La pobreza en España en el período 1985-1995. Un análisis transversal y longitudinal

ISSN 1697-5731 (online) – ISSN 1133-3197 (print) ESTUDIOS DE ECONOMÍA APLICADA VOL. 26-2 2008 PÁGS. 1-31 La pobreza en España en el período 1985-1995. Un análisis transversal y longitudinal Ma. ROSARIO GONZÁLEZ RODRÍGUEZ, FRANCISCO VELASCO MORENTE y LUIS GONZÁLEZ ABRIL Departamento Economía Aplicada I UNIVERSIDAD DE SEVILLA e-mail: [email protected]; [email protected] y [email protected] RESUMEN El objetivo del trabajo consiste en un análisis transversal y longitudinal de la situación de pobreza económica experimentada por los hogares españoles en el período 1985-1995, utilizando para ello la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares en dicho período. En el enfoque transversal se han analizado los tres aspectos de la pobreza: el aspecto absoluto, el relativo y la desigualdad en la cola inferior de la distribución. El análisis se ha llevado a cabo mediante la construcción de índices de pobreza y la representación gráfica de las curvas TIPs. El análisis longitudinal se ha basado en la estimación de las tasas de salida de la pobreza y la función de supervivencia, permitiendo conocer la duración en el estado de pobreza, las transiciones al estado de “no pobreza” e identificar aquellas características socioeconómicas y demográficas del hogar con mayor influencia en la duración de la pobreza. Palabras clave: Métodos paramétricos; curvas TIP’s; estimación Kaplan-Meier. Poverty in Spain in the Period 1985-1995. A Cross-Sectional and Longitudinal Analysis ABSTRACT The objective of the article has consisted of a cross-sectional and longitudinal analysis of the economic poverty state during the period 1985-1995, using the Panel Household Budget Survey for this period of time. The three aspects of poverty incidence, intensity and inequality in the left tail of the distribution, have been analysed in the cross-sectional approach. This analysis has been carried out through the calculations of poverty indices and the graphical representation of the TIPs curves. The longitudinal analysis, has focussed on the estimation of the risk function and the survival function, which allows us to know the duration in poverty, the transitions out of poverty and to identify those socio-economic and demographic characteristics of household with more influence in the duration of poverty. Keywords: Non Parametric Methods; TIP’s Curves; Kaplan-Meier Estimation. Clasificación JEL: C14, C41, D19, I32. ———————— Artículo recibido en enero de 2006 y aceptado para su publicación en febrero de 2008. Artículo disponible en versión electrónica en la página www.revista-eea.net, ref. e -26211. MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 2 1. INTRODUCCIÓN Desde los años 70 se ha venido observando en la literatura una gran cantidad de trabajos empíricos que permiten cuantificar la pobreza y la desigualdad, así como identificar las características socioeconómicas de la población pobre en un momen- to específico del tiempo en una zona geográfica, utilizándose para ello bases de datos de corte transversal como las Encuestas de Presupuestos Familiares básicamente anuales [Deleeck y de Bosch (1990), Escribano (1990), Mercader (1995), INE (1996)]. Recientemente la disponibilidad de datos de Panel hace más asequible el análisis del fenómeno de la pobreza y la desigualdad de forma más precisa y detallada. En este sentido, dichas encuestas permiten determinar si la pobreza en una determinada región es una situación a corto plazo (pobreza transitoria), debido a factores negativos como es el caso de depresión en el ciclo económico, o si por el contrario es una situación a largo plazo (pobreza permanente), es decir, si constituye una condición estructural que se transmite de generación en generación. La distinción entre pobreza transitoria y pobreza permanente es de vital impartancia en la actualidad, sobre todo en los países industrializados en los que un gran número de hogares experimentan períodos cortos de pobreza a lo largo de sus vidas [Stevens (1999), Cantó y otros (2003), Barcena y Cowell (2006)]. Además, esta distinción es crucial ya que si bien la pobreza transitoria aparece como un fenómeno que tiende a solventarse por sí mismo, la pobreza permanente constituye un problema mucho más grave que requiere la acción de políticas públicas específicas para la reducción de la misma. El objetivo perseguido en este trabajo se centra en abordar un análisis estático y dinámico de la pobreza en España en el período comprendido desde el primer trimestre del año 1985 hasta el cuarto trimestre del año 1995. En el análisis estático se han obtenido diferentes índices de pobreza y se ha utilizado la metodología de las curvas TIPs a fin de analizar la trayectoria de la pobreza económica en el período de estudio. En el análisis dinámico se ha utilizado un enfoque no paramétrico basado en las estimaciones de la función riesgo y de la función de supervivencia permitiendo analizar la movilidad en la parte baja de la distribución de la renta, así como