Características del hogar y salida de la pobreza:

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1 Característcas del hogar salda de la pobreza: un análss de los hogares urbanos para el período postconvertbldad Jerónmo R. Carballo Unversdad Naconal de Córdoba Agosto 2004

2 Característcas del hogar salda de la pobreza: un análss de los hogares urbanos para el período postconvertbldad * Jerónmo R. Carballo ** Unversdad Naconal de Córdoba Resumen Este trabajo analza el proceso de salda de la pobreza de los hogares urbanos de la Argentna para el período post convertbldad. Se utlzó como fuente de datos a la Encuesta Permanente de Hogares para los 28 aglomerados dsponbles. Se consderaron como factores nfluentes dversas característcas del hogar su jefe, tambén se ntentó ncorporar la dmensón temporal de este proceso. Las conclusones a que arrba este trabajo es que estas característcas son relevantes sgnfcatvas, especalmente las dferencas regonales el captal humano, que la dmensón temporal de la salda de la pobreza en el período post devaluacón tenen un rol central. Palabras claves: pobreza, proceso de salda, regones geográfcas, Argentna, Posson, Códgos JEL: I32 C25 C42 * Este trabajo ntegra el proecto "Economc strateges of ndvduals and ther famles n a contet of rsng uncertant". A network for comparatve studes of Canada and Argentna. Internatonal Research Lnkages program, admnstered for the Department of Foregn Affars and Internatonal Trade b the Internatonal Councl for Canadan Studes ** Departamentos de Economía Fnanzas, de Estadístca Matemátca, Facultad de Cencas Económcas, Unversdad Naconal de Córdoba. Correspondenca relatva a este artículo a 2

3 1. Introduccón A fnes del año 2001, la Argentna se encontraba en una profunda crss tanto económca como fnancera, como corolaro de un prolongado proceso de recesón de tres años durante el cual los ndcadores de pobreza desempleo empeoraron paulatnamente. El desenlace de esta crss se do durante el mes de Enero de 2002, mes en el cual se decretó el fn del Plan de Convertbldad. El fn de la convertbldad generó un proceso de devaluacón que superó el 200% en menos de un año. La ncdenca de la pobreza se dsparó, la poblacón pobre pasó de ser el 38,3% en Octubre 2001 al 53% en Mao 2002, para contnuar crecendo durante el Este marco se vo agravado por el ncremento notable del nvel de desempleo, hasta alcanzar el valor del 21,5% de la poblacón para el msmo mes de El crecmento de la ncdenca de la pobreza tuvo entre sus prncpales factores eplcatvos al ncremento de los precos de los almentos como consecuenca de la devaluacón del perfl eportador de la Argentna. Más precsamente, el valor de la Canasta Básca Total para un adulto equvalente del Gran Buenos Ares aumentó práctcamente el 30% de Octubre 2001 a Mao 2002, otro 20% de Mao a Octubre Durante este período, obvamente, el proceso de caída en la pobreza fue sgnfcatvamente maor que el proceso de salda. Sn embargo, a pesar de que este últmo fue un fenómeno mucho menos frecuente, no por ello es menos relevante. Los hogares que lograron salr de la pobreza en este conteto de gran ncertdumbre cambo deberon hacer un esfuerzo maor que al que tendrían que realzar en el caso de un conteto de establdad crecmento, esfuerzo que debó nclur una adaptacón a la nueva stuacón de la economía Argentna. El análss de estos hogares permtrá comprender de una manera más completa el fenómeno de la pobreza en la Argentna post devaluacón, adconalmente, generar alternatvas de polítca para enfrentar al msmo. Este trabajo tene como objetvo, precsamente, el análss del proceso de salda de la pobreza de los hogares urbanos después de la devaluacón. Se busca encontrar los factores que mpactan sobre la probabldad de los hogares de salr de la pobreza durante el período Mao 2002 Mao En la próma seccón se presenta la metodología seguda, así como tambén las fuentes de datos utlzadas. La tercer seccón se destna al análss de los resultados por últmo la cuarta seccón corresponde a las conclusones que se desprenden del trabajo. 3

