nueva página del texto (beta)
Español (pdf)
Artículo en XML
Referencias del artículo
Traducción automática
Enviar artículo por email
Citado por SciELO 
Similares en
SciELO 
Permalink
Introducción
¿Cómo absorben las familias mexicanas diferentes choques en el ingreso? ¿Cómo se reflejan en sus patrones de consumo estos choques de naturaleza distinta? En este documento de investigación se analizan los efectos de los cambios permanentes o transitorios en el ingreso sobre el consumo. En particular, se analizan los cambios en el consumo de los hogares mexicanos ante cambios no esperados en los ingresos (permanentes y transitorios) para el caso de México durante el periodo que comprende el año 2000 al 2016. Dicho análisis se realiza tanto a nivel nacional como para cada una de las cuatro regiones del país.
El conocer el tipo de reacción que tienen los hogares ante cambios no esperados en sus ingresos es de suma importancia, ya que permitiría tener una idea de los impactos ante choques inesperados causados por siniestros naturales, eventos globales (como la pandemia provocada por el COVID-19). De cumplirse la hipótesis de ingreso permanente implicaría que los hogares mexicanos son capaces de asegurar sus niveles de consumo ante dichos impactos. Y debido a la heterogeneidad del ingreso y consumo en México, realizar el estudio a nivel regional nos permitirá ver si estos impactos se distribuyen de manera homogénea en México.
De acuerdo con la literatura basada en la hipótesis del ingreso permanente, los efectos en el consumo de los hogares ante cambios en sus ingresos, se clasifican según la naturaleza de los choques de los ingresos entre anticipados y no anticipados (Figura 1). A su vez, los cambios no anticipados en el ingreso pueden categorizarse entre choques permanentes y temporales. Por su parte, los cambios anticipados, dado que son esperados por lo general suelen dividirse entre positivos o negativos dependiendo de si se espera un incremento o una reducción de los ingresos respectivamente.
Fuente: tomada de Jappelli y Pistaferri (2017).
Figura 1 Respuesta del Consumo ante Cambios en el Ingreso
Cuando los cambios en el ingreso son anticipados y no existen restricciones de liquidez, el consumo no debería responder debido a mecanismos de previsión que los consumidores pueden disponer para suavizar su consumo y mantenerlo constante, como el ahorro precautorio, o el uso de líneas de crédito. Sin embargo, cuando existen restricciones en los mercados de crédito (como fallas en la bancarización y de profundización financiera en los hogares, específicamente en el caso mexicano), o cuando no se cuenta con mecanismos informales de suavizamiento al consumo como la ayuda de familiares o amigos, es posible observar cambios en el consumo ante cambios anticipados en el ingreso (Jappelli y Pistaferri, 2017).
Por su parte, los choques no anticipados en el ingreso podrían tener efectos en el consumo, los cuales dependerán de las características y duración de estos (Jappelli y Pistaferri, 2010). De acuerdo con la hipótesis del ingreso permanente, los cambios en el consumo serían uno a uno con el ingreso si el choque es permanente, es decir, las familias ajustarían inmediatamente su consumo ante un choque no anticipado y permanente en su ingreso. Sin embargo, los choques transitorios no modificarían el consumo. En contraste, la hipótesis de los mercados completos establece que los choques no anticipados en el ingreso podrían no tener efecto en el consumo de existir mercados crediticios y de seguros completos, debido a que las familias cubrirían cualquier eventualidad con sus ingresos futuros. Un paso intermedio entre estas dos hipótesis es el aseguramiento parcial (no necesariamente formal, sino puede ser por medio de otros mecanismos como apoyo de familiares, transferencias gubernamentales, etc.) en donde un choque no anticipado en el ingreso permanente es cubierto de manera parcial, mientras que los choques transitorios tendrían un efecto moderado.
Siguiendo a Blundell et al. (2008) y Jappelli y Pistaferri (2017), este artículo tiene como objetivo probar distintas hipótesis sobre los impactos del consumo ante cambios no esperados en el ingreso en México; en particular la hipótesis del ingreso permanente. Dicha hipótesis establece que choques en el ingreso que se presumen por parte de las familias como permanentes, impactarán por completo al consumo, mientras que los choques temporales tendrían un efecto nulo, debido a que las familias podrían potencialmente cubrir los faltantes por medio de créditos, o préstamos ya sea formales o de familiares o amistades. También se evalúa la hipótesis de mercados completos, en la cual ni los choques permanentes ni los temporales tienen efecto en el consumo; y la hipótesis de ahorro precautorio o aseguramiento parcial, la cual establece que los hogares suavizan parte de los choques en el ingreso permanente sobre el consumo de las familias para el caso de México durante el periodo que comprende el año 2000 al 2016. Dicho análisis se realiza tanto a nivel nacional como para cada una de las 4 regiones del país.1
Para lograr dicho objetivo se emplea una descomposición estadística utilizada en el estudio de Hall y Mishkin (1982) y en Blundell et al. (2008) que permite diferenciar los choques del ingreso entre permanentes y temporales. Para ello, se dispondrá de un panel sintético basado en la Encuesta Nacional de Ingreso y Gasto de los Hogares (ENIGH) organizado por edad del jefe de familia y su nivel educativo, esto con la finalidad de contar con cohortes lo más homogéneas posibles, tanto en el ingreso como en el consumo. Asimismo, dado que en México existe una heterogeneidad importante en los patrones de ingreso y de consumos entre las distintas regiones del país, dicho análisis se replica para las regiones norte, centro norte, centro y sur. Hay que tomar en consideración que el análisis propuesto en este documento de investigación se centra en el gasto promedio de los hogares asociados a las cohortes seleccionadas por el panel dinámico y no precisamente el consumo a nivel de los hogares, debido a la imposibilidad de acceder a un panel del consumo familiar.
Para el caso de los Estados Unidos durante la década de los ochentas Blundell et al. (2008) encuentran aseguramiento parcial en los choques permanentes al ingreso. En específico, por cada 100 dólares de caída en el ingreso permanente no esperado, el consumo de no durables tiene una caída de 64 dólares; dicho aseguramiento parcial es mayor en los hogares con educación superior y cercanos al retiro, y se encuentra aseguramiento completo de los choques transitorios, excepto en hogares pobres.
