El Rol de la Participación Laboral Femenina en la Movilidad Intergeneracional del Ingreso

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Esto puede ser corroborado en la figura 1 presentada en el anexo.

También desarrollada en Hertz et al. (2007)

Se entiende por homogamía, el emparejamiento "entre iguales".

Lo que es conocido como la hipótesis de agregación de ingresos en el hogar.
Calculamos el ingreso permanente del hogar como la suma del ingreso permanente del padre y la madre. Por lo tanto el logaritmo del ingreso permanente del hogar vendría dado por Yihogar=ln (Yip + Yim).

También estimamos regresiones ponderadas con un ponderador no-lineal, calculado como λi=niN . La justificación de usar un ponderador no-lineal, es que la contribución marginal de tener una mayor cantidad de madres y padres que cumplan con el matching exacto sea decreciente, en virtud de que al tener una mayor cantidad de observaciones, tener una adicional aporta cada vez menos a que la media o la mediana del ingreso sea una imputación más precisa del ingreso de las madres y padres verdaderos. Sin embargo descartamos estos resultados debido a que las estimaciones con el ponderador lineal resultaron ser más consistentes con la literatura disponible para nuestro país (Nuñez y Miranda, 2010; 2011).

Las estimaciones obtenidas sin una ponderación no deben ser consideradas, debido a que no corresponde asumir como igual de precisa la imputación del ingreso para los progenitores realizada con un 1 observación versus una realizada con 100 observaciones. Evidentemente por ley de los grandes números, la segunda será más precisa.

Más adelante se explica por qué en este estudio se prefiere la mediana como estadístico, en vez de la media.
Haider y Solon (2006) realizan estimaciones considerando que la relación del ingreso con el ciclo de vida no está dada por un paseo aleatorio, concluyendo que las estimaciones de la movilidad intergeneracional del ingreso pueden estar sesgada en las primeras etapas del ciclo de vida, por lo cual no consideramos individuos menores a 25 años.

Esto lo sustentamos con las conclusiones de Rodríguez y González (2006), en el cual muestran que la tasa de entrada y salida de habitantes por región en Chile es considerablemente baja, por lo cual consideramos que el supuesto establecido es razonable.
Esto abre paso a la pregunta si es que estas magnitudes son propias de países de países en vías de desarrollo y de alta desigualdad, lo que genera la necesidad de futuras investigaciones al respecto.

Martínez (2012) encuentra una mejora en la posición negociadora en el hogar de la mujer, a partir de la ley que iguala los derechos de manutención de los niños nacidos fuera del matrimonio con los niños nacidos dentro de este. Esta evidencia rechaza el modelo unitario de asignación de recursos al interior del hogar.
En Raaum, et al. (2007) se demuestra matemáticamente, que la respuesta de la oferta de trabajo al salario aumentará la elasticidad intergeneracional, mientras que en presencia de "homogamia" y con una elasticidad negativa de la oferta de trabajo cruzada al salario de la pareja, se tenderá a moderar la persistencia de los ingresos hacía los hijos. Futuras investigaciones debieran tomar estudiar las elasticidades cruzadas que tiene la oferta laboral femenina y el rol de estas en la movilidad intergeneracional del ingreso.
Los resultados de estas estimaciones no se presentan en este paper, sin embargo pueden ser solicitadas a los autores en caso de ser requeridas.

La cual es la edad promedio de los "hijos" considerados en nuestras regresiones.
Figura 1. Estimaciones comparables de la Elasticidad Intergeneracional del Ingreso entre Padres e Hijos.

El Rol de la Participación Laboral Femenina en la Movilidad Intergeneracional del Ingreso*


Diego Polanco

Fundación Paz Ciudadana




Dante Contreras

Departamento de Economía, Universidad de Chile.



Carola Moreno

Gerencia de Estabilidad Financiera, Banco Central de Chile.




Resumen


En esta investigación estudiamos el rol de la participación laboral femenina en movilidad intergeneracional del ingreso. Los resultados de nuestras estimaciones de un modelo de elasticidad intergeneracional del ingreso dan cuenta que la participación laboral de la madre contribuye a la transmisión de ventajas o desventajas a los hijos, teniendo un efecto negativo que se disipa a medida que el hogar tenga más ingresos. A través de una micro simulación encontramos el punto en que el efecto negativo se disipa y se vuelve un efecto positivo para quienes se encuentran en el decil de ingresos más ricos de la distribución de ingresos de Chile, dando cuenta de que la inserción laboral de la mujer podría jugar un rol importante en la reproducción de la desigualdad en un contexto intergeneracional.

Códigos JEL: J13, J16 J62, D13



* Cualquier comentario es recibido a [email protected]




Introducción

La movilidad intergeneracional se entiende como la forma en la cual los progenitores transmiten ventajas o desventajas, en una determinada estructura social, a sus hijos/as; ésta tiene alcance en distintas variables socioeconómicas, tales como la categoría ocupacional, la escolaridad y el ingreso, entre otras. Los padres pueden transmitir ventajas y desventajas en términos de ingresos, de educación, e inclusive la pertenencia propiamente tal a un determinado grupo o clase social. Lo anterior es un proceso que se desarrolla a través de distintos canales, tales como los valores que se enseñan en el hogar, el vecindario escogido para vivir, la inversión realizada en capital humano, la herencia entregada a los hijos, el capital social y la posesión de activos. Este trabajo tiene como objetivo distinguir el rol de cada progenitor en la transmisión de ventajas y desventajas.

Estudiar la movilidad intergeneracional nos remite a razones de eficiencia y de economía normativa, entre las cuales encontramos: 1) A un mayor grado de movilidad intergeneracional, es probable que se reduzcan las desigualdades económicas, promoviendo la justicia social y logrando una asignación de recursos más equitativa; y 2) Asumiendo que la distribución de los talentos en una sociedad es aleatoria, mayores grados de movilidad intergeneracional se muestran como deseables, pues de esta manera se desperdiciarían menos talentos, lo que tendría consecuencias positivas para el crecimiento económico (d'Addio, 2007).

Núñez y Risco (2004), Núñez y Miranda (2010; 2011), han efectuado aportes a la literatura del caso chileno estimando la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijos, siguiendo la metodología de Variables Instrumentales en dos Muestras (VI2M) propuesta por Björklund y Jäntii (1997). Esta metodología estudia la movilidad intergeneracional del ingreso cuando no es posible observar los ingresos de padres e hijos, pero sí se tiene un vector de información del padre, que es reportado por los hijos, lo cual permite realizar una estimación del ingreso permanente de los padres. La evidencia presentada por Núñez et al. (2010), sitúan a Chile dentro de las mayores estimadas a nivel internacional, indicando que la movilidad intergeneracional del ingreso es muy baja en Chile. Los autores sostienen que estos resultados dan cuenta de la relación inversa que existe entre desigualdad y movilidad interegeneracional del ingreso. La baja movilidad intergeneracional del ingreso en Chile se explicaría principalmente por una baja probabilidad de salir del quintil más bajo, para entrar al más alto y viceversa, es decir, que la baja movilidad está explicada por los extremos de la distribución de ingresos (Núñez et al., 2011).