4 2. Metodología Para este trabajo se utlzó como fuente de nformacón a la Encuesta Permanente de Hogares (EPH que realza el INDEC dos veces por año, en los mes de Mao Octubre. Como se menconó en la seccón anteror, el objetvo de este trabajo es analzar el proceso de salda de la pobreza durante el , con lo cual se debe ncorporar nformacón respecto los años 2001, Lamentablemente la nformacón dsponble que puede ser utlzada de acuerdo con el objetvo del trabajo llega hasta Mao 2003, a que el nuevo formato de la EPH no permte momentáneamente el segumento de los hogares a lo largo de sus dstntas presencas en la encuesta. Los hogares para ser ncludos en la muestra deberon tener una presenca posteror a la onda en que fueron detectados como pobres. Se ncorporó en la muestra cuando fueron clasfcados como pobres por prmera vez. Se los mantuvo dentro de la muestra hasta que se transformaron en datos censurados a la derecha o hasta que se produjo su prmer cambo a la stuacón de no pobre. Se trabajó con todos los aglomerados ncludos en la EPH, a que nteresa analzar las dferencas regonales en el fenómeno de la salda de la pobreza. Se analzaron en total más de hogares dstntos, con sus dferentes presencas en la encuesta. Asmsmo, se consderaron ajustes en el valor de la Canasta Básca Total en el coefcente de Engel por regón, de acuerdo a la metodología del INDEC. Para determnar s un hogar es pobre o no, se empleó la base anea de pobreza del INDEC que permte establecer s los ngresos del hogar son superores al valor de la línea de pobreza del hogar. En este análss, la defncón utlzada para pobreza tene una gran mportanca. En este trabajo se utlzó la defncón elaborada por el INDEC, que es una medda que compara ngresos no consumo contra el valor de Línea de Pobreza, a pesar de que el consumo permte obtener una dea más eacta del fenómeno porque, entre otras cosas, permte el ajuste ntertemporal [Lee (2003]. La defncón de pobreza consderada en este trabajo es un ndcador Foster, Greer Thorbecke (FGT con parámetro de penalzacón gual a cero. La fórmula general de los ndcadores FGT es N 1 t FGTα 1 N t 1 z α I ( t z donde t es el ngreso, z es la línea de pobreza I ( es una funcón que toma valor 1 s el ngreso es menor o gual que la línea de pobreza cero para el resto de los casos, α 4

5 es el factor de penalzacón que en este caso es gual a cero. Esta defncón de pobreza presenta como prncpal desventaja el hecho de que no cumple con el prncpo de transferenca de Dalton. 3. Resultados La presentacón de los resultados del trabajo se dvde en dos partes. En la prmera parte se muestran las dferencas de la tasa de salda, entendda como el porcentaje de hogares que saleron de la pobreza durante su partcpacón en la EPH. En la segunda parte se hace un análss de la probabldad de salr de la pobreza utlzando modelos de regresón bnara Análss Descrptvo En esta seccón se descrben las dferencas en las tasas de salda de la pobreza de los hogares después de la devaluacón. Se ntenta observar cuáles son los rasgos que caracterzan a los hogares que lograron salr de la pobreza en un conteto económcamente tan complejo como los años , caracterzados por un mportante ncremento de los precos por cambos en los precos relatvos. Se revsó el tamaño la ubcacón del hogar algunos atrbutos de su jefe. Igualmente, con la ntencón de acentuar el carácter dnámco de este fenómeno, se revsaron característcas temporales tales como las dferencas en el proceso de salda entre las dstntas ondas consderadas el tempo total de permanenca en la pobreza. La vsón obtenda a través de este análss se completa precsa en la seccón sguente, empleando un análss econométrco de la probabldad de salr de la pobreza a través de un modelo de regresón de Posson Característcas del Hogar Al consderar las característcas del hogar, regón tamaño en adulto equvalente, se debe tener en cuenta que éstas mpactan sobre el valor de la Línea de Pobreza que enfrenta el msmo. Esto se debe a que la metodología del INDEC para el cálculo de la Línea de Pobreza para cada hogar emplea el tamaño del hogar en adulto equvalente lo multplca por el valor de la Canasta Básca Total para un adulto equvalente para fnalmente multplcarlo por la nversa del coefcente de Engel 1. Además, como se mencono anterormente, porque se utlzan dstntos valores tanto de la Canasta Básca Total como del coefcente de Engel para las dstntas regones del país. S analzamos las dferencas regonales en la tasa de salda se observa una gran dspardad, a pesar de los ajustes antes referdos en el valor de la Línea de Pobreza. 1 Ver Aneo. 5