Existen pocas investigaciones que estudian la relación entre el consumo y los ingresos en México. El documento de investigación de Attanasio y Skékely (1998) analiza la relación del ahorro y el gasto de los hogares en México, principalmente bajo la perspectiva de la crisis financiera de 1994. Encuentra que el ahorro está altamente concentrado en hogares con altos niveles educativos, lo cual puede implicar que están en mejor situación para suavizar reducciones en el ingreso después del retiro o suavizar choques temporales en su ingreso. El estudio de Attanasio y Skékely (2004) analiza los efectos en el consumo en los años noventa ante cambios anticipados en el ingreso laboral. Su análisis se enfoca en el impacto de cambios en el ingreso laboral ante varios rubros de consumo a nivel nacional aprovechando el choque negativo en los ingresos de 1995, concluyendo que los hogares de México trasladan los impactos del ingreso al consumo, especialmente en los bienes durables dentro del periodo de análisis. Cabe destacar que dicha aproximación metodológica tiene limitantes, pues no permite diferenciar los cambios en el ingreso temporales de los permanentes.
El presente documento busca contribuir a la literatura para el caso mexicano analizando choques no anticipados en los ingresos tanto temporales como permanentes a nivel nacional y regional. Los resultados sugieren la presencia de aseguramiento parcial en el consumo ante choques permanentes en el ingreso a nivel nacional, aunque también son consistentes con la hipótesis de ingreso permanente. A nivel regional, los coeficientes del efecto del choque permanente en el ingreso sobre el consumo son similares al estimado a nivel nacional en las regiones norte, centro norte y centro, y de mayor magnitud en el sur, si bien con significancia estadística solo en las regiones centro norte y sur. En referencia a los choques temporales, el coeficiente del efecto del choque al ingreso sobre el consumo no resulta estadísticamente significativo a nivel nacional ni regional, lo que sugiere un suavizamiento del consumo por parte de los hogares ante cambios temporales en su ingreso. Si bien, Japelli y Pistaferri (2017) comentan el uso de pseudo datos panel en la literatura, es preciso señalar que los resultados de la presente investigación deben ser interpretados con precaución, debido a que en la construcción del panel sintético existe el potencial de ignorar el diseño muestral.2
Los resultados obtenidos en este documento de investigación ofrecen evidencia sobre los efectos que tendría en el consumo, específicamente de no durables, ante un choque no anticipado en el ingreso. Dichos resultados, en línea con la hipótesis de aseguramiento parcial, indican que gran parte de los efectos en el consumo dependen de la perspectiva que se tenga de la duración del choque en el empleo e ingresos de las familias. En otras palabras, a mayor expectativa de duración, los efectos en el consumo serán más notorios. Por el otro lado, si los impactos se perciben como temporales, los mecanismos de aseguramiento permitirán que los niveles de consumo no se vean alterados. Esto puede ayudar a entender efectos futuros, como los provocados por el “gran confinamiento del 2020” el cual es un ejemplo claro y específico de un choque no anticipado, si bien no es claro si su duración para algunos hogares será temporal y para otros más permanente.
El documento de investigación está organizado de la siguiente forma: La sección 1 contiene una revisión de literatura sobre las metodologías que analizan los impactos no anticipados del ingreso al consumo. Los datos utilizados para la estimación se describen en la sección 2. El modelo econométrico es explicado en la sección 3, mientras que los resultados se presentan en la sección 4. Finalmente, se presentan las conclusiones.
I. Revisión de literatura
Se pueden dividir en dos grupos los estudios que pretenden analizar los impactos del ingreso en el consumo de los hogares. El primero se basa en los choques anticipados del ingreso, los cuales de acuerdo a la hipótesis de ingreso permanente, no deberían tener impacto alguno en el consumo de los hogares. Para el caso mexicano destaca el estudio de Angelucci et al. (2019) para los 3,500 receptores del programa PROSPERA,3 en donde concluye que la hipótesis de ingreso permanente se mantiene para cambios anticipados en el ingreso (transferencias monetarias del programa), con cambios no significativos en alimentos irrestricto a la educación e ingreso de los entrevistados.
El segundo grupo de análisis se concentra en cambios no anticipados en el ingreso, para lo cual y de acuerdo con Japelli y Pistaferri (2017), existen tres metodologías para evaluar la forma en que el consumo responde ante dichos cambios y la respuesta en estos cambios depende de la persistencia del choque y el grado de las imperfecciones de los mercados crediticios y de seguros.
Un primer método identifica episodios en los cuales los cambios en el ingreso se registraron inesperadamente, por lo cual se hacen estudios cuasi-experimentales de cómo el consumo reacciona a dichos cambios. Los estudios que se encuentran en dicho método son Jappelli y Pistafferi (2017) y Bodkin (1959) cuyos resultados contradicen la hipótesis de ingreso permanente, ya que la propensión marginal a consumir varía de 0.7 a 0.9; Kreinin (1961), por su parte encuentra un valor más acorde a la hipótesis de ingreso permanente, con un coeficiente de 0.15; Wolpin (1982) realiza un análisis de panel utilizando choques en las condiciones atmosféricas para los hogares en zonas agrícolas, encontrando una elasticidad del ingreso permanente de 0.91 a1.02 con respecto al consumo, en línea con la hipótesis del ingreso permanente; Paxon (1993), partiendo del hecho de que el ingreso de los hogares de Tailandia depende altamente de la agricultura, analiza su efecto en el consumo, encontrando que la temporalidad de los flujos de ingresos tiene poco que ver con la temporalidad de los gastos; Gruber (1997) estudia el efecto de los programas gubernamentales de seguro de desempleo en la suavización del consumo en Estados Unidos ante despidos anticipados y no anticipados, encontrando evidencia de efectos de suavizamiento en el consumo en los no anticipados: Browning y Crossley (2001) encuentran efectos estadísticamente significativos en el suavizamiento del consumo, especialmente en familias con restricciones de liquidez; Agarwal y Quian (2014) analizan mediante datos panel el efecto del anuncio del gobierno de Singapur del “Growth Dividend Program” el cual otorgaba por una sola ocasión a 2.5 millones de ciudadanos un pago que variaba entre $78 a $702 dólares por persona. Sus estimaciones concluyen que de cada dólar recibido, se gastaron 80 centavos.