identificar aquellas características socioeconómicas de los hogares que más incidían en dicha movilidad. El período de estudio abarcado en este trabajo comprende desde el año 1985 hasta el 1995, comienzo y final de la primera etapa socialista en el gobierno de España tras la firma de la Constitución del año 1978. Señalar que en el año 1985 el gobierno socialista que llevaba dos años y tres meses de gobierno abordó medidas sociales en relación al problema de la pobreza. El desempleo, problemática estrechamente unida a la pobreza aumentó en este período empezando a bajar en 1990. En el año 1996 finaliza un primer ciclo de gobierno socialista con la entrada al poder de un gobierno de centro-derecha. El trabajo se ha estructurado como sigue. En la sección segunda se describen los aspectos metodológicos utilizados en la medición de la pobreza económica. En LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 3 la sección tercera se aborda el análisis estático exponiéndose la metodología utilizada, así como los principales resultados obtenidos. El análisis dinámico se realiza en la sección cuarta, obteniéndose estimaciones de las tasas de salida de pobreza y de la función de supervivencia, e identificando aquellas características socioeconómicas y demográficas del hogar con mayor incidencia en la duración en pobreza. Por último, se recogen las principales conclusiones del trabajo. 2. ASPECTOS METODOLÓGICOS 2.1. Base de datos La Encuesta Continua de Presupuestos Familiares (ECPF) [INE (1985)] es una encuesta de panel trimestral con carácter rotatorio, iniciada por el Instituto de Nacional de Estadística (INE) de España en enero de 1985. La unidad de observación es el hogar, entendiendo como tal la persona o conjunto de personas que ocupan en común una vivienda familiar principal o parte de ella, consumen, comparten alimentos y otros bienes con cargo a un mismo presupuesto. Su principal objetivo es proporcionar información sobre los presupuestos de los hogares, con el fin de adaptar las ponderaciones de los bienes de consumo para el cálculo del índice de Precios al Consumo (IPC). Además, ofrece información sobre los ingresos de carácter monetario y no monetario de los hogares, permitiendo el análisis de la desigualdad y la pobreza en términos de ingresos o gastos, así como la obtención de elasticidades gasto-renta de los mismos. También se hallan recogidas en dichas encuestas, datos relativos a las características demográficas de la unidad de análisis (número de miembros del hogar, número de perceptores de ingresos, tamaño del municipio en el que habitan, etc.), e información sobre características socioeconómicas del sustentador principal (edad, categoría laboral del sustentador principal, nivel de estudios del sustentador, etc.). El ámbito geográfico de la encuesta es todo el territorio nacional español, por lo que se estudian hogares en todas las Comunidades Autónomas. El ámbito temporal sometido a estudio es cada ciclo trimestral del año; los datos se recopilan en cada uno de los trimestres del año y los hogares que se mantienen en el panel son encuestados un máximo de dos años (ocho trimestres consecutivos). La sustitución de los hogares se realiza mediante un proceso de rotación, renovándose éstos parcialmente cada trimestre (una octava parte de la muestra cada trimestre), a fin de evitar el cansancio o perversión de los miembros de los hogares encuestados. En principio, la ECPF contiene los datos necesarios para realizar un análisis de los fenómenos de pobreza y desigualdad, conocer la duración en el estado de pobreza, identificar los factores que inciden en esas duraciones, así como su posible relación con la evolución de los ciclos económicos, particularmente de período corto. No obstante, hay que destacar algunas limitaciones importantes de la ECPF MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 4 en los estudios de pobreza de carácter longitudinal. La primera se debe al hecho de que los hogares son encuestados como máximo dos años,1 período corto para la identificación de la pobreza permanente propiamente dicha.2 Por otra parte, la ECPF, al igual que ocurría con las EPFs (Encuesta de Presupuestos Familiares) excluye en el diseño muestral los estratos más marginados de la población, lo que condiciona de alguna manera los resultados obtenidos al subestimar la pobreza más severa [Ruiz-Huerta y Martínez (1994), Martín Guzmán y otros (1996)]. 