente: Elaboración Propia Lo anterior, lleva a pensar que el resultado obtenido se encuentra fuertemente influenciado por las observaciones de dicho período, por lo tanto, una de las formas propuestas para solucionar la fuerte influencia que pueden ocasionar en los resultados algunas observaciones, se realizó la estimación sin contemplar dicho tramo, es decir, desde 1975 a Los resultados que se entregan en la Tabla 5 corresponden a dicha estimación, en ella se puede observar que existe evidencia de que aumentos en el desempleo estructural tienen efectos negativos sobre la participación en el ingreso del cuarto quintil, aunque no se encuentran efectos significativos para los demás quintiles. Por otro lado, cambios en el componente cíclico del desempleo generan reducciones en la fracción del ingreso que se llevan los tres primeros quintiles, e incrementan la participación del quinto quintil. Resultados concordantes en efectos con los obtenidos al considerar como período de estimación desde 1960 al En relación a la inflación, se observan resultados significativos para cuatro de los cinco quintiles, encontrando efectos progresivos sobre la desigualdad de ingresos en el caso de los tres primeros quintiles y un efecto regresivo en el quinto quintil, similar a lo encontrado tomando en consideración el período completo de estimación.

14 Tabla 5. Estimaciones Modelo I II III IV V Variable Constante (0.322) ( ) (0.4331) ( ) ( ) *** (-0.004) ( ) (0.3898) ( ) ( ) Desempleo Estructural Desempleo Cíclico * ** *** ** (-3.334) ( ) ( ) (0.0275) (1.8417) Inflación * * ** *** (2.693) (2.5076) (2.0223) (0.4871) ( ) R² Durbin-Watson Test t en paréntesis (*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente. Periodo Estimación simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente. Fuente: Elaboración Propia Para realizar un estudio más acabado de la inflación, Mocan (1999) sigue a Blank and Blinder (1986) quienes descomponen la tasa de inflación utilizada en el análisis entre anticipada y no anticipada, para realizar la descomposición de esta variable por medio de un modelo simple para generar expectativas, ajustándola a un modelo ARIMA(p,d,q) donde las predicciones para un período adelante es empleada como la inflación anticipada y la diferencia entre la inflación observada y la anticipada corresponde a la inflación no anticipada. Esto lo realizan con el fin de descomponer el efecto de la inflación, diferenciando entre el que es provocado por el alza en los precios que es esperada por los agentes en relación a las variaciones en los precios que no son esperadas. El modelo que sigue la inflación en este estudio corresponde a un ARIMA(2,1,1), mientras que su primera diferencia puede ser representada por un modelo ARMA(2,1), siendo esta la especificación utilizada en el estudio. La descomposición de la inflación entre aquella que es anticipada y la que no lo es se entrega en el Gráfico 8.

15 Gráfico 8. Inflación Anticipada y No Anticipada Fuente: Elaboración Propia Inflación Anticipada Inflación No Anticipada Al igual que en el modelo anterior, se realizaron las estimaciones para los dos períodos de estimación, es decir, desde 1960 al 2008 y desde 1975 al 2008, los resultados para el primer período se muestran en la Tabla 6, mientras que para el segundo en la Tabla 7. Tabla 6. Estimaciones Modelo I II III IV V Variable Constante ( ) ( ) (0.5866) (0.7027) (0.7495) ** ( ) ( ) ( ) (0.8329) (0.9438) Desempleo Estructural Desempleo Cíclico *** ** ( ) ( ) ( ) ( ) (0.0802) Inflación Anticipada (1.2981) (0.2505) ( ) ( ) (0.7469) Inflación No Anticipada *** ( ) ( ) ( ) ( ) (0.4373) R² Durbin-Watson Test t en paréntesis (*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente. Periodo Estimación simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente. Fuente: Elaboración Propia