Aunado a estos artículos, revisados por Japelli y Pistaferri (2017), se encuentran los estudios de Resosudarmo et al. (2012) sobre la respuesta de los hogares pobres en Yogyakarta, Indonesia ante cambios en su ingreso, así como Angelucci et al. (2019) sobre los cambios no anticipados y negativos provenientes de choques en salud y empleo en los receptores del programa PROSPERA tienen impacto en el consumo de alimentos.
Una segunda aproximación estima el impacto de los choques combinando realizaciones y expectativas de ingreso o consumo en encuestas, en donde están disponibles datos de expectativas subjetivas. Por ejemplo, los consumidores pueden saber con antelación que estarán enfrentando un choque en sus ingresos, pero el evento no es conocido por el investigador; por lo que el choque se tomará como no anticipado, cuando realmente lo es. Para evitar ese problema, los estudios se basan en información cualitativa de los hogares y sus expectativas de ingresos. De nueva cuenta, en la revisión de literatura de Japelli y Pistaferri se encuentra el estudio de Hayashi (1985) que es uno de los primeros en realizar dicho análisis, sus resultados refuerzan la hipótesis de ingreso permanente, con alta sensibilidad del consumo a choques en el ingreso permanente.
Asimismo, Christelis et al. (2019) utilizando una encuesta de una muestra de hogares en Holanda, en la cual pregunta cuanto cambiarían su consumo ante cambios inesperados y transitorios en su ingreso, cuyos resultados van en línea con los modelos de ahorro precautorio, con distinciones entre choques positivos y negativos. Kovacs et al. (2021) utilizando la misma base de datos, analizan los efectos de la crisis financiera que provocó la “Gran Recesión” y la crisis de deuda soberana 2011-2012, concluyendo que estos últimos fueron más prolongados, lo cual explica el declive de sus ingresos.
La tercera aproximación estima la propensión marginal a consumir con respecto a choques en el ingreso empleando restricciones en las covarianzas que la teoría impone al comportamiento conjunto del crecimiento del consumo e ingreso. El primer artículo en analizar los impactos no anticipados del ingreso al consumo utilizando restricciones en las matrices de covarianza entre el ingreso y el consumo para identificar los parámetros de dichos impactos es el estudio de Hall y Mishkin (1982), el cual asume un impacto en el consumo ante choques permanentes de 1 (en línea con la hipótesis de ingreso permanente) y estima el indicador para los choques temporales, encontrando efectos en el consumo de 29% ante innovaciones en ingreso transitorio.
Por su parte, Blundell et al. (2008) analizan los efectos en el consumo en Estados Unidos utilizando el Panel Study of Income Dynamics, complementando la muestra de gastos con el Consumer Expenditure Survey, y encuentran aseguramiento parcial de los choques permanentes (con un coeficiente de 0.64 para el consumo de no durables) y aseguramiento completo en choques transitorios (con excepción de hogares pobres, con coeficiente de 0.37).
Esta aproximación ofrece ventajas frente a la metodología cuasi-experimental, ya que para usar esta última es necesario un evento generalizado de choque inesperado al ingreso,4 y la metodología basada en encuestas no es factible para el caso mexicano. Uno de los retos que tiene la aproximación de restricciones en las covarianzas es la utilización de paneles sintéticos, lo cual se abordará más adelante.
Para el caso de México, el estudio de Attanasio y Skékely (2004) es el que tiene mayor relación con el presente estudio. En él, se estudia el efecto de los choques en el ingreso laboral en México al consumo durante los años noventa. Si bien en este periodo se puede argumentar que los cambios no son esperados, la ecuación que se analiza (sensibilidad del consumo ante cambios en el ingreso laboral) se enfoca principalmente a cambios anticipados en el ingreso (a diferencia del enfoque de este documento de investigación). Sus resultados implican que las familias mexicanas tienden a reducir su consumo ante cambios temporales en los ingresos laborales.
II. Datos
En el presente documento de investigación se utilizan datos de ingresos y transferencias de la Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares para los años 2000, 2002, 2004, 2006, 2008, 2010, 2012, 2014 y 2016, y como indicador de consumo de las familias se emplea el gasto de alimentos y bienes no durables, siguiendo el trabajo de Blundell et al. (2008).5 A diferencia de la presente investigación, en el trabajo de Blundell fue posible construir un panel de datos de individuos basado en el PSID (Panel Study of Income Dynamics), complementando los datos de consumo de no durables (los cuales no se encuentran en el PSID) con la encuesta CEX (Consumer Expenditure Survey). En el caso de México, contamos con los datos de la ENIGH, que si bien incluyen todo tipo de gastos, no hacen posible observar al mismo individuo a lo largo del tiempo. Debido a lo anterior, abordaremos el problema utilizando paneles sintéticos (pseudo-panel). Dicha aproximación ha sido utilizada por otros autores para atender el mismo problema (Primiceri y van Rens, 2009), quienes en su estudio, construyen un panel sintético con celdas a nivel de edad de la persona de referencia (en este caso, el individuo que es propietario o renta la casa) en cohortes de 10 años para edades de 20 a 65 años, de 1980 al año 2000. Por su parte, Jappelli y Pistaferri (2010) describen el uso en la literatura de pseudo-panel6 (sintéticos) para medir los choques en el consumo utilizando dicha descomposición estadística.