Dentro de las contribuciones más recientes, se encuentra la investigación de Sanhueza (2011), quien siguiendo la metodología desarrollada por Bowles y Gintis (2002), identifica el efecto directo (ingreso del padre) y el efecto indirecto (educación del hijo y del padre) en la movilidad intergeneracional del ingreso. La elasticidad intergeneracional del ingreso estimada en dicho estudio se registra en 0,6 y el autor sostiene que ello se debe fundamentalmente al efecto directo, el que representa entre el 69% y el 82% del efecto total, en función del modelo utilizado. Esto de luces que si bien en los últimos años el país ha avanzado en los años promedio de escolaridad de la población, los hijos no han tenido una mejora en la posición relativa de sus ingresos con respecto a sus padres.

La literatura internacional ha incluido enfoques de género en el estudio de la movilidad intergeneracional del ingreso para la mujer, sin embargo la evidencia presenta resultados no consistentes entre sí, y por lo tanto poco concluyentes. Couch y Dunn (1997) y Mazumder (2005), reportan estimaciones de movilidad intergeneracional basadas en ingresos del trabajo individuales que son relativamente similares para hombres y para mujeres en el caso de los Estados Unidos. Sin embargo, estos mismos estudios encuentran excepciones: mientras que Couch y Dunn registran que la movilidad intergeneracional es más alta para las mujeres que para los hombres en Alemania, Mazmuder encuentra que la movilidad intergeneracional es más alta para las mujeres en Estados Unidos, cuando se considera el ingreso familiar o la suma de los ingresos de los padres. Por otro lado, Dearden et al. (1997) registra resultados para Reino Unido, que dan cuenta de que los hombres tendrían una mayor movilidad intergeneracional del ingreso que las mujeres, cuando se considera la relación con sus padres. Blanden et al. (2004), registran resultados similares para Reino Unido, sin embargo al corregir sus resultados por cambios en la desigualdad, los autores encuentran que en tramos etarios alrededor de los 30 años la movilidad intergeneracional es similar para hijos e hijas. Jäntti et al. (2006), realizan un estudio comparativo de la movilidad intergeneracional del ingreso entre Reino Unido, Estados Unidos, y países nórdicos. Los autores encuentran que la movilidad en Estados Unidos en términos de ingresos individuales, es mucho más alta entre las mujeres que entre los hombres. También encuentran evidencia sobre persistencia del ingreso a través de generaciones para todos los países estudiados cuando se considera el caso de los hombres, pero no para el caso de las mujeres.

Chadwick y Solon (2002) y Ermish et al. (2006), muestran evidencia de la importancia de la homogamia en la movilidad intergeneracional del ingreso entre progenitores y descendientes. La evidencia encontrada por estos autores indica que la elasticidad de las hijas con respecto sus padres, es casi la misma que la que sus esposos tienen con respecto a sus suegros (padres de las mismas hijas). Esto también se da para el caso de los hijos con sus esposas, pero en el caso de los hijos la elasticidad es mayor, dando cuenta de una mayor movilidad intergeneracional para las mujeres que para los hombres, la que sin embargo no es estadísticamente significativa para todas las especificaciones. Por otro lado Ermisch et al. (2006) encuentran que la homogamia explica la persistencia de ingresos a través de generaciones en un rango entre 40% y 50% para Alemania y el Reino Unido

La primera contribución a la literatura que prueba la existencia de una fuerte homogamia en Chile, es la investigación de Dupre (2010). El autor muestra evidencia para Chile dando cuenta que los matrimonios con educación básica incompleta ý con educación universitaria completa tienen fuertes índices de homogamia, lo que disminuyó a lo largo de la segunda parte del siglo XX para el primer grupo, y aumentó para el segundo.

Siguiendo el análisis de Chadwick y Solon (2002), Zenteno (2011) considera el rol del género en la movilidad intergeneracional del ingreso y corrobora la existencia de una fuerte homogamia para Chile. El autor identifica la movilidad intergeneracional entre padres e hijas, considerando el papel del grado de homogamia, y considerando el sesgo de selección con correcciones tipo Heckman, sesgo producido por la baja participación de las hijas en el mercado laboral. El autor concluye que a pesar de que las hijas registren una mayor movilidad intergeneracional que los hijos, el hecho de que la elasticidad intergeneracional del ingreso entre el padre y la pareja de la hija sea muy alta, da cuenta que no necesariamente hay mayor movilidad para las mujeres, debido al alto nivel de homogamia registrado.

La evidencia que solo considera la relación entre padres e hijas o entre familia e hijas, supondría que las horas compartidas entre la madre y sus hijos/as en el hogar, y que los ingresos llevados al hogar por la madre cuando participa en el mercado laboral, no tienen efecto alguno en las ventajas o desventajas que recibe un hijo/a, del hogar en el que fue criado. La literatura ha presentado tanto a nivel teórico como empírico, la debilidad de tal supuesto. Sorensen (1994) sostiene que el empleo de la mujer, hace la diferencia para las condiciones materiales en la cual un hijo/a es criado y por ende es determinante en las oportunidades que un hijo/a tendrá a lo largo de vida. Estudiando la movilidad intergeneracional, como la movilidad entre clases sociales, Beller (2009) argumenta que la ocupación de la madre ya sea empleada o como trabajadora del hogar, es fundamental para considerar la posición de clase inicial que tiene un individuo –cuando era un niño que vivía con sus padres. Esto debido a que una mujer que trabaja, además de entregar recursos monetarios al hogar, también entrega recursos culturales adquiridos en el lugar del trabajo, los cuales pueden ser importantes para el desarrollo de su hijo/a. Con el objetivo de explicar las diferencias de género y entre países en la movilidad intergeneracional Raaum et al. (2007), consideran la homogamia y la participación laboral femenina como factores explicativos. Utilizando una metodología para hacer comparables las estimaciones del Reino Unido, Estados Unidos y países nórdicos los autores encuentran evidencia que indica que las mujeres casadas experimentan una mayor movilidad que los hombres, y que las mujeres solteras. Estas diferencias son mayores en los Estados Unidos que en el Reino Unido, y mayor aún con los países nórdicos. La evidencia presentada por los autores da cuenta que las diferencias por género de la movilidad intergenercional a través de países son explicadas por las diferencias en la transmisión de la capacidad de generar ingresos, en el grado de homogamia, y en la oferta laboral de la familia.

En la misma línea, Ortega (2011) sostiene que la participación laboral femenina juega un rol importante en la movilidad intergeneracional por el hecho de tener dos efectos que se contraponen: por un lado la madre deja de pasar tiempo con sus hijos, lo cual tiene un efecto negativo en la educación de su hijo; y por otro lado un efecto positivo por traer ingresos del trabajo al hogar. El efecto neto de la participación laboral de las madres dependerá de la elasticidad de sustitución entre el tiempo de la madre en el hogar y los ingresos del trabajo, en la educación de sus hijos. Debido a que la magnitud del aumento del ingreso de la madre, depende del nivel educacional de esta, las mujeres con mayor cantidad de años de escolaridad contribuirán en promedio más ingresos a la familia que aquellas madres que tienen menos años de escolaridad. La implicancia de esto es que no todos los hijos de las madres participen en el mercado laboral se verán beneficiados intergeneracionalmente.