16 En esta tabla se puede observar que la mayor parte de las variables utilizadas en la estimación dejan de ser significativas. En el caso del desempleo estructural, se encuentran efectos regresivos en el primer quintil, sin que se encuentren efectos significativos en el resto de los quintiles. Además, un efecto regresivo del desempleo cíclico en el primer y tercer quintil, es decir, modificaciones del componente cíclico del desempleo disminuyen la participación de dichos quintiles. En relación a la inflación un efecto regresivo de la inflación no anticipada del cuarto quintil. En la Tabla 7, en general, se observa un mayor número de variables en que su efecto es significativo. En relación al desempleo, se puede apreciar que el desempleo estructural tiene efectos no significativos sobre la fracción del ingreso total que se lleva cada quintil, lo cual tiene cierta lógica debido que este tipo de desempleo se relaciona con las modificaciones que se producen en el largo plazo y tienen que ver con la estructura del mercado laboral, mientras que el desempleo cíclico, el que se relaciona con el corto plazo, muestra efectos regresivos para el primer y tercer quintil y un efecto progresivo para el quinto quintil. Lo anterior, significa que modificas en desempleo cíclico produce que el primer y tercer quintil disminuyan la fracción del ingreso total que se llevan estos quintil y aumente la fracción lograda por el quinto quintil. Variable Constante Desempleo Estructural Desempleo Cíclico Tabla 7. Estimaciones Modelo I II III IV V ** ** ** ( ) ( ) ( ) (0.6236) (1.0565) ( ) ( ) (0.0496) ( ) ( ) * ** *** ( ) ( ) ( ) (0.7003) (1.5535) Inflación Anticipada ** ** ** (1.7588) (2.0387) (2.1236) ( ) ( ) ** * ** ** ( ) ( ) ( ) ( ) (1.7653) Inflación No Anticipada R² Durbin-Watson Test t en paréntesis (*)(**)(***) Significancia al 1%, 5% y 10% respectivamente. Periodo Estimación simboliza la primera diferencia de la variable correspondiente. Fuente: Elaboración Propia Con respecto a la inflación, se encuentra que la inflación anticipada tiene efectos progresivos significativos para los tres primeros quintiles, lo cual se puede explicar por que al ser un alza generalizada en los precios que los agentes esperan éstos modifican sus decisiones de consumo con el fin de suavizar los efectos del alza de precio de los bienes y servicios. Mientras que la inflación no anticipada tiene efectos regresivos en el

17 caso de los tres primeros quintiles y un efecto progresivo para el quinto quintil, esto debido a que en este caso se presenta un alza mayor en los precios de la cual esperaban los agentes por lo tanto no pueden anticiparse a este hecho. 5. Conclusiones y Comentarios Finales En esta investigación, se estudia la relación existente entre el ciclo económico y la distribución del ingreso para el caso de Chile. A diferencia de los estudios anteriores realizados para el caso chileno, en este estudio se incorporan tres importantes modificaciones. En primer lugar, se analizan las propiedades de las series utilizadas en las estimaciones, en particular, se testea la presencia de raíces unitarias, lo cual es clave al momento de escoger la forma funcional adecuada. En segundo lugar, se descompone la tasa de desempleo en su componente estructural y cíclico, de forma de analizar los efectos distintos de movimientos de corto y largo plazo de la tasa de desempleo sobre la distribución del ingreso. En tercer lugar, se separa en la inflación entre anticipada y no anticipada con el fin de explicar de una manera más detallada los efectos que esta variable produce en la distribución del ingreso. En la sección 2 se encuentra evidencia de que los estudios previos realizados para el caso chileno, pueden llevar a resultados erróneos, al no considerar la presencia de raíces unitarias no cointegradas en las regresiones estimadas. En particular, se encuentra que la fracción del ingreso de cada quintil y la tasa de desempleo tienen raíz unitaria y no se encuentra evidencia a favor de una relación de cointegración entre ambas. Los resultados de las distintas estimaciones realizadas revelan que aumentos en el componente cíclico del desempleo tienen efectos regresivos, ya que reducen la participación de los tres primeros quintiles en el ingreso total, e incrementan la fracción del quintil superior, aunque estos efectos no son significativos en todas las estimaciones realizadas. Por otro lado, movimientos de largo plazo en el desempleo no afectan de forma significativa la distribución del ingreso. Estos resultados contrastan con aquellos encontrados por Mocan (1999) para el caso de EE.UU, ya que en dicha investigación los movimientos en la distribución del ingreso son explicados principalmente por el componente estructural del desempleo cuando no separa entre inflación anticipada y no anticipada, pero son similares a los encontrados por él al separar en ambos tipos de inflación. Consistentemente con otras investigaciones, se encuentra un efecto progresivo asociado a la inflación tanto al estimar el período de análisis completo como al eliminar de la muestra el periodo en el cual se presentan altos niveles inflacionarios. Sin embargo, un estudio específico que analice los mecanismos a través de los cuales se materializa esta relación sería importante para interpretar este resultado. Al intentar realizar un mejor análisis de los efectos de la inflación, separándola en anticipada y no anticipada, se encuentra que la primera tiene progresivos para los tres primeros quintiles, lo cual es consistente con lo encontrado por Mocan (1999) para EE.UU. Mientras que en el caso de la segunda, presenta efectos regresivos para los tres primeros quintiles y progresivo para el último quintil, lo cual difiere del resultado de Mocan (1999) para EE.UU.