En este documento se elaboró un panel sintético siguiendo la propuesta de Attanasio y Skékely (2004), y se utilizaron datos de la Encuesta Nacional de Ingreso y Gasto de los Hogares (ENIGH). Para ello se empleó la clasificación de edad y educación por tratarse de “grupos homogéneos” dentro del panel.7 Asimismo, se clasificó el gasto siguiendo a Blundell et al. (2008) en gastos de comida y no durables,8 Cabe mencionar que los gastos fueron normalizados por adulto equivalente (Primiceri y van Rens, 2009, Apéndice A), siguiendo la propuesta de Attanasio y Skékely (2004) (basado en el trabajo de Teruel et al., 2005). Primiceni y van Rens (2009), concluyen que el consumo de un niño de 0 a 5 años va desde 0.64 hasta 0.77 de un adulto; el de un niño de 6 a 12 años de 0.69 a 0.81; y el de un niño mayor entre 13 y 18 va desde 0.62 a 0.76.9
Con la finalidad de controlar por las características demográficas que definen al consumo, se tomó en consideración la educación del jefe de familia; número de miembros con escolaridad primaria, media y superior o mayor; la cantidad de menores a 10 años, así como el número de perceptores por familia y las horas trabajadas. Cabe destacar que si bien los promedios de cohortes propuestas en el panel sintético analizado en este documento de investigación tienen un comportamiento razonablemente similar a los promedios obtenidos con el factor de expansión de los datos de la ENIGH (ver Tabla A.6 en el Anexo) no es verificable con datos poblacionales para todos los años de la muestra.
Asimismo, se regionalizó la República Mexicana en cuatro grupos siguiendo la siguiente división: el norte incluye Baja California, Chihuahua, Coahuila, Nuevo León, Sonora y Tamaulipas; el centro norte considera Aguascalientes, Baja California Sur, Colima, Durango, Jalisco, Michoacán, Nayarit, San Luis Potosí, Sinaloa y Zacatecas; el centro lo integran la Ciudad de México, Estado de México, Guanajuato, Hidalgo, Morelos, Puebla, Querétaro y Tlaxcala; y el sur, Campeche, Chiapas, Guerrero, Oaxaca, Quintana Roo, Tabasco, Veracruz y Yucatán.
Estadística Descriptiva
El panel sintético se constituye de 60 individuos característicos en celdas a nivel de grupo de edad y educación. Para los diferentes grupos de edad, se construyeron diez celdas según la fecha de nacimiento de los jefes de familia entre 1941 a 1945 hasta los nacidos entre 1986 a 1990, los cuales tenían entre 25 a 30 años al momento del levantamiento de la ENIGH 2016. En el caso de los distintos grupos educativos, se seleccionó a las familias cuyo jefe de familia tuviese uno de los siete segmentos educativos10 en los cuales se dividió la muestra (sin instrucción, de 1 a 4 años de escolaridad, de 5 a 6 años, secundaria terminada, 1er o 2do año de preparatoria, preparatoria terminada, superior o más). Por ejemplo, en la ENIGH 2016, el cohorte con jefe de familia con grado de 5to y 6to de primaria nacidos entre 1971 y 1975, dispone de 1612 hogares (ver Tabla 1).
Tabla 1 Tamaño de celda por cohorte y año de levantamiento de la ENIGH, 2000-2016
|
Año de levantamiento ENIGH |
Sin instrucción | |||||||||
| Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | ||||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| 2000 | 62 | 81 | 127 | 127 | 155 | 153 | 171 | |||
| 2002 | 40 | 117 | 181 | 228 | 209 | 261 | 331 | 325 | ||
| 2004 | 54 | 73 | 111 | 135 | 192 | 213 | 264 | 306 | ||
| 2006 | 12 | 66 | 74 | 133 | 129 | 210 | 214 | 321 | 277 | |
| 2008 | 20 | 91 | 113 | 141 | 211 | 215 | 274 | 309 | 212 | |
| 2010 | 45 | 99 | 103 | 130 | 166 | 203 | 260 | 269 | 73 | |
| 2012 | 4 | 16 | 23 | 24 | 36 | 65 | 81 | 74 | 83 | |
| 2014 | 18 | 36 | 49 | 59 | 74 | 87 | 129 | 141 | 92 | |
| 2016 | 66 | 111 | 222 | 204 | 297 | 413 | 525 | 611 | ||
|
Año de levantamiento ENIGH |
de 1 a 4 años (Primaria) | |||||||||
| Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | ||||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| 2000 | 73 | 133 | 200 | 248 | 274 | 299 | 260 | |||
| 2002 | 47 | 132 | 242 | 343 | 399 | 436 | 514 | 378 | ||
| 2004 | 132 | 211 | 313 | 352 | 408 | 464 | 476 | 450 | ||
| 2006 | 24 | 185 | 253 | 316 | 358 | 430 | 452 | 461 | 381 | |
| 2008 | 75 | 260 | 320 | 441 | 453 | 593 | 630 | 709 | 393 | |
| 2010 | 144 | 272 | 316 | 338 | 420 | 511 | 514 | 508 | 111 | |
| 2012 | 10 | 62 | 89 | 97 | 139 | 147 | 173 | 156 | 138 | |
| 2014 | 43 | 105 | 181 | 195 | 244 | 285 | 297 | 318 | 153 | |
| 2016 | 219 | 372 | 626 | 752 | 890 | 1066 | 1321 | 1387 | ||
|
Año de levantamiento ENIGH |
5to y 6to año de primaria | |||||||||
| Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | ||||||||||
| 1986-1990 | 1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956-1960 | 1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| 2000 | 176 | 273 | 314 | 307 | 264 | 227 | 165 | |||
| 2002 | 123 | 349 | 467 | 453 | 540 | 463 | 360 | 291 | ||
| 2004 | 253 | 454 | 539 | 560 | 610 | 505 | 453 | 351 | ||
| 2006 | 45 | 429 | 524 | 555 | 536 | 546 | 448 | 363 | 279 | |
| 2008 | 181 | 515 | 705 | 734 | 713 | 762 | 651 | 537 | 254 | |
| 2010 | 351 | 506 | 619 | 620 | 625 | 624 | 491 | 386 | 90 | |
| 2012 | 33 | 130 | 162 | 231 | 190 | 177 | 194 | 149 | 104 | |
| 2014 | 131 | 245 | 365 | 442 | 413 | 375 | 380 | 324 | 125 | |
| 2016 | 666 | 1014 | 1545 | 1612 | 1617 | 1537 | 1592 | 1270 | ||
