Introducción

En los últimos años, México ha experimentado un proceso de escolarización de manera incesante, aunque ciertamente a un ritmo menor del deseado. Este fenómeno es fácilmente apreciable a través del incremento de la media de los años de escolaridad (que pasa de 5.3 años en 1984 a 7.4 años en 2000) y de una mejora en la distribución de la educación entre la población (el índice de Gini de escolaridad desciende de 0.43 en 1984 a 0.38 en 2000 o, visto desde otro ángulo, mientras en 1984 sólo 12.8% de los cabezas de familia tenían un nivel educativo superior al de secundaria, en el 2000 este porcentaje asciende a 24.4%). Por otro lado, un razonamiento simple derivado de la teoría del capital humano nos daría pauta a suponer que este mejoramiento de la situación educativa general debería conducir a un fenómeno similar en la distribución del ingreso. Lamentablemente este no ha sido el caso.

La evolución de la distribución del ingreso de los hogares en México durante el período 1984-2000, medida a través del uso del índice de Gini, muestra claramente dos tipos de conducta. Por un lado, de 1984 a 1994 la distribución del ingreso sufre un importante deterioro (el índice de Gini se incrementa de 0.46 a 0.51), mientras de 1994 a 2000 la situación se mantiene, e incluso mejora levemente (el índice de Gini desciende de 0.51 a 0.50).

El marco teórico adoptado es el de la teoría del capital humano, que permite explicar la relación causal entre capital humano e ingresos. Ciertamente existen otras teorías que, de manera alternativa, tratan de explicar la misma causalidad, en particular cabe mencionar la teoría de la señalización. No obstante, cabe resaltar que, en el caso de México, el contraste empírico de estas dos teorías favorece ampliamente la primera de ellas (^{Barceinas y Raymond, 2003}).

El objetivo de este trabajo consiste en aportar elementos para tratar de desentrañar esta aparente relación paradójica entre la educación y la distribución del ingreso durante el período 1984-2000. Para ello nos servimos de una descomposición de las funciones de ingreso de los hogares, que aísla el efecto de cada uno de las variables incluidas en este tipo de funciones, dedicando particular atención a las variables de capital humano, en concreto a la escolaridad de los cabezas de familia.¹ En general se constata que la escolaridad del cabeza de familia tiene un papel cada vez más importante en la determinación del nivel de desigualdad del ingreso. Posteriormente, se lleva a cabo un análisis de carácter dinámico, en cuanto se evalúa cómo los cambios experimentados en determinadas variables (educación, experiencia laboral, género del cabeza de familia, tamaño de la misma, etc.) inciden sobre los cambios en la distribución del ingreso. La conclusión básica es que, no obstante los niveles de educación son importantes en la explicación del nivel de desigualdad del ingreso, la evolución de los rendimientos de capital humano claramente condiciona la evolución de la desigualdad del ingreso: cuando los rendimientos en los niveles elevados de formación se incrementan, la desigualdad del ingreso tiende a empeorar, y viceversa. Dicho de otra manera, se demuestra que la distribución de la educación y de su rendimiento son componentes fundamentales para explicar la desigualdad del ingreso, en particular el deterioro de éste en el período 1984-1994 y, aunque no de manera del todo contundente, para explicar la ligera mejoría durante el período 1994-2000.

La relación educación-distribución del ingreso ha sido objeto de estudio en el caso de México.² Por ejemplo, ^{Legovini, et al. (2001)}, con base en la Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares (ENIGH) de 1984 y 1994, apuntan a que el cambio en la estructura de rendimientos de la educación de dicho período genera un incremento inequívoco e importante en la desigualdad del ingreso. Más aún, los autores dejan claro el resultado paradójico de que la mejora en la distribución de la escolaridad también contribuye a la desigualdad. Por otra parte, ^{López-Acevedo (2001)} igualmente concluye que la variable que más contribuye a la explicación de la desigualdad del ingreso en México es la educación, en particular a través de las modificaciones de los rendimientos educativos, consecuencia, a su vez, del cambio tecnológico con sesgo de trabajo especializado que la liberalización comercial trajo consigo.

