DOCUMENTO DE TRABAJO. Un Estudio Empírico sobre el Ahorro Voluntario Previsional. Gabriel Correa.

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1 Instituto I N S T Ide T Economía U T O D E E C O N O M Í A T E S I S d e M A G Í S T E R DOCUMENTO DE TRABAJO 2011 Un Estudio Empírico sobre el Ahorro Voluntario Previsional Gabriel Correa.

2 PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE I N S T I T U T O D E E C O N O M I A MAGISTER EN ECONOMIA TESIS DE GRADO MAGISTER EN ECONOMIA Correa Izquierdo, Gabriel Diciembre, 2011

3 PONTIFICIA UNIVERSIDAD CATOLICA DE CHILE I N S T I T U T O D E E C O N O M I A MAGISTER EN ECONOMIA Un Estudio Empírico sobre el Ahorro Voluntario Previsional Gabriel Correa Izquierdo Comisión Rodrigo Fuentes Juan Urquiza Miguel Fuentes Santiago, diciembre de 2011

4 Abstract This paper attempts to identify personal features that influence individuals to participate in various voluntary savings plans of the pension system in Chile. To do so, it makes use of data from the Encuesta Financiera de Hogares (Household Financial Survey), conducted by the Central Bank of Chile in 2007 to about 4000 homes. The estimation is carried out using a logit model and following in part the literature for American 401(k) pension plans. It also develops a simple theoretical framework to analyze the way different variables such as income, wealth and education affect participation in these plans. Finally, the estimate shows that the most important variables are the marginal tax section, household wealth, the degree of involvement in the financial system, and the amount of unsecured debt.

5 Un Estudio Empírico sobre el Ahorro Voluntario Previsional * Gabriel Correa Izquierdo ** Diciembre de 2011 Resumen Este trabajo intenta determinar cuáles son las características personales que influencian a los individuos a participar en los distintos planes de ahorro voluntario del Sistema de Pensiones de Chile. Para ello, se vale de los datos de la Encuesta Financiera de Hogares, realizada por el Banco Central el año 2007 a cerca de 4000 hogares. La estimación se lleva a cabo usando un modelo logit y siguiendo en parte la literatura para los planes de pensiones 401(k) norteamericanos. Se desarrolla también un modelo simple que permite dar un trasfondo teórico a la manera en que distintas variables, tales como el ingreso, la riqueza y la educación, afectan a la participación en estos planes. Finalmente, la estimación muestra que las variables más importantes son el tramo de impuesto marginal, la riqueza del hogar, el grado de involucramiento en el sistema financiero, y la cantidad de deuda sin colateral. * Tesis para optar al grado de Magíster en Economía. ** Agradezco los comentarios de Rodrigo Fuentes, Miguel Fuentes y Juan Urquiza, y de los demás participantes del seminario de Tesis de Economía. Además quisiera agradecer especialmente a Rodrigo Vergara por su valiosa ayuda, y a mi familia por su apoyo incondicional durante todo este tiempo. Este trabajo utiliza datos de la Encuesta Financiera de Hogares, lo cual fue posible gracias al Banco Central de Chile. Cualquier comentario a: gcorrea1@uc.cl

6 Índice 1. Introducción 1 2. Breve Descripción de los Sistemas de Ahorro Voluntario 4 3. Un Modelo Simple de Ahorro 6 4. Breve Revisión de la Literatura 9 5. Datos Metodología y Construcción de Variables Resultados Conclusiones 30 A. Desarrollo del Modelo Teórico 32 Referencias 39

7 1. Introducción En las últimas décadas, varios países han cambiado su sistema de pensiones, dejando atrás el clásico sistema de defined benefits. En este sistema las pensiones se calculan a través de una fórmula conocida de antemano (que depende, entre otras cosas, de la edad y del historial de ingresos), y son obtenidas de una cuenta de capitalización colectiva (financiada con impuestos al trabajo en la mayoría de los casos). Uno de los sistemas alternativos es el de defined contributions (como el existente en Chile), donde lo que se conoce de antemano es cuánto se tiene que aportar, como fracción del ingreso, a una cuenta de capitalización individual. La rentabilidad de estos ahorros, y por lo tanto, el tamaño de la pensión, es desconocida. De manera práctica, esto significa que cada uno es responsable de su propia pensión, en vez de serlo el Estado, y al mismo tiempo que el riesgo en las inversiones de los fondos de pensiones ahora es de las personas. Esto simplifica los problemas de balance fiscal del Estado que ocurren con el envejecimiento de la población, ya que la población activa es cada vez menor en comparación a la población recibiendo pensiones (ver, por ejemplo, el caso europeo: en el año 2010, Francia gastó un 13,2 % de su PIB al pago de pensiones, Italia un 14,7 % y Alemania un 12,7 % 1 ). Dado que la población tiende a envejecer, estos porcentajes han ido creciendo con el tiempo y se espera que la tendencia se mantenga. Chile fue pionero en el sistema de capitalización individual, y posteriormente, adoptó políticas que permitían ahorrar voluntariamente siguiendo las experiencias de otros países (como Estados Unidos con el 401(k), plan que permite ahorrar en una cuenta de capitalización individual aparte de los aportes obligatorios al sistema de Seguridad Social). Dentro de estas políticas destaca el sistema de Ahorro Previsional Voluntario (APV) instaurado el año Sin embargo en Chile, a diferencia de los planes 401(k) que tienen tasas de participación altísimas (sobre 70 % según algunos estudios, por ejemplo Huberman, Iyengar y Jiang (2007), Papke (1995) y Papke y Wooldridge (1996)), la participación en el APV no pasaba del 5 % en el año 2007 según los datos de la Superintendencia de AFP 2. Por otro lado, es verdad que 1 Datos obtenidos de EuroStat.[10] 2 Datos obtenidos del sitio web.[23] 1

