Artículos

 

Impactos de la dinámica del mercado de trabajo sobre la distribución del ingreso y la pobreza en Argentina*

 

Luis Beccaria** Mariana González***

 

** Profesor-investigador. Universidad Nacional de General Sarmiento, Argentina (UNGS). Correo electrónico: lbeccari@ungs.edu.ar

*** Becaria doctoral del Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET, UNGS). Correo electrónico: marianagonzale@gmail.com

 

Fecha de recepción: 13 de febrero de 2006.
Fecha de aceptación: 16 de mayo de 2006.

 

Resumen

Desde mediados de los años setenta, Argentina sufrió un continuo proceso de deterioro en la distribución de los ingresos y de incremento en la pobreza. Este trabajo pretende contribuir a la identificación de los factores que estuvieron asociados a esos procesos, principalmente los vinculados con el comportamiento del mercado de trabajo. Para ello, se combinaron dos tipos de métodos: en primer lugar se mostró la evolución que diferentes variables laborales tuvieron entre los individuos de distintos estratos socioeconómicos. Luego, se realizó una descomposición microeconométrica de los cambios experimentados por la distribución del ingreso y la pobreza, que permitió una cuantificación del impacto que ejercieron las modificaciones de esas mismas variables. Los resultados permiten confirmar que tanto los cambios registrados en el nivel y estructura del empleo como los ocurridos en la distribución de las remuneraciones han resultado relevantes para explicar esa dinámica distributiva.

Palabras clave: mercado de trabajo, distribución del ingreso, pobreza, microsimulaciones.

 

Abstract

Since the mid-1970s, Argentina has been suffering from a continuous process of deterioration in its income distribution and an increase in poverty. This paper aims to contribute towards identifying the factors associated with those processes, Jinked mainly to the performance of labor markets. It therefore combines two methods: in the first place, it shows the evolution of different labor variables for individuals from distinct socio-economic strata. Then a micro-econometric breakdown is made for the changes experienced in income distribution and poverty, allowing a quantification of the impact caused by modifications of these variables. The results made it possible to confirm that both these changes were registered at a level and structure of employment and that what happened to the distribution of remunerations was relevant in explaining this distributive dynamic.

Key words: labor market, income distribution, poverty, micro-simulations.

 

Résumé

Depuis la moitié des années soixante-dix, l'Argentine a souffert un continu processus de détérioration dans la distribution des revenus et de la croissance de la pauvreté. Ce document prétend contribuer à l'identification des facteurs qui ont été associés à ces processus, principalement ceux ayant un lien avec le comportement du marché du travail. Dans ce but, on a combiné deux types de méthodes: dans un premier lieu on a montré l'évolution de différentes variables du travail parmi les individus de différents niveaux socio-économique. On a ensuite réalisé une décomposition micro-économique des changements subis par la distribution du revenu et de la pauvreté, qui a permis une quantification de l'impact qu'ont exercé les modifications de ces mêmes variables. Les résultats permettent de confirmer que les changements enregistrés dans le niveau et la structure de l'emploi ainsi que ceux ayant eu lieu dans la distribution des rémunérations on apparu comme importants pour expliquer cette dynamique distributive.

Mots-cléfs: marché du travail, distribution du revenu, pauvreté, micro-simulations.

 

Resumo

Desde meados dos anos 70, Argentina sofreí um constanteprocesso de deterioro na distribuição dos ingressos e do aumento na pobreza. O presente documento tenta contribuir na identificação dos fatores que estiveram associados a tais processos, principalmente os vinculados com o comportamento do mercado de trabalho. Para tal objetivo, combinaram-se dois tipos de métodos, primeiramente se mostrou a evoluição que diferentes variáveis laborais tiveram entre os individuos de diferentes níveis socio-económicos. Depois, se fez uma descomposição micro-econométrica das mudanças experimentadas pela distribuição do ingresso e a pobreza, que permitiu uma quantificação do impacto que exerceram as mnodificações de estas mesmas variáveis. Os resultados permitem afirmar que tanto as mudanças registradas no nível e estrutura do emprego, quanto as mudanças na distribuição das remunerações foram relevantes para explicar a dinámica distributiva.

Palavras chave: mercado de trabalho, distribuição do ingresso, pobreza, microsimulações.

 

Introducción

Durante el periodo de posguerra y hasta mediados de los setenta, Argentina registró un nivel de desigualdad en la distribución del ingreso que, a partir de la comparación con el de otros países, aparece como moderado (Cuadro 1). También la incidencia de la pobreza absoluta era reducida.

A partir de ese momento comienza un prolongado y persistente proceso de deterioro distributivo que se extiende hasta el presente. Esta evolución se verificó tanto en periodos de elevada inestabilidad macroeconómica -las décadas de 1970 y 1980-, como durante otros que exhibieron un comportamiento económico global más estable.

El objetivo de este trabajo es identificar -y contar con evidencias de la importancia de- diversos factores que estuvieron asociados a este proceso de creciente inequidad distributiva experimentado en los últimos treinta años. Las variables que se analizarán están relacionadas con el funcionamiento del mercado de trabajo. Sin duda, hay otros determinantes del comportamiento distributivo, pero los ingresos que capta la Encuesta Permanente de Hogares (EPH) -la fuente que usaremos- se refieren básicamente a ingresos del trabajo.

En la primera sección del trabajo se describe someramente la evolución de la economía y el mercado laboral en el periodo 1974-2003, donde se muestran también los cambios en la distribución del ingreso y la incidencia de la pobreza. Luego, se describe la técnica de microsimulación, método usado para analizar los efectos de las variables laborales en los cambios experimentados por la equidad distributiva y la pobreza. Después, se aplica esa técnica para aislar y cuantificar el efecto de cada una de las variables sobre la distribución del ingreso entre los hogares, así como sobre la incidencia de la pobreza.

Los resultados del ejercicio confirman la importancia de los cambios ocurridos en el nivel y la estructura del empleo y en la concentración de las remuneraciones como factores explicativos de la dinámica de la distribución de los ingresos y de la pobreza. Para el periodo 1974-2003, tomado en conjunto, los mayores impactos sobre la distribución estuvieron dados por el incremento en la desigualdad de las remuneraciones, la disminución de la tasa de empleo y -en menor cuantía- los cambios en la estructura ocupacional que resultaron más desfavorables para los sectores de menor nivel socioeconómico. Esos mismos factores permiten explicar el importante aumento de pobreza, aunque en este caso la mayor contribución está motivada por la disminución del ingreso real promedio.