2.2. Unidad de Análisis La unidad técnica de análisis utilizada en los estudios de pobreza de corte transversal es el “hogar” o la “familia” [Citro y Michel (1995)], entre otras razones, porque el bienestar de los miembros dependen fuertemente del bienestar del hogar, ya que dicha unidad actúa como filtro en el proceso de transformación de cualquier fuente de ingreso en bienestar. Sin embargo, la unidad de observación en estudios de pobreza de carácter longitudinal es el “individuo”, al admitirse que los hogares al cambiar frecuentemente su composición no constituyen una unidad de observación estable en el tiempo. En el estudio longitudinal de la pobreza de este trabajo se ha utilizado, no obstante, el hogar como unidad de análisis dado que en las ECPFs sólo se dispone de información de la trayectoria de los hogares en el tiempo3 y no de los individuos [INE (1985)], a diferencia de otras Encuestas de Panel para las que si existe dicha información [Panel Survey of Income Dynamics (PSID) de Estados Unidos, British Household Panel Survey (BHPS) de Reino Unido, German Socioeconomic Panel (GSOEP) de Alemania, Panel de hogares de la Unión Europea (PHOGUE)]. Por otro lado, en ausencia de información precisa de cuál es el mecanismo mediante el cual los ingresos del hogar se comparten entre los distintos miembros del hogar, se asume que los ingresos son compartidos por igual entre todos los miembros del hogar, por lo que a cada miembro del hogar se le asigna no su ingreso personal sino una cantidad de dinero por adulto equivalente. 1 Como consecuencia de la estructura trimestral de la encuesta, se observa una importante tasa de abandono de los hogares encuestados (attrition), lo que implica la pérdida de información en el análisis longitudinal de la pobreza. No obstante, hay que destacar que la tasa de abandono no está correlacionada con el nivel de ingresos del hogar [Cantó (2003)]. 2 El Panel de Hogares de la Unión Europea (PHOGUE) tiene una cobertura anual corrigiendo esta limitación de la ECPF. No obstante, para el caso de España se dispone de información desde 1993, no cubriendo el período 1985-1995 para el que deseamos analizar la evolución estática y dinámica de la pobreza. Sobre este tema, se puede consultar Bárcena y Cowell (2006) donde se realiza un análisis estático y dinámico de la pobreza en España para el período 1993-2000 utilizándose el PHOGUE español. 3 Dado que en las ECPFs el hogar se sigue como máximo dos años, se ha observado que la composición del mismo es prácticamente estable en dicho período. LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 5 2.3. Línea de Pobreza Para definir el umbral de pobreza elegimos el ingreso disponible del hogar como indicador del bienestar económico del mismo al medir las oportunidades del hogar y, por tanto, la de sus miembros a acceder a una vida digna [Sen (1992]. De esta forma, se define la variable ingreso total disponible del hogar4 como la suma de todas las fuentes de ingreso de sus miembros. Dado que los hogares difieren en composición y tamaño, se define el “ingreso del hogar por adulto equivalente“ para el trimestre T, hT y , de acuerdo con la siguiente expresión: hT hT s hT x yn = donde hT x representa el ingreso no ajustado del hogar h en el trimestre T, hT n el número de miembros del hogar h en el trimestre T y s un parámetro que varía entre 0 y 1, que se interpreta como la elasticidad de las necesidades del hogar respecto de su tamaño. Para la estimación del parámetro s se ha ajustado el modelo, sin término independiente [Buhmann et al. (1988)]: ln( ) ln( ) 1, , hhh E sn eh N=+=" donde N es el total de hogares en la muestra objeto de estudio. La variable h E es el número de adultos equivalentes calculado para cada hogar utilizando la escala de la OCDE5 y eh representa el término de error. La estimación del parámetro para el caso de España utilizando la ECPF es de 0,78. Por otro lado y puesto que no existe un acuerdo generalizado sobre qué línea de pobreza se ha de utilizar en estudios de carácter longitudinal [Heinrich (1999)], en el estudio hemos optado por utilizar aquella línea de pobreza que combina el aspecto absoluto y relativo de la pobreza [Cantó (1996)]: 1(1 ) 2, ,8 ij j pl pl i θ =−= ∏" donde, pli es la línea de pobreza para el trimestre i-ésimo, pl1 es la línea de pobreza para el primer trimestre de 1985, definida como el 50% de la mediana del ingreso por adulto equivalente en ese trimestre, y θ j es la tasa de inflación trimestral. 4 De acuerdo con la ECPFs, los ingresos monetarios que el hogar debe considerar como percibidos, serán los que resulten una vez deducidas las cantidades satisfechas en concepto de impuestos y otros pagos asimilados (Seguridad Social, mutualidades, etc.). 5 La Escala de la OCDE asigna el valor 1 al sustentador principal, 0,7 a los restantes miembros adultos del hogar y 0,5 para los niños (de edad inferior a 14 años). Así, el número de adultos equivalente del hogar h, es calculado utilizando la expresión, [1 ( 1) 0,7 0,5] had ch EN N=+ −× + × siendo Nad, número de adultos excluido el sustentador principal y Nch el número de niños del hogar. MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 6 La línea de pobreza así definida combina el carácter relativo al tomar la mediana del ingreso por adulto equivalente del primer trimestre de 1985, y el carácter absoluto porque la mediana del trimestre considerado se mantiene para los siguientes trimestres. Además su elección se justifica porque dicha línea no impone un nivel exógeno del ingreso por adulto equivalente “necesario” y porque evita el efecto del crecimiento de la mediana en el tiempo.6 3. ANÁLISIS ESTÁTICO DE LA POBREZA A fin de analizar la trayectoria de la pobreza económica experimentada