6 Entre la regón con la maor tasa de salda (regón Patagónca la regón con la menor (regón Noroeste ha una dferenca de 12 puntos porcentuales. En referenca a esta tabla se debe destacar que la regón Metropoltana, hstórcamente una de las regones con menor grado de pobreza (Paz Psell 2000, presenta un porcentaje de salda menor que las regones de Cuo, Pampeana Patagónca. Sn embargo una vez que se consderan varables adconales como el nvel educatvo, la edad el estado laboral del jefe de hogar, otras varables, esta aparente contradccón desaparece como se vera en la seccón sguente. Tabla Nº 1: Tasa de salda según regón Regón 2 Tasa de salda de la Pobreza Metropoltana 17,40% Noroeste 14,12% Nordeste 15,12% Cuo 18,61% Pampeana 19,65% Patagónca 26,23% Para consderar las tasas de saldas según el tamaño del hogar en adulto equvalente se construeron los ntervalos correspondentes al tamaño de manera tal que la prmera ncluera como mámo un hogar consttudo por dos adultos un varón de hasta 12 años o una mujer de cualquer edad. Las sguentes dos categorías surgen de agregarle al tamaño del hogar de la categoría anteror más de dos adultos (uno de cada seo. La tabla Nº 2 muestra que a medda que aumenta el tamaño del hogar en adulto equvalente se reduce el porcentaje de salda de los hogares. Este resultado sería coherente con aquellos obtendos por Marchonn Gasparn (2002 donde se muestra que los hogares pobres han ncrementado su tamaño en los últmos años. Es especalmente mportante la caída, del 100%, en el porcentaje de salda cuando pasamos de un hogar que tene un tamaño mámo de 2 adultos 1 nño a la sguente categoría. Como se eplcó anterormente esta varable afecta fuertemente el valor de la Línea de Pobreza por lo cual no se la nclurá en la especfcacón econométrca de la probabldad de salda de los hogares a que sn lugar a dudas será sgnfcatva, además generará problemas de endogenedad. 2 La defncón de regón utlzada es la empleada por el INDEC. Ver aneo. 6

7 Tabla Nº 2: Tasa de salda según tamaño del hogar en adulto equvalente Tamaño del Hogar en adulto equvalente 3 Tasa de salda de la Pobreza 0 a 2,55 29,61% 2,56 a 4,55 14,47% 4,56 a 6,55 06,82% 6,56 ó más 06,14% Característcas del Jefe de Hogar Entre las característcas del Jefe del Hogar se analzan el nvel educatvo, edad estado de actvdad del msmo. En este grupo de característcas no se nclue el seo del msmo porque en el análss econométrco de la probabldad de salda del hogar esta característca no muestra un efecto sgnfcatvo, como se puede observar en el aneo, mentras que las restantes s tenen un efecto sgnfcatvo. En la Tabla Nº 3 se ve una marcada dferenca en la tasa de salda de los hogares para los dstntos nveles educatvos del Jefe de Hogar. Las categorías de esta varable se defneron de la sguente manera: el nvel educatvo bajo nclue hasta prmaro completo, el nvel educatvo medo está compuesto por personas con secundaro completo e ncompleto, la últma categoría corresponde a las personas con un tercaro o unverstaro completo o ncompleto. Se observa en dcha tabla que la tasa de salda para hogares que tenen un Jefe con un nvel educatvo alto es práctcamente el trple de la correspondente a los hogares que tene un Jefe con nvel educatvo bajo. Tambén es mportante marcar el salto en la tasa de salda de los hogares cuando el nvel educatvo del Jefe pasa de bajo a medo, sn embargo este cambo en la tasa de salda es sensblemente menor que el cambo que se produce cuando el nvel educatvo del Jefe pasa del nvel medo al alto. Esto estaría ndcando la relevanca del captal humano, meddo a través del nvel educatvo, del Jefe del Hogar como posble factor nfluente sobre la probabldad de salr de la pobreza del hogar. 3 La transformacón a adulto equvalente se realzó sguendo la metodología utlzada por el INDEC. Ver aneo. 7

8 Tabla Nº 3: Tasa de salda según nvel educatvo del Jefe de hogar Nvel Educatvo del Jefe de Hogar Tasa de salda de la Pobreza Bajo 13,90% Medo 20,66% Alto 35,38% De la tabla sguente se obtene una conclusón paradójca: la tasa de salda de la pobreza aumenta cuando el jefe de hogar se encuentra prómo a la edad de nactvdad o drectamente nactvo, sn embargo este fenómeno fue observado tambén por estudos anterores (Paz Psell 2000; Paz Es posble que la edad del jefe del hogar tenga una vnculacón fuerte con la cantdad de hjos menores en el hogar con la posbldad de que otros membros del hogar trabajen. Otra ndcacón que se obtene de este cuadro es que no se observa un comportamento dferencados entre hogares con jefes mu jóvenes (18 a 25 años la categoría sguente (26 a 39 años. Tabla Nº 4: Tasa de salda según edad del Jefe de hogar Edad del Jefe de Hogar Tasa de salda de la Pobreza 18 a 25 años 12,93% 26 a 39 años 12,41% 40 a 55 años 17,68% 55 años ó más 24,55% El resultado anteror se encuentra reforzado por el análss de la tasa de salda según estado ocupaconal del Jefe de Hogar. Esta varable se construó combnando el estado de actvdad del jefe de hogar, ocupado, desocupado o nactvo, hacendo una dferencacón de acuerdo con el tpo de empleo para las personas que fguran como ocupados. En este caso se observa que la categoría correspondente a Jefes de Hogar nactvos tene una elevada tasa de salda. Sn embargo esta categoría presenta el problema de que abarca grupos mu heterogéneos, tanto jublados con un ngreso fjo estable como 8