Este tipo de conclusiones no resultan del todo novedosas, habida cuenta que algunos autores (^{Székely, 1995}; ^{Meza, 1999}) habían ya explorado la idea de que los individuos con una mejor dotación de capital humano, aunada a un proceso de liberalización comercial como el experimentado por la economía mexicana a finales de los ochenta y principios de los noventa, proceso que se caracteriza por una mayor demanda de mano de obra calificada, conlleva a un incremento de los rendimientos de capital humano y, en última instancia, a una mayor brecha salarial entre los trabajadores, esto es, a un deterioro de la distribución del ingreso. En este sentido, el aporte de este trabajo consiste, por una parte, en la aplicación de un procedimiento de descomposición que aísla de manera rigurosa los efectos de los cambios en los niveles de las variables que inciden sobre el ingreso de los hogares y su distribución, y en la cuantificación del efecto de los cambios en los rendimientos educativos igualmente sobre la distribución del ingreso de los hogares. Por otra parte, este análisis cubre, a diferencia de otros estudios sobre distribución del ingreso en México, un período amplio que va de 1984 a 2000.

El artículo está dividido de la siguiente manera: la primera parte presenta un análisis estadístico de la estructura de ingresos en México y de algunos indicadores de educación. La segunda aplica la descomposición del índice de Gini, basada en un trabajo de ^{Fields (1998)}, y se analizan los resultados. En la tercera se lleva a cabo un ejercicio de simulación para aislar el efecto del rendimiento del capital humano sobre la distribución del ingreso y, finalmente, se ofrecen algunas conclusiones del trabajo.

Análisis de datos

La composición del ingreso corriente monetario de los hogares no ha experimentado cambios sustanciales en el período de estudio. Como se puede apreciar en el Cuadro 1, los ingresos provenientes de remuneraciones al trabajo han representado, en promedio, aproximadamente 62% del ingreso corriente monetario. Cabe mencionar que la proporción máxima se alcanza en 1994 (65%) y que, posteriormente y en concordancia con los años subsecuentes a la crisis económica de diciembre de 1994, dicho componente desciende a 63% en 1996 y a 60% en 1998. Por otro lado, es notable como dentro de este ingreso salarial, los sueldos, salarios y horas extras, esto es, la parte más segura de este tipo de ingreso, va perdiendo peso paulatinamente en detrimento de los otros componentes (comisiones y propinas, aguinaldos, primas vacacionales y reparto de utilidades) que ciertamente tienen un mayor grado de volatilidad y discreción.

Fuente: INEGI, Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares, tercer trimestre de 1984, 1989, 1992, 1994, 1996, 1998 y 2000.

Cuadro 1: Distribución del ingreso corriente monetario trimestral de los hogares por fuentes, 1984, 1989, 1992, 1994, 1996, 1988 y 2000 (%) 

Igualmente resulta interesente hacer notar que un movimiento contrario al del ingreso salarial se observa en el rubro de renta empresarial: la proporción mínima del período se localiza en 1994 (24%), y a partir de ahí experimenta un leve incremento en 1996 (25%) y en 1998 (27%). Al parecer en tiempos de crisis los hogares sustituyen parte de su pérdida de ingreso salarial por un incremento de sus actividades empresariales. Empero, cabe notar que la renta empresarial de los hogares se ha concentrado cada vez más en los denominados negocios industriales y en la prestación de servicios, asignando un rol progresivamente más marginal a los ingresos empresariales del sector primario. Por ejemplo, mientras en 1984 los negocios agrícolas aportaban casi 8% de la renta empresarial, en 2000 su aportación se reducía a un poco menos de 2 por ciento.

Finalmente, nótese que las transferencias se han incrementado ligeramente a partir de 1996, en particular los regalos y donativos provenientes tanto del interior del país como de otros países.