 

Un vínculo estrecho: mercado laboral, distribución y pobreza

La mencionada tendencia a la inequidad registrada desde mediados de los años setenta se aprecia en el comportamiento de la desigualdad -medida con el coeficiente de Gini- y del porcentaje de hogares y personas bajo las líneas de pobreza e indigencia que se incluyen en la Gráfica 1.¹

El crecimiento de la desigualdad a lo largo de las tres décadas analizadas estuvo acompañado de un empeoramiento de los indicadores que tienen relación con el mercado laboral. Aunque con oscilaciones y momentos de parcial recuperación, las tasas de desocupación y de subocupación y la proporción de empleos precarios han ido aumentando, al tiempo que disminuyeron los salarios reales medios.

Desde el punto de vista de la evolución del mercado laboral y del comportamiento económico global, conviene distinguir cuatro etapas:²

La primera cubre aproximadamente la segunda mitad de los años setenta (1974-1980) y su rasgo distintivo es el fuerte deterioro de las remuneraciones medias reales al inicio de la misma y su posterior recuperación parcial (entre puntas, el ingreso laboral real promedio disminuye 8%). El empleo global continuó creciendo y no se advierten signos de deterioro en su calidad, registrándose un leve crecimiento del peso de los trabajadores por cuenta propia. A lo largo de ella, creció la desigualdad y, en menor medida, la incidencia de la pobreza.

La segunda etapa abarca la década de los ochenta y llega hasta la puesta en marcha del plan de convertibilidad en 1991. Ésta se caracterizó por el estancamiento productivo y una fuerte inestabilidad macroeconómica: el producto interno bruto (PIB) cayó en seis de esos años, de tal modo que en 1990 era 10.9% menor que en 1980. Además, los niveles de inflación fueron persistentemente muy elevados y alcanzaron, incluso, picos hiperinflacionarios.³ En buena medida esta situación estuvo asociada a las dificultades que enfrentó el financiamiento externo de un país que había acumulado una importante deuda con el exterior en el contexto de mercados financieros restringidos. El deterioro de los salarios reales fue marcado (la caída promedio fue de 33%), así como el crecimiento de la proporción de puestos de trabajo no registrados. La pobreza creció de manera significativa y en menor medida lo hizo el coeficiente de Gini de la distribución de los ingresos familiares.

La tercera de las fases que se distinguen es la que abarca la vigencia del plan de convertibilidad. Se inicia con la puesta en marcha de la paridad fija del peso con el dólar y un amplio programa de reformas estructurales que incluyó la apertura comercial, la desregulación financiera, la reforma del Estado y la privatización de numerosas empresas públicas. Más allá de los vaivenes que se experimentaron a lo largo de dicha fase, se destaca el elevado nivel de desempleo abierto, la continuación del deterioro de la calidad de la estructura ocupacional y un nivel más estable de remuneraciones reales -superiores a los de la segunda parte de los ochenta-, fenómeno asociado a la estabilidad de precios.⁴

Finalmente, se identifica la fase que se inicia con la salida del régimen de tipo de cambio fijo, a fines de 2001. Esta salida llevó consigo una profunda recesión (el PIB cayó 10.9% en 2002), un importante aumento adicional en la desocupación y una caída de aproximadamente 30% en los salarios reales.

La Gráfica 1 permite tener una perspectiva de conjunto de la evolución de la desigualdad y la pobreza en cada una de esas etapas. En efecto, si bien no se dispone para el periodo 1974-1980 de datos anuales, sí es posible apreciar que entre puntas se observa un incremento tanto de la pobreza, como de la desigualdad. Luego, entre 1980 y 1991 ambas variables muestran grandes oscilaciones, cuyos picos coinciden con la crisis de 1982 y con la hiperinflación de fines de la década de 1980. Más allá de dichas oscilaciones, la tendencia general vuelve a ser hacia el crecimiento de la pobreza y la desigualdad. La década de la convertibilidad (1991-2001) muestra un comportamiento menos fluctuante de esos valores -aunque también cíclico-, al tiempo que un claro sendero ascendente nuevamente. Para finalizar, analizamos separadamente la crisis de 2001-2003, cuando -sobre todo- lo que se verifica es un salto importante en la pobreza.

 

El método utilizado: microsimulaciones

El deterioro de las condiciones laborales indudablemente está en la base de la dinámica de la pobreza y la desigualdad distributiva. En efecto, el ingreso familiar de la mayor parte de los hogares depende de las remuneraciones del trabajo que perciben sus miembros. Dichos ingresos, por lo tanto, se ven influidos por una serie de variables en las cuales se centrará el análisis: la tasa de empleo de los miembros y los ingresos de los ocupados (remuneración horaria por horas trabajadas) que, a su vez, están afectados por la calificación que tenga el trabajador y las características propias del puesto de trabajo en el que se desempeña: la categoría ocupacional, el carácter de precario o no del puesto, el tipo de establecimiento (tamaño), entre otros.

A fin de analizar los vínculos entre el mercado laboral, la distribución del ingreso y la pobreza es posible aplicar diversas metodologías. Una es analizar los cambios que sufrieron los indicadores laborales y de ingreso, diferenciándolos para distintos estratos socioeconómicos de la población. Esta alternativa, que fue presentada en Beccaria y González (2005) para el caso de Argentina, da cuenta del hecho de que varios factores relacionados con el mercado de trabajo estuvieron asociados a la ampliación de las distancias entre los ingresos de hogares de diferentes estratos, pero tiene limitaciones al momento de analizar el influjo de las variables sobre la distribución del ingreso, ya que no permite evaluar su efecto por separado.

Una alternativa para descomponer los cambios en la desigualdad consiste en aplicar la metodología de Mookherjee y Shorrocks (1982), que diferencia entre los ocasionados por las modificaciones en los ingresos medios de diferentes grupos de población y aquellos debidos a alteraciones en la composición de esos grupos. Las variaciones en la pobreza, por su parte, pueden explicarse mediante la técnica de Datt and Ravallion (1992), que distingue un componente que obedece a la modificación del ingreso promedio y otro que se vincula con la redistribución del ingreso.

Frente a esos procedimientos, la técnica de microsimulación presenta la doble ventaja de permitir la identificación de los factores que determinan el ingreso individual y, al mismo tiempo, tomar en cuenta la heterogeneidad que existe entre los individuos y los hogares (Bourguignon y Spadaro, 2006).