por los hogares españoles en el período que comprende el primer trimestre de 1985 hasta el cuarto trimestre de 1995, empleamos distintos índices de pobreza con objeto de obtener conclusiones más robustas. Índice de Incidencia de la Pobreza, -Head count ratio- (H), q H N = donde q es el número de pobres y N el total de la población. A pesar de ser muy utilizado en la medición de la pobreza,7 presenta impartantes limitaciones [Sen (1976)], dado que sólo considera un aspecto de la pobreza, la extensión de la misma (aspecto absoluto de la pobreza), siendo insensible al grado o intensidad de pobreza de los pobres. Por otra parte, no satisface el Axioma de Transferencias, y como se deduce de su expresión analítica, no recoge la desigualdad de la renta entre los pobres y, por tanto, es insensible a cualquier cambio en la distribución del ingreso. Índice de Insuficiencia de Renta, —Poverty gap ratio— (I), 1 1qi i zy Iqz = − =∑ siendo z la línea (o umbral) de pobreza, yi el ingreso del hogar i-ésimo y q el número pobres. Este índice, que cuantifica la intensidad de la pobreza (aspecto relativo de la pobreza), presenta también importantes limitaciones [Sen (1976)] dado que no recoge el aspecto absoluto de pobreza, no satisface el Axioma de Transferencias y es insensible a la desigualdad de renta entre los pobres. No obstante, y al igual que ocurría con el índice de incidencia de la pobreza, H, esta medida es muy utilizada en los estudios empíricos y se presenta acompañando a otras medidas de pobreza debido a su sencillez de cálculo e interpretación. 6 La elección de la mediana en lugar de la media del ingreso por adulto equivalente es debido a que la mediana es más robusta que la media ante valores anómalos de la variable. 7 Actualmente se sigue utilizando incluso para comparaciones inter-temporales e internacionales y suele acompañar a las medidas globales de pobreza en todo estudio empírico. LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 7 Con el fin de corregir las deficiencias que presentan los anteriores índices de medición de la pobreza, surgen en la literatura índices agregados que tratan de recoger los tres aspectos básicos de la pobreza: el absoluto (proporción de pobres), el aspecto relativo (la intensidad de la pobreza), y la desigualdad de la distribución de los ingresos entre los pobres; y que al mismo tiempo verifican propiedades deseables para un buen índice de pobreza. En este trabajo hemos optado por la familia de índices de Foster, Greer and Thobercke (1984). Índice de Foster, Greer y Thobercke (1984)-(FGT), 1 1 10 qi i zy FGT Nz α α α − = − ⎛⎞ => ⎜⎟ ⎝⎠ ∑ Esta familia de índices ponderan la importancia relativa del desnivel de pobreza respecto del umbral z, ya que a medida que α aumenta crece la importancia relativa que el índice concede a los desniveles de pobreza más fuertes, por lo que α se interpreta como el parámetro de aversión a la pobreza. Se puede observar que H=FGT1 y H I=FGT2. El índice tendría la siguiente expresión para α = 3: 22 3[(1)] p F GT H I I CV=+− donde CVp es el coeficiente de variación entre las unidades pobres. El índice de Foster-Greer-Thobercke satisface el Axioma de sensibilidad decreciente a las transferencias para un valor del parámetro mayor a tres (α > 3), por lo que el índice FGT4 es muy utilizado cuando se pretende prestar atención a los más pobres. Con el fin de ilustrar la trayectoria de la pobreza en España emplearemos también la metodología expuesta en Jenkins y Lambert (1997), comparando lo acaecido en la etapa de crecimiento económico con la etapa de recesión en el período 1985-1995. Esta metodología permite comparaciones inter-temporales en una misma área geográfica y, por consiguiente, la posibilidad de ordenación en términos de pobreza entre distintos momentos del tiempo.8 El enfoque de Jenkins y Lambert consiste en definir las denominadas curvas TIP’s -the Three I of Poverty curves- como aquellas curvas que están basadas en la distribución de los gaps de pobreza proporcionando una representación gráfica de los tres aspectos de la pobreza: incidencia, intensidad y desigualdad. Estas curvas permiten al mismo tiempo, una ordenación en la pobreza9 de acuerdo con una clase particular de índices [Del Rio y Ruiz-Castillo (2001)]. En la Figura 1 se muestra una curva TIP teórica. La incidencia de la pobreza está representada por la longitud de la curva TIP, la intensidad viene representada por la altura de la curva, y el aspecto de la desigualdad está resumido por el grado de concavidad de la parte no horizontal de la curva. 8 La metodología propuesta no sólo permite comparaciones inter-temporales sino también interregionales e inter-grupos (Jenkins y Lambert 1998). 