8 los planes 401(k) ofrecen más incentivos al ahorro mediante la participación de las empresas. A la fecha hay pocos estudios que analicen los determinantes de la participación en el APV en Chile, y esa es una de las contribuciones que pretende lograr este trabajo. Los datos de la Encuesta Financiera de Hogares, recientemente publicados, entregan información financiera y demográfica detallada que es tremendamente útil para un análisis de este tipo. En la literatura existe un consenso de que variables como la edad, el ingreso y la riqueza son importantes determinantes de la participación en un plan de este tipo. Existen otras variables, tales como el género, la tasa marginal de impuestos, el matrimonio y la cantidad de niños en el hogar, en las cuales no existe consenso pero han resultado ser significativas en algunos de los estudios, por cuanto parecen ser determinantes del grado de aversión al riesgo de los hogares. En este trabajo, se estimará un modelo para analizar los determinantes de la participación en los programas de cotización voluntaria. En línea con la literatura anterior, se usará un modelo logit para estimar la probabilidad de participación de un individuo según sus características individuales. Se espera que estos rasgos individuales sean relevantes para explicar la participación, en especial la tasa de impuesto marginal, la edad, y la riqueza total del hogar. A diferencia de los trabajos anteriores sobre este tema (por ejemplo, Bravo et. al. (2008) y Pizarro (2008)), los datos están sacados de la Financiera de Hogares (EFH), y no de la Encuesta de Protección Social (EPS). Esto representa una ventaja, ya que por construcción la EPS presenta los datos de ahorro voluntario bajo un doble sesgo de selección. Esto se debe a que la información sobre participación en APV es recogida en una pregunta que no se le hace a todos los encuestados, sino que solamente a aquellos que han contestado positivamente a una serie de preguntas anteriores. Por otro lado, el trabajo de Bravo et. al. (2008) observa simplemente las correlaciones presentes entre las variables de la EPS, y luego estima un modelo logit, tomando en cuenta el doble sesgo de selección. Pese a que se corrige el doble sesgo de selección, esto implica que deben usar una submuestra de la EPS, de la cual se obtienen estimadores que no son para nada representativos de la población chilena. Además de algunas de las variables incluidas en este trabajo, Bravo et. al. incorporan algunas variables únicas a la EPS, como lo son los scores 2

9 de aversión al riesgo y de conocimiento del sistema financiero. La carencia de un trasfondo teórico, y el uso de una encuesta peor diseñada para este tipo de análisis, y la imposibilidad de extrapolar los resultados a la población del país, son las faltas sobre las que este trabajo intenta construir un aporte. La tesis de Pizarro (2008) también estima un modelo logit para el APV (y varios tipos de ahorro) usando datos de la EPS. Sin embargo, no toma en cuenta el sesgo de selección antes explicado, y además las variables incluidas en su análisis no son consistentes con lo que se ha encontrado anteriormente en la literatura. Finalmente, sus estimaciones, a mi juicio, carecen de validez por la falta de controles sobre los otros tipos de ahorro en los modelos logit, ya que trata a los distintos tipos de ahorro (inmobiliario, financiero, APV, etc.) como si fueran mutuamente excluyentes. El resto del trabajo se desarrolla de la siguiente manera: en la próxima sección se da una breve descripción de los sistemas de ahorro voluntario existentes en Chile, así como del sistema 401(k) existente en Estados Unidos. Posteriormente, en la sección 3 se presenta un modelo muy simple para ilustrar el efecto de un beneficio tributario sobre el ahorro voluntario. La sección 4 da una visión general de la literatura correspondiente, con un énfasis en las publicaciones que estudian la participación en los planes de capitalización voluntaria y en las variables utilizadas por los distintos autores en sus estimaciones. La mayoría de la literatura se refiere a los planes 401(k), y por lo tanto, hay una serie de variables que son irrelevantes al analizar el sistema de APV. Sin embargo, el objetivo es el mismo (estudiar la participación), y la metodología del análisis es lo importante. En la sección 5 se describe la Encuesta Financiera de Hogares, y el tratamiento que ha recibido antes de ser usada en este trabajo. La sección 6 presenta la metodología empleada y la construcción de las variables dependientes incluidas en el análisis. Se presentan también algunos gráficos y tablas descriptivas. La sección 7 muestra los principales resultados obtenidos de la estimación, así como un análisis de las posibles implicancias que se derivan de ella. Finalmente, la sección 8 concluye el trabajo, entregando posibles explicaciones a lo encontrado como resultado de las estimaciones, así como posibles recomendaciones a seguir en esta materia. 3