|
Año de levantamiento ENIGH |
Secundaria | |||||||||
| Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | ||||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| 2000 | 60 | 69 | 60 | 42 | 35 | 11 | 16 | |||
| 2002 | 29 | 84 | 125 | 102 | 67 | 63 | 41 | 21 | ||
| 2004 | 78 | 158 | 164 | 116 | 78 | 77 | 60 | 32 | ||
| 2006 | 9 | 101 | 134 | 137 | 95 | 86 | 60 | 39 | 24 | |
| 2008 | 65 | 126 | 189 | 195 | 143 | 105 | 81 | 68 | 24 | |
| 2010 | 97 | 115 | 162 | 150 | 112 | 98 | 73 | 57 | 9 | |
| 2012 | 15 | 36 | 39 | 54 | 37 | 24 | 28 | 16 | 8 | |
| 2014 | 51 | 60 | 76 | 111 | 92 | 67 | 43 | 33 | 19 | |
| 2016 | 269 | 276 | 306 | 383 | 337 | 253 | 201 | 125 | ||
|
Año de levantamiento ENIGH |
1ro y 2do de preparatoria | |||||||||
| Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | ||||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| 2000 | 272 | 307 | 255 | 173 | 134 | 86 | 58 | |||
| 2002 | 135 | 488 | 598 | 448 | 295 | 238 | 153 | 81 | ||
| 2004 | 358 | 695 | 688 | 494 | 350 | 278 | 171 | 113 | ||
| 2006 | 57 | 493 | 594 | 585 | 406 | 290 | 206 | 141 | 72 | |
| 2008 | 332 | 745 | 958 | 828 | 624 | 461 | 309 | 198 | 83 | |
| 2010 | 515 | 681 | 877 | 706 | 527 | 362 | 266 | 151 | 25 | |
| 2012 | 66 | 214 | 243 | 274 | 241 | 165 | 105 | 82 | 47 | |
| 2014 | 309 | 491 | 646 | 702 | 539 | 361 | 267 | 174 | 53 | |
| 2016 | 1809 | 2239 | 2747 | 2676 | 2099 | 1379 | 1003 | 600 | ||
|
Año de levantamiento ENIGH |
Preparatoria | |||||||||
| Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | ||||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| 2000 | 101 | 151 | 187 | 135 | 117 | 75 | 55 | |||
| 2002 | 2 | 8 | 19 | 18 | 20 | 22 | 17 | 9 | ||
| 2004 | 234 | 427 | 479 | 502 | 331 | 185 | 131 | 74 | ||
| 2006 | 63 | 305 | 388 | 428 | 398 | 282 | 140 | 112 | 75 | |
| 2008 | 255 | 478 | 529 | 637 | 539 | 442 | 204 | 138 | 56 | |
| 2010 | 379 | 421 | 474 | 482 | 420 | 329 | 173 | 100 | 9 | |
| 2012 | 40 | 124 | 141 | 159 | 139 | 117 | 84 | 42 | 19 | |
| 2014 | 238 | 379 | 419 | 418 | 392 | 287 | 180 | 86 | 25 | |
| 2016 | 1250 | 1380 | 1414 | 1357 | 1300 | 926 | 609 | 334 | ||
|
Año de levantamiento ENIGH |
Superior | |||||||||
| Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | ||||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| 2000 | 146 | 192 | 211 | 170 | 105 | 60 | 44 | |||
| 2002 | 113 | 452 | 558 | 630 | 482 | 323 | 224 | 122 | ||
| 2004 | 270 | 540 | 628 | 724 | 588 | 445 | 341 | 233 | ||
| 2006 | 44 | 295 | 421 | 547 | 578 | 505 | 369 | 238 | 145 | |
| 2008 | 179 | 469 | 641 | 729 | 804 | 693 | 511 | 355 | 146 | |
| 2010 | 282 | 433 | 618 | 641 | 694 | 569 | 435 | 285 | 47 | |
| 2012 | 28 | 123 | 122 | 155 | 151 | 159 | 144 | 108 | 65 | |
| 2014 | 151 | 293 | 384 | 448 | 415 | 401 | 280 | 207 | 72 | |
Nota: Las celdas sombreadas representan aquellas con más de 30 observaciones.
Fuente: elaboración Propia con datos de INEGI-ENIGH 2000-2016.
Cabe señalar que se cuenta con un panel no balanceado, y que se utilizan para el análisis solamente las celdas con más de 30 observaciones para evitar cualquier sesgo en los promedios de los ingresos y el consumo de las celdas al utilizar celdas con pocas observaciones.11
Dentro de las limitantes de utilizar el panel sintético, se debe señalar que estamos capturando los efectos entre las cohortes, y cualquier cambio en la varianza intra-cohorte no puede ser capturado por el modelo. Asimismo, y para ver si las cohortes del panel sintético corresponden en promedio a los datos del levantamiento, en el Cuadro A6 se muestra la estadística descriptiva de las cohortes para el panel sintético y para los datos de la ENIGH con factores de expansión, utilizando las mismas definiciones de cohorte del panel sintético.
En la Figura 2, se puede observar una primera aproximación de los cambios totales en el ingreso y el consumo para los distintos levantamientos de la ENIGH basándonos en el panel sintético. Dado que las varianzas del consumo y del ingreso presentan distintos niveles, se utilizan dos escalas distintas en cada gráfica, en el eje izquierdo se miden los cambios en la varianza del ingreso en tanto que el eje derecho se presentan las del consumo.
Fuente: elaboración propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Figura 2 Comportamiento de la varianza del ingreso y el consumo, para el panel sintético, nacional y regional, 2000-2016
Los resultados indican que, en México para el periodo 2000-2016, dichas medidas de desigualdad siguen patrones muy similares a nivel nacional, lo que contrasta con el caso de Estados Unidos (Blundell et al., 2008) entre 1980-1992, donde se aprecia que la varianza del ingreso aumenta en mayor medida que la varianza del consumo a partir de la mitad de la década de los ochenta. Es preciso señalar que la varianza del consumo aumenta en los levantamientos posteriores a recesiones, como la de 2001 (capturada en el levantamiento de 2002),12 se reduce substancialmente hacia el 2008, y vuelve a subir tras la crisis financiera (capturada en el levantamiento de 2010 y 2012, al parecer menos intensa, pero de mayor duración). Cabe destacar que, al dividir la muestra a nivel regional, se exhibe cierto grado de heterogeneidad; siendo la región norte del país, la que muestra un comportamiento más distinto.