La presente investigación trata de contribuir a la literatura estimando un modelo que estima la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madres e hijos y el impacto intergeneracional en los ingresos de la participación laboral femenina, además de estimar la elasticidad intergeneracional entre padres e hijos. Para este fin utilizamos una metodología de matching exacto como una alternativa a la previamente usada por la literatura, debido a que si bien la metodología de VI2M permite estimar ingresos de los padres, la discontinuidad de la distribución que construye este método, sumado a la concentración de ingresos en cero por la baja participación laboral femenina, nos lleva a inclinarnos por una metodología capaz de imputar una distribución de ingresos de los progenitores mejor comportada.

También estimamos la elasticidad intergeneracional del ingreso para el caso de las hijas, encontrando diferencias con la elasticidad intergeneracional del ingreso de los hijos. Nuestros resultados muestran que las elasticidades intergeneracionales estimadas para el caso de las hijas, son menores en el caso de géneros cruzados entre progenitores y descendientes, y mayor con el progenitor del mismo sexo.

Adicionalmente testeamos uno de los supuestos centrales del modelo unitario de Becker: que la asignación de recursos al interior del hogar se lleva a cabo maximizando la utilidad de todos los miembros del hogar en conjunto, agrupando los ingresos producidos por todos sus miembros. Encontramos evidencia que rechaza el modelo unitario de Becker, reforzando la evidencia encontrada previamente para Chile por Martínez (2012).

En la sección 2 a continuación describe el modelo y la metodología implementada. En la sección 3 se describen los datos utilizados en las estimaciones, cuyos resultados se presentan en la sección 4. Finalmente en la sección 5 se concluye.
2. Metodología

2.1 El Modelo: Elasticidad Intergeneracional del Ingreso

Los estudios de movilidad intergeneracional del ingreso generalmente estiman la persistencia de los ingresos desde los padres a los hijos. La literatura internacional y la de Chile (Nuñez, 2004; 2010; 2011), ha seguido el modelo propuesto por Becker y Tomes (1979):

Yih= φ0+φ1Yip+ ϵi (1)

Donde Yih es el logaritmo natural del ingreso permanente del hijo, y Yip es el logaritmo natural del ingreso permanente del padre. El parámetro de interés φ1, representa la elasticidad intergeneracional del ingreso, es decir, la elasticidad del ingreso permanente del hijo con respecto al ingreso permanente del padre.

Para entender cómo la elasticidad intergeneracional del ingreso se relaciona con la movilidad intergeneracional, es ilustrativo considerar dos casos extremos. El primero, cuando φ1=0, describe una situación extrema de alta movilidad intergeneracional, debido a que el ingreso permanente de los hijos no estaría en lo absoluto relacionado con el ingreso permanente de sus padres. El segundo, cuando φ1=1, daría cuenta de una situación de extrema baja movilidad intergeneracional, puesto que el ingreso permanente de los hijos estaría fuertemente relacionado con el ingreso permanente de sus padres. Esto último se explicaría porque un hijo nacido de un padre con un ingreso de x% superior a la media tendrá, en valor esperado, un ingreso exactamente x% por encima de la media de su propia generación. Por lo tanto, podemos interpretar 1-φ1 como el grado de movilidad intergeneracional de los ingresos.

Es importante tomar en cuenta que el modelo de Becker y Tomes (1979), modela a los hogares como agentes que tienen un "planificador central", quien es el único tomador de decisiones, y por ende, determina cómo se asignan los recursos al interior del hogar. Dicha asignación maximiza la utilidad del hogar en su conjunto. Esto es conocido en la literatura como el "modelo unitario de Becker".

Mattila-Wiro (1999) sostiene que el modelo unitario tiene importantes limitaciones. El autor argumenta que no considerar la distribución de recursos al interior del hogar, ni las relaciones culturales y de poder que existen entre el hombre y la mujer, implican que el modelo unitario no es la manera adecuada para modelar la realidad de las familias. En la misma línea, Alderman et al. (1995) sostienen que el modelo unitario tiene supuestos que pueden ser fuertemente cuestionados, donde destacan la hipótesis de agregación de ingresos en el hogar y las decisiones de oferta laboral de sus integrantes.

La hipótesis de agregación de ingresos indica que la asignación de recursos dentro del hogar no se ve afectada por el hecho de que el ingreso sea aportado al hogar por el hombre o por la mujer. Existe evidencia para países de bajos ingresos que rechaza esta hipótesis sosteniendo que cuando la mujer administra una mayor cantidad de recursos los hogares asignan más recursos a salud, alimentación y educación. Asimismo, habría evidencia de que las mujeres gastan menos en bienes de segunda necesidad, tales como cigarros y alcohol (Kennedy y Peters, 1992; Pitt y Khandker, 1995 Hoddinot y Haddad, 1995).

El modelo unitario también supone ciertas restricciones bastante específicas sobre los efectos de los salarios en la oferta laboral de los cónyuges. Por ejemplo, en un hogar, tomar la decisión salir a trabajar, implica necesariamente que el efecto de un aumento del salario de un hombre afectara la cantidad de horas trabajadas por su cónyuge, de la misma manera que un aumento del salario de la mujer en la cantidad de horas trabajadas por el hombre. Sin embargo, la evidencia empírica internacional encuentra que la elasticidad de la oferta laboral de los hombres es cercana a cero y para el caso de las mujeres casadas es positiva (Killingsworth, 1983; Killingsworth y Heckman, 1986), mientras que también existen diferencias en las respuestas ante un aumento del salario de la pareja, siendo mayor la elasticidad cruzada para las mujeres que para los hombres (Juhn y Muprhy, 1997; Devereux, 2004). Esto daría cuenta de que la producción de bienes en el hogar y el cuidado de los niños, entre otros, son un sustituto de la oferta laboral más importante para las mujeres que para los hombres (Raaum et al., 2007), y que por lo tanto el supuesto relacionado a las decisiones laborales del modelo unitario de Becker no se cumpliría.

En la presente investigación, estudiamos si la movilidad intergeneracional del ingreso viene dada por el ingreso del hogar o bien, si el ingreso del padre y el de la madre actúan por canales separados. Es decir, si aplica o no el modelo unitario de Becker para Chile. Para esto consideramos los siguientes modelos:

Yih= α0+α1Yihogar+ εi (2)
Yih= β0+β1Yip+β2Yim+ μi (3)

Donde Yih es el logaritmo natural del ingreso permanente del hijo, Yip es el logaritmo natural del ingreso permanente del padre, Yim es el logaritmo natural del ingreso permanente de la madre, Yihogar es el ingreso permanente del hogar.

Además de estimar la movilidad intergeneracional del ingreso entre padre e hijo, y madre e hijo por separado, nos interesa testear si es que β1=β2 . En el caso de no rechazar la hipótesis nula, consideraremos el modelo de la ecuación (2) como el correcto, en el caso de rechazarla consideraremos el modelo de la ecuación (3), lo que nos entregaría evidencia para rechazar el modelo unitario de Becker. Esto corroboraría la evidencia encontrada por Martinez (2012) que estudiando la asignación de recursos en el hogar rechaza el modelo unitario de Becker.