10 2. Breve Descripción de los Sistemas de Ahorro Voluntario A partir de la década de 1980, una serie de reformas institucionales fueron llevada a cabo por el Gobierno de Chile con el objetivo, entre otros, de cambiar la concepción de un Estado benefactor a la de un Estado subsidiario. Entre las reformas aplicadas, destaca la creación del sistema de AFP (Administradoras de Fondos de Pensiones) para reemplazar el sistema de cajas de compensación existente en el manejo de las pensiones. El cambio más drástico es que el sistema dejó de ser uno colectivo, pasando a ser uno de capitalización individual, en el que cada persona ahorra para su propia jubilación. Esto supone incentivos al ahorro (al menos para una proporción grande de la población activa), y también una fuerte regulación por parte del Estado. Actualmente, este sistema opera a través de tres pilares: el pilar solidario, el cual es financiado con los impuestos generales y no con contribuciones individuales, tiene el objetivo de generar cierta redistribución hacia aquellos que no alcanzan a aportar lo suficiente para asegurar una pensión mínima. Un segundo pilar obligatorio, el cual es de capitalización individual, y en el cual la única función del Estado es asegurar el correcto funcionamiento del sistema. De esta manera, recae sobre cada individuo la responsabilidad de cotizar para asegurar una pensión. Y por último un pilar voluntario, que permite a través de distintos mecanismos el ahorro de un monto mayor al obligatorio. Esto es útil para aquellos que con este monto obligatorio no alcanzan a obtener una pensión parecida al promedio de sus ingresos durante su vida activa (ya que el monto obligatorio tiene un tope máximo); es decir, es más atractivo para gente con mayores ingresos. Los distintos mecanismos permiten ciertos beneficios tributarios para incentivar el ahorro. La manera en que opera el sistema de pensiones chileno es a través de la retención obligatoria de una parte del salario (10 % del salario imponible, con tope de 66 UF) que es entregado por el empleador a la AFP directamente. Ésta lo invierte, siguiendo las reglas y límites de inversión establecidos en la ley, y cobra una comisión a los cotizantes. Estos ahorros no se pueden retirar antes de la jubilación (65 años para los hombres y 60 para las mujeres, salvo 4

11 excepciones contempladas en la ley). El sistema de capitalización individual, a pesar de ser un modelo exitoso que se ha adoptado en varias partes del mundo, no está exento de problemas. Es por esto que se ha reformado bastantes veces con el objetivo de ajustar la regulación a las que están sometidas tanto las personas como las mismas administradoras de fondos y de dar mayor libertad en algunas decisiones, al mismo tiempo de asegurar que no exista demasiado riesgo en las inversiones realizadas. En el año 1987 se creó lo que se conoce como la cuenta dos, que es básicamente una cuenta de ahorro que permite a las personas ahorrar de manera voluntaria por sobre el monto determinado por el aporte obligatorio. Este método de ahorro voluntario tiene beneficios tributarios, ya que se descuenta del impuesto a la renta; y puede ser retirado en cualquier momento (pagando el impuesto correspondiente, con una serie de condiciones) o transferido a la cuenta de capitalización individual (movimiento que no paga impuestos, pero no permite el retiro de este dinero posteriormente hasta la jubilación). El cotizante está obligado a ahorrar en la misma AFP en la que está afiliado, y además la administradora tiene derecho a cobrar una comisión. Posteriormente, en el año 2002 se creó el mecanismo de Ahorro Previsional Voluntario (APV), que permite a las personas ahorrar voluntariamente por sobre el aporte obligatorio, e invertir estos ahorros en una serie de alternativas con el objetivo de aumentar el tamaño de la cuenta de capitalización individual. Al igual que la cuenta dos, tiene un beneficio tributario el cual consiste en que al momento de hacer el aporte al APV, el monto se deduce de la base imponible de la persona, y las utilidades y retornos de estas inversiones están exentos de impuestos. Al momento de retirar estos fondos para la jubilación, pagan una tasa de impuesto de 15 %. Hay que notar que se puede retirar estos fondos antes de tiempo (en caso de una emergencia, por ejemplo), pagando el impuesto a la renta correspondiente y una sobre-tasa que va entre 3 % y 7 % (como penalización por retirarlos antes). Tiene un tope de 50 UF mensuales exentos de impuesto. Además existen lo que se conoce como depósitos convenidos, que es otra alternativa de ahorro voluntario con beneficios tributarios, pero que no permite su retiro antes de la jubilación en ningún caso. Estos depósitos son de cargo exclusivo del empleador y están fijados 5