9 Jenkins y Lambert demuestran que las ordenaciones son robustas ante variaciones en el deflactor utilizado. MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 8 FIGURA 1 Representación gráfica de una Curva TIP. q/n Intensidad Incidencia 1 Desigualdad curvatura Gap de pobreza acumulado normalizado Proporción acumulada de la población, p 3.1. Análisis Estadístico. Principales resultados del Análisis Estático En la Tabla 1 se recoge los valores de los índices de pobreza de incidencia, intensidad y el índice de FGT3 en el período de estudio. Se observa que en los cuatro trimestres de 1985 nos encontramos con las mayores proporciones de hogares pobres, y además estos sufren pobreza con mayor intensidad que en el resto de los años. En el período comprendido entre el segundo trimestre de 1989 y el segundo trimestre de 1993 se registra la menor tasa de pobreza, aproximadamente 8% de los hogares se encuentran por debajo del umbral de pobreza. Además, en este período el colectivo de pobres experimenta pobreza económica con menor intensidad que en el resto del período, como puede observarse de la trayectoria seguida por el índice de Intensidad de la pobreza (I) y el índice de Foster-Greer-Thobercke (FGT3). A partir del segundo trimestre de 1993, la proporción de pobres crece suavemente hasta alcanzar aproximadamente el 9% en el cuarto trimestre de 1995. Se observa también esta trayectoria en los índices de intensidad y de Foster-Greer-Thobercke. LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 9 MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 16 A continuación se analiza cómo afectan ciertas características relacionadas con el hogar al proceso de salida de la pobreza, para ello, se compara la función de supervivencia y riesgo de los hogares con distintas características. El objetivo que se persigue es doble: en primer lugar, comprobar cómo ciertas variables relacionadas con el sustentador principal (género, nivel educativo y situación laboral) afectan al proceso de salida de la pobreza,14 y en segundo lugar, vamos a observar cómo ciertas variables relacionadas con el hogar (número de preceptores de ingresos y tamaño del municipio en el que reside el hogar) inciden en la duración en situación de pobreza económica.15 Variable género En la Tabla 4 se realizan las estimaciones de las tasas de salida de la pobreza y la función de supervivencia (ver Figura 5) según género del sustentador principal. TABLA 4 Estimaciones de la Tasa de Salida (h) y la Función de Supervivencia (S) según género del Sustentador Principal. Hombre dj wj nj S(t+) ES(S) h(t) ES(h) 0 0 0 3111 1,0000 — 0,0000 1 1896 612 3111 0,3905 0,0087 0,6095 0,0087 2 209 142 603 0,2552 0,0095 0,3466 0,0194 3 63 78 252 0,1914 0,0100 0,2500 0,0273 4 18 40 111 0,1604 0,0107 0,1622 0,0350 5 7 25 53 0,1392 0,0119 0,1321 0,0465 6 2 13 21 0,1259 0,0140 0,0952 0,0641 7 0 6 6 0,1259 0,0140 0,0000 0,0000 8 0 0 0 0,1259 — 0,0000 — Mu j e r dj wj nj S(t+) ES(S) h(t) ES(h) 0 0 0 667 1,0000 — 0,0000 — 1 423 131 667 0,3658 0,0087 0,6342 0,0087 2 33 20 113 0,2590 0,0095 0,2920 0,0194 3 18 15 60 0,1813 0,0100 0,3000 0,0273 4 4 10 27 0,1544 0,0107 0,1481 0,0350 5 0 4 13 0,1544 0,0119 0,0000 0,0465 6 2 5 9 0,1201 0,0140 0,2222 0,0641 7 0 2 2 0,1201 0,0140 0,0000 0,0000 8 0 0 0 0,1201 — 0,0000 — Fuente: Elaboración propia a partir de la ECPF (1985-95). 14 Dado que el nivel educativo y la situación laboral pueden variar en los ocho trimestres y, por tanto, en el período de pobreza, hemos optado por elegir la modalidad que presentaba en la fecha de entrada en la pobreza 15 Se ha optado por medir también estas variables en el momento de entrada en la pobreza. LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 17 De la Tabla 4 se observa que no hay importantes diferencias en la duración en situación de pobreza económica entre aquellos hogares cuyo sustentador principal es hombre al de aquellos en los que es mujer. Así, aproximadamente el 39% y el 37% de los hogares con sustentador principal hombre y mujer respectivamente permanece al menos un trimestre. Este porcentaje se reduce aproximadamente a un 25,52% y 25,90 para hombres y mujeres respectivamente, en el caso de que la permanencia en pobreza sea de más de dos trimestres. Las diferencias en ambos sexos es muy pequeña en aquellos casos en los que la permanencia en pobreza es superior o igual a 4 trimestres. En principio y a raíz de los resultados, se podría pensar que el “fenómeno de feminización” de la pobreza observado en los estudios de corte transversal, se observa en el estudio longitudinal aunque no de una forma tan pronunciada principalmente para períodos muy cortos de pobreza (dos trimestres consecutivos). No obstante, hemos aplicado un “test de log-rank”16 [Hosmer y Lemeshow (1999)] para contrastar si existen diferencias significativas en las funciones de supervivencia, concluyéndose que el género influye significativamente en la duración del estado de pobreza. FIGURA 5 Estimación Kaplan-Meier de la Función de Supervivencia según género del sustentador principal. 