Teniendo en cuenta esas ventajas, en este artículo se aplica la técnica de microsimulación, con el fin de aislar y cuantificar los efectos que algunas de estas variables laborales han tenido sobre la distribución del ingreso y la pobreza.⁵ Básicamente, se trata de descomponer los cambios acontecidos entre dos momentos del tiempo en un indicador dado (de desigualdad o de pobreza, por ejemplo). Para ello se parte de los microdatos del momento inicial t₀ y, para cada individuo i, se simula cuál hubiese sido su ingreso de haberse verificado en ese momento los niveles que alguna de las variables ocupacionales o de ingreso registraron en t₁ . Luego, se reconstruyen los ingresos familiares correspondientes y, con esta población contrafáctica, se recalcula el indicador que se esté analizando y se lo compara con el nivel inicial.⁶

Las variables consideradas en cuanto a ocupación son: la condición (ocupado/no ocupado), la intensidad (subocupado/ocupado de tiempo completo), la categoría (asalariado registrado/asalariado no registrado/no asalariado) y el nivel de remuneraciones. Para calcular el ingreso contrafáctico en t₁ del individuo i, se recurre a relaciones econométricas que relacionan esas variables con las características sociodemográficas del individuo.

En resumen, el método implica simular los cambios en los ingresos entre t₀ y t₁ de las personas observadas en t₀, que habrían ocurrido como consecuencia de cambios en la situación ocupacional y en las remuneraciones. Por ejemplo, de haberse registrado un aumento de la tasa de empleo entre t₀ y t₁ , el método llevará a pasar a la situación de ocupados a algunos individuos que en t₀ no estaban ocupados, de manera tal para alcanzar la nueva tasa de empleo. De la misma manera, un aumento de la proporción de trabajadores no registrados requiere que la población contrafáctica contenga mayor peso de este tipo de ocupados, por lo cual se deberá simular un cambio hacia esta categoría de personas efectivamente ocupadas en algunas de las otras dos. Por otra parte, si se hubiesen alterado las remuneraciones, las efectivamente cobradas en t₀ deberán ajustarse para reflejar esos cambios.

Cada uno de esos pasos genera una distribución del ingreso contrafáctica nueva -por ejemplo, aquella que expresa la variación en la tasa de empleo-. De la comparación del indicador de desigualdad de esta distribución con el correspondiente a la distribución efectiva, surgirá el cambio que éste habría registrado como consecuencia de la variación en el empleo. Como se detallará más adelante, las simulaciones se hacen de manera sucesiva, lo cual implica que sobre la distribución simulada para reflejar los cambios en una de las variables, se vuelve a efectuar una nueva simulación que permita incorporar los efectos de otra.

Por tal motivo, el orden en que se introducen los efectos no es neutral respecto de los resultados obtenidos. El orden que aquí se ha seguido obedece a un criterio lógico por el cual se introduce primero el efecto de la variación en el empleo, luego los efectos relacionados con cambios en la estructura ocupacional (por categoría ocupacional y proporción de ocupaciones de tiempo completo) y, finalmente, el efecto de la variación del nivel medio y distribución de las remuneraciones.

 

Efecto empleo

El primer efecto considerado, el empleo, busca identificar el impacto del cambio en el nivel de la tasa de empleo que efectivamente tuvo lugar entre t₀ y t₁. Ello implica que la población contrafáctica construida a partir de los microdatos de t₀ debe expresar la tasa de empleo de t₁.

Como se señaló líneas arriba, si hubo un incremento en esta tasa es necesario aplicar la condición de ocupado a algunos de los individuos que en t₀ no lo eran, y viceversa, si ésta descendió. Para decidir quiénes cambian de condición, se ordena a los individuos -primero- según sean ocupados o no y -segundo- según su probabilidad de tener empleo, de modo tal que los ocupados en t₀ seguirán siéndolo en la población contrafáctica, al tiempo que se agregan a éstos algunos de los que en t₀ no lo eran, elegidos según dicha función de probabilidad, estimada a partir de un modelo probit en función de las características sociodemográficas del individuo. Los parámetros de esta función son los del momento t₁, pues lo que se quiere expresar es -precisamente- el nivel de empleo en t₁. El modelo probit se estima por separado para hombres y mujeres, del mismo modo que se hace la distinción entre géneros en cada uno de los pasos seguidos. En el caso de los primeros, se toman como variables independientes la edad, la edad al cuadrado, la condición de jefe y diversas variables dummies que expresan el máximo nivel educativo alcanzado. En el caso de las mujeres se agregan, como es usual al analizar los determinantes de la oferta femenina, otras variables relacionadas con el hogar: el nivel educativo del jefe, la cantidad de miembros y el número de menores. El supuesto es que estas variables afectan las posibilidades de las mujeres de formar parte de la oferta laboral y, por este medio, de ser ocupadas.

Si, en cambio, en el periodo considerado la tasa de empleo disminuyó, es necesario cambiar de condición de actividad a algunos ocupados; es decir, transformarlos en no ocupados y, por lo tanto, no considerarles su ingreso laboral. Para ello, se los selecciona ordenándolos -primero- según sean o no ocupados y -segundo- de forma decreciente, según su probabilidad de serlo.

En todos los casos, se pretende que el cambio en el nivel de empleo no afecte la composición de la ocupación según la categoría ocupacional y la proporción de ocupaciones de tiempo completo. Para ello, es necesario calcular el cambio en la tasa de empleo entre t₀ y t₁ al interior de cada uno de los siguientes seis grupos: asalariados registrados de tiempo completo, asalariados registrados de tiempo parcial, asalariados no registrados de tiempo completo, asalariados no registrados de tiempo parcial, no asalariados de tiempo completo y no asalariados de tiempo parcial. Luego, se sigue el procedimiento ya descrito (ordenar a los individuos de cada grupo según sean ocupados o no, y de serlo su probabilidad) para decidir quiénes cambian de condición al interior de cada grupo, según hayan sido los cambios verificados en la tasa de empleo.