12 mediante un contrato con el empleado. Para el empleador, son tratados como gasto necesario para producir la renta (es decir, se rebajan de la renta imponible); y para el empleado no constituyen renta en ningún caso. Tienen un tope de 900 UF anuales por empleado. Los planes 401(k), llamados de esta manera por la subsección del Internal Revenue Code norteamericano en la que se detallan, corresponden a los planes de pensiones que estimulan el ahorro voluntario de los empleados de una manera semejante al APV. Fueron establecidos en la década de 1980, y la principal diferencia con el caso chileno es que son planes ofrecidos por los empleadores, los cuales pueden ofrecer una matching rate (una tasa de emparejamiento a los aportes hechos por los empleados). Los aportes de los empleados se rebajan de su base imponible (hasta un tope anual fijado por ley que se reajusta cada año), y no son gravados hasta que se retiran (lo cual está permitido a partir de los 59,5 años) ni tampoco lo son los intereses ganados. Los aportes de los empleadores (a través de la matching rate) se descuentan de la base imponible de éstos, ofreciendo incentivos al ahorro a ambas partes. Además, los empleadores tienen permitido inscribir de manera automática a los empleados en estos planes (para lo cual cuentan con una tasa y un fondo por defecto); los empleados pueden posteriormente cambiarse de fondo o retirarse del programa. En la actualidad, se estima que cerca del 60 % de los empleados norteamericanos a los que se les ofrecen estos planes participan en ellos. 3. Un Modelo Simple de Ahorro Para ilustrar los incentivos a los que se enfrentan los individuos frente a un sistema de pensiones de defined contributions, puede ser útil el desarrollo de un modelo simple que tome en cuenta los aspectos relevantes. Asumamos, por simplicidad, que existe un solo tramo de impuestos marginales, y que el individuo vive dos períodos. Solo en el primero de ellos trabaja, recibiendo Y 1 de salario, el cual tiene que dividir entre consumo contemporáneo, c 1, y ahorro para el segundo período, s 1. En el segundo período, su consumo c 2 corresponde al ahorro del período anterior más los intereses después de impuestos; por simplicidad asumimos que no deja un ahorro s 2 a la posteridad. La tasa de impuestos es τ, que grava tanto al salario como 6

13 a los ingresos de capital. Supongamos que el individuo posee cierta riqueza al comienzo del primer período, la cual denotaremos por s 0. El origen de esta riqueza no es relevante, pero podemos pensar en ella como una herencia recibida, que puede ser tanto de signo negativo como positivo. El ahorro en el período 1 se descompone en ahorro con beneficio tributario (s B, el cual se rebaja de la base imponible) y un ahorro alternativo sin beneficio tributario (s S ), además de un ahorro previsional obligatorio que representa una tasa s M del ingreso laboral, y que también está exento de impuestos. Todos los tipos de ahorro entregan la misma tasa de retorno. s 1 = s B + s S (3.1) El individuo siempre va a preferir ahorrar antes en s B que en s S, ya que es más barato: dado que tienen la misma rentabilidad, el beneficio tributario actúa como una rebaja en el costo del ahorro, en términos de consumo corriente. De esta manera, sólo ahorra en s S cuando sobrepasa el límite del beneficio tributario s B. s 1 = s B = s 1, s S = 0 si s 1 < s B s B = s B, s S = (s 1 s B ) si s 1 s B La función de utilidad (del tipo constant relative risk aversion) está dada por la siguiente expresión, donde β representa el descuento intertemporal de la utilidad, y σ es un parámetro de aversión al riesgo: U = U (c 1, c 2 ) = c 1 1 σ 1 σ + β c 1 σ 2 1 σ (3.2) Dada la forma del problema, hay que analizar dos casos distintos. Primero, el caso en que el individuo ahorra menos que el tope del beneficio tributario (s 1 s B ). Y segundo, cuando de manera óptima el individuo decide ahorrar por sobre el tope del beneficio tributario (s 1 s B ). 3 3 El desarrollo de ambos casos está detallado en el apéndice A. 7

14 En el primer caso, encontramos que el consumo y el ahorro están determinados por las siguientes ecuaciones: c 1 = {s 0 [1 + r (1 τ)] + Y 1 (1 τ)} (ω) (3.3) s 1 = s B = {s 0 [1 + r (1 τ)] + Y 1 (1 τ)} (1 ω) s M Y 1 (1 τ) (3.4) O bien, de una manera más simple: c 1 = c 1 s B = s B ( ( s 0 (+) s 0 (+), Y 1, β, σ (+) ( ) (+) ), Y 1, β, σ, s M ( ) (±) (+) ( ) ) (3.5) (3.6) donde los signos entre paréntesis representan el signo de la derivada de la función con respecto a esa variable. Si β = σ = 1, tendríamos un individuo que valora la utilidad futura tanto como la presente, y para el que los efectos sustitución y riqueza sobre el ahorro se cancelan de manera exacta (es decir, que tiene elasticidad de sustitución intertemporal igual a uno). De esta manera, consumiría sólo la mitad de su ingreso en t = 1 y ahorraría el resto (asumiendo que no sobrepasa la cota s B ). De la misma manera, si la tasa de ahorro obligatoria es lo suficientemente alta, es posible que decida no hacer ahorro voluntario. De hecho, es posible que prefiera endeudarse en t = 1, dependiendo de su aversión al riesgo y su elasticidad de sustitución intertemporal. Por simplicidad, asumimos que tanto β, como σ y s M tienen valores razonables que no llevan a endeudarse el primer período. Aún así es posible que una persona decida no ahorrar de manera voluntaria, si su β es lo suficientemente bajo y/o su σ lo suficientemente alto, o bien existe un s M lo suficientemente alto. De la misma manera, en el segundo caso obtenemos las expresiones: c 1 = {s 0 [1 + r (1 τ)] + Y 1 (1 τ) + (s M Y 1 + s B ) τ} (φ) (3.7) s 1 = s B + s S = {s 0 [1 + r (1 τ)] + Y 1 (1 τ) + (s M Y 1 + s B ) τ} (1 φ) s M Y 1 (3.8) 8