18 Según lo señalado anteriormente, las políticas que buscan actuar en el mercado laboral de forma de evitar aumentos significativos en la tasa de desempleo, tendrían efectos importantes en la distribución del ingreso, los cuales beneficiarían principalmente a los hogares de las zonas más bajas de la distribución. Por otro lado, aquellas políticas que buscan afectar el componente estructural del desempleo deberían tener efectos en el nivel de ingreso, pero según lo encontrado en esta investigación no generarían cambios en la desigualdad del ingreso. Un desafío pendiente es analizar cuáles son los factores estructurales que explican los altos niveles de desigualdad que existen en Chile al compararlo con los datos internacionales.

19 Referencias Beach, Charles (1977), Cyclical Sensitivity of Aggregate Income Inequality, Review of Economic and Statistics 59, MIT Press. Bishop, J.A, J. P. Formby y R. Sakano (1994), Evaluating Changes in the Distribution of Income in the United States, Journal of Income Distribution 4, 1, Björklund, Anders (1991), Unemployment and Income Distribution: Time Series Evidence from Sweden Scandinavian Journal of Economics 93, Blank, Rebeca, y Blinder, Alan (1985), Macroeconomics, Income Distribution and Poverty, NBER Working Paper N Blejer, Mario, y Guerrero, Isabel (1990), The Impact of Macroeconomic Policies on Income Distribution: An Empirical Study of the Philippines, Review of Economic and Statistics 72:3, Blinder, Alan, y Esaki, Howard (1978), Macroeconomic Activity and Income Distribution in the Postwar United States, Review of Economic and Statistics 60, 4, Bravo, David y Contreras, Dante (1999), La Distribución del ingreso en Chile : Análisis del Impacto del Mercado del Trabajo y las Políticas Sociales, Reformas y Equidad Social en América Latina y el Caribe BID. Buse, Adolf (1982), The Cyclical Behaviour of the Size Distribution of Income in Canada: , Canadian Journal of Economics 15, 2, Contreras, Dante (1999), Distribución del ingreso en Chile: Nueve hechos y algunos mitos, Perspectivas. Volumen 2, N 2. Engle, Roger y Granger, Clive W.J. (1987), Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing, Econometrica 55, 2, Fluckiger, Yves y Zarin-Nejadan, Milad (1994), The Effect of Macroeconomic Variables on the Distribution of Income: The Case of Switzerland Journal of Income Distribution 4:1, Granger, Clive W.J. y Newbold, Paul (1974), Spurious Regressions in Econometrics Journal of Econometrics 2, 2, Hamilton, James D. (1994), Time Series Analysis. Princeton University Press, 820. Hendry, David F. y Naile, Adrian J. (1991), A Monte Carlo Study of the Effects of Structural Breaks on Tests for Unit Roots, Economic Structural Change: Analysis and Forecasting (Berlin: Springer-Verlag) en Peter Hackl y Anders H. Westlund (eds.).

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