En el Cuadro 2 se muestra la distribución del ingreso corriente monetario por tipo de fuente y deciles de hogar de acuerdo a su ingreso. Del análisis de esta información se desprende que son los hogares con menores ingresos los que proporcionalmente reciben menores ingresos salariales, pero proporcionalmente mayores ingresos por renta empresarial (seguramente por prestación de servicios). Un fenómeno inverso, esto es, unos ingresos más volcados hacia los salariales y menos hacia los empresariales se perciben en los hogares pertenecientes a los deciles más altos. Sin embargo, cabe mencionar que el decil X, o sea, el de los hogares con más altos ingresos, muestra una proporción de ingresos salariales menor al de los hogares de los deciles precedentes. Se trata, sin duda, de un fenómeno totalmente lógico: en los deciles VII, VIII y IX se localizan los hogares cuyos componentes gozan de los más altos salarios, pero en el decil X se encontrarían más bien los dueños de las empresas, lo cual se corrobora observando que la renta empresarial entre el decil IX y el X aumenta prácticamente en 10 puntos porcentuales.³ Igualmente, y como era de esperar, son los hogares del decil X los que perciben una mayor proporción de renta de la propiedad, y los hogares de los deciles I y II los que reciben una mayor proporción de transferencias.

Notas: a/ Los hogares a nivel nacional se ordenaron en los deciles de acuerdo a su ingreso corriente total trimestral.

b/ En el monto del ingreso corriente por renta empresarial se incluyeron, el ingreso monetario y no monetario de los negocios agrícolas, pecuarios, forestales, acuacultura, pesca y recolección de flora y fauna.

Fuente: INEGI, Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares, op. cit.

Cuadro 2: Distribución del ingreso corriente monetario trimestral por fuentes según deciles de hogar de acuerdo a su ingreso, 1984, 1989, 1992, 1994, 1996, 1998 y 2000 

En el Cuadro 3 se tiene la distribución del ingreso corriente por deciles de hogares y su correspondiente índice de Gini por año. En general, y como es por demás conocido, la distribución del ingreso en México es sumamente desigual, y lo que es peor, en el período de estudio no se nota ninguna tendencia a mejorar dicha situación. Según el índice de Gini, la peor distribución del ingreso se alcanza en 1994, y precisamente dos años después, esto es, el primer año de la muestra después de la crisis, se consigue el segundo menor de los índices de Gini del período. No obstante, nótese que el ingreso acumulado de los dos primeros deciles en ningún caso supera 4% y, en el caso extremo, que el decil X concentra aproximadamente 40% del ingreso total de los hogares.

Fuente: INEGI, ibid.

Cuadro 3: Distribución del ingreso corriente monetario trimestral por deciles de hogares 

El análisis llevado a cabo en este artículo está basado en una muestra de hogares cuyas cabezas de familia tienen un ingreso positivo, sea este salarial o por cuenta propia.⁴ El tamaño de la muestra por años fue: 3 694 (1984), 8 962 (1989), 8 208 (1992), 9 897 (1994), 10 811 (1996), 8 255 (1998) y 7 512 (2000), lo que en conjunto da un total de 57 339 hogares. Todas las variables de ingreso se presentan a precios de 2000. A partir de esta muestra de hogares, se calculó su correspondiente índice de Gini. En la Gráfica 1 se muestra la evolución comparativa entre el índice de Gini proporcionado por el Instituto Nacional de Estadística, Informática y Geografía (INEGI) y el calculado con la muestra seleccionada. Como se desprende de dicha gráfica, la evolución de ambos índices es muy similar: un crecimiento constante hasta alcanzar su valor máximo en 1994, un ligero decrecimiento en 1996, y una relativa estabilidad en el último período.

Fuente: INEGI, Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares, tercer trimestre de 1984, 1989, 1992, 1994, 1996, 1998 y 2000.

Gráfica 1: Índices de Gini. Muestral y oficial 

Como se manifiesto en un principio, el objetivo de este trabajo consiste en analizar la relación entre la escolaridad y la distribución del ingreso. En este sentido, resulta pertinente, en principio, explorar la relación simple entre los indicadores de estos dos conceptos. En la Gráfica 2 se expone la relación entre el índice de Gini oficial y los años de escolaridad igualmente oficiales, esto es, los obtenidos de la Secretaría de Educación Pública (SEP) para toda la población. A partir de esta primera aproximación resulta clara la existencia de dos períodos de interrelación: el de 1984-1994, caracterizado por un incremento tanto de la escolaridad promedio, como de la concentración del ingreso, y el de 1994-2000, en el cual la relación no es de ninguna manera evidente.

Fuente: INEGI, Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares, op. cit., y Secretaría de Educación Pública.