15 Reescribiendo: c 1 = c 1 s S = s S ( ( s 0 (+) s 0 (+), Y 1, β, σ, s M, (+) (+) (+) ( ) s B (+), Y 1, β, σ, s M, (±) ( ) ( ) (+) s B ( ) ) ) (3.9) (3.10) Al igual que en el caso anterior, dependiendo de los valores que tomen β, σ, s B y s M, podríamos encontrar ahorro nulo, o incluso ahorro negativo (aunque suponemos que ese escenario no es posible para eliminar los incentivos perversos a abusar del beneficio tributario). Encontrar ahorro nulo en este caso significa ahorrar justo lo máximo permitido para obtener el beneficio tributario máximo s B, ya que partimos de la base que s 1 s B, y por lo tanto tendríamos s S = 0 s B En ambos casos el efecto del ingreso sobre el ahorro es ambiguo 4. Los efectos de s M sobre el consumo contemporáneo parecen poco intuitivos: aumentar la tasa de ahorro obligatorio o el tope del beneficio tributario hace que se consuma más. Sin embargo esto es así porque dado que la solución del ejercicio parte de la base de que de todos modos se ahorra por lo menos lo suficiente para copar el beneficio tributario, tanto un aumento en s M como en s B implicarían que se ahorraría menos a través de s S, y por lo tanto se consumiría más. Es importante recalcar también el papel que juegan la aversión al riesgo y la elasticidad de sustitución intertemporal, pues ellos determinan finalmente qué fracción del ingreso total (antes de los beneficios) se consume en t = 1 y cuánto se ahorra para el futuro. y 4. Breve Revisión de la Literatura Existen varios trabajos que estudian el sistema de planes 401(k) norteamericano. Dado las diferencias de fondo que existen entre estos planes y el APV chileno, lo rescatable de esta literatura es el approach que ocupan para estimar las participaciones. Una serie de estudios ocupan modelos de respuesta binaria (principalmente logit), por lo que su utilidad para este trabajo es indudable. 4 Revisar desarrollo en el apéndice A: depende del valor que tomen ω y φ respectivamente. 9

16 En su capítulo del libro Living With Defined Contribution Pensions (Mitchell y Schieber editores, 1998), Clark y Schieber estudian los factores que afectan las tasas de participación y los niveles de contribución a los planes de ahorro voluntario 401(k) en Estados Unidos. A diferencia del APV, los planes 401(k) presentan beneficios tributarios tanto como para los ahorrantes como para sus empleadores, los cuales ofrecen a sus empleados una matching rate, que es la tasa a la cual la empresa aporta dinero a las cuentas de capitalización individual de sus empleados. Por ejemplo, una empresa que ofrece una matching rate de 40 % aporta a la cuenta de pensiones 40 centavos por cada dólar que aporta voluntariamente el empleado. La principal diferencia con el APV es la participación de la empresa, la cual diseña y da a conocer el plan que ofrece, y por el cual obtiene beneficios tributarios. Es decir, hay un doble incentivo al ahorro. Independiente de esto, los autores definen la participación en un plan de cotización voluntaria como una función de la edad, el salario anual, otras pensiones entregadas por la empresa, y otras características personales (otra riqueza familiar, planes de retiro, tramo marginal de impuestos, etc.); y características de la empresa como la matching rate y los esfuerzos de comunicación que realiza la empresa para dar a conocer estos beneficios. Al estimar un modelo logit con estas variables encuentran que todas son significativas. En resumen, encuentran que existe una no-linealidad en los efectos de la edad y el ingreso (para los cuales incluyen cuatro momentos de cada uno en la regresión); que los esfuerzos de comunicación de las empresas son importantes; y que la matching rate es significativa y con un efecto relativamente grande. Sin embargo, ninguna de las empresas que estudiaron ofrecía un plan con matching rate igual a cero, por lo que los efectos en el modelo logit no pueden ser calculados para medir el cambio de una tasa de 0 % a una positiva. Por su parte, Papke y Wooldridge (1996), de manera similar a lo hecho en Papke (1995) usan un modelo logit para estimar las tasas de participación en los planes 401(k), tomando como variables la edad y el tamaño de la firma (ambos en dos momentos), la matching rate, y una variable dummy para indicar si es el único plan que ofrece la empresa. Todas las variables aparecen significativas con excepción de la dummy, pero su análisis no está exento de problemas. Más del 40 % de las empresas en su muestra tiene una tasa de participación del 100 % de los empleados, lo que entrega muy poca variabilidad para el 10