9 desocupados desalentados que no tenen ngresos estables, por lo que el análss de este resultado debe ser cudadoso. Además se observa una alta tasa de salda para hogares cuo jefe cae dentro de la categoría patrón,, como era de esperar, los hogares cuo jefe se encuentra desocupado muestran la menor tasa de salda. En el análss anteror se ha dejado de lado la categoría de trabajadores no remunerados porque el número de casos en el que se presentó fue mu pequeño. Tabla Nº 5: Tasa de salda según estado ocupaconal del Jefe de hogar Estado ocupaconal del Jefe de Hogar Tasa de salda de la Pobreza Patrón 27,73% Cuentrapropsta 16,33% Asalarado 17,06% Trabajador sn remuneracón 12,84% Desocupado 14,01% Inactvo 22,66% Característcas Temporales La salda de un hogar de la pobreza es sn duda un fenómeno dnámco, por lo que en su análss es necesaro consderar la dmensón temporal del msmo. En este caso se ntenta ncorporar esta característca de la pobreza analzando la cantdad de hogares que saleron de la pobreza según las fechas de las dstntas ondas la cantdad de ondas que permaneceron pobres los hogares que mejoraron su stuacón decsvamente. Al analzar el tempo de permanenca en la pobreza se busca dferencar a los hogares que lograron salr entre pobres estructurales o pobres ocasonales. Mentras que con la otra varable se busca analzar s los hogares, como agentes económcos, puseron en marcha algún mecansmo de ajuste frente al proceso de devaluacón. Es mportante destacar que los mecansmos que se busca detectar no corresponden a un hogar en partcular, que los mecansmos de posble de deteccón con la nformacón dsponble son aquellos en lo que ntervene la economía de mercado. Esto últmo se debe a que para determnar s un hogar es pobre se compara el ngreso monetaro obtendo por el hogar con el valor monetaro de la canasta básca total, por lo que s un hogar ncrementó su ngreso no monetaro esto no genera nngún efecto sobre la defncón de pobreza del hogar. El gráfco Nº 1 muestra cómo a medda que nos alejamos del mes de Enero de 2002, la cantdad de hogares que saleron de la pobreza aumenta. Esto sumado a que el valor de 9

10 la Línea de Pobreza contnuó crecendo de manera sgnfcatva, estaría ndcando que a medda que los hogares tenen un maor período de ajuste después de la devaluacón ncrementan su posbldad de salr de la pobreza. Lo que muestra la estenca de una respuesta por parte de las famlas, como actor económco, al cambo orgnado por la devaluacón. Gráfco Nº Hogares que saleron de la pobreza Valor de LP para GBA Ma-02 Jul-02 Sep-02 Nov-02 Ene-03 Mar-03 Ma-03 Esto concde con los resultados obtendos por Fszben, Govagnol Adurz (2002, quenes con una encuesta realzada a 2800 hogares del país en Juno Julo 2002 analzaron la presenca de dstntos tpos de estrategas para enfrentar la crss. Las estrategas fueron clasfcadas en adaptatvas, actvas o referdas a redes socales. Las prmeras ncluen los cambos en el consumo, por lo que no mpactan sobre la determnacón de s el hogar es pobre por lo tanto no son las responsables de este aumento de la cantdad de hogares que saleron de la pobreza. El segundo tpo de estrategas nclue ncorporar a otros membros al mercado laboral, trabajar más horas, vender actvos, usar ahorros, pedr prestado mgrar. El últmo tpo de estrategas mplca la asstenca de famlares, ONG o el Goberno. Los datos de la EPH permten captar el mpacto del segundo tercer grupo de estrategas sobre los ngresos del hogar, aunque sea de forma parcal, por lo tanto podrían ser utlzados para eplcar el ncremento observado. Esta tarea forma parte de una fase próma del presente proecto, por lo que no será profundzada en este trabajo. La tabla Nº 6 muestra como la gran maoría (más del 80%, de los hogares que saleron de la pobreza permaneceron úncamente una onda bajo la Línea de Pobreza. Esto permte caracterzar a los msmos como pobres ocasonales, lo que refleja la mportanca 10