0,0000 0,2000 0,4000 0,6000 0,8000 1,0000 1,2000 0246810 Trimestres S(t) Hombre Mujer Variable nivel educativo El nivel de educación ha sido codificado en cuatro categorías. “Estudios de Primer Nivel” (ED1), en este nivel educativo hemos agrupado la categoría de Analfabetos y la categoría Sin Estudios, definida en la metodología de la ECPF. En la categoría, 16 El valor del estadístico Log-rank ha sido de 54,78 con un p-valor asociado menor del 1%, por lo que se rechazaría la hipótesis nula de igualdad de las funciones de supervivencia. MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 18 “Estudios de Segundo Nivel” (ED2) se han agrupado la Enseñanza de Primer Grado y la Enseñanza de Segundo Grado primer ciclo. La categoría “Estudios de Tercer Nivel” (ED3) ha sido creada agrupando la Enseñanza Segundo grado segundo ciclo. La última categoría “Estudios de Cuarto Nivel” (ED4) comprende la Enseñanza de Tercer Grado, primer ciclo y la Enseñanza de Tercer grado, segundo y tercer ciclo. En la Tabla 5 se presentan las estimaciones de las tasa de salida y función de supervivencia (ver Figura 6) para las sub-muestras relativas a diferentes niveles educativos del sustentador principal en el momento en que empezaba el período de pobreza. TABLA 5 Estimaciones de las Tasa de Salida y Función de Supervivencia según nivel educativo del sustentador principal. Estudios de P r imer Nivel dj wj nj S(t+) ES(S) h(t) ES(h) 0 0 0 1110 1,0000 — 0,0000 — 1 556 275 1110 0,4991 0,0150 0,5009 0,0367 2 89 63 279 0,3399 0,0173 0,3190 0,1056 3 33 37 127 0,2516 0,0184 0,2598 0,1789 4 8 24 57 0,2163 0,0196 0,1404 0,3536 5 2 9 25 0,1990 0,0215 0,0800 0,0000 6 3 9 14 0,1563 0,0276 0,2143 — 7 0 2 2 0,1563 0,0276 0,0000 — 8 0 0 0 0,1563 — 0,0000 — E stud i os de Segu n do Niv e l d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t )j ES ( h ) 0 0 2413 1 , 0000 — 0 , 0000 — 1571 427 2413 0,3489 0,0097 0,6511 0,0097 145 90 415 0,2270 0,0103 0,3494 0,0234 47 54 180 0,1677 0,0106 0,2611 0,0327 13 25 79 0,1401 0,0113 0,1646 0,0417 5 20 41 0,1231 0,0123 0,1220 0,0511 1 9 16 0,1154 0,0137 0,0625 0,0605 0 6 6 0,1154 0,0137 0,0000 0,0000 0 0 0 0,1154 — 0,0000 — LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 19 TABLA 5 (continuación) Estimaciones de las Tasa de Salida y Función de Supervivencia según nivel educativo del sustentador principal. Estudios de Tercer Nivel t j d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 0 155 1,0000 — 0,0000 — 1 109 28 155 0,2968 0,0367 0,7032 0,0367 2 5 8 18 0,2143 0,0410 0,2778 0,1056 3 1 2 5 0,1715 0,0505 0,2000 0,1789 4 1 0 2 0,0857 0,0657 0,5000 0,3536 5 0 1 1 0,0857 0,0657 0,0000 0,0000 6 0 0 0 0,0857 — 0,0000 — 7 0 0 0 0,0857 — 0,0000 — 8 0 0 0 0,0857 — 0,0000 — Estudios Cuarto Nivel d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 103 1,0000 — 0,0000 — 83 13 103 0,1942 0,0390 0,8058 0,0390 3 3 7 0,1110 0,0426 0,4286 0,1870 0 0 1 0,1110 0,0426 0,0000 0,0000 0 1 1 0,1110 0,0426 0,0000 0,0000 0 0 0 0,1110 — 0,0000 — 0 0 0 0,1110 — 0,0000 — 0 0 0 0,1110 — 0,0000 — 0 0 0 0,1110 — 0,0000 — Fuente: Elaboración propia a partir de la ECPF (1985-95). FIGURA 6 Estimación Kaplan-Meier de la Función de Supervivencia según nivel educativo del sustentador principal. 0,0000 0,2000 0,4000 0,6000 0,8000 1,0000 1,2000 0246810 Trimestres S(t) ED1 ED2 ED3 ED4 MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 20 Atendiendo a la Tabla 5 se puede observar que las duraciones en pobreza son más cortas cuanto más elevado es el nivel de estudios (ED3 o ED4)17. Así, mientras que el 21,63 % y 14,01% de los hogares, cuyo sustentador principal tiene educación ED1 o ED2, tienen períodos de pobreza de más de cuatro trimestres, este porcentaje se reduce al 8,87% y 11% en aquellos hogares en los que el sustentador pertenecen al nivel educativo ED3 y ED4 respectivamente. La Tabla 5 permite también observar como la salida de la pobreza en el primer trimestre es muy elevada para los hogares cuyo sustentador principal posee estudios de tercer y cuarto nivel (70,32% y 80,58% respectivamente). No obstante, todo parece indicar que estos hogares tienen más dificultades en salir de la pobreza que aquellos hogares cuyo sustentador principal tiene inferior cualificación cuanto mayor es el tiempo de permanencia en la misma. Este último resultado parece indicar que aquellos que tienen formación profesional tienden a salir más rápidamente de dificultades económicas que aquellos que cursaron estudios de bachillerato o universitarios debido fundamentalmente a las exigencias profesionales de estos colectivos. Situación Laboral La situación laboral ha sido codificada en seis modalidades: “Activos que trabajan por cuenta propia” (SL1), “Asalariados Cualificados” (SL2), “Asalariados agrarios sin especializar” (SL3), “Asalariados no agrarios sin especializar” (SL4), “Parados que buscan empleo” (SL5) y “No activos” (SL6). Los resultados de la comparación de las sub-muestras según la situación laboral del sustentador principal aparecen recogidos en la Tabla 6. TABLA 6 Estimaciones de las Tasa de Salida y Función de Supervivencia según Situación Laboral del sustentador principal. A ctivos q ue traba j an p or cuenta p ro p ia T d j W j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 0 1270 1,00000 — 0,0000 — 1 899 192 1270 0,29213 0,0128 0,7079 0,0128 2 67 40 179 0,18278 0,0132 0,3743 0,0362 3 25 22 72 0,11932 0,0134 0,3472 0,0561 4 7 8 25 0,08591 0,0144 0,2800 0,0898 5 2 4 10 0,06873 0,0159 0,2000 0,1265 6 1 1 4 0,05154 