17 approach que toman. Sin embargo, sus resultados parecen confirmar que la edad tiene efectos no lineales sobre la participación en la cotización voluntaria; como esperaban, presenta un efecto positivo que va desapareciendo en el tiempo, y que llega incluso a revertirse al estar muy cerca de la fecha de retiro. Huberman, Iyengar y Jiang (2007) estudian también la participación y las contribuciones de los empleados en planes de defined contribution (tales como el 401(k) o el APV) con datos para aproximadamente empleados y 650 planes distintos. Su principal aporte es llevar los análisis que se habían hecho hasta la fecha a un nivel individual, gracias a la gran base de datos que poseen. En su estimación usan un modelo de probabilidad lineal para estudiar la participación, incluyendo variables personales (riqueza, género, edad, años en la empresa), variables del plan (las cuales no son relevantes para este estudio), y variables de control (que corresponden a las medias de las variables personales para los participantes en el plan). Los resultados que obtienen apuntan a que las variables más explicativas son el ingreso individual y la riqueza del hogar, el género (las mujeres son más propensas a participar que los hombres), y la edad (tiene un efecto positivo y no lineal). Por otra parte, hay literatura acerca de qué es lo que determina el nivel de aversión al riesgo de una persona. En esta literatura no existen conclusiones muy claras, pero en general parece apuntar a que las variables relevantes son el género, la edad, la riqueza, y otras variables demográficas. Por ejemplo, Hibbert, Lawrence y Prakash (2008) estudian la relación que existe entre el género de una persona y su aversión al riesgo. Usando datos de la Survey of Consumer Finances 2004 (SCF04) y de una encuesta de profesores que ellos mismos llevaron a cabo, encuentran que a un mismo nivel de educación, las mujeres no son más aversas al riesgo que los hombres. Muestran que en la mayoría de la literatura se ha llegado a la conclusión de que efectivamente el género de la persona es un factor relevante en la composición de su portafolio, pero alegan que las diferencias en educación capturan un sesgo de género, lo que hace que el género aparezca como una variable significativa (que es lo que se observa en la SCF04). 11

18 Esto parece apoyar lo encontrado por Schubert et. al. (1999), que sostienen que las mujeres no toman decisiones financieras de manera más aversa al riesgo. Lo principal de su resultado es que la aversión se ve muy afectada por el decision frame al cual se enfrentan las personas. Argumentan que las mujeres reciben un set de opciones menos riesgoso que los hombres (probablemente porque están estereotipadas como más aversas al riesgo), y por lo tanto toman decisiones menos riesgosas; pero no son más aversas al riesgo per sé. Sin embargo, también existe literatura que prueba lo contrario. Por ejemplo, Jianakoplos y Bernasek (1998) encuentran que, al tomar decisiones financieras, las mujeres son significativamente más aversas al riesgo que los hombres. Esta diferencia en aversión se ve reducida a medida que aumenta la riqueza; y al mismo tiempo se ve aumentada según aumenta la cantidad de hijos, de manera relativamente mayor a los hombres. De la misma manera, un experimento llevado a cabo por Holt y Laury (2002), determinó que a pagos altos, no existe una diferencia significativa; pero que a pagos esperados bajos, las mujeres son más aversas al riesgo. Esto refuerza el resultado obtenido por Jianakoplos y Bernasek (1998). Eckel y Grossman (2008), y también Gysler, Kruse y Schubert (2002), al intentar estimar la aversión al riesgo en los experimentos realizados, encuentran que el conocimiento del mercado financiero es una variable crucial. Según lo reportado en sus trabajos, a mayor conocimiento, menor aversión al riesgo en la toma de decisiones; y adicionalmente, esto es particularmente cierto para el caso de las mujeres (el efecto es mayor). Por último, con respecto a la elasticidad de sustitución intertemporal del consumo, trabajos recientes han desarrollado hipótesis que apuntan a que asumir que es un parámetro constante es erróneo (Ver, por ejemplo, Crossley y Low (2011) y Attanasio y Browning (1995)). De sus trabajos se desprende que la elasticidad cambia con ciertas variables, entre las cuales se encuentran el nivel del consumo, la edad del individuo, y un grupo de variables demográficas (género, educación, cantidad de hijos, etc.). 12