Con relación a las características sociodemográficas que influyen en el ingreso y gasto de los hogares, se analizan en este documento de investigación el promedio del número de integrantes del hogar con menos de 10 años, para el periodo 2000-2016 en cada uno de los cohortes (Tabla 2), el promedio por cohorte del número de perceptores por hogar (Tabla 3), el número de horas trabajadas promedio por cohorte (Tabla 4), la educación del cónyuge (Tabla 5), la proporción de hogares urbanos, y de hogares cuyo jefe de familia tiene acceso a la seguridad social (Tablas 6 y 7). La educación del conyugue está medida por años de escolaridad; la definición de hogar urbano está determinado por el tamaño de la localidad (más de 2 mil 500 habitantes); para la variable de acceso a la seguridad social, se determinó por el acceso a servicios de salud como prestación laboral (v.gr. IMSS).
Tabla 2 Número de integrantes del hogar con menos de 10 años de edad promedio por cohorte de edad y educativo, 2000-2016
|
Cohorte educativo: educación del jefe de familia |
Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | |||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| Sin Instrucción | 2.17 | 2.08 | 2.15 | 1.84 | 1.60 | 1.25 | 1.14 | 0.96 | 0.85 | 0.69 |
| Primaria 1-4 | 1.77 | 2.09 | 1.90 | 1.79 | 1.55 | 1.20 | 1.03 | 0.79 | 0.64 | 0.55 |
| Primaria 5-6 | 1.82 | 1.80 | 1.79 | 1.68 | 1.36 | 1.04 | 0.78 | 0.63 | 0.55 | 0.47 |
| Secundaria | 2.13 | 1.79 | 1.71 | 1.40 | 1.25 | 0.91 | 0.72 | 0.46 | 0.48 | 0.29 |
| Preparatoria 1-2 | 1.73 | 1.66 | 1.55 | 1.42 | 1.18 | 0.87 | 0.60 | 0.55 | 0.48 | 0.43 |
| Preparatoria | 1.41 | 1.38 | 1.20 | 1.10 | 1.02 | 0.77 | 0.54 | 0.42 | 0.34 | 0.22 |
| Superior | 0.87 | 0.91 | 1.07 | 1.15 | 1.05 | 0.74 | 0.50 | 0.35 | 0.31 | 0.27 |
Fuente: elaboración propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
La Tabla 2 presenta el número promedio de integrantes con menos de 10 años dentro de cada hogar promedio para el periodo completo de análisis. Como es de esperarse, el promedio de los integrantes del hogar con menos de 10 años en los cohortes más jóvenes y con menor instrucción es más elevado que en los cohortes con mayores niveles educativos y que cuentan con edades más avanzadas en relación al resto.
Por su parte, la Tabla 3 muestra el número promedio de perceptores del hogar en cada cohorte para el periodo 2000-2016. Se puede observar que el mayor número se concentra entre los grupos de edad 1 y 2 (aquellos nacidos entre 1981 y 1990) y en los grupos con grado de instrucción primaria o menor, disminuyendo gradualmente a mayor edad y educación del jefe de familia.
Tabla 3 Número de perceptores por hogar promedio por cohorte de edad y educativo, 2000-2016
|
Cohorte educativo: educación del jefe de familia |
Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | |||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| Sin Instrucción | 3.04 | 2.69 | 2.49 | 2.25 | 2.24 | 2.24 | 2.40 | 2.36 | 2.25 | 2.05 |
| Primaria 1-4 | 2.47 | 2.70 | 2.29 | 2.24 | 2.28 | 2.31 | 2.31 | 2.21 | 2.08 | 1.97 |
| Primaria 5-6 | 2.65 | 2.49 | 2.29 | 2.18 | 2.15 | 2.18 | 2.15 | 2.11 | 2.07 | 1.90 |
| Secundaria | 2.80 | 2.50 | 2.25 | 2.11 | 2.18 | 2.04 | 2.01 | 2.00 | 1.87 | 1.61 |
| Preparatoria 1-2 | 2.44 | 2.28 | 2.14 | 2.05 | 2.02 | 2.07 | 1.95 | 2.02 | 2.00 | 1.85 |
| Preparatoria | 2.08 | 2.03 | 1.89 | 1.93 | 1.94 | 1.89 | 1.88 | 1.98 | 1.79 | 1.61 |
| Superior | 1.35 | 1.53 | 1.70 | 1.83 | 1.88 | 1.85 | 1.84 | 1.79 | 1.79 | 1.65 |
Fuente: elaboración propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
El número de horas trabajadas por perceptor y por hogar, en cada uno de los cohortes promedio durante 2000 a 2016 se presenta en la Tabla 4. Podemos destacar un alto número de horas trabajadas entre el cohorte con nivel de instrucción del jefe de familia con grado superior y jóvenes (primer grupo de edad) con 54.23 horas a la semana promedio, seguido por un segundo conjunto de cohortes que obtienen su máximo en el grupo de edad 7 (nacidos entre 1956 a 1960).
Tabla 4 Número de horas trabajadas por perceptor y por hogar promedio por cohorte de edad y educativo, 2000-2016
|
Cohorte educativo: educación del jefe de familia |
Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | |||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| Sin Instrucción | 18.47 | 21.68 | 26.22 | 29.44 | 35.17 | 38.83 | 38.45 | 40.60 | 40.46 | 39.30 |
| Primaria 1-4 | 25.89 | 22.60 | 29.08 | 32.56 | 36.27 | 40.73 | 42.80 | 43.78 | 42.79 | 41.89 |
| Primaria 5-6 | 22.77 | 25.95 | 28.31 | 33.10 | 38.80 | 42.45 | 46.01 | 46.44 | 43.70 | 42.15 |
| Secundaria | 22.57 | 27.72 | 28.83 | 35.19 | 37.82 | 46.35 | 47.95 | 46.97 | 43.72 | 42.72 |
| Preparatoria 1-2 | 27.19 | 28.22 | 32.15 | 35.28 | 40.22 | 43.40 | 46.68 | 45.35 | 43.32 | 41.60 |
| Preparatoria | 35.62 | 34.77 | 33.93 | 36.07 | 39.29 | 42.74 | 44.41 | 40.77 | 42.72 | 42.68 |
| Superior | 54.23 | 45.27 | 41.26 | 37.84 | 38.32 | 40.38 | 42.94 | 43.36 | 42.64 | 38.96 |
Fuente: elaboración propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
En la Tabla 5 se presenta la educación del cónyuge en cada uno de los cohortes promedio durante 2000 a 2016. Aquí se destaca la relación lineal que tiene con la edad (cónyuge en cohortes más jóvenes tienden a tener mayor educación) y con la educación del jefe(a) de familia (a mayor educación del jefe(a) de familia, mayor educación de la pareja).