0,0190 0,2500 0,2165 7 0 2 2 0,05154 0,0190 0,0000 0,0000 8 0 0 0 0,05154 — 0,0000 — 17 Este hecho puede también observarse en la Figura 6. Dado que hemos definido la duración como el tiempo de permanencia en pobreza, al comparar dos curvas de supervivencia aquella que se situé por debajo indica que el grupo representado por dicha curva permanece menos tiempo en pobreza que aquel que se sitúe por arriba. Así, la Figura 6 muestra que en términos generales las curvas de supervivencias para los hogares cuyo sustentador principal tiene educación superior ED3 y ED4, está por debajo de las otras curvas que representan menor nivel educativo. LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 21 TABLA 6 (continuación) Estimaciones de las Tasa de Salida y Función de Supervivencia según Situación Laboral del sustentador principal. A salariados Cualificados d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 588 1,0000 — 0,0000 — 395 108 588 0,3282 0,0194 0,6718 0,0194 28 25 85 0,2201 0,0212 0,3294 0,0510 10 9 32 0,1513 0,0232 0,3125 0,0819 3 5 13 0,1164 0,0251 0,2308 0,1169 0 3 5 0,1164 0,0251 0,0000 0,0000 0 1 2 0,1164 0,0251 0,0000 0,0000 0 1 1 0,1164 0,0251 0,0000 0,0000 0 0 0 0,1164 — 0,0000 — A salariados A g rarios sin es p ecializa r T d j W j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 0 123 1,0000 — 0,0000 — 1 47 37 123 0,6179 0,0438 0,3821 0,0438 2 7 9 39 0,5070 0,0523 0,1795 0,0615 3 4 7 23 0,4188 0,0589 0,1739 0,0790 4 4 2 12 0,2792 0,0692 0,3333 0,1361 5 0 5 6 0,2792 0,0692 0,0000 0,0000 6 0 1 1 0,2792 0,0692 0,0000 0,0000 7 0 0 0 0,2792 — 0,0000 — 8 0 0 0 0,2792 — 0,0000 — A salariados No a g rarios sin es p ecializa r d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t )j ES ( h ) 0 0 322 1,0000 — 0,0000 — 180 68 322 0,4410 0,0277 0,5590 0,0277 23 15 74 0,3039 0,0304 0,3108 0,0538 8 13 36 0,2364 0,0317 0,2222 0,0693 3 7 15 0,1891 0,0352 0,2000 0,1033 0 4 5 0,1891 0,0352 0,0000 0,0000 0 1 1 0,1891 0,0352 0,0000 0,0000 0 0 0 0,1891 — 0,0000 — 0 0 0 0,1891 — 0,0000 — MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 22 TABLA 6 (continuación) Estimaciones de las Tasa de Salida y Función de Supervivencia según Situación Laboral del sustentador principal. Parados q ue buscan em p leo T d j W j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t )j ES ( h ) 0 0 0 401 1,0000 — 0,0000 — 1 158 91 401 0,6060 0,0244 0,3940 0,0244 2 57 34 152 0,3787 0,0283 0,3750 0,0393 3 14 19 61 0,2918 0,0298 0,2295 0,0538 4 0 12 28 0,2918 0,0298 0,0000 0,0000 5 3 3 16 0,2371 0,0374 0,1875 0,0976 6 0 7 10 0,2371 0,0374 0,0000 0,0000 7 0 3 3 0,2371 0,0374 0,0000 0,0000 8 0 0 0 0,2371 — 0,0000 — A salariados No activos d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 1077 1,0000 — 0,0000 — 640 247 1077 0,4058 0,0196 0,5942 0,020 60 41 190 0,2776 0,0224 0,3158 0,033 20 23 89 0,2152 0,0246 0,2247 0,041 5 16 46 0,1918 0,0270 0,1087 0,050 2 11 25 0,1765 0,0327 0,0800 0,086 3 7 12 0,1324 0,0414 0,2500 0,132 0 2 2 0,1324 0,0414 0,0000 0,000 0 0 0 0,1324 — 0,0000 — Fuente: Elaboración propia a partir de la ECPF 1985-95. En la Tabla 6 se observa que si atendemos a la probabilidad de permanecer en pobreza más de cuatro trimestres, observamos como los activos que trabajan por cuentan propia son los que tienen menor probabilidad de permanecer más tiempo en pobreza económica. Así, el 8,891% de los hogares con sustentador principal trabajando por cuenta propia permanece más de 4 trimestres consecutivos en pobreza, frente al 29,18% en el caso de los parados y el 27,92% en el caso de los asalariados agrarios. Destacar, que para períodos de pobreza superiores a cinco trimestres, el hecho de que la proporción estimada de hogares pobres cuyo sustentador es parado que busca empleo, 23,71%, sea menor que la proporción de hogares pobres cuyo sustentador principal pertenece a la categoría laboral, Asalariados agrarios sin especializar, con un 27,92 % puede ser debido al efecto que pueda tener la protección por desempleo en aquellos hogares cuyo sustentador es un parado que busca empleo. Si atendemos a la estimación de la función riesgo o tasa de salida, se observa que en términos generales es decreciente en el tiempo, es decir, la probabilidad de salir de la situación de pobreza económica es menor cuanto más tiempo permanece LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 23 el hogar en ese estado. La probabilidad de salir de la situación de pobreza económica en el primer trimestre es superior al 50% en las categorías correspondientes a Activos que trabajan por cuenta propia (70,79%), Asalariados cualificados (67,18%) y Asalariados no agrarios sin especializar (55,90%). Asimismo, la probabilidad de salir después de 6 trimestres consecutivos en pobreza es nula para todas las categorías. Perceptores de Ingreso18 El número de perceptores de ingresos ha sido codificado en cuatro modalidades: Un perceptor de ingresos (PI1), dos perceptores de ingresos (PI2), tres perceptores de ingresos (PI3) y cuatro perceptores o más (PI4). De acuerdo con las estimaciones obtenidas en la Tabla 7, el número de perceptores