19 5. Datos La Encuesta Financiera de Hogares (EFH) es un estudio llevado a cabo por el Banco Central de Chile por primera vez en el año 2007, con el objetivo de conocer en detalle el balance de activos y pasivos de los hogares, sus principales fuentes de ingresos y gastos, y en general, un resumen de su situación financiera. Estudios similares se llevan a cabo en países como Italia, donde se realiza la Indagine sui Bilanci delle Famiglie (Encuesta de Ingresos y Riqueza de las Familias, desde 1977), España (Encuesta Financiera de las Familias, desde el año 2002), y Estados Unidos (Survey of Consumer Finances, desde 1983). Siguiendo la experiencia de estas instituciones, la EFH sigue las mejores prácticas en la materia. Para el levantamiento del año 2007 (único disponible a la fecha), se entrevistan a hogares de todo el país, elegidos de manera semi-aleatoria. En cada hogar se entrevista al individuo con mayores ingresos, y las respuestas son autorreportadas, por lo que no necesariamente coinciden con datos administrativos. A pesar de que existen muchas variables que se reportan para todos los individuos de cada hogar, las preguntas del módulo de Previsión se hacen sólo al entrevistado. Esto significa que existe una sola respuesta por hogar. De los hogares entrevistados, se eliminan los que tienen datos faltantes en edad o educación, quedando hogares en la muestra. El enfoque financiero que posee la EFH la hace ser más adecuada que la EPS para lo que se quiere estimar; la EFH es muy superior en la cantidad y calidad de información recogida en los módulos de ingresos y gastos, balance financiero y previsión de los hogares. Sin embargo, por construcción esta muestra no es representativa de la población chilena. Los sectores de altos ingresos se encuentran sobre-representados en ella, y al mismo tiempo, los hogares seleccionados no fueron elegidos de manera aleatoria, sino con el objetivo de minimizar el costo de la encuesta según la cantidad de encuestas por zona geográfica. Además, la EPS cuenta con el problema de doble sesgo de selección antes mencionado, mientras que la EFH presenta el módulo de preguntas de previsión a todos los encuestados. Parte de la muestra fue seleccionada de la base de datos del Censo 2002, y otra parte fue facilitada por el Servicio de Impuestos Internos (con el fin de obtener hogares de altos 13

20 ingresos). Como resulta evidente, ninguna de las dos submuestras es completamente aleatoria, por lo que la estimación usando la EFH no resulta representativa la población objetivo. Un mal uso de una encuesta que presenta estas características lleva a obtener conclusiones erróneas y posiblemente sesgadas. Para entender mejor esto, considerar el siguiente ejemplo, proporcionado en Madeira (2011): Supongamos que A y B son dos ciudades igualmente grandes, pero que la tasa de hogares encuestados es 1 cada 1000 para la ciudad A, y 1 cada 500 para la ciudad B. En la encuesta hay un 30 % de desempleo en la ciudad A y un 15 % en la ciudad B. Por lo tanto, si se ignoran los factores de expansión, se obtendría que la tasa de desempleo es 30 % % 2 3 = 20 %. Este estadístico es, sin embargo, válido solo para la muestra de personas entrevistadas. El verdadero estadístico para la población objetivo es 30 % % = 22, 5 %. Junto con la base de datos se entregan los factores de expansión calculados por Madeira (2011), los cuales permiten ampliar la muestra hasta casi cuatro millones de hogares. Estos factores permiten expandir la muestra de manera que resulta representativa de la población urbana de Chile, y son usados en la estimación para obtener resultados que sean interpretables y extrapolables de manera correcta. 6. Metodología y Construcción de Variables Debido a que la encuesta reporta el ahorro voluntario como una serie de alternativas mutuamente excluyentes a una misma pregunta, una opción consiste en estimar un modelo logit multinomial, en el cual las alternativas son ahorrar en APV, en Cuenta 2, en Depósitos Convenidos, o no ahorrar. Vale notar que en la realidad estas opciones no son mutuamente excluyentes, por lo que el modelo estimado no sería representativo de la realidad. El modelo estimado es un logit para una variable binaria que toma el valor 1 si la persona realiza cualquiera de estos tipos de ahorro voluntario y 0 si no lo hace 5. Se procederá, entonces, a describir las variables utilizadas a continuación. 5 Notar que en la base de datos existe un grupo no menor que no reporta estas respuestas, por lo que se han dejado como datos faltantes en las estimaciones. Lo mismo ocurre con los que contestaron no sabe/no responde. 14

21 Como la teoría indica, el ingreso de la persona es una variable fundamental para determinar su participación en los programas de ahorro voluntario. Principalmente, esto ocurre a través de los incentivos tributarios que se ofrecen, y sin embargo no es una relación monotónica, ya que los hogares de más altos ingresos pueden acceder a otros tipos de inversiones alternativas, además de que pueden alcanzar el tope del beneficio tributario. Por lo tanto, debería observarse que a medida que el individuo está en un tramo de impuestos mayor, su tendencia a participar de estos programas es mayor; y en algún punto esta tendencia tendería a estancarse. El cuadro 6.1 presenta un resumen de las tasas marginales de impuestos. Para la construcción de esta variable, se tomó el ingreso total del individuo (la suma de sus ingresos laborales, pensiones, de activos, y otros), y fue clasificado según su tramo marginal de impuestos. En Chile existen actualmente ocho tramos impositivos, definidos según el tamaño del ingreso (medido en Unidades Tributarias Mensuales, o UTM), para los cuales se tomó el valor promedio de la UTM en el año 2007, el cual corresponde a $ En la regresión los tramos se incluyen agrupados en cinco grupos según su similitud en ciertas variables demográficas. La figura 6.1 muestra la distribución de los encuestados en los distintos tramos de impuesto, mientras que la figura 6.2 grafica la participación en los planes de ahorro voluntario. Como se espera, la participación no es igual en todos los tramos, sino que muestra un claro aumento hasta el quinto tramo, después del cual no hay una relación lineal. Cuadro 6.1: Tasas de impuesto marginal según el tramo de impuestos. Fuente: Servicio de Impuestos Internos. Tramo Tasa Marginal de Impuestos 1 Exento % - 10 % % - 32 % % - 40 % 15