2.2 Estrategia Empírica: Matching Exacto

Rosebaum y Rubin (1983) contribuyeron a la investigación de evaluaciones experimentales con la introducción del "propensity score", ocupando el matching como una herramienta para identificar efectos causales. Desde entonces el matching, a pesar de ser un instrumento estadístico, ha sido usado extensamente para estudios de evaluación de impacto. Sin embargo, este instrumental no ha sido exclusivamente usado para estos fines, una muestra de aquello el aporte de Ñopo (2008), donde utiliza un matching exacto con tal de ofrecer una alternativa a Blinder-Oaxaca (Blinder, 1973; Oaxaca, 1973) para la estimación de brechas salariales en el mercado laboral.

En esta investigación utilizamos la técnica de matching para realizar estimaciones de movilidad intergeneracional. Siguiendo el algoritmo de Ñopo (2008) imputamos el ingreso de los progenitores de un hijo/a, dadas las características que el mismo reporta sobre sus progenitores. En este caso, se tomarán individuos de una muestra, que para efectos de la presente investigación llamaremos "hijos/as", y se les buscará un match con una "madre sintética" y un "padre sintético" provenientes de otra muestra de la misma población, que tenga las mismas características observables que las reportadas por el hijo sobre su padre y madre, pero en años anteriores. Se consideran para efectos de este matching sólo variables discretas y un matching exacto en variables observables.

El algoritmo del matching exacto puede ser resumido a través de los siguientes pasos: 1) seleccionar un hijo de la muestra (sin reemplazo), 2) seleccionar todos las madres de la muestra de años anteriores que tengan exactamente las mismas características observables que las reportadas por los hijos, 3) construir una "madre sintética", cuyo ingreso es la media o la mediana del ingreso de todos los individuos seleccionados en el paso 2, y hacer un match con el hijo en cuestión, 4) seleccionar todos los padres de la muestra de años anteriores que tengan exactamente las mismas características observables, 5) construir un "padre sintético", cuyo ingreso es la media o la mediana del ingreso de todos los individuos seleccionados en el paso 4, 6) poner todas las observaciones de todos los individuos (el "hijo", su "madre sintética" y su "padre sintético") en la nueva muestra de individuos con su match respectivo. Repetir el paso 1 hasta el 6, hasta encontrar una "madre sintética" y un "padre sintético" para todos los hijos de la muestra.

De esta manera tenemos una imputación del ingreso de la madre y del padre para los "hijos" de la muestra, lo que nos permite tener los datos para la siguiente identificación econométrica:

Yih= β0+β1Yip+ β2Yim+μi (4)

Donde:

Yih , es el ingreso permanente del hijo en logaritmo. Yij, con j = p, m , es el ingreso permanente del padre o madre, imputado para el individuo "i" a través del algoritmo de matching, en logritmo. Por lo tanto, β1 es la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padre e hijo y β2 es la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madre e hijo.

Adicionalmente testeamos si β1=β2. Si no podemos rechazar la hipótesis nula, significaría que no importa quien lleva el ingreso al hogar - padre o madre-, sino que el efecto directo de la movilidad intergeneracional del ingreso estaría dado por el ingreso del hogar corroborándose así la hipótesis de agregación de ingresos del modelo unitario de Becker.

En el caso contrario, de rechazar la hipótesis nula interpretamos que lo relevante en la movilidad intergeneracional del ingreso no es el ingreso agregado del hogar. . En este caso, el efecto directo del ingreso de la madre en la movilidad intergeneracional tendría valor en sí mismo, y no sería solo "un peso adicional" al hogar. Así, el ingreso tiene un efecto en sí mismo, pero adicionalmente se puede distinguir que no es indiferente quien lo aporta. Por consiguiente, la hipótesis de agregación de ingresos no se cumpliría para Chile.

Previo a estimar la regresión, eliminamos todas las observaciones que no se encuentran en el soporte común del matching.

Es importante notar que no todo individuo "i" tiene el mismo número de padres o madres que cumplen con el matching, es decir, cada individuo "i" tiene nim "madres sintéticas" y nip "padres sintéticos". En razón de la ley de los grandes números, debiera darse que la imputación a través del matching exacto sea más precisa a medida que nij, con j = p, m, sea mayor. Por ello también realizamos estimaciones con un ponderador que castiga el ingreso de las madres y padres imputados con menor cantidad de madres o padres posibles, en otras palabras, con menor nij.

Para efecto de nuestras estimaciones, utilizamos un ponderador lineal para las regresiones, calculado como λi=niN , donde N es la suma del universo de madres y padres posibles. Al buscar a las madres y padres por separado, cabe la posibilidad de encontrar un distinto número de posibles madres y de posibles padres, con lo cual se consideró que ni= nim+nip, y N=Nm+ Np.
Debe tomarse en cuenta que los ingresos son imputados a partir de datos corrientes –sujetos a shocks al alza y baja- y no de una medida de ingresos permanentes. Esto implica que debieran estar correlacionados con el término de error debido a error de medición. Así, al igual que en la metodología de VI2M, habría un sesgo a la baja en la estimación de los parámetros β1 y β2. Este sesgo se reduce a través de la metodología propuesta, en la medida que a cada hijo se le asigne una "madre sintética" y "padre sintético" imputados a partir de una mayor cantidad de individuos, es decir, mayor número de "madres sintéticas" y "padres sintéticos". Lo anterior debido a que la imputación corresponde a la media o mediana del ingreso corriente, y en la medida que el número de observaciones sea mayor, dicho estadístico será cada vez más cercano a una medida de ingreso permanente.

Dado que en nuestros datos para los hijos consideramos ingresos corrientes y no ingresos permanentes, controlamos por el efecto del ciclo de vida de los hijos agregando al modelo la edad y la edad al cuadrado, tal como se presenta en la ecuación (5):

Yih= β0+β1Yip+ β2Yim+edadi+edadi2+μi (5)
3. Datos

Esta investigación se ha realizado con datos de la Encuesta de Caracterización Socioeconómica Nacional (CASEN), la cual es una encuesta de hogares representativa a nivel regional y nacional, que se realiza periódicamente desde su primera versión en 1987. Para efectos de nuestra metodología se hace necesario utilizar dos encuestas, para lo cual recurrimos a la encuesta Casen 1990 y 2009. La encuesta CASEN 1990 cuenta con una muestra de aproximadamente de 27 mil hogares, y la encuesta CASEN 2009 cuenta con aproximadamente 70 mil. CASEN proporciona información socioeconómica estandarizada sobre los jefes de hogar y otros miembros adultos del hogar, incluyendo género, edad, establecimiento educacional, situación laboral, ocupación, ingresos corrientes provenientes del trabajo, entre otros, tanto para áreas urbanas como rurales.

En la encuesta CASEN 2009 podemos encontrar un módulo de temas emergentes, el cual comprende un set de preguntas autobiográficas, donde los jefes de hogar y sus cónyuges entregan información sobre sus progenitores cuando los encuestados tenían menos de 15 años de edad. Las preguntas de esta encuesta, permiten rescatar información sobre la escolaridad, ocupación, zona geográfica y tamaño del hogar de los padres y madres del individuo. Con tal información es factible implementar la metodología expuesta de matching exacto, y realizar una imputación inter-encuestas del ingreso permanente de los padres y madres del individuo, para lo cual se utilizó la encuesta CASEN 1990.

El universo de "hijos/as" consideradas en esta investigación son los hombres jefes de hogar o cónyuges entre 25 y 40 años de edad – ya que son los únicos que responden el apartado autobiográfico de la encuesta CASEN 2009, en el cual se recopila información sobre sus padres y madres. Esta muestra contempla 10.094 individuos para el caso de los "hijos" y 13.360 para el caso de las "hijas".