Gráfica 2: Valores medios de escolaridad versus índice de Gini 

Por otro lado, una manera alternativa de constatar la evolución educativa en México es a través de la composición de la población por niveles educativos. El Cuadro 4 proporciona los porcentajes de cabezas de familia de la muestra seleccionada por niveles educativos para tres años específicos. En dicho cuadro queda patente que la proporción de individuos sin estudios se ha reducido sustancialmente: de 16% en 1984 a 10% en 2000. Por otro lado, la proporción de individuos con secundaria ha pasado de 9 a 18% en el mismo período, y la de individuos con estudios universitarios igualmente se ha duplicado al incrementarse de 5 a 10%. Además, debe notarse que la mejora en estos indicadores se consigue básicamente en los últimos años.

Fuente: INEGI, ibíd.

Cuadro 4: Porcentajes de cabezas de familia por niveles educativos 

En la Gráfica 3 se muestra la evolución de los ingresos trimestrales reales de los cabezas de familia por niveles educativos. Varios aspectos se desprenden del análisis de la información contenida en la gráfica. En primer lugar, nótese que los estudios universitarios establecen por mucho la gran diferencia en el nivel de ingreso (para ejemplificar este aspecto nótese que, en promedio, el ingreso medio de un universitario con estudios completos es casi ocho veces mayor que el de un individuo sin estudios, y casi cuatro veces el de un individuo con primaria terminada, individuos estos últimos que constituyen el grupo mayoritario en la muestra analizada). En segundo lugar, es evidente que la crisis de 1994 golpeó, en forma generalizada y de manera severa, los ingresos reales de los individuos. No obstante, al menos en el período estudiado, el año de 1996 (primer año que recoge en la muestra los estragos de la crisis) no marca un nivel mínimo general: a diferencia del resto de individuos, los universitarios alcanzan su nivel de ingreso real mínimo en 1984. Por otro lado, mientras los individuos con primaria completa, secundaria incompleta y secundaria completa, o sea, un sector importante de la muestra con niveles de educación bajos, obtienen un ingreso real máximo en el período 1984-1989, el resto de individuos (grupo mayoritariamente compuesto por perceptores de ingreso con niveles de estudio medio y superior) alcanzan su nivel máximo de ingreso en 1992 e incluso, en el caso de los universitarios con estudios completados, en 1994. En otras palabras, y de manera casi general, para los grupos con menores niveles educativos los años noventa han sido muy negativos. En el otro extremo, los grupos poblacionales más educados han podido sortear de una manera menos traumática la crisis de 1994, como se demuestra en el caso de los universitarios en el hecho de que su situación menos favorable en términos de ingreso la experimentaron en 1984.

Fuente: Ibíd.

Gráfica 3: Evolución de los ingresos trimestrales reales por niveles educativos 

Descomposición y análisis de resultados

De acuerdo a la metodología de ^{Fields (1998)}, las variaciones en el ingreso pueden descomponerse a partir de las funciones de ingreso estándar (véase el Anexo metodológico).⁵ En el Cuadro 5 se presentan las estimaciones de las funciones de ingreso de los hogares cuyas cabezas de familia tienen un ingreso positivo.⁶ Las variables explicativas son: años de escolaridad del cabeza de familia (escolaridad del C. de F.), experiencia del cabeza de familia (experiencia del C. de F.) y su cuadrado (experiencia del C. de F.2), una variable dummy que toma el valor 1 si el cabeza de familia es hombre y 0 en otro caso (C. de F. Hombre =1), años de escolaridad promedio del resto de la familia económicamente activa (escolaridad promedio R. de F.) y, finalmente, el número de personas económicamente activas en el hogar (tamaño del hogar).

*Debajo de los parámetros se muestra la t-student calculada de acuerdo al método consistente de White.

Fuente: Ibíd.

Cuadro 5: Funciones de ingreso de hogares* 

Como se desprende del Cuadro 5, todos los parámetros estimados son significativos para todos los años y tienen los signos esperados. El rendimiento de la educación del cabeza de familia se ubica alrededor del rango de 11-13%, siendo los rendimientos correspondientes a los años noventa los mayores. Por otra parte, el rendimiento de la educación del resto de la familia es significativamente menor pues se localiza alrededor de 3-4%, esto es, que por cada año promedio de escolaridad del resto de la familia económicamente activa, el ingreso del hogar se incrementa precisamente en 3-4%. Nótese igualmente que estos rendimientos del resto de la familia se incrementan continuamente de 1989 hasta 1994, año donde alcanzan su máximo, y a partir de ese año empiezan a decrecer. Adicionalmente, cabe mencionar que la R₂ se ubica en torno a 0.40, salvo en 1994 donde alcanza el valor de 0.44.