Tabla 5 Años de educación del cónyuge promedio por cohorte de edad y educativo, 2000-2016
|
Cohorte educativo: educación del jefe de familia |
Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | |||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| Sin Instrucción | 5.88 | 3.60 | 3.11 | 3.10 | 2.77 | 2.46 | 1.77 | 1.54 | 1.13 | 0.85 |
| Primaria 1-4 | 6.20 | 4.73 | 4.54 | 4.01 | 3.86 | 3.46 | 2.94 | 2.66 | 2.40 | 1.98 |
| Primaria 5-6 | 6.94 | 6.00 | 5.66 | 5.35 | 5.03 | 4.65 | 4.29 | 3.99 | 3.56 | 3.38 |
| Secundaria | 6.56 | 7.10 | 6.45 | 6.65 | 6.27 | 5.85 | 5.59 | 5.30 | 4.43 | 4.81 |
| Preparatoria 1-2 | 7.62 | 7.55 | 7.45 | 7.25 | 6.92 | 6.55 | 6.07 | 5.64 | 5.20 | 5.07 |
| Preparatoria | 8.91 | 8.85 | 7.81 | 8.69 | 9.87 | 9.78 | 9.00 | 8.92 | 9.32 | 7.49 |
| Superior | 9.94 | 9.57 | 10.73 | 11.08 | 10.49 | 10.17 | 9.80 | 9.90 | 9.02 | 8.97 |
Fuente: elaboración propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Para la proporción de hogares promedio que vive en localidades urbanas de acuerdo con la ENIGH (Tabla 6), se puede observar una clara división por el nivel de educación del jefe(a) de familia, concentrándose en localidades urbanas los cohortes con mayor educación y mayor edad.
Tabla 6 Proporción de hogares urbanos por cohorte de edad y educativo, 2000-2016
|
Cohorte educativo: educación del jefe de familia |
Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | |||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| Sin Instrucción | 53% | 39% | 43% | 43% | 46% | 47% | 48% | 47% | 49% | 51% |
| Primaria 1-4 | 45% | 48% | 45% | 45% | 49% | 51% | 52% | 54% | 58% | 62% |
| Primaria 5-6 | 44% | 50% | 53% | 56% | 59% | 65% | 72% | 75% | 81% | 83% |
| Secundaria | 61% | 69% | 71% | 78% | 74% | 83% | 83% | 86% | 86% | 93% |
| Preparatoria 1-2 | 57% | 67% | 73% | 75% | 77% | 81% | 83% | 85% | 91% | 90% |
| Preparatoria | 75% | 82% | 86% | 89% | 88% | 91% | 91% | 92% | 95% | 94% |
| Superior | 89% | 91% | 92% | 92% | 92% | 93% | 94% | 95% | 95% | 95% |
Fuente: elaboración propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Para el acceso a los servicios de seguridad social para el jefe de familia (Tabla 7), se puede observar una clara concentración en los cohortes con mayor nivel educativo y jóvenes, con porcentajes superiores al 60% para los que ostentan algún grado de educación universitaria. En contraste, los grados de informalidad están concentrados en cohortes con mayor edad y menor educación.
Tabla 7 Hogares cuyo jefe de familia tiene acceso a la Seguridad Social. Proporción promedio por cohorte de edad y educativo, 2000-2016
|
Cohorte educativo: educación del jefe de familia |
Cohorte de edad: año de nacimiento del jefe de familia | |||||||||
| 1986- 1990 |
1981- 1985 |
1976- 1980 |
1971- 1975 |
1966- 1970 |
1961- 1965 |
1956- 1960 |
1951- 1955 |
1946- 1950 |
1941- 1945 |
|
| Sin Instrucción | 7% | 6% | 8% | 7% | 7% | 7% | 6% | 7% | 5% | 5% |
| Primaria 1-4 | 9% | 13% | 11% | 13% | 13% | 13% | 12% | 12% | 10% | 9% |
| Primaria 5-6 | 20% | 19% | 21% | 21% | 21% | 23% | 22% | 20% | 17% | 15% |
| Secundaria | 23% | 22% | 29% | 33% | 30% | 30% | 29% | 23% | 18% | 14% |
| Preparatoria 1-2 | 29% | 37% | 41% | 40% | 39% | 39% | 37% | 32% | 25% | 23% |
| Preparatoria | 51% | 49% | 50% | 51% | 53% | 53% | 49% | 40% | 37% | 29% |
| Superior | 61% | 62% | 61% | 59% | 61% | 57% | 51% | 42% | 35% | 26% |
Fuente: elaboración propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
III. Metodología
Friedman (1957) desarrolló la teoría del ingreso permanente, la cual establece que las familias tendrán un consumo permanente a un nivel consistente con las expectativas de ingreso futuro. Básicamente, propone dividir el ingreso futuro como la suma de dos componentes: uno permanente y otro transitorio; el componente permanente se interpreta como “el efecto de aquellos factores que determinan su valor capital o riqueza”, mientras que el componente transitorio se interpreta como “aquellos factores que son probablemente etiquetados como accidentales”. De la misma forma que el ingreso, divide el consumo futuro como la suma de un componente permanente y otro transitorio.
Siguiendo el modelo presentado por Blundell et al. (2008), el cual tomamos para esta aplicación al caso mexicano, y que a su vez está basado en el modelo propuesto por Hall y Mishkin (1982) se descompone el ingreso en dos componentes: una parte idiosincrática, dependiente de las características demográficas de los hogares, y otra que corresponde al ingreso permanente.
donde
donde
Adicionalmente, se asume que el componente transitorio vi,t del ingreso sigue un proceso de media móvil MA(q)
donde
Por lo tanto, si se define el logaritmo del ingreso no explicado (yi,t ) como aquel neto de sus efectos sociodemográficos
Cabe destacar que de acuerdo con Hall y Mishkin (1982), una característica clave del modelo es la hipótesis de que los hogares conocen, de manera separada, los dos componentes estocásticos del ingreso.