de ingresos es, de hecho, una variable que incide en el tiempo de permanencia en pobreza. Se observa que mientras el 13,83% de los hogares con cuatro o más preceptores tiene una duración en pobreza superior a 5 trimestres, este porcentaje se eleva a 22,81% y 56,43% para las sub-muestras de dos perceptores y un preceptor de ingresos respectivamente. Hemos de destacar que las tasas de riesgo o probabilidad de salida de la pobreza en cada sub-muestra son mayores para los hogares donde el número de preceptores es mayor. Así, la probabilidad de salir de la pobreza en el primer trimestre es del 62,78% para los hogares con cuatro o más perceptores de ingresos, del 65,89% para aquellos con 3 perceptores, del 44,68% para hogares con dos preceptores de ingreso, y reduciéndose a 31,03% en el caso de un preceptor de ingresos. Destacar que la probabilidad de salir de la pobreza a partir del tercer trimestre es cero para los hogares con un único preceptor de ingreso. 18 Se ha estimado la función de supervivencia y la función riesgo para la variable tamaño del hogar. No se observa un comportamiento sistemático para las distintas curvas de supervivencia, es decir, estas van intercambiando sus posiciones para las distintas sub-muestras según las duraciones. Este hecho puede ser debido a que esta variable interacciona de alguna manera con el número de perceptores de ingresos de ahí la confusa incidencia del tamaño del hogar sobre la duración de la pobreza. Ante este hecho, analizamos cómo incide el número de perceptores del ingreso en la duración en pobreza. MA. ROSARIO GONZALEZ RODRIGUEZ; FRANCISCO VELASCO MORENTE Y LUIS GONZALEZ ABRIL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31• Vol. 26-2 24 TABLA 7 Estimaciones de las Tasa de Salida y Función de Supervivencia según Número de Preceptores de Ingreso. Un Prece p tor de In g reso T d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 0 29 1,0000 0,0933 — 0,0933 1 9 9 29 0,6897 0,0933 0,3103 0,0000 2 2 6 11 0,5643 0,0933 0,1818 0,0000 3 0 3 4 0,5643 0,0933 0,0000 0,0000 4 0 0 1 0,5643 — 0,0000 0,0000 5 0 0 1 0,5643 — 0,0000 — 6 0 0 0 0,5643 — 0,0000 — 7 0 0 0 0,5643 — 0,0000 — 8 0 0 0 0,5643 — 0,0000 — Dos Prece p tores de In g reso d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 611 1,0000 0,0231 — 0,02309 273 169 611 0,5532 0,0289 0,4468 0,04142 60 39 169 0,3568 0,0311 0,3550 0,05786 18 17 70 0,2650 0,0323 0,2571 0,05040 3 15 35 0,2423 0,0323 0,0857 0,00000 1 6 17 0,2281 0,0323 0,0588 0,00000 0 6 10 0,2281 0,0323 0,0000 0,00000 0 4 4 0,2281 — 0,0000 — 0 0 0 0,2281 — 0,0000 — Tres Prece p tores de In g reso T d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t ) ES ( h ) 0 0 0 2096 1,0000 0,0167 — 0,0167 1 1381 361 2096 0,3411 0,0198 0,6589 0,0280 2 119 76 354 0,2265 0,0223 0,3362 0,0428 3 46 47 159 0,1609 0,0243 0,2893 0,0517 4 12 21 66 0,1317 0,0262 0,1818 0,0512 5 3 14 33 0,1197 0,0383 0,0909 0,1323 6 3 10 16 0,0973 — 0,1875 — 7 0 3 3 0,0973 — 0,0000 — 8 0 0 0 0,0973 — 0,0000 — LA POBREZA EN ESPAÑA EN EL PERÍODO 1985-1995.UN ANÁLISIS TRANSVERSAL Y LONGITUDINAL Estudios de Economía Aplicada, 2008: 1-31 • Vol. 26-2 25 TABLA 7 (continuación) Estimaciones de las Tasa de Salida y Función de Supervivencia según Número de Preceptores de Ingreso. Cuatro o más Perce p tores d j w j n j S ( t+ ) ES ( S ) h ( t )j ES ( h ) 0 0 1045 1,0000 0,0215 — 0,0215 656 204 1045 0,3722 0,0261 0,6278 0,0396 62 43 185 0,2475 0,0286 0,3351 0,0504 17 26 80 0,1949 0,0332 0,2125 0,0800 7 14 37 0,1580 0,0376 0,1892 0,0949 2 10 16 0,1383 0,0786 0,1250 0,3536 1 2 4 0,1037 — 0,2500 — 0 1 1 0,1037 — 0,0000 — 0 0 0 0,1037 — 0,0000 — Tamaño del Municipio Por último, hemos realizado un análisis de las sub-muestras según el tamaño del municipio donde se encuentra localizado el hogar. El tamaño del municipio ha sido codificado atendiendo a cuatro modalidades. TM1, hasta 10.000 habitantes. TM2, de 10.001 a 50.000. TM3, de 50.001 a 500.000 y capitales menores. TM4, de más de 500 001 habitantes. Las estimaciones de las funciones de supervivencia y tasas de salida para las distintas categorías de la variable Tamaño del Municipio se recogen19 en la Tabla 8, en la cual se observa que la probabilidad de salir de la pobreza en el primer trimestre es mayor para aquellos hogares que habitan en municipios de más de 50.001 habitantes (un 64,76% para TM3 y 65,05% para TM4). No obstante, esta probabilidad también es bastante elevada para las categorías TM1 y TM2 (59,84% y 57,80%, respectivamente). Destacamos que para los municipios de más de 500.000 habitantes la probabilidad de salir de la situación de pobreza económica es nula a partir del sexto trimestre. 19 De la representación gráfica de la estimación Kaplan-Meier de las funciones de supervivencia para las sub-muestras correspondientes a las distintas categorías del tamaño del municipio se observa un comportamiento no sistemático. Este comportamiento no sistemático de las curvas de supervivencia también fue observado para las variables nivel educativo, categoría laboral del sustentador principal y número de perceptores de ingresos.