En el Cuadro 6 se muestran los cálculos de la descomposición de Fields.⁷ En primer lugar cabe hacer notar que el índice de Gini al que se hace referencia corresponde al calculado a partir de la muestra seleccionada, esto es, al del ingreso total de los hogares cuyas cabezas de familia tienen ingreso positivo.⁸ Este índice de Gini sigue una trayectoria creciente hasta alcanzar su valor máximo en 1994. Posteriormente, la desigualdad del ingreso tiende más a o menos a estabilizarse. En la segunda parte del Cuadro 6 se encuentran los valores de la descomposición de Fields, y en la tercera parte el porcentaje que cada uno de los valores de la descomposición representa en el índice de Gini correspondiente.⁹ La variable que más aporta a la explicación de la desigualdad es la escolaridad del cabeza de familia (28% en promedio), seguida de la escolaridad promedio del resto de la familia (7%), del número de miembros económicamente activos en el hogar (6%) y, finalmente, el hecho de que el cabeza de familia sea hombre (1%). Por tanto, es evidente que, del conjunto de variables consideradas en las funciones de ingreso estándar, la educación es por mucho la que más capacidad explicativa tiene con relación a la desigualdad del ingreso de los hogares.

Fuente: Ibíd.

Cuadro 6: Descomposición del ingreso 

Por otro lado, cabe mencionar que esta metodología sirve para contabilizar el nivel de desigualdad del ingreso, en este caso en un año en particular. Sin embargo, una manera alternativa de analizar el problema radicaría en indagar cómo se explican las diferencias en la desigualdad del ingreso entre un año y otro. Específicamente, preguntarse cuánto de las diferencias en la desigualdad del ingreso entre un año y otro es atribuible a cada determinante del ingreso o qué es relativamente más importante para dar cuenta de éstas diferencias: diferencias en la educación del cabeza de familia, en la experiencia del cabeza de familia, en la educación promedio del resto de la familia, etcétera.

Nótese que el aporte dinámico de una variable al incremento o decremento de la desigualdad del ingreso depende conjuntamente tanto de la dirección de la variación de la variable en cuestión, como de la variación del índice de Gini. Por ejemplo, en el período 1984-1989 la desigualdad del ingreso se incrementó de acuerdo al índice de Gini (pasó de 0.45 a 0.49) y, por otro lado, la capacidad explicativa de la escolaridad del cabeza de familia (SC) también lo hizo. Por tanto, se puede concluir que entre 1984 y 1989 los cambios en la escolaridad del jefe de familia fueron a favor de un incremento de la desigualdad del ingreso. De hecho, el deterioro de la distribución del ingreso entre 1984 y 1989 se debe en 44% a la educación del cabeza de familia. El mismo fenómeno se presenta en los siguientes dos períodos, a saber, 1989-1992 y 1992-1994: para el primero la educación del cabeza de familia explica 77.2% y para el segundo 183.6%. No obstante, este efecto perverso de la educación sobre la distribución de ingreso se revierte a partir de 1994.

Entre 1994 y 1996 la desigualdad del ingreso experimenta una ligera mejora, reflejada en la disminución del índice de Gini que pasa de 0.53 a 0.51. Pero el aporte de SC disminuye, de lo que puede deducirse que, durante este periodo, esta variable actuó a favor de la disminución en la desigualdad en la distribución del ingreso (explica 52.2%). Para el siguiente período la desigualdad en la distribución del ingreso se incrementa, pero no así la capacidad explicativa de SC, esto es, dicha variable actúa en sentido equivocado a la tendencia en la distribución del ingreso, por tanto, para dicho período la educación del cabeza de familia favorece la igualdad en el ingreso. Igualmente, para el período 1996-1998, la SC actúa a favor de la igualdad del ingreso, pues mientras la desigualdad del ingreso aumenta (el índice de Gini pasa de 0.509 a 0.511), la SC disminuye su aportación a la explicación de la desigualdad. Finalmente, en el último período que va de 1998 a 2000 acontece un fenómeno similar a lo sucedido en el período 1994-1996.

En la tercera parte del Cuadro 6 se ha colocado un (+) cuando la variable favorece la disminución de la desigualdad en la distribución del ingreso y un (-) cuando favorece el incremento en la desigualdad. Nótese, además, que el total de las aportaciones suma 100% y que no importa que algunas superen el 100% en valor absoluto.¹⁰

Reconsiderando la idea de que hasta 1994 la educación del cabeza de familia favorece la desigualdad del ingreso, cabría preguntarse de qué manera o a través de qué mecanismos se lleva a cabo dicha influencia. En general, la influencia de una variable determinada sobre la distribución del ingreso puede deberse a: 1) que la distribución de la variable en cuestión haya cambiado y 2) que los parámetros asociados a la variable en la función de ingresos hayan cambiado. En el caso de la educación del cabeza de familia esto significa, en el primer caso, que la distribución de la educación haya cambiado y, en el segundo caso, que el rendimiento de la educación se haya modificado.

En el Cuadro 7 se muestran los índices de Gini de la escolaridad del cabeza de familia. Como puede apreciarse, salvo un dato atípico de 1994, la tendencia es a una mejor distribución de la escolaridad. De hecho el índice de Gini pasa de 0.43 en 1984 a 0.38 en 2000.¹¹ En consecuencia, la distribución de la educación debería, en teoría, haber favorecido la disminución de la concentración del ingreso de los hogares durante el período 1984-1994, acontecimiento que, como se menciona anteriormente, no tuvo lugar. Luego entonces ¿qué fue lo que realmente sucedió?

Fuente: Ibid.

Cuadro 7: Índices de Gini 

La explicación parece radicar en el hecho de que los rendimientos de la educación por niveles educativos han experimentado considerables modificaciones a lo largo del período analizado. En el Cuadro 8 se presentan los rendimientos de la educación para los cabezas de familia, tanto en términos absolutos, esto es, con relación al nivel sin estudios, como en términos marginales, o sea, el rendimiento respecto al nivel de estudios inmediato anterior.

Fuente: Ibíd.

Cuadro 8: Rendimientos de la educación por niveles educativos 

Una revisión de la evolución de los rendimientos educativos nos muestra claramente que, en términos absolutos, éstos crecen continuamente desde 1984 hasta 1994, y a partir de este año descienden ligeramente, aunque repuntan levemente en 1998. Pero, lo que parece más importante, nótese que no todos los rendimientos evolucionan de la misma manera: los rendimientos de los niveles superiores de estudio (preparatoria y universidad) crecen de manera más acelerada que los correspondientes a los rendimientos de los niveles inferiores (secundaria y primaria). Nótese, en particular, que los rendimientos educativos en 1984 eran bastante similares. Posteriormente, los rendimientos de los niveles superiores se incrementan prácticamente un punto porcentual en cada nuevo período (10% en 1989, 11% en 1992 y 12% en 1994), mientras los rendimientos de niveles educativos inferiores se van rezagando, al grado de que en el 2000 los rendimientos de primaria y secundaria son menores que sus correspondientes de 1984. Lo contrario sucede con los rendimientos de preparatoria y universidad. En otras palabras, conforme avanza el tiempo, parece haber una tendencia del mercado laboral a premiar cada vez más los niveles superiores de estudio con relación a los niveles inferiores. Este premio diferencial es tan notorio que para el período 1984-1994 el aporte de la variable educación a la distribución del ingreso tiene efectos perversos, aunado a que la distribución de la educación no muestra precisamente su mejor desempeño en este período.

Un ejercicio de simulación para aislar los efectos de la educación

El objeto de esta sección es profundizar algo más en los efectos del capital humano sobre la distribución del ingreso. Para ello nos valemos de un simple ejercicio de simulación que seguidamente se detalla. En efecto, supongamos que en el año cero la función de ingresos es la siguiente:

donde: y, ingreso del hogar; sc, escolaridad del cabeza de familia; xc, experiencia del cabeza de familia; g, dummy de género; sr, escolaridad del resto de la familia; h, tamaño del hogar, y ε^0 los residuos de la ecuación, todos los datos referidos al período cero. A partir de la estimación de la ecuación, es factible obtener los ingresos estimados que se corresponderán con los observados:

y calcular el índice de Gini para este conjunto de ingresos (G₀). Para el año uno podríamos hacer lo mismo, de manera tal que se obtuviese

con su correspondiente índice de Gini, G₁. Ahora bien, el cambio experimentado en la concentración del ingreso entre el período cero y el período uno vendría dado por el cambio entre G₀ y G₁. En términos generales, este cambio en el índice de Gini puede deberse a que los rendimientos del capital humano experimentaron asimismo cambios, esto es, que β^1,0, β^2,0 y β^3,0 son distintos a β^1,1, β^2,1 y β^3,1, o bien a que cambiaron los demás parámetros (β^0, β^4, β^5, β^6, ε^0 y ε^1) o a que cambió la distribución de la escolaridad entre las dos muestras. Planteado de esta forma, es sencillo aislar estos últimos cambios, o sea, los correspondientes a los cambios en el resto de parámetros y el cambio en la distribución de la educación (cambio al que haremos referencia como resto de variables), del cambio en los rendimientos de capital humano, a través de la imposición de los parámetros β^1,0, β^2,0 y β^3,0 en la ecuación del período uno. Esto es, simulando el modelo restringido

y calculando, posteriormente, el índice de Gini correspondiente a los ingresos predichos y restringidos, y₁*, lo que daría origen a un índice de Gini que denominaremos G₁*. De esta forma, dado que se verifica:

el cambio observado en el índice de Gini se descompone entre la parte explicada por la modificación en los rendimientos del capital humano, recogida por (G₁ – G₁*), y el efecto del resto de variables captado por (G₁* – G₀).

En el Cuadro 9 se presentan los cálculos antes descritos. En la primera columna se muestran los G, o sea, el índice de Gini original, en la segunda el índice de Gini restringido a los rendimientos de capital humano del período precedente, esto es, los G*, y en las siguientes columnas se presentan los efectos, tanto totales como del capital humano y del resto de las variables. Tomando en consideración que los cambios importantes se producen, por un lado, entre 1984 y 1994 y, por otro lado, entre 1994 y 2000, en el cuadro en cuestión se muestran únicamente los cambios correspondientes a dichos períodos.

Cuadro 9: Origen del cambio en la distribución del ingreso, según el índice de Gini 

Entre 1984 y 1994 la distribución del ingreso sufrió un notable deterioro, reflejado en el incremento de 8.2 puntos porcentuales en el índice de Gini. Si los rendimientos de capital humano hubiesen permanecido inalterados durante tal período, la distribución del ingreso igualmente habría empeorado, pero en menor medida (el índice de Gini simulado, G*, sería de 49.6). Esto significa que la principal causa del incremento en el índice de Gini fue el efecto de las otras variables (cinco puntos) y, en menor medida, pero no obstante de manera importante, el rendimiento de capital humano (3.2 puntos). Cabe mencionar que el aporte del rendimiento de capital humano a la desigualdad coincide con un período de incremento constante de los rendimientos de la educación en general, y en particular del rendimiento de los grupos más educados.

Para el período 1994-2000 la situación con respecto a la distribución del ingreso cambia sustancialmente, tomando en consideración que ésta experimenta una leve mejoría (el índice de Gini pasa de 52.8 a 50.6). De acuerdo al ejercicio de simulación, este descenso de 2.2 puntos porcentuales se debe totalmente a un efecto benéfico del rendimiento de capital humano. Más aún, si éstos no hubiesen sufrido cambios, la distribución hubiese empeorado de manera significativa (el índice de Gini simulado es de 53.2). En este caso, el efecto favorecedor del rendimiento del capital humano a una mejor distribución del ingreso coincide, por una parte, con una reducción del rendimiento único de la educación de los cabezas de familia, que pasa de 13.2 a 11.4% y, por otra parte, con una menor dispersión de los rendimientos por niveles educativos.