La edad considerada para los padres y madres está en función de la posibilidad de ser padre (o madre) de un hijo entre 25 y 40 años en el año 2009. Como puede apreciarse en la tabla 1, un individuo de 25 años en el 2009, habría tenido 6 años en 1990. Por lo tanto, para efectos del estudio la edad mínima para ser padre o madre en la encuesta 2009 es de 15 años, y en la de 1990, 21 años. Asimismo, la edad máxima se define como la edad de jubilación de cada sexo: 65 años para los hombres (padres) y 60 años para las mujeres (madres). Como resultado, se registra un total de 27.046 hombres y 27.368 mujeres en la muestra.
[Insertar Tabla 1]

Para implementar el matching exacto se usaron como variables la ocupación (si trabaja como cuenta propia, asalariado, empleador, servicio domestico o fuerzas armadas), el nivel de escolaridad, la zona geográfica y la región del individuo. Esta última variable, fue incluida en el matching bajo el supuesto de que los hijos considerados en la muestra de la encuesta CASEN 2009 no se cambiaron de la región en la cual vivieron con sus padres cuando tenían menos de 15 años. Con estas variables, el algoritmo de matching exacto implementado nos entregó 24.010 individuos con perfiles creados para padres y madres, con 557 distintos perfiles de padres y 536 distintos perfiles de madres para el caso de los "hijos". Para el caso de las "hijas", el algoritmo de matching nos entregó 25.718 individuos con perfiles creados para padres y madres, con 570 distintos perfiles de padres y 541distintos perfiles de madres.

Luego eliminamos todas las observaciones que no se encontraban en el soporte común, lo cual nos proporcionó una muestra de 7.776 individuos para el caso de los "hijos" y 12.896 para el caso de las "hijas". Finalmente, para nuestro análisis de regresión, restringimos a individuos que reunían las siguientes características: participaban en el mercado laboral, que su padre también participó en el mercado laboral y que reportan haber vivido con ambos padres en el módulo autobiográfico de Casen 2009. Esto nos arrojó finalmente 5.692 observaciones para el caso de los "hijos" y 4.681 en el caso de las "hijas".

Es importante considerar que el 32% de las madres de los "hijos" de nuestras regresiones, no participaban en el mercado laboral, según el reporte autobiográfico de los individuos en la encuesta CASEN 2009, y para el caso de las "hijas" es el 33%. Ambas cifras, son consistentes con la participación laboral registrada en la encuesta CASEN 1990.

En la tabla 2, se presentan algunas estadísticas descriptivas de las variables que fueron utilizadas en las estimaciones. Como podemos ver la media de los salarios imputados al padre y madre tiene una diferencia de $902 y $166 por hora respectivamente en el caso de los "hijos", mientras que la diferencia para el caso de las "hijas" es de $918 y $191 por hora. Esto se puede apreciar en la relación entre el salario imputado con una media con el salario imputado por una mediana de los progenitores "sintéticos". Esta diferencia da cuenta de la presencia de outliers que sesgan hacía arriba la imputación del ingreso cuando es hecha a través de una media. A raíz de esto, solamente presentamos las estimaciones realizadas por una mediana y descartamos los resultados obtenidos con las imputaciones de ingresos de los padres a través de la media de todos los padres y madres posibles.

[Insertar Tabla 2]
4. Resultados

4.1 Estimación del Modelo

En la tabla 3 se presentan los resultados de la estimación de nuestro modelo de elasticidad intergeneracional del ingreso entre hijos y sus progenitores, donde los ingresos del padre y la madre están imputados a través de una mediana de todos los potenciales padres y madres encontrados a través del matching exacto. En la primera columna de la tabla 3 se exponen las estimaciones de la elasticidad intergeneracional del ingreso del hogar, controlando por la edad y la edad al cuadrado del hijo; en la segunda columna se presenta la estimación de la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padre e hijo, en la tercera y cuarta columna se presenta la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madre e hijo, controlando por edad y edad al cuadrado, y por la participación laboral de la madre; finalmente, en las quinta y sexta columnas se estima un modelo de elasticidad intergeneracional del ingreso del padre y la madre, donde también controlamos por edad y edad al cuadrado, así como también por la participación laboral de la madre, control que se ha considerado para evaluar su impacto en el ingreso de los hijos.

[Insertar Tabla 3]

En la columna 1 se presenta la estimación de la elasticidad intergeneracional del ingreso del hogar, la cual es estadísticamente significativa, y se registró en 0,49. En la columna 2 se presenta la estimación de la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijos, sin considerar el ingreso de la madre en el modelo, la cual se registra en 0,63 y es estadísticamente significativa. Esto es consistente con la evidencia reportada previamente para Chile por Núñez et al. (2010), quien sostiene que este parámetro se encuentra acotado entre 0,6 y 0,7.

En las columnas 3 y 4 se presentan las estimaciones para la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madres e hijos, esta vez sin considerar el ingreso del padre como regresor del modelo. Como se puede ver en la columna 3 de ambos paneles, cuando no controlamos por la participación laboral de la madre, las estimaciones son cercanas a cero, y cuando lo hacemos las estimaciones suben considerablemente a 0,67, el cual es superior al parámetro estimado para los padres.

Al estimar la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijos, y la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madres e hijos, en el mismo modelo, el coeficiente estimado es estadísticamente significativo y se registra 0,59 cuando controlamos por la participación laboral de la madre, lo que puede ser observado en la columna 6 de la tabla 3. Esto muestra que al no considerar el ingreso de la madre como regresor en un modelo que estima la elasticidad intergeneracional entre padres e hijos, tenemos un sesgo al alza del parámetro estimado por variables omitidas. Esto puede ser explicado por la alta correlación positiva que existe entre los ingresos de los padres y las madres en Chile (Zenteno, 2011).

Como se muestra en la tabla 3, el estimador de la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madres e hijos, es estadísticamente significativo para ambas especificaciones consideradas (en la que se controla por participación laboral femenina y la que no). Nuestras estimaciones dan cuenta que la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madres e hijos sufre un sesgo a la baja por variables omitidas cuando no controlamos por la participación laboral de la madre. Ello es esperable ya que la participación laboral de las madres de la muestra de nuestra regresión es de un 32%, por lo cual un 68% de las observaciones toma el valor cero en una de las variables explicativas del modelo. Por esto consideramos correcto el modelo estimado cuando se controla por la participación laboral de las madres. Considerando esta especificación, el valor estimado para la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madres e hijos es 0,25, el cual es estadísticamente significativo.

Las estimaciones para la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijos y entre madres e hijos, son muy similares a las de Gong et al. (2012). Ellos estudian el caso de China (zona urbana) registrando una elasticidad intergeneracional del ingreso de 0,63 entre padres e hijos y de 0,35 entre madres e hijos.