22 Figura 6.1: Cantidad de personas en cada tramo de impuestos en la muestra ampliada con los factores de expansión. Fuente: Elaboración propia con datos de la EFH Figura 6.2: Porcentaje de personas que realizan algún tipo de ahorro voluntario en cada tramo de impuestos en la muestra ampliada con los factores de expansión. Fuente: Elaboración propia con datos de la EFH

23 La edad (y la edad al cuadrado) se toma tal cual está reportada. En la muestra sólo aparecen mayores de 18 años como encuestados, y la media bordea los 50 años 6. El género del encuestado (persona con mayores ingresos del hogar) viene reportado en la encuesta como una variable dummy que toma el valor 0 si el individuo es mujer, y 1 si es hombre. En la muestra ampliada, los hombres representan el 62,12 % de los encuestados. Como se ve en la figura 6.3, hay una clara relación positiva entre el ingreso del hogar y el género del encuestado. Figura 6.3: Porcentaje de jefes de hogar hombres por tramo de impuestos en la muestra ampliada con los factores de expansión. Fuente: Elaboración propia con datos de la EFH La presencia de niños en el hogar parece ser una variable importante para medir la aversión al riesgo de los individuos. Para incluirla en la ecuación se usa una variable dummy que toma el valor 0 si en el hogar no hay niños, y el valor 1 si hay al menos un menor de edad en el hogar 7. El 54,69 % de los hogares encuestados tiene algún menor de edad viviendo en el 6 Se probó también incluir la edad separada por tramos, pero los resultados no varían significativamente y esta especificación permite una interpretación más directa. 7 Los resultados obtenidos son robustos a distintas especificaciones para esta variable; se probó incluirla en tramos según la cantidad de niños y se obtiene el mismo estimador para todos los tramos escogidos. 17

24 hogar, en la muestra ampliada, lo cual es relativamente parecido para todos los tramos de ingreso (como se ve en la figura 6.4). Figura 6.4: Porcentaje de hogares con al menos un menor de edad por tramo de impuestos, en la muestra ampliada con los factores de expansión. Fuente: Elaboración propia con datos de la EFH El nivel de educación también sería indicativo de varias cosas, entre ellas su aversión al riesgo, su entendimiento del riesgo y del sistema financiero. En la literatura se encuentra que lo más relevante es el hecho de tener educación universitaria (porque afecta de manera directa el entendimiento de los sistemas financieros, y por lo tanto, la aversión al riesgo). Por esto, se usa una dummy que toma el valor 1 si la persona tiene 17 o más años de estudios (12 años de educación escolar y 5 años de educación superior) 8. En la muestra ampliada, el 28,6 % de los encuestados tienen educación universitaria o de postgrado. La figura 6.5 muestra los porcentajes de hogares en los que el jefe tiene educación universitaria. Se observa que hay un marcado aumento en los primeros tres tramos, manteniéndose bastante parejo en los restantes cinco. 8 También se probaron distintas especificaciones para esta variable (como una variable en categorías o en niveles), pero los resultados parecen no ser sensibles a su especificación. 18

25 Figura 6.5: Porcentaje de jefes de hogar con al menos educación universitaria por tramo de impuestos, en la muestra ampliada con los factores de expansión. Fuente: Elaboración propia con datos de la EFH Como el sistema de pensiones asigna de manera automática un fondo predeterminado a los cotizantes (en función de su edad), como proxy de sofisticación financiera se generó una dummy que toma el valor 1 si tiene ahorros en un fondo que no es el que le corresponde por defecto (según la edad que tenía el año 2002, cuando se implementó el sistema) y/o tiene ahorros en más de un fondo; y toma el valor 0 en caso contrario. El sentido de esto es capturar a aquellos individuos que cambian la situación que por defecto les asigna el sistema (que corresponde al fondo B, C o D dependiendo de su edad). Como se desprende de la figura 6.6, hay una relación creciente entre los primeros tramos de ingreso y esta variable. En la muestra ampliada, el 76,4 % de los encuestados se mantienen en la situación predeterminada. Como proxy de la riqueza del hogar se toma el logaritmo de los activos totales del hogar, que corresponden a la suma de los activos inmobiliarios, financieros y automotrices. Aunque la riqueza y el ingreso no son lo mismo, es indudable que siguen una estrecha relación (ver figura 6.7). En la muestra ampliada, el 77,03 % de los hogares tienen algún tipo de activos. Finalmente, se incluye también el logaritmo natural de las deudas sin colateral, siguiendo 19

26 Figura 6.6: Porcentaje de hogares con sofisticación financiera por tramo de impuestos, en la muestra ampliada con los factores de expansión. Fuente: Elaboración propia con datos de la EFH Figura 6.7: Promedio de ln(activos Totales) por tramo de impuestos, en la muestra ampliada con los factores de expansión. Fuente: Elaboración propia con datos de la EFH lo planteado por Hibbert, Lawrence y Prakash. La cantidad de deuda sin colateral está aproximada por la diferencia entre la deuda total y la deuda hipotecaria. La figura 6.8 muestra el promedio por cada tramo de ingreso. Como se puede ver, la relación es levemente creciente 20