Por su parte, el cambio en el logaritmo del consumo se asume se comporta de la siguiente forma (Jappelli y Pistaferri, 2017):
donde
De la misma forma que el ingreso, definiendo
De tal forma que el choque permanente al ingreso se relaciona al consumo vía
Así, el modelo permite probar distintas hipótesis. i) ingreso permanente, la cual establece que choques en el ingreso permanente impactarán el consumo (
Cabe destacar que no es posible estimar la ecuación 4 de manera directa debido a que el modelo está sub identificado:
Las restricciones de varianzas y covarianzas14 son:
donde
Para las estimaciones de las Tablas 8 - 13, se realizan los siguientes pasos: i) se toman los residuales de la regresión entre el logaritmo del ingreso y sus variables sociodemográficas, la cual sería
Si bien dichas estimaciones nos pueden dar una noción del sentido de dichos coeficientes, no es posible dar de manera categórica el valor del parámetro
IV. Resultados
Debido a que es necesario trabajar con la parte no determinística del ingreso y el consumo, se remueven los impactos de las características sociodemográficas de las distintas cohortes estimando los errores de la regresión de los ingresos y el consumo de no durables con respecto a las características sociodemográficas y variables dicotómicas de cohorte (año de nacimiento y educación del jefe de familia),19 estas nuevas variables (los errores respectivos a la ecuación de ingreso y de consumo) capturan los cambios no explicados por los elementos determinísticos.
Con esta variable (que se denomina en la ecuación 3 y 4
Tabla 8 Matrices de Covarianzas para el Crecimiento del Ingreso y el Consumo no explicado (ecuaciones 3 y 4). Nivel Nacional
| Matriz de Autocovarianzas del Crecimiento del Ingreso | |||
| Año |
|
|
|
| 2002 | 0.012*** (0.002) |
0.002 (0.003) |
-0.000 (0.001) |
| 2004 | 0.031*** (0.008) |
-0.003 (0.002) |
-0.000 (0.002) |
| 2006 | 0.005*** (0.002) |
-0.003*** (0.001) |
0.001 (0.001) |
| 2008 | 0.005*** (0.001) |
-0.001 (0.001) |
-0.002* (0.001) |
| 2010 | 0.004*** (0.001) |
-0.001* (0.001) |
-0.000 (0.001) |
| 2012 | 0.008*** (0.002) |
-0.005*** (0.002) |
0.002** (0.001) |
| 2014 | 0.010*** (0.002) |
-0.000 (0.001) |
|
| 2016 | 0.008*** (0.002) |
||
| Matriz de Autocovarianzas del Crecimiento del Consumo | |||
| Año |
|
|
|
| 2002 | 0.011*** (0.003) |
0.002 (0.002) |
-0.001 (0.001) |
| 2004 | 0.022*** (0.006) |
-0.001 (0.002) |
-0.004* (0.002) |
| 2006 | 0.008*** (0.002) |
-0.004*** (0.001) |
-0.001 (0.001) |
| 2008 | 0.012*** (0.002) |
-0.001 (0.001) |
-0.002 (0.001) |
| 2010 | 0.006*** (0.001) |
-0.003** (0.001) |
-0.002** (0.001) |
| 2012 | 0.006*** (0.001) |
-0.003*** (0.001) |
-0.001 (0.001) |
| 2014 | 0.010*** (0.002) |
0.002 (0.001) |
|
| 2016 | 0.012*** (0.002) |
||
| Errores estándar en paréntesis. Significancia: *** al 1%; ** al 5%; * al 10%. | |||
| Estimación de la Matriz de auto covarianzas de la ecuación 3 y 4. Las variables | |||
Fuente: estimaciones propias con datos del INEGI.
En el caso de la matriz de auto covarianzas en el crecimiento del consumo no explicado, se puede observar un aumento hacia el 2004, y últimamente hacia el 2016. De la misma forma que el ingreso a nivel nacional por cohorte, la autocorrelación del consumo con su primer rezago es estadísticamente distinta de cero, mientras que los rezagos de orden dos o mayor no muestran ser significativos con excepción del año 2004, y 2010.20 Es interesante destacar que las caídas en la varianza del consumo capturadas en la Figura 2 se muestran con auto covarianzas negativas (y significativas en 2010) para los tres levantamientos posteriores al 2008.21
En la Tabla 9, se muestra la asociación del crecimiento del ingreso no explicado y el crecimiento del consumo. La covarianza entre el crecimiento no explicado del consumo y el ingreso en tiempo t es estadísticamente significativa, lo cual implica de acuerdo con la ecuación 8 que
Tabla 9 Matrices de Covarianzas para el Crecimiento del Consumo y el Ingreso no explicado (ecuaciones 3 y 4). Nivel Nacional
| Matriz de Autocovarianzas del Crecimiento del Consumo-Ingreso | |||
| Año |
|
|
|
| 2002 | 0.065** (0.027) |
-0.036 (0.031) |
-0.045 (0.027) |
| 2004 | 0.109*** (0.038) |
-0.019 (0.014) |
-0.010 (0.011) |
| 2006 | 0.022** (0.011) |
-0.007 (0.007) |
-0.005 (0.006) |
| 2008 | 0.039 (0.025) |
0.001 (0.008) |
-0.010 (0.014) |
| 2010 | 0.037** (0.015) |
-0.009 (0.011) |
-0.011 (0.007) |
| 2012 | 0.014** (0.007) |
-0.008 (0.010) |
-0.016* (0.008) |
| 2014 | 0.037*** (0.012) |
-0.048* (0.027) |
-0.036*** (0.013) |
| 2016 | 0.079** (0.038) |
||
| Test |
p-value < 0.1% | ||
| Test |
p-value 39% | ||
| Errores estándar en paréntesis. Significancia: *** al 1%; ** al 5%; * al 10%. | |||
| Estimación de la matriz de auto covarianzas basado en las ecuaciones 3 y 4. Las variables | |||
Fuente: estimación propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Combinando los resultados de las ecuaciones 8 y 9 tenemos que