En la columna 4 y 6 de la tabla 3, podemos apreciar que la participación laboral femenina tiene un impacto negativo en los ingresos de los hijos. Al tomar en cuenta las estimaciones del modelo considerado como correcto en esta investigación, podemos apreciar la columna 6 de la Tabla 3, donde podemos ver que el impacto de la participación laboral femenina es -1,8. Esto significa que los hijos de madres que participaron en el mercado laboral, inicialmente tendrán un salario entre 1,8 veces menor que los hijos de las madres que no participaron en el mercado laboral. Si bien esta cifra parece ser muy alta, es importante considerar que este efecto negativo de la participación laboral femenina desaparece a medida que los progenitores del hijo en cuestión tienen un mayor nivel de ingresos. Por consiguiente, el impacto negativo estimado para la participación laboral de la madre es solo el efecto inicial para muy bajos niveles de ingreso, y luego se mitiga a medida que los progenitores tienen más ingresos.

La variable Edad es estadísticamente significativa a todas las especificaciones y se comporta como una función cóncava, lo que da cuenta del ciclo de vida de los ingresos del "hijo/a".

Adicionalmente al modelo estimado, testeamos si la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padre e hijo es igual a la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madre e hijo, con tal de testear la hipótesis de agregación de ingresos del modelo unitario de Becker. Como podemos ver en las columnas 5 y 6 de la tabla 3, se rechaza la hipótesis nula β1= β2 . Esto nos permite rechazar el modelo de elasticidad intergeneracional entre el hogar y el hijo de la ecuación (2), a favor de aceptar el modelo de elasticidad intergeneracional entre padre, madre e hijo de la ecuación (3), y por lo tanto rechazar la hipótesis de agregación de ingresos en el hogar.

Lo anterior nos entrega evidencia de tres cosas importantes. En primer lugar, que el ingreso de la madre es relevante en el contexto de movilidad intergeneracional, lo que reforzaría el efecto de la persistencia de los ingresos de los padres en los hijos a través de la participación laboral de la madre. Ello ocurriría, porque al haber evidencia de un alto grado de homogamia en Chile (Zenteno, 2011), cuando un padre tiene ingresos por sobre la media, si la madre participa en el mercado laboral, es altamente probable que esta también tenga ingresos por sobre la media. Aquello se transmitiría intergeneracionalmente como una ventaja en términos de ingresos a los hijos, y viceversa en el caso de una desventaja. En segundo lugar, la elasticidad intergeneracional del ingreso es menor en el caso de la madre que en el del padre, y por ende, los hombres contribuyen más que las mujeres a transmitir ventajas o desventajas en términos de ingresos a sus descendientes. Por último, debido a que hemos rechazado la hipótesis de Becker, podemos inferir que la movilidad intergeneracional del ingreso, se da a través de distintos canales –vía ingresos del padre y de la madre separadamente-. Por lo tanto, lo aportado por la madre sería "más que un peso adicional" al ingreso del hogar en el contexto intergeneracional –ya sea para transmitir ventajas o desventajas. De ello podemos desprender que el hogar no es un ente que toma decisiones como si tuviera un planificador central benevolente, sino que también hay agentes que toman decisiones al interior del hogar, lo cual refuerza la evidencia encontrada previamente para nuestro país por Martínez (2012).

En la tabla 4 presentamos las estimaciones de la elasticidad intergeneracional del ingreso, pero en este caso la variable dependiente es el ingreso permanente de las "hijas". Como podemos apreciar en la columna 1, la estimación de la elasticidad intergeneracional entre el hogar y las hijas, se registra en 0,47, la misma magnitud que registramos para el caso de los hijos. En la columna 2 de la tabla 4, podemos apreciar la estimación de la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijas, la cual se registra en 0,59, este parámetro estimado, es menor que el estimado para la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijos que se registró en 0.63. Sin embargo, tal y como Zenteno (2011) señala, no es posible aseverar que existe una mayor movilidad intergeneracional de los ingresos desde los padres a las hijas por el hecho de que existe evidencia de un alto grado de homogamía en Chile, es decir, que las mujeres suelen casarse con hombres prácticamente iguales a sus padres en términos de ingresos. En la columna 3 de la tabla 4, podemos notar que cuando no controlamos por la participación laboral femenina, tenemos un alto sesgo a la baja de la estimación de la elasticidad intergeneracional del ingreso entre madres e hijas. Al controlar por esta, podemos ver en la columna 4 que el parámetro estimado se registra entre 0,77 lo cual es mayor al coeficiente estimado para la elasticidad entre padres e hijas, y también mayor que el coeficiente de la elasticidad intergeneracional entre madres e hijos la cual se registró en 0,67.

[Insertar Tabla 4]

En la columna 6 podemos apreciar las estimaciones registradas para el modelo que considera como regresores el ingreso del padre y el de la madre, controlando por la participación laboral femenina de la madre. Bajo este modelo, se estima en 0,53 la elasticidad intergeneracional entre padres e hijas, y en 0,41 aquella entre madres e hijas. Para el caso de las hijas, el impacto negativo de la participación laboral femenina es considerablemente mayor: 3 veces menor salario para los hijas cuando las madres participaron en el mercado laboral vis a vis a cuando no lo hicieron, lo cual también se mitiga si los progenitores pertenecieron a un mayor estrato de ingresos. Estos resultados dan cuenta que las estimaciones tienen un mayor valor cuando se realizan entre progenitor y descendiente del mismo sexo, versus a cuando se presenta el caso entre progenitor y descendiente de sexos cruzados, en el cual las estimaciones tienen un menor valor.

Al testear la hipótesis nula que la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijas, y la elasticidad entre madres e hijas son iguales, es decir β1= β2 , por lo cual no encontramos evidencia concluyente que rechace la hipótesis de agregación de ingresos en el hogar del modelo unitario de Becker para el caso de las hijas.

Nuestras estimaciones dan cuenta que las mujeres son menos capaces de transmitir ventajas o desventajas hacía sus hijos/as que los hombres, al menos en términos de ingreso. El por qué existen estas diferencias de género en las estimaciones de la elasticidad intergeneracional del ingreso, es un elemento que debe ser respondido en futuras investigaciones, las que deben considerar los problemas de sesgo de selección para el caso de las mujeres cuando son hijas, y también la homogamía, debido a que la pareja de las hijas puede jugar un papel relevante en la movilidad intergeneracional del ingreso, tal y como lo señala Chadwick y Solon (2002), y Zenteno (2011).

Para corroborar la robustez de nuestros resultados, realizamos las regresiones de nuestro modelo con otras variables del matching exacto, y también estimamos el modelo a través de la metodología de VI2M. Los resultados resultaron ser robustos tanto para la especificación distinta del matching, como para sustentar la metodología de matching exacto como una forma alternativa a VI2M para solucionar el problema de países en vías de desarrollo que carecen de bases de datos intergeneracionales.

4.2 Simulación del Modelo

El modelo estimado para la elasticidad intergeneracional del ingreso entre padres e hijo y madres e hijas presentado en la columna 6 de la Tabla 3, puede ser graficado en dos dimensiones para efectos de simplicidad, en el caso donde Yp=Ym. De esta manera tendríamos dos rectas, una que corresponde al caso en que la madre participa en el mercado laboral y otra en que no lo hace, lo que puede ser observado en la figura 2. De esta figura podemos inferir que la participación laboral femenina conlleva una menor movilidad intergeneracional que en aquel caso donde la madre no participa. Esto podría ocurrir porque, pese a que el canal intergeneracional de ingresos de la madre no sea tan determinante de los ingresos de los hijos como lo es en el caso de los padres, en los hogares donde las madres trabajan se perciben más ingresos que en los hogares donde estas no lo hacen. Estos hogares tendrían más recursos para entregar y traspasar ventajas relativas a sus hijos, lo que podríamos interpretar en el sentido que los hijos de hogares donde las madres participaban en el mercado laboral, tienen menos probabilidades de bajar sus ingresos que quienes serían hijos de madres que no participaban en el mercado laboral.