11 de la persstenca en la pobreza como factor que ncde sobre la probabldad de salr de la msma. Esto hecho a fue marcado por Paz (2002. Tabla Nº 6: Permanenca bajo la Línea de Pobreza Nº de ondas de permanenca bajo la LP Hogares que saleron de la Pobreza 1 81,24% 2 15,98% 3 02,78% Total 100% 3.2. Análss Econométrco Ahora se presentarán los resultados obtendos de aplcar un modelo de regresón de Posson a la probabldad de que los hogares saleran de la pobreza después de la devaluacón. La seleccón del modelo de regresón de Posson se basó en algunas de las ventajas que tene por sobre otros modelos bnaros más utlzados en economía (modelos logt o probt para analzar este tpo de modelos. Una de estas ventajas es que este modelo consdera el período de tempo de eposcón al cambo, bajo el supuesto de que los efectos de las dstntas varables son guales a lo largo de todo el tempo. La ncorporacón del tempo en la especfcacón del modelo permte ncorporar la dmensón dnámca del proceso de salda de la pobreza, que como se observó en la seccón anteror de acuerdo a otros trabajos 4, resulta partcularmente relevante. Otra de las ventajas es que el modelo de Posson se caracterza porque la ocurrenca del evento, en este caso que el hogar salga de la pobreza, tene asocado una baja probabldad lo que claramente concuerda con el fenómeno analzado, en tanto la caída masva de hogares en la pobreza es ndudablemente el fenómeno más frecuente durante el período analzado. Por otra parte el modelo de regresón de Posson presenta un problema central, que surge de la condcón que mpone este modelo a que la varable analzada tenga la esperanza condconada gual a la varanza condconada. Cuando estas meddas dscrepan entre sí se presenta dos fenómenos: la sobredspersón (overdsperson la nfradspersón (underdsperson. El prmero ocurre cuando la varanza condconal es maor que la esperanza condconal, mentras que el segundo ocurre cuando se 4 Paz (

12 12 presenta la stuacón nversa a la anteror. El fenómeno que ocurre con maor frecuenca es la sobredspersón, por lo cual es el únco que se tomará en cuenta en el análss. Más formalmente el modelo de Posson consderando el tempo de eposcón se lo puede defnr de la sguente manera: [ ] ' ep(! ( ep( ( λ λ λ λ t E t t Y P donde t es la varable de eposcón, un vector de parámetros una matrz de varables eplcatvas. El modelo de Posson ege que: [ ] [ ] ' ep( λ t V E El método de estmacón empleado es el de máma verosmltud. La funcón de máma verosmltud para el caso en que el tempo de eposcón es untaro es: ' ep(! ( ep( (,, ( 1 1 λ λ λ λ N N donde P X Y L Como la transformacón logarítmca es monotónca se trabaja con el logartmo natural de la funcón de máma verosmltud. En este caso la funcón es: + N X Y L 1! ln( ' ' ep(,, ( ln El estmador que mamza la funcón anteror se obtene a partr de: [ ] N 1 0 ' ep(,, ( l sempre cuando se cumpla que la matrz hessana sea defnda negatva. En este caso la matrz hessana de la funcón log-verosíml vene dada por N H 1 2 ' ' ep( ',, (,, ( l Como la ecuacón anteror es no lneal en se debe resolver con un algortmo teratvo. Por otra parte la EPH es una encuesta cuo dseño se realza por aglomerados, donde los msmos consttuen un estrato además se cuenta con un factor de epansón para cada observacón, por lo que se deben realzar algunas correccones a la especfcacón econométrca para ncorporar estas característcas. S defnmos L h,... 1 como los estratos, h,...n 1 los elementos en cada estrato, ( h w dag W matrz dagonal que contene las ponderacones muestrales,

13 l, Y h, X es el logartmo de la funcón de verosmltud del modelo de Posson. El ( h estmador ahora surge de resolver L h G( w S(, h 1 N h h, h 0 donde S, h, es el vector score, es decr,,, (, Y, X / ( h S l. ( h h h h Una consecuenca mportante se derva de estas correccones, este nuevo estmador es un estmador pseudo-mámo verosíml a que no es un estmador de la funcón de dstrbucón de la muestra. Esto mpde que se utlcen tests de la razón de verosmltud para evaluar el ajuste del modelo. Como se menconó anterormente uno de los prncpales problemas de la regresón de Posson es la presenca de sobredspersón. Para enfrentar este problema ha dversas alternatvas entre las que se encuentran los modelos mtos, la estmacón semparamétrca, los modelos con varanza generalzada modelos específcos dseñados para ncorporar la sobre dspersón (modelos de ceros nflados. La alternatva más utlzada son los modelos mtos, dentro de estos partcularmente el modelo bnomal negatvo. Los modelos mtos permten modelar la varanza de una manera más fleble con lo cual relajan el supuesto de gualdad entre la varanza condconal la meda condconal. La forma más común de obtener la dstrbucón bnomal negatva es suponer que los datos sguen una dstrbucón Posson, donde la meda de la msma está especfcada en forma ncompleta debda a que ha heterogenedad no observada. Se consdera adconalmente que la meda es una varable aleatora que sgue una dstrbucón gamma, formalmente: ~ λ ep( + ε donde se supone que ε representa la heterogenedad no observada que no está correlaconado con. Con lo cual se deduce fáclmente que la relacón entre ~ λ λ es la sguente ~ λ λ ep( ε λ δ S adconalmente se supone que E( δ 1, que δ sgue una dstrbucón gamma con 1 parámetro v α donde α > 0 que v es gual para todos los ndvduos se obtene la funcón de densdad bnomal negatva P( 1 α 1 1 Γ( + α α Γ( + 1 Γ( α α + λ α λ λ + λ 13