Consideraciones finales

En el contexto de una descomposición estática de los componentes de la desigualdad del ingreso de los hogares, el de mayor impacto resulta, sin duda, el factor educativo: en el 2000, 28% del nivel de la desigualdad del ingreso es explicada por la escolaridad del cabeza de familia y 7% por la escolaridad del resto de los miembros del hogar. Los otros factores (género y experiencia potencial del cabeza de familia y tamaño del hogar) tienen efectos más bien marginales.

La primera aproximación en el plano dinámico de la relación escolaridad-distribución del ingreso, esto es, en el análisis que establece la relación entre los cambios de los determinantes de la distribución del ingreso y ésta, queda de manifiesto que son los cambios en la escolaridad del cabeza de familia los que mayor influencia tienen en la explicación de los cambios en las variaciones en la distribución del ingreso. Empero, la influencia no se da siempre en el mismo sentido: mientras que hasta 1994 los cambios en la escolaridad del cabeza de familia fomentan la desigualdad del ingreso, a partir de dicho año y hasta el 2000, el efecto es benéfico para la igualdad del ingreso.

Finalmente, y teniendo como telón de fondo que son los cambios en la escolaridad del cabeza de familia los que mayormente determinan los movimientos de la distribución del ingreso, se da un paso adelante en cuanto que, a través de un proceso de simulación, se aísla el efecto de los cambios en el rendimiento del capital humano sobre la evolución de la distribución del ingreso, de otro tipo de cambios (básicamente en el resto de variables determinantes del ingreso y de la distribución de la educación).

La conclusión principal es que es factible distinguir dos períodos de impactos de la evolución del capital humano sobre la distribución del ingreso en México: en primer lugar, el comprendido entre 1984 y 1994, caracterizado por un grave deterioro en la distribución del ingreso y por un impacto negativo del capital humano, en particular debido al incremento de los rendimientos de la educación y, un segundo período que va de 1994 a 2000, con una leve mejora en la distribución del ingreso y un impacto en general positivo de la evolución del capital humano sobre dicha distribución. El aumento en la desigualdad atribuible al capital humano en el período 1984-1994 es consecuencia de que los rendimientos de la educación aumentaron para los niveles de estudio elevados y se redujeron para los niveles de estudios más bajos.

Ahora bien, ante este panorama, dos preguntas inmediatamente se plantean. En primer lugar, qué explica el mencionado patrón de incremento para los niveles elevados y el decremento para los reducidos en los rendimientos educativos entre 1984 y 1994, y en segundo lugar, cuáles son las implicaciones de política económica que de ello se desprenden.

Con relación a la primera cuestión, como ya se ha señalado, el proceso de liberalización de la economía mexicana que operó en la década de los ochenta, pudo haber contribuido a aumentar la prima salarial al aumentar la demanda de trabajo más cualificado, a la vez que se redujo la protección de las industrias menos intensivas en capital humano. Sin embargo, lo que del análisis se desprende es que este fenómeno puede estar agotándose, lo que, hasta cierto punto, no deja de ser una buena noticia en términos de distribución del ingreso.

Por lo que respecta a la segunda pregunta, una lección que debería ser tomada en consideración es que la mejor política para aminorar los efectos de procesos que tiendan a concentrar el ingreso, continúa siendo mejorar la distribución de la educación. Si, como parece ser el caso en el período 1984-1994, aquella no experimenta una evolución claramente positiva, el comportamiento de los rendimientos de la educación puede causar serios estragos en la distribución del ingreso. En este sentido, si bien es cierto que las políticas de liberalización han podido contribuir al aumento de la desigualdad, de aquí no ineludiblemente se sigue que eficiencia y equidad deban mostrarse necesariamente como dos objetivos contradictorios.

En efecto, en términos de política educativa, el aumento en los rendimientos de la educación en los niveles más elevados sólo implicará a largo plazo una mayor desigualdad en la distribución del ingreso si los estratos de renta menos favorecidos se enfrentan a dificultades difícilmente salvables para acceder a los estratos educativos superiores. En este contexto, se trata de allanar el camino para que los distintos grupos poblacionales puedan beneficiarse de la educación superior, sin que las restricciones financieras representen un obstáculo infranqueable. En tal contexto, la política de gasto público debe facilitar el acceso de toda la población a la educación básica, condición necesaria para la erradicación de la pobreza y la marginación, a la vez que pasillo obligado para el acceso a la educación superior.