En segundo lugar, podemos inferir que para los padres de un ingreso menor a -β5β2 , habrá un impacto negativo en los ingresos de los hijos cuando su madre participó en el mercado laboral mientras el crecía, este efecto se mitiga a medida que los progenitores pertenecieron a un mayor nivel de ingreso. Para ingresos mayores a -β5β2 , el efecto de la participación laboral de la madre es positivo. Esto nos dice que en los hogares de menores ingresos en 1990, la participación laboral de las madres no reporta un beneficio neto para los hijos en relación a sus ingresos. Lo que podría explicarse porque en condiciones socioeconómicas muy desfavorables los ingresos percibidos no compensan los beneficios de múltiples dimensiones que percibe un hijo cuando comparte más tiempo con su madre durante su desarrollo, lo que se vería reflejado en la posición relativa del hijo en la distribución de ingresos del trabajo en el año 2009.

Considerando la estimación de la columna 6 de la tabla 3, el valor crítico -β5β2 tendría un valor de $249.763 mensuales, el cual representa el nivel de ingresos en el año 1990 desde donde un hogar es capaz de traspasar beneficios en términos de ingresos a sus hijos por la participación de la madre en el mercado laboral. Para poder tener una idea de algunas características de los hogares que son beneficiados por la participación laboral femenina vis a vis con los que no lo son, realizamos el ejercicio de identificar el conjunto de hogares compuestos por una pareja casada o conviviente que cumplen la restricción Yp=Ym. Para efectos del análisis aflojamos la restricción y consideramos que la diferencia entre el ingreso del "padre" y la "madre" no sea mayor a 0,25 desviaciones estándar de la diferencia entre ingresos de padres y madres de la muestra de CASEN 1990. Es decir, Yp-Ym 0,25 Desviaciónes Estandar. Bajo estos criterios identificamos 5.509 hogares, los cuales consideramos el conjunto de hogares que representa nuestro modelo para el caso donde se cumple la restricción Yp=Ym.

Dentro de este conjunto, buscamos los hogares donde los padres o madres tenían un ingreso del trabajo entre $245 y $255 mil mensuales, e identificamos que el caso del valor crítico pertenece al decil de mayores ingresos de la población, cuando se considera la distribución de ingresos de los hogares de la muestra CASEN 1990, y también cuando se considera la distribución sobre el total de los hogares del conjunto que representa este caso de nuestro modelo. Esto es sumamente consistente con el hecho de que el promedio de los ingresos del trabajo en el hogar del decil más rico de la población en CASEN 1990 asciende a $580.388 mensuales. El valor crítico que corresponde al ingreso de los hijos en nuestro modelo, asciende a un valor de $5.001.643 en el año 2009 y también corresponde a un nivel de ingresos que ubica a los hijos en el decil de mayores ingresos de la distribución en CASEN 2009. Estos resultados reforzarían la evidencia presentada por Núñez y Miranda (2011), donde los autores explican la baja movilidad intergeneracional del ingreso de Chile por la alta inmovilidad en las colas de la distribución.

Dentro del conjunto de hogares que hemos considerado para nuestro modelo, podemos identificar el grupo de hogares que tiene un nivel de ingresos menor al valor crítico y el grupo de hogares que tiene un nivel de ingresos mayor al valor crítico. Los hijos del primer grupo de hogares no se verían beneficiado intergeneracionalmente con la entrada al mercado laboral de sus madres y los hijos del segundo grupo si lo habrían sido. Una posible explicación de porque existen hogares en los cuales los hijos se benefician intergeneracionalmente de la participación laboral de sus madres y otros hogares en los que no, es la señalada por Ortega (2011). Como lo explicamos anteriormente, el autor sostiene que las madres de bajos niveles de educación que participan en el mercado laboral, no perciben ingresos del trabajo suficientes para compensar la pérdida que tiene la educación y el desarrollo material de los hijos, cuando estos pasan menos tiempo con sus madres en su periodo de crianza.

De la información presentada en la tabla 6, podemos apreciar algunas de las diferencias entre el grupo de hogares no beneficiados y beneficiados por la participación laboral femenina. El nivel educacional promedio de las mujeres pertenecientes al primer grupo fue haber completado la educación básica (8,3 años de escolaridad en promedio), mientras que el de las mujeres del segundo grupo tuvo al menos educación media (12,5 años de escolaridad en promedio), por lo tanto fueron capaces de realizar una mayor contribución en la educación y el desarrollo material de sus hijos que el grupo de hogares no-beneficiados. En términos de ingresos, podemos apreciar que los ingresos promedio de las madres del segundo grupo representan 20 veces los ingresos que obtiene la madre promedio del primer grupo, aquello refleja que su mayor escolaridad tiene altas retribuciones en el mercado laboral lo que le habría asegurado la posibilidad de buscar un sustituto en la educación de sus hijos suficiente bueno para compensar su ausencia en el hogar, ya sea a través de una empleada domestica o un colegio de buena calidad, servicios a los cuales la madre del primer grupo probablemente no tuvo acceso.
[Insertar Tabla 5]

En la misma tabla podemos notar que el 100% de las madres de aquellos hogares que se benefician intergeneracionalmente de la participación laboral femenina, están insertas en el mercado del trabajo, lo cual significa que este grupo de hogares aprovecha los beneficios intergeneracionales de la participación laboral femenina. En cambio, en el grupo de los hogares no-beneficiados, un 59% de las mujeres participan en el mercado laboral, tendría un impacto negativo en el ingreso de sus hijos en términos intergeneracionales. Esto sería indicativo de que a pesar que la inclusión de la mujer en el mundo del trabajo tiene efectos significativos en la reducción de la pobreza intrageneracionalmente (Bravo y Contreras, 2004; Velasco y Huneeus, 2012), nuestra evidencia muestra que la participación laboral femenina podría jugar un rol de reproducción de la desigualdad, debido a su impacto intergeneracional los ingresos de sus hijos/as.

En definitiva, las madres de los hogares que no son beneficiados, contaron a lo largo de su vida y el desarrollo de la vida de sus hijos, desventajas materiales y socioeconómicas para la crianza de sus hijos relativos a las madres del grupo beneficiado. De este modo, el hecho de participar en el mercado laboral es sumamente distinto para quienes son capaces de transmitir ventajas socioeconómicas, versus quienes se encuentran en una posición de desventaja, y por ende para las personas de más bajos ingresos, la inserción en el mercado laboral no habría permitido compensar el tiempo que la madre no pasa con sus hijos en el hogar, teniendo como consecuencia que la inclusión de la mujer al mundo del trabajo podría ser una forma de reproducción de la desigualdad intergeneracional, a pesar de que tenga efectos inmediatos en el aumento de los ingresos en el corto plazo como lo señala la literatura.