14 la varanza condconal ahora es: Var 2 ( λ + αλ Con lo cual cuando α 0 la varanza condconal es gual a la meda condconal estamos frente a la dstrbucón de Posson nuevamente. Por lo que una forma de comprobar s ha o no sobredspersón es realzar la msma regresón utlzando el modelo bnomal negatvo analzar el valor del párametro α, alternatva que se utlzará en el presente trabajo. Por otra parte las varables ncludas en la estmacón del modelo son las msmas que fueron presentadas en la seccón anteror salvo que las característcas temporales son dejadas de lado porque se ncorpora al modelo de regresón la varable de eposcón. Tampoco se nclue como varable eplcatva el tamaño del hogar en adulto equvalente por problemas de endogenedad. Se ncorporó, adconalmente, como varable eplcatva al seo del jefe de hogar, empero la msma no resultó sgnfcatva. Este resultado dfere de la observacón de Gasparn otros (2002 quenes encuentran una maor proporcón de hogares pobres entre aquellos cuo jefe es una mujer. Las varables que se utlzaron en la regresón del modelo son varables categórcas, algunas de las cuales lo eran orgnalmente mentras que otras fueron transformadas como tales. Por lo que la estmacón de los parámetros del modelo se hzo utlzando varables artfcales, que permteron comparar los efectos de las dstntas categorías de una varable contra la categoría defnda como referenca para la varable. Adconalmente se realzaron test de Wald para analzar la gualdad entre los coefcentes de las restantes categorías entre sí para cada una de las varables analzadas. Con esta estratega de estmacón se pueden dentfcar aquellas característcas que modfcan la probabldad de salda del hogar. Las categorías de referenca para las varables (señaladas con un astersco en la tabla sguente son que el hogar pertenezca a la regón metropoltana que su jefe de hogar tenga entre años, un nvel educatvo bajo sea un asalarado. Los resultados de las estmacones utlzando el modelo de regresón de Posson se observan en la tabla Nº 7. Tambén se muestran aquellas categorías de las varables que resultaron ser sgnfcatvamente con un nvel de confanza del 95%, de acuerdo con el test antes menconado. Para esto se utlza un superíndce al fnal del nombre de la categoría que ndca de qué otra categoría es sgnfcatvamente dstnta. Por ejemplo, la categoría de Jefes de Hogar entre años de edad es sgnfcatvamente dstnta de la categoría correspondente a Jefes de Hogar entre años (superíndce a1. 14

15 Tabla Nº 7: Estmacón del modelo de Posson Covarable ep(coef Err. Est. P> t a Edad del Jefe de Hogar Entre años Entre años* 1 Entre años a <0.001 Más de 55 años a1,a <0.001 b Nvel Educatvo del Jefe de Hogar Bajo* 1 Medo <0.001 Alto b <0.001 c Estado ocupac. del Jefe de Hogar Patrón Trabajador por su cuenta Asalarado* 1 Trabajador sn remuneracón Desocupado c Inactvo c d Regón Metropoltana* 1 Noroeste <0.001 Nordeste Cuo d Pampeana d2,d Patagónca d2,d3,d4,d <0.001 El resultado de las estmacones utlzando el modelo de Posson refuerza las descrpcones obtendas de la seccón anteror, aunque se presenta algunas dferencas. S analzamos las dferencas regonales de la probabldad de salr de la pobreza encontramos que los hogares que pertenecen a la regón metropoltana tene una maor probabldad que los hogares que pertenecen a las regones del Noroeste Nordeste. 15

16 Sn embargo no se puede afrmar que haa dferencas en el resgo de salda para los hogares de las regones Metropoltana respecto a hogares de las regones de Cuo Pampeana. Pero se observa una dferenca sgnfcatva entre dos estas últmas regones, que favorece a la regón Pampeana. La regón Patagónca es la regón con maor resgo de salda de la pobreza, a través de los test se puede ver que es sgnfcatvamente dstnta de todas las otras regones, mentras que la regón del Noroeste es la regón con menor resgo de salda. Lo antes menconado muestra a las claras que ha amplas dferencas regonales en el proceso de salda de los hogares de la pobreza. Esto concuerda con lo obtendo por Bustelo Lucchet (2004 quenes encuentran dferencas regonales en el resgo de ser pobres, además el ordenamento de las regones es smlar al que surge en este trabajo. Sn embargo contradce parcalmente lo hallado por Paz (2002 para el período , quen no encuentra dferencas en el resgo de salr de la pobreza entre las regones Pampeana, Cuo Patagónca. Por otra parte, s consderamos las característcas del Jefe de Hogar se observan mportantes dferencas en el resgo de salda cuando el nvel educatvo del msmo aumenta, a que ha estas dferencas son sgnfcatvas en el paso del nvel bajo al nvel medo, de este últmo al nvel alto. Lo que confrma la mportanca del captal humano en la aumento del resgo de que un hogar salga de la pobreza. Consderando la edad del Jefe de Hogar se observa que el resgo de salr de la pobreza de un hogar es sgnfcatvamente maor para aquellos cuo Jefe tene más de 40 años, que este resgo vuelve a aumentar cuando el Jefe de Hogar supera los 55 años a que esta categoría resulta ser dstnta en forma sgnfcatva a la prmera categoría. Por otra parte no ha dferencas sgnfcatvas entre las categorías de edad entre años entre años. El hecho de que el resgo de salda aumente, de manera notable, cuando el Jefe de Hogar es maor a 55 años no tene una eplcacón drecta. Es posble que este dato refleje el efecto de otras varables que no fueron ncludas en la regresón, como podría ser el número de personas que trabajan en el hogar, el tamaño del hogar, etc. A pesar de ser un hecho sn una clara eplcacón este resultado tambén fue obtendo por Paz Psell (2000, Paz (2002, por Bustelo Lucchet (2004 para los años pero en el año 2001 la edad del Jefe de Hogar perde su sgnfcatvdad para estos últmos. Fnalmente, resta analzar el efecto del estado de actvdad del jefe de hogar. Lo prmero que se observa es que tomando como punto de comparacón a la categoría de asalarados sólo se encuentran dferencas sgnfcatvas con la categoría de desocupados, donde los hogares cuo jefe se encuentra dentro de esta últma categoría tenen un menor resgo de salda. Este comportamento relatvo de la categoría de desocupados tambén se da cuando la comparamos contra la categoría de patrón de nactvos, pero no así cuando lo 16

17 hacemos con los trabajadores por cuenta propa o sn remuneracón. Con lo cual se ve claramente que aquellos jefes de hogar que son cuentapropstas o trabajadores sn remuneracón (ocupacones más nestables se encuentran en una stuacón ntermeda entre los asalarados o patrones (ocupacones con maor establdad los desocupados. En este análss se encuentra nuevamente que la categoría de nactvos tene un resgo de salda por encma de los desocupados aquellos ocupados en las categorías más nestables, lo que resulta certamente paradójco. Una de las eplcacones tentatvas, como se djo anterormente, es que está reflejando el efecto de otras varables que no fueron consderadas en la regresón. Sn embargo para realzar un análss más detallado de este fenómeno se requere de una dferencacón entre los dstntos componentes que forman la categoría de nactvos (jublados, estudantes, amas de casa, desocupados desalentados, a que es de esperar que se presenten dstntos comportamentos para estas subcategorías. Estos resultados obtendos utlzando un modelo de regresón de Posson fueron confrmados cuando se utlzó como alternatva un modelo de regresón bnomal negatvo, a que el estmador del parámetro del error multplcatvo ntroducdo en la varanza por este modelo no pasó el test de ser sgnfcatvamente dstnto de cero. Con lo cual se puede afrmar que el modelo no presenta sobredspersón generada por heterogenedad no observada. Además los valores de los coefcentes obtendos por esto dos modelos concden nclusve hasta el tercer decmal. Tambén se realzó la msma regresón empleando el modelo de regresón logístca, como un método alternatvo para comprobar los resultados obtendos con un modelo más utlzado en trabajos de Economía. Se encontró que todas las categorías que eran sgnfcatvas con el modelo de Posson tambén lo son utlzando el modelo Logt, salvo la categoría correspondente a la regón Nordeste que dejó de ser sgnfcatva al 5% para pasar a ser sgnfcatva al 9% Conclusones Los prncpales resultados de este trabajo ndcan la relevanca de las característcas del hogar al momento de analzar la probabldad de su salda de la pobreza para el período post devaluacón, así como tambén de la dmensón temporal de este proceso de salda. Las característcas que resultaron ser sgnfcatvas ncluen la edad, el nvel educatvo el estado de actvdad del Jefe de Hogar, así como tambén la regón de resdenca del hogar, a pesar de las consderacones regonales en el valor de la Canasta Básca Total el coefcente de Engel. 5 Ver Aneo 17

18 Es especalmente mportante el efecto de la educacón del Jefe de Hogar, que puede ser consderada como una pro del captal humano. Controlando por las otras varables consderadas, un hogar cuo jefe recbó educacón superor tene un resgo de salr de la pobreza 200% maor que un hogar cuo jefe tene un nvel educatvo bajo. Tambén se deben destacar las amplas dferencas regonales, un hogar de la regón Patagónca tene un resgo de salr de la pobreza 120% maor que un hogar de smlares característca pero de la regón Noroeste del país. Fnalmente se debe remarcar el hecho de que el Jefe de Hogar esté nactvo no mpacta en forma sgnfcatvamente dstnta a los casos en que el Jefe de Hogar es Asalarado o Patrón. Esto últmo requerría de un análss más profundo debdo a la heterogenedad de la categoría. Al ponderar los resultados obtendos, no deben olvdarse las lmtacones de este trabajo. Estas lmtacones surgen de las característcas de los datos dsponbles, en tanto la nformacón temporal se lmta a cuatro momentos del tempo, se concentra en los hogares de los aglomerados urbanos. Asmsmo, deben recordarse las consecuencas de la defncón de pobreza utlzada señaladas más arrba. 18

19 Bblografía Bustelo, Monserrat, Lucchett, Leonardo (2004. La pobreza en Argentna: Perfl, Evolucón Determnantes Profundos (1996, 1998, Centro de Estudos Dstrbutvos, Laborales Socales, Unversdad Naconal de La Plata. Documento de Trabajo Nro. 7. Carballo, Jerónmo; Herrero, Verónca; Rodríguez, Alejandro (2004. Curso Introductoro a STATA 7.0, Insttuto de Economía Fnanzas, Facultad de Cencas Económcas, Unversdad Naconal de Córdoba. Crosta, Fernando (2001. La medcón de la Pobreza en la Argentna, revsón metodológca estmacones. Anales de la Asocacón Argentna de Economía Polítca. Fszben, Arel; Govagnol, Paula Inés; Adurz, Isdro (2002. Argentna s crss and ts mpact on household welfare, Background Paper No. 1, Argentna Crss and Povert 2003, World Bank Report No AR Gasparn, Leonardo otros (2002. Característcas demográfcas pobreza en la Argentna. Banco Interamercano de Desarrollo (BID. Gasparn, Leonardo, Marchonn, Marana Sosa Escudero, Walter. (2001. La dstrbucón del ngreso en la Argentna, Premo Fulvo Salvador Pagan 2001, Fundacón Arcor. Gourérou, Chrstan; Magnac, Therr (1997. Duraton, transton and count data models. Journal of Econometrcs 79 ( Greene, Wllam H. (1999. Análss Econométrco, 3º Edcón, Edtoral Prentce Hall, Estados Undos. Insttuto Naconal de Estadístcas Censos (INDEC, Dreccón de Indces de Precos de Consumo: Pardades de Poder de Compra del Consumdor, Insttuto Naconal de Estadístcas Censos (INDEC, Informes de prensa: Incdenca de la pobreza en los aglomerados urbanos, correspondentes a Mao 2001, Octubre 2001, Mao 2002, Octubre 2002 Mao Lee, Haeduck (2003 Povert Measurement n Argentna, Background Paper No. 8, Argentna Crss and Povert 2003, World Bank Report No AR. Marchonn, Marana; Gasparn, Leonardo (2002a. El mpacto Dstrbutvo de los Cambos en las Decsones de Fertldad, Departamento de Economía, Facultad de Cencas Económcas, Unversdad Naconal de La Plata, Documento de Trabajo Nº 44. Marchonn, Marana; Gasparn, Leonardo (2002b El papel de los cambos demográfcos en el aumento de la pobreza, Departamento de Economía, Facultad de Cencas Económcas, Unversdad Naconal de La Plata, Semnaro de Economía 19

20 Morales, Elena (1988. Canasta Básca de Almentos Gran Buenos Ares, Documento de trabajo Nº 3, INDEC / IPA. Paz, Jorge A. (2002. Una ntroduccón a la dnámca de la pobreza en la Argentna, Unversdad Naconal del CEMA, Sere de documentos de trabajo N 226. Paz, Jorge A. ; Psell, Carolna (2000. Desgualdad de ngresos pobreza en Argentna. Anales de la Asocacón Argentna de Economía Polítca. Romero Rodríguez, Margarta; Los Arcos, Enrque; Cano Fernández, Vctor; Sánchez Pradón, Manuel (2001. Modelos para datos de recuento con ecesos de cero. Aplcacón a ctas de patentes, Unversdad de la Laguna, Unversdad de Las Palmas de Gran Canara, España. Documento de trabajo Sosa Escudero, Walter (1999. Tópcos de Econometría Aplcada, Departamento de Economía, Facultad de Cencas Económcas, Unversdad Naconal de La Plata, Trabajo Docente Nro. 2. StataCorp (2003. Stata statstcal software: release 8.2. College staton, TX, Estados Undos. World Bank (2003. Argentna Crss and Povert Report No AR. Yn Bn Cheung (2002. Zero-nflated models for regresson analss of count data: a stud of growth and development. Journal Statstcs n Medcne, 2002; 21:

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