A quienes pasan a ser ocupados es necesario también estimarles un ingreso del trabajo. Para ello, se utiliza una función de ingresos laborales tipo Mincer (1974), que tiene la siguiente forma:

estimada para t₁ en la cual X es la matriz de variables independientes. Específicamente,

en la cual jefe es una dummy con valor igual a 1 si el individuo es jefe de hogar y s_i son dummies con valor 1 si el nivel educacional máximo de la persona es, respectivamente, primaria completa, secundaria incompleta, secundaria completa, terciaria incompleta y terciaria completa. El nivel de primaria incompleta constituye la base. Por su parte, nr y na son las dummies de asalariados no registrados y no asalariados (la categoría asalariado registrado es la base); tc es la dummy de ocupación de tiempo completo y tiene un valor igual a 1 si el ocupado trabaja 35 horas y más.

Los parámetros de la función en t₀ permiten estimar el ingreso para los individuos que pasan a ser ocupados. Para ello, es preciso generar un término de error para cada uno de ellos como si estuviera empleado. Como el residuo de la ecuación de ingresos laborales -^Ui- no se observa para estos individuos, se hace condicionado al que se observa. Ello surge al generar Ψ desde una distribución normal estándar y luego calculando:

Una vez que se tiene la nueva población ocupada contrafáctica y sus ingresos correspondientes, se reconstruyen los del nivel de hogar. Sobre éstos se calcula el coeficiente de Gini. Dada la existencia de un término aleatorio u*, el cálculo se reitera una determinada cantidad de veces (100). Así se obtiene el valor promedio para el Gini y también sus intervalos de confianza. Este coeficiente se compara con el Gini inicial para el momento t₀. La diferencia entre ambos puede interpretarse como el cambio en la desigualdad entre t₀ y t₁ debido exclusivamente a la variación en la tasa de empleo.⁷

Cabe resaltar aquí que lo que capta este efecto es el resultado de la variación en el nivel de la tasa de empleo, pero no del cambio en la composición al interior de los ocupados según su estrato socioeconómico. Es decir, revela el impacto que tiene en la distribución la mayor o menor tasa de empleo, pero no el hecho de que esta tasa varíe diferencialmente para los individuos de distintos estratos. Sin embargo, este último fenómeno -como se mostró en la sección tres- resultó muy importante en el periodo analizado.

 

Efectos estructura del empleo

Un segundo conjunto de efectos que se analizan tienen que ver con los cambios en la estructura de la ocupación. En primer lugar, se simuló el efecto del cambio en las proporciones de empleados asalariados y no asalariados; posteriormente, el de la modificación en los porcentajes de ocupados registrados y no registrados al interior de los asalariados; y, finalmente, el efecto del cambio en la composición de las ocupaciones entre las que son de tiempo completo y de tiempo parcial.

Para ello, primero se estimaron las probabilidades de cada ocupado de pertenecer a cada una de las tres categorías identificadas -asalariado registrado, asalariado no registrado y no asalariado- mediante un modelo logit multinomial que utiliza como variables independientes las características sociodemográficas ya mencionadas. En segundo lugar, y partiendo de la población ocupada contrafáctica que resultó del primer paso (en el cual se simuló el cambio en la tasa de empleo), se construyó otra distribución contrafáctica que difiere de aquella en tanto la proporción del conjunto de asalariados (registrados más no registrados) y no asalariados refleja la existente en t₁. Para decidir cuáles son los ocupados que cambian entre estos dos grupos, se toman en cuenta las probabilidades calculadas en primer lugar.

Específicamente, si creció la proporción de asalariados, se ordena a los no asalariados según la probabilidad de ser asalariados (que es la suma de la de ser asalariado registrado más la de ser asalariado no registrado). Se mantienen las proporciones de t₀ entre registrados y no registrados al interior de los asalariados, por lo que se ubica a quienes pasan a ser asalariados en cada una de éstas de acuerdo con sus probabilidades. Cuando, por el contrario, es la proporción de no asalariados la que crece, se ordena a los asalariados según la probabilidad de ser no asalariado y se realiza un procedimiento similar al ya descrito.

A los ocupados cuya categoría ocupacional queda modificada se les ajustan sus ingresos laborales utilizando el coeficiente de la variable dummy correspondiente de [*] -f₁ o f₂-. Nuevamente, con la población ocupada contrafáctica obtenida y sus ingresos correspondientes, se reconstruyen los ingresos en el nivel de hogar y sobre éstos se calcula el coeficiente de Gini, que se compara con el resultante del cálculo del efecto anterior. La diferencia entre éstos puede interpretarse como el cambio en la desigualdad debido exclusivamente al cambio en la proporción de empleos asalariados y no asalariados entre t₀ y t₁ .

Un tercer paso consistió en simular, sobre esta última población contrafáctica, los efectos de los cambios que acontecieron entre t₀ y t₁ en la distribución de los asalariados entre registrados y no registrados. El procedimiento fue similar al recién descrito.

El ejercicio prosiguió simulando una nueva población que registra las proporciones de trabajadores de tiempo parcial y de tiempo completo de t₁ . Para hacerlo, se respetaron esas proporciones para cada una de las tres categorías ocupacionales consideradas. Para realizar los pases necesarios entre estos dos grupos, se ordenó a los ocupados de cada categoría según la probabilidad de trabajar de tiempo completo. Esta probabilidad, a su vez, se estimó recurriendo a un modelo probit cuyos argumentos son las variables sociodemográficas ya señaladas. El procedimiento sigue el criterio empleado líneas arriba para el caso de la simulación de las alteraciones en la proporción de categorías ocupacionales.

Al igual que en el caso del efecto empleo, los efectos vinculados con los cambios en la estructura ocupacional captan las modificaciones en el margen. Es decir, muestran las consecuencias que los cambios en las proporciones de las categorías consideradas tienen en la distribución del ingreso; pero no logran reflejar el hecho de que al interior de cada categoría la composición de los ocupados por nivel socioeconómico sea diferente entre un periodo y otro.

 

Efectos de distribución del ingreso

Posteriormente, se alteraron los ingresos de los ocupados que revelan los cambios en las retribuciones a las características personales; esto es, la variación en los retornos que se reconocen a la experiencia y a la educación. Para ello se modificó el ingreso efectivo de t₀ (o el imputado con la función [*] de t₀ en los casos de nuevos ocupados o el corregido por el coeficiente correspondiente de [*] en el caso de ocupados que hayan cambiado de categoría) por el que surge de calcular una función como [*], pero a partir de los microdatos de los ocupados de t₁. Nuevamente, debido a la presencia del término aleatorio, fue necesario recalcular las remuneraciones y, por tanto, los ingresos familiares y los coeficientes de Gini de la población contrafáctica, un cierto número de veces (se efectuaron 100 corridas).⁸

Con los nuevos ingresos calculados se reconstruyeron los ingresos a nivel de hogar y sobre éstos se calculó el coeficiente de Gini, que se compara con el resultante del cálculo del efecto anterior. La diferencia entre estos índices refleja el cambio en la desigualdad debido exclusivamente al cambio ocurrido entre t₀ y t₁ en la retribución a ciertas características personales, especialmente, el nivel educativo alcanzado.

En todos los casos anteriores, tanto las funciones de probabilidad (de ser ocupado, de tener una ocupación de determinada categoría o de estar ocupado de tiempo completo) como las de Mincer fueron computadas separadamente para varones y mujeres.

Finalmente, se computó el efecto de los cambios en los haberes jubilatorios relativos con un procedimiento similar: se imputaron los montos que surgen de aplicar los parámetros de una función estimada con los microdatos de jubilados de t₁ del tipo

en la cual g asume el valor 1 si se trata de varones y s₁ son las dummies de nivel educativo ya presentadas. Para esta estimación también se tuvo en cuenta la necesidad de calcular el término aleatorio.

Con los nuevos ingresos jubilatorios calculados se reconstruyeron los ingresos en el nivel de hogar y sobre éstos se calculó el coeficiente de Gini, que se compara con el del cálculo del efecto anterior. La diferencia entre estos índices refleja el cambio en la desigualdad debido exclusivamente al cambio ocurrido entre t₀ y t₁ en la distribución de los haberes jubilatorios.

La diferencia entre el coeficiente de Gini obtenido en último término y el índice efectivamente verificado en el periodo t₁, debe interpretarse como la parte del cambio en la desigualdad que se explica por factores que no son considerados en la simulación.

 

Los cambios en el ingreso real medio y la descomposición del cambio en la pobreza

Los procedimientos hasta aquí descritos permiten construir distribuciones contrafácticas que reflejan las modificaciones registradas entre t₀ y t₁ en el nivel y estructura de las ocupaciones, así como en la distribución relativa de las remuneraciones y los haberes jubilatorios. En ese sentido, resultan adecuados para descomponer diferencias en la distribución de los ingresos familiares.

Al descomponer los cambios que registra la pobreza, conviene también considerar esos factores, aunque debe agregarse además un efecto que tiene -en principio- un influjo muy significativo en la pobreza (pero nula sobre la distribución), como es el que se deriva del cambio en los ingresos personales medios. Por lo tanto, al descomponer la incidencia de la pobreza -el indicador empleado en este caso- se agrega este nuevo efecto que surge de aplicar a los niveles de ingresos individuales resultantes del paso inmediato anterior la variación del ingreso personal medio real verificada entre t₀ y t₁ .

 

Secuencia de los efectos, fuente de información y etapas

La secuencia en la que se introdujeron los distintos cambios es, entonces, la siguiente:

• Cambio en la tasa de empleo: se aplicó la tasa de empleo de t₁ sobre la población de t₀.

• Cambio en la tasa de asalarización: sobre la población ocupada contrafáctica obtenida en el paso anterior se modificó la proporción de asalariados y no asalariados, según el valor que toma en t₁.

• Cambio en la proporción de asalariados registrados y no registrados: sobre los asalariados contrafácticos obtenidos en el paso anterior se modificó la proporción de registrados y no registrados según el valor que toma en t₁.

• Cambio en la proporción de ocupados de tiempo completo y parcial: sobre los ocupados contrafácticos de cada categoría (asalariados registrados, asalariados no registrados y no asalariados) se modificó la proporción ocupados de tiempo completo y de tiempo parcial, según el valor que se verifica en t₁.

• Cambio en el nivel real de ingresos personales (sólo para la descomposición de los cambios en la pobreza): se corrigieron todos los ingresos individuales multiplicándolos por un coeficiente que refleja la variación real de los ingresos promedio entre t₀ y t₁.

• Cambio en la distribución ingresos laborales: para los ocupados contrafácticos reconstruidos en los pasos anteriores se calcularon nuevos ingresos laborales con base en una función de ingresos con los parámetros de t₁.

• Cambio en la distribución ingresos jubilatorios: se calcularon nuevos ingresos para los jubilados con base en una función que toma los parámetros de t₁.

La técnica de microsimulación detallada se aplicó para descomponer los cambios en la distribución del ingreso y la pobreza entre los extremos del periodo 1974-2003 y también separadamente para cada una de las cuatro etapas indicadas en la sección primera: 19741980, 1980-1991, 1991-2001 y 2001-2003.

Se recurrió para ello a las bases de la Encuesta Permanente de Hogares (EPH) que regularmente levanta el Instituto Nacional de Estadística y Censos (INDEC) de Argentina. Los datos utilizados corresponden a los del Gran Buenos Aires ya que, como se explicó, no se dispone de información de otros aglomerados para el largo periodo en estudio. Los hogares considerados fueron aquellos con jefe de hasta 65 años, lo cual permite centrar el análisis en los cambios en los ingresos familiares provenientes del trabajo y el influjo que sobre ellos han tenido las transformaciones en el mercado laboral.⁹

 

El impacto de los cambios en el mercado laboral sobre la desigualdad

La descomposición de los cambios en la desigualdad entre 1974 y 2003 permite aislar y cuantificar el impacto de diversas variables ocupacionales. Los resultados que se muestran en el Cuadro 2 (páginas 25 y 26) distinguen los cambios en los coeficientes de Gini calculados para: a) los ingresos per capita familiares (IPCF), que incluyen ingresos provenientes del trabajo y de la jubilación;¹⁰ b) IPCF que sólo provienen del trabajo,¹¹ y c) los ingresos individuales de los trabajadores.

 

Los cambios en la desigualdad en el periodo 1974-2003

Como se señaló anteriormente, el grado de desigualdad de los IPCF conformados por ingresos laborales y jubilatorios aumentó en gran medida entre 1974 y 2003, pasando de 0.360 a 0.578. Esta diferencia de 0.218 se explica principalmente por el cambio en la distribución de los ingresos laborales y por el efecto empleo. También, en menor medida, por lo acontecido en las proporciones entre ocupaciones registradas y no registradas y entre aquellas de tiempo completo y de tiempo parcial.

En efecto, si se estiman los ingresos de los trabajadores mediante la función de ingreso laboral presentada líneas arriba, puede observarse que en general los retornos por educación han aumentado entre 1974 y 2003, en especial para el nivel superior. Ello lleva a que exista mayor desigualdad en la distribución de los ingresos de los ocupados y, consiguientemente, también en los familiares. Por otra parte, también resultó importante el efecto que sobre la distribución del ingreso familiar tuvo lo sucedido con la tasa de empleo. Si bien su valor promedio permaneció prácticamente en el mismo nivel al cabo de treinta años, ello fue resultado de una caída en la tasa correspondiente a los hombres (de 58.2% a 46.2%) y de un aumento en la de las mujeres (de 22.4% a 32.7%).¹² Este cambio provocó un incremento de la desigualdad, por cuanto las mujeres ocupadas tienen en promedio remuneraciones menores que los hombres, y mayor peso de ocupaciones no registradas y de tiempo parcial. La elevación del coeficiente de Gini debido a cambios en la estructura del empleo obedeció al incremento en las proporciones de ocupaciones asalariadas no registradas y de tiempo parcial (subocupación). Ambas características, que a menudo coinciden en la misma ocupación, se asocian con menores niveles salariales y, por este medio, incrementan la desigualdad entre los ocupados.

Cuando se excluye a los beneficiarios de planes de empleo (Plan Jefas y Jefes de Hogar Desocupados, PJJHD) entre los ocupados, los resultados son similares. La principal modificación es la reducción del peso de los efectos del cambio en la proporción de ocupaciones registradas/no registradas y de tiempo completo/parcial. Ello obedece a que prácticamente la totalidad de las ocupaciones implícitas en este plan tienen las características de los empleos no registrados y de tiempo parcial. Por lo tanto, al excluir dichas ocupaciones se reduce la participación de estos grupos en 2003.

Finalmente, cerca de un tercio del cambio total en el coeficiente de Gini queda sin explicar en este ejercicio y -como ya se mencionó- ello estaría reflejando el influjo de factores no tomados en cuenta. Este porcentaje se reduce cuando se considera el cambio en la desigualdad sólo de los ingresos de fuente laboral, lo cual se justifica porque son éstos y sus cambios los que se están modelizando más minuciosamente.

La parte final del Cuadro 2 muestra la descomposición de los cambios entre los ingresos individuales de los ocupados. En este caso, que compara el grado de desigualdad de los ingresos de personas ocupadas, no se cuantifica el efecto empleo. Puede apreciarse allí la magnitud del resto de los efectos, entre los cuales los más importantes son el de distribución, el del cambio en la estructura de tiempo completo/parcial y el del cambio en la estructura entre asalariados registrados y no registrados.

 

Los cambios en la desigualdad en distintos subperiodos

El mismo Cuadro 2 muestra los resultados de la aplicación de las microsimulaciones descritas en distintos subperiodos.

En 1974-1980, cuando el coeficiente de Gini de los IPCF se incrementa de 0.360 a 0.406, este cambio se explica casi exclusivamente por la mayor desigualdad en los retornos a las características personales de los trabajadores: en el caso de los ingresos familiares provenientes del trabajo y la jubilación explica más de 100% (debido a que otros factores contrarrestan esta tendencia), y en el caso de los ingresos familiares provenientes exclusivamente del trabajo, 93%.

Resulta de menor importancia el efecto del cambio en la tasa de empleo, que explica 14.5% de la variación del Gini de los ingresos del trabajo y la jubilación y 12.8% en el caso de los ingresos laborales. Este efecto es el resultado del incremento en la tasa de empleo de las mujeres y la reducción de la tasa masculina, al tiempo que la tasa global permanece prácticamente en el mismo nivel.

Sólo el efecto empleo resulta destacable en la explicación del aumento de la desigualdad del periodo 1980-1991, asociado nuevamente a una tasa de ocupación estable, pero que cambia su composición entre hombres y mujeres. La distribución de los ingresos laborales y de los jubilatorios, en cambio, habrían tendido a reducir la desigualdad.

Sin embargo, el método deja sin explicar la mayor parte del cambio. Probablemente ello esté relacionado con el hecho de que la concentración de los ingresos individuales de los trabajadores prácticamente no varía entre esos años, y son precisamente los ingresos los que mejor se logra modelar por medio de la microsimulación. ¹³

La década de la convertibilidad es el momento en el cual se incrementa más la desigualdad en la distribución de los ingresos familiares: el Gini de los IPCF laborales y jubilatorios pasa de 0.461 a 0.570. Este aumento se explica en proporciones similares por el efecto empleo (la proporción de personas ocupadas cae en dos puntos porcentuales) y por el derivado de modificaciones de la distribución de los ingresos laborales (se incrementan los diferenciales en los retornos a la educación). Asimismo, se destaca el efecto del aumento en la proporción de ocupados de tiempo parcial asociado a la expansión de la sub-ocupación.

En la crisis de 2001-2003, como ya se mencionó, la desigualdad de la distribución del IPCF creció levemente, comportamiento que no se explica por cambios en las retribuciones relativas en los retornos a la educación, ya que las remuneraciones se deterioraron igualitariamente como consecuencia del aumento de precios. La razón de ese leve aumento en la concentración de los ingresos familiares es la modificación en la estructura del empleo: volvió a incrementarse la subocupación y la importancia de los puestos no registrados, dinámica asociada en gran medida con la implantación del PJJHD .

Este programa fue implantado en mayo de 2002 como respuesta a las graves consecuencias sociales que estaba causando la crisis económica. Consiste en el otorgamiento de una ayuda económica mínima ($150) a jefes de hogar desocupados a cambio de una contraprestación laboral o de capacitación. La magnitud de este programa -alrededor de dos millones de subsidios- amerita la distinción del impacto que ha tenido sobre la situación laboral.

Por ello, es conveniente analizar los incrementos en la desigualdad aislando los efectos de este plan. Si se excluye entre los ocupados a los beneficiarios del PJJHD y se deducen los montos de los subsidios de los ingresos familiares, se advierte, por un lado, que el incremento de la desigualdad hubiese sido mayor si no se hubiera implantado este plan y, por otro, que la existencia del mismo estuvo asociada con cambios en la estructura ocupacional, por las características que tienen las actividades laborales realizadas como contraprestación. Éstas no implican la existencia de un contrato laboral ni de descuentos jubilatorios, y tienen una jornada laboral reducida.¹⁴

 

El impacto de los cambios en el mercado laboral sobre la pobreza

El mismo método de microsimulaciones se utilizó para descomponer las variaciones en la incidencia de la pobreza; es decir, para explicar qué parte del incremento en el número de hogares pobres en cada periodo puede atribuirse a los distintos cambios verificados en el mercado laboral. Los efectos diferenciados fueron los mismos que en el caso de la descomposición de la desigualdad. Sólo se agregó el efecto ingreso real medio, que revela la caída promedio en el nivel de ingresos, tal como se explicó líneas arriba.

Entre los años 1974 y 2003 la proporción de hogares pobres (considerando los ingresos laborales y jubilatorios) se multiplicó por diez: pasó de 4.6% a 50.0%. En la explicación de este aumento, el factor más importante es el cambio en el ingreso real medio pues, como ya se anotó, las remuneraciones medias cayeron en promedio 60.9% entre esos años y las jubilaciones 58.3%. Este efecto explica más de la mitad del cambio total (véase Cuadro 3).

También resultan importantes en la explicación los efectos del cambio en la tasa de empleo (una leve caída con un cambio de composición entre empleo masculino y femenino), del aumento en la desigualdad de la distribución de los ingresos laborales (mayor desigualdad en los retornos a la educación) y del incremento en la proporción de ocupaciones de tiempo parcial. Los resultados son similares si se consideran los ingresos familiares resultantes de la suma de los ingresos laborales solamente.

Si se realizan estas mismas estimaciones excluyendo los efectos del PJJHD, las conclusiones no se modifican sustantivamente. Se observa que resulta menor el efecto de la disminución de los ingresos medios, mayor el efecto de la tasa de empleo y, finalmente, mayor el de la distribución de los ingresos laborales. Las diferencias son siempre escasas, revelando el bajo impacto del programa en la incidencia global de la pobreza.¹⁵

Si se repite este mismo análisis para cada subperiodo (Cuadro 3), se observa que entre 1974 y 1980 el incremento de la pobreza (de 4.6% a 8.2%) obedeció principalmente al cambio en la distribución de los ingresos laborales, que también resultó el principal factor en la explicación del incremento en la desigualdad (véase sección anterior). Aunque en menor medida, también fueron importantes los efectos de los cambios en el ingreso real medio y en la tasa de empleo.

Entre 1980 y 1991 la pobreza tuvo un aumento significativo (de 8.2% a 19.2%), que obedeció principalmente a la disminución promedio de los ingresos (las caídas de las remuneraciones y las jubilaciones medias fueron de 32.7% y 49.8% respectivamente) y, en menor medida, al efecto de la tasa de empleo.

La incidencia de la pobreza volvió a registrar un incremento significativo entre 1991 y 2001, llegando el valor de este último año a 34.3%. El aumento obedeció tanto al efecto de la tasa de empleo (que cayó de 39.2% a 37.2%), como al cambio en la distribución de los ingresos jubilatorios. Sin embargo, para este periodo, prácticamente la mitad del aumento de la pobreza queda sin explicar con base en los factores analizados.

En 2001-2003 la crisis implicó un nuevo y dramático salto en el nivel de pobreza generado, fundamentalmente, por la caída en el ingreso medio. Como ya se mencionó, ésta afectó en un principio de modo similar a todos los hogares -ya que no hubo ajuste en los ingresos nominales en un marco de incremento de precios-; los efectos distribución, por lo tanto, no fueron significativos, como lo comprueba también este ejercicio.

 

Conclusiones

Desde mediados de los años setenta, Argentina sufrió un continuo proceso de deterioro en la distribución de los ingresos y de incremento en la pobreza: mientras que en 1974 20% más rico de los hogares tenía un ingreso que era 4.3 veces el de 20% más pobre, en 2003 esa cifra había llegado a 8.9 veces. La población bajo la línea de pobreza, por su parte, pasó de 4.4% en 1974 a 51.7% en 2003.

El presente documento pretende contribuir a la identificación de los factores que estuvieron asociados a estos procesos, principalmente los vinculados con el comportamiento del mercado de trabajo. Para ello se realizó una descomposición microeconométrica de los cambios experimentados por la distribución del ingreso y la pobreza que permitió una cuantificación del impacto que ejercieron las modificaciones de diferentes variables laborales.

Los resultados permiten confirmar que tanto los cambios registrados en el nivel y estructura del empleo como los ocurridos en la distribución de las remuneraciones han resultado relevantes para explicar esa dinámica distributiva. Precisamente, el factor que tuvo la mayor contribución al aumento del coeficiente de Gini de la distribución de los ingresos familiares fue el incremento en la concentración de las remuneraciones de los ocupados. Entre los extremos del periodo considerado se produjo, fundamentalmente, una ampliación de los retornos a la educación y esto fue producto de lo sucedido en los años setenta y los noventa. Diversas hipótesis se han sugerido para dar cuenta de este fenómeno, las que no resulta posible reseñar aquí;¹⁶ pero la situación misma de oferta excedente global que se registró en el último decenio del siglo debió haber afectado de manera particular los ingresos relativos de los menos calificados. Por su parte, la drástica disminución de las remuneraciones reales medias que se produjo en 1976 también afectó con mayor gravedad a dicho estrato de trabajadores.

La disminución de la tasa de empleo tuvo también un impacto desigualador importante, el cual se concentró en el decenio de los noventa. Las reformas estructurales encaradas hacia el principio del mismo, junto con el impacto de la apreciación cambiaria, redujeron fuertemente la capacidad de generar empleo, especialmente de calidad. Pero no fueron sólo las menores posibilidades ocupacionales globales las que influyeron negativamente sobre el contexto distributivo, sino que el empeoramiento del mercado de trabajo también operó en el mismo sentido que las remuneraciones relativas -aunque menos intensamente- mediante los cambios en la estructura ocupacional. En particular, la paulatina pérdida de importancia de los puestos de trabajo de tiempo completo y de menor calidad se concentró entre los hogares de menos recursos.

Usando un enfoque similar -aun cuando existen diferencias en el tratamiento específico de las variables y los efectos-, varios estudios para América Latina y otras regiones han mostrado resultados que concuerdan con los aquí encontrados para Argentina. En particular, que la concentración de los ingresos de los ocupados -que se derivan de aumentos en las tasas de retorno a la educación y a otros atributos- y los cambios en el nivel y estructura de la ocupación han contribuido al incremento de la desigualdad de los ingresos de los hogares. ¹⁷

Los mismos factores que dan cuenta de la dinámica de la distribución del ingreso explican la importante elevación de la proporción de personas con ingresos inferiores a la línea de pobreza que se registró en Argentina, aunque en este caso fue la disminución del ingreso medio real el que contribuyó en mayor medida. Sin embargo, cambia la importancia de los diferentes efectos entre subperiodos. El impacto de la pérdida de poder de compra de las remuneraciones promedio resultó más importante en los años ochenta, década atravesada por el estancamiento productivo y un proceso de marcada inestabilidad macroeconómica. El importante deterioro de los ingresos reales registrado luego de la salida de la convertibilidad también explica la mayor parte del aumento de la pobreza registrado entre 2001 y 2003. Por otro lado, en los años setenta y noventa, los incrementos verificados estuvieron asociados a los cambios en la distribución relativa de los ingresos. Éste resulta un punto particularmente relevante, ya que da cuenta de un hecho poco frecuente, como es el aumento de la incidencia de la pobreza en periodos de crecimiento económico y de los ingresos medios.

La consecuencia que puede deducirse de este ejercicio es que la mejora de los importantes niveles de desigualdad y pobreza que aún registra el país -no obstante la rápida recuperación iniciada desde fines de 2002-¹⁸ requiere de aumentos en el empleo agregado, pero también en los niveles de ingresos medios. Esos crecimientos deberían, además, ser progresivos, lo cual implicaría revertir una tendencia de largo plazo al empeoramiento de la situación relativa de los trabajadores de menores calificaciones.

 

Bibliografía

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Notas

* Se agradecen los comentarios de Martín González Rozada y de Diego Herrero a versiones previas de este documento.

¹ Para los años en que se tiene acceso a ambas series, los indicadores correspondientes al aglomerado de Gran Buenos Aires (GBA) evolucionan de modo similar a los del conjunto de aglomerados urbanos relevados en el país. Teniendo esto en cuenta y con el fin de cubrir un periodo más amplio, se recurre a la información del GBA, ya que ésta se encuentra disponible desde 1974.

Se utilizaron las líneas de pobreza e indigencia que calcula regularmente el INDEC. Los valores de las mismas, así como la metodología de cálculo, pueden consultarse en www.indec.mecon.gov.ar

² Para un análisis en profundidad de los cambios macroeconómicos y en el mercado laboral, véase Beccaria (2003).

³ La tasa anual de inflación superó 400%. Llegó a alcanzar 4 924% en 1989 y 1 344% en 1990.

⁴ El índice de precios al consumidor se incrementó a una tasa anual de 17.5% entre 1991 y 1993. Entre ese año y 1998 la tasa anual fue de 1.8%.

⁵ Sobre técnicas de microsimulación para la descomposición de cambios en la desigualdad del ingreso y la pobreza, puede consultarse Bourguignon, Robilliard y Robinson (2003); y Bourguignon y Spadaro (2006), entre otros. Para algunas aplicaciones a casos de otros países de América Latina, véase Bourguignon, Ferreira y Lustig (2005); Ferreira y Paes de Barros (2000); Ganuza et al. (2001) y Vélez et al. (2001). Para el caso argentino, Altimir, Beccaria y González Rozada (2002); Bustelo (2004); y Gasparini, Marchionni y Sosa Escudero (2002).

⁶ Es necesario tomar en cuenta que debe recurrirse a este enfoque de simulación debido a que no se cuenta con datos para las mismas personas en t₀ y t₁.

⁷ Este efecto empleo podría descomponerse, a su vez, en uno dado por el cambio en la tasa de actividad y otro por la variación de la tasa de desocupación. En este caso se prefirió no mostrarlos por separado, dado que nuestra perspectiva enfoca los cambios en el mercado laboral fundamentalmente desde el lado de las transformaciones en la demanda de trabajo.

⁸ Cuando se aplicó la función de ingresos [*] de t₁ para simular los ingresos del trabajo -que, por tanto, quedan expresados en términos de precios e ingresos medios de t₁-, fue necesario ajustar los ingresos jubilatorios para llevarlos al mismo valor medio de t₁. De otro modo, estos últimos hubiesen quedado medidos en pesos de t₀.

⁹ Los hogares con jefe de hasta 65 años han ido perdiendo peso con el tiempo: en 1974 representaban 84.4% del total de los hogares; en 2003, 77.1%.

¹⁰ Como se mencionó, la fuente de información utilizada -EPH- tiene dificultades para captar ingresos provenientes de otras fuentes. Esa es la razón por la cual aquí se los excluye.

¹¹ Para los cálculos realizados sólo con ingresos familiares provenientes del trabajo, se excluyó a los hogares cuya única fuente de ingreso son jubilaciones o pensiones.

¹² Téngase en cuenta que -como ya se explicó- el efecto empleo capta los cambios en la desigualdad debidos al aumento o disminución de la tasa de empleo, pero no toma en cuenta el cambio de composición al interior de los ocupados, según su nivel socioeconómico. Lo mismo sucede con las simulaciones que miden los cambios en la estructura del empleo.

¹³ Como ya se mencionó, no se modelan los cambios de composición por nivel socioeconómico entre los ocupados en general y dentro de cada categoría ocupacional ni los que se explican por modificaciones en la estructura de los hogares (factores demográficos).

¹⁴ Para un análisis más profundo sobre la estructura de beneficiarios del PJJHD y sus efectos en el mercado laboral, véase Cortés, Groisman y Hoszowki (2004).

¹⁵ Como puede apreciarse en el Cuadro 3, la incidencia de la pobreza en 2003 -ya sea considerando los ingresos laborales y jubilatorios o sólo estos últimos- no se ve modificada por la implantación de los planes. La aplicación de la técnica de microsimulación al cambio en la incidencia de la indigencia -cuyos resultados no se muestran en este artículo- revela que sí se modificaría el nivel de indigencia. En particular, tomando los ingresos laborales y jubilatorios, bajaría de 28.6% a 26.0% por el efecto del PJJHD.

¹⁶ Véase, por ejemplo, Esquivel y Maurizio (2005) y Gasparini (2004).

¹⁷ Véase, por ejemplo, Bourguignon, Ferreira y Lustig (2005), y Ganuza et al. (2001).

¹⁸ El PIB ha venido creciendo a una tasa anual de cerca de 9% durante los años 2003, 2004 y 2005. Por su parte, la incidencia de pobreza se redujo de 42.6% de mayo de 2003 a 28.4% en el primer semestre de 2005. También el coeficiente de Gini de la distribución del IPCF registró una disminución que lo ubica alrededor de los niveles de 1995.