5. Conclusiones

En la presente investigación utilizamos un matching exacto con tal de imputar ingresos de los padres y madres, de hijos/as pertenecientes a la encuesta CASEN 2009. De esta manera resolvemos un problema común a países en vías de desarrollo, que es la carencia de bases de datos adecuados para la estimación de modelos de movilidad intergeneracional. En primer lugar, utilizando la base de datos elaborada a través de dicha metodología, obtenemos una estimación para la elasticidad entre padres e hijos de 0,59, lo cual está en línea con lo encontrado por otros estudios anteriores.

Luego, estimamos que el coeficiente de la elasticidad intergeneracional entre madres e hijos es 0,25, bastante menor que el de los padres, resultado que es novedoso en la literatura. También estimamos la elasticidad intergeneracional del ingreso, esta vez para el caso de las hijas, encontrando diferencias significativas. Nuestros resultados muestran que las elasticidades intergeneracionales estimadas son menores en el caso de géneros cruzados entre progenitores y descendientes; y mayores con el progenitor del mismo sexo.

Adicionalmente, testeamos la igualdad entre el coeficiente de elasticidad intergeneracional entre padre e hijo y el coeficiente entre madre e hijo con el objetivo de testear la hipótesis de agregación de ingreso en el hogar del modelo unitario de Becker. Nuestros resultados muestran que ambos coeficientes son significativamente distintos para el caso de los hijos, lo que indica que el ingreso de la mujer es "más que un peso adicional" en el hogar y que este tiene un efecto propio de la mujer en la movilidad intergeneracional del ingreso. Esta evidencia sería una contribución a la literatura de género que ha criticado el modelo unitario de Becker, como una forma correcta para modelar la asignación de recursos dentro del hogar.

En nuestro modelo también evaluamos el impacto de la participación laboral femenina, donde encontramos que esta tiene un impacto negativo en los ingresos del trabajo de los hijos, en una cuantía de 1,8 veces. El efecto negativo, se mitiga a medida que los padres aumentan su ingreso, y lo hace por completo cuando ambos padres superan los $249.763 mensuales, lo que corresponde a un nivel de ingresos del 10% más rico de la población chilena en 1990. De estos resultados se desprende una razón que explicaría el hecho de que la baja movilidad intergeneracional del ingreso en Chile, esté dada en gran parte por la permanencia de los hijos en el decil más rico de la distribución cuando sus padres también se encontraban en este en el pasado.

En una última etapa, realizamos una simulación del conjunto de individuos que cumplen con la restricción de similitud de ingresos entre padres y madres, para poder analizar empíricamente las consecuencias de nuestro modelo en los hogares de 1990. Los resultados que encontramos dan luces de que el 100% del grupo de hogares beneficiados intergeneracionalmente por la participación laboral femenina, participan en el mercado laboral mientras que dentro de aquellos que no se benefician intergeneracionalmente de la participación laboral femenina, de todas formas un 59% participó en el mercado laboral en 1990. De esto inferimos que hay evidencia para sostener que la decisión de participar en el mercado laboral por parte de las mujeres del grupo de hogares no-beneficiados, con tal de solventar las necesidades materiales de su hogar, sería un factor explicativo de la baja movilidad intergeneracional en Chile cuando consideramos el impacto negativo que tiene esta decisión sobre los ingresos de sus hijos en el futuro.

La evidencia presentada en esta investigación da cuenta de la necesidad de considerar la participación laboral femenina en la asignación de los recursos al interior del hogar, y en la movilidad intergeneracional del ingreso. Esto significa que al estudiar el traspaso de ventajas y/o desventajas desde los padres a los hijos, es necesario considerar que el hogar no es un agente que toma decisiones como si tuviera un planificador central benevolente, sino que hay agentes al interior del hogar que toman decisiones por separado y juegan distintos roles en materias de educación de los hijos y la asignación de los ingresos del trabajo dentro del hogar.

Finalmente, es importante insistir en que futuras investigaciones deben hacerse cargo de entregar respuestas a las diferencias de género en el coeficiente de la elasticidad intergeneracional entre padre e hijo con el coeficiente entre madre e hijo, así como para resolver la interrogante si las magnitudes estimadas son propias de un país en vías de desarrollo y de altos niveles de desigualdad debido a las similitudes de resultados del caso chileno con el chino, considerando la evidencia de Gong et al. (2012). También deben considerarse los problemas de sesgo de selección para el caso de las hijas, los cuales no fueron tomados en cuenta en la presente investigación.


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Anexo


Tabla 1. Rango etario en cada muestra
Item
Min
Max
Edad de los hijos en Casen 2009
25
40
Edad de los hijos de Casen 2009, en Casen 1990
6
21
Edad mínima del Padre o Madre (15 años min para ser padre)
21
36
Máxima Edad del Padre, Casen 1990

65
Máxima Edad del Madre, Casen 1990

60




Tabla 2. Estadística Descriptiva de la Muestra de las Regresiones
Variable
Media
Desv.Est.



Hijos


Salario por Hora del Hijo
2459.07
4197.92
Salario por Hora del Padre (imputado por mediana)
2327.41
3730.6
Salario por Hora del Padre (imputado por media)
3229.62
2877.32
Salario por Hora de la Madre (imputado por mediana)
555.23
1628.46
Salario por Hora de la Madre (imputado por media)
720.89
1233.12
Participación Laboral de la Madre
0.32
0.47
Edad
33.65
4.51



Hijas


Salario por Hora
2109.66
3733.03
Salario por Hora del Padre (imputado por mediana)
2469.119
3143.451
Salario por Hora del Padre (imputado por media)
3387.567
3945.797
Salario por Hora de la Madre (imputado por mediana)
624.0957
1380.112
Salario por Hora de la Madre (imputado por media)
815.0475
1814.036
Participación Laboral de la Madre
0.33
0.47
Edad
33.18
4.55


Tabla 3. Estimación de Elasticidad Intergeneracional del Ingreso. Hijos.
Metodología Matching Exacto. Ponderadores Lineales
 
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
Y hogar
0.494***






(0.0202)





Y padre

0.631***


0.619***
0.592***


(0.0241)


(0.0243)
(0.0253)
Y madre


0.0230***
0.670***
0.0109***
0.252***



(0.00338)
(0.0635)
(0.00324)
(0.0632)
Madre



-4.795***

-1.785***
Participa = 1



(0.470)

(0.467)

0.0846**
0.0802**
0.0720**
0.0717**
0.0815**
0.0810**
Edad
(0.0343)
(0.0340)
(0.0359)
(0.0356)
(0.0340)
(0.0340)

-0.00108**
-0.00102**
-0.000950*
-0.000933*
-0.00104**
-0.00103**
Edad^2
(0.000518)
(0.000515)
(0.000543)
(0.000538)
(0.000514)
(0.000514)

2.042***
1.147*
6.070***
6.063***
1.196**
1.403**
Constante
(0.583)
(0.587)
(0.585)
(0.579)
(0.586)
(0.588)







R^2
0.1
0.11
0.01
0.03
0.11
0.12
Ho






Test - F

.
.
.
593.22
49.14
Prob > F

.
.
.
0.00
0.00
Observaciones 5,692
Imputación del Ingreso de los Padres y Madres a través de una Mediana
Variables del Matching: Categoria Ocupacional, Nivel Educacional, Zona Geográfica y Región
Errores Estándar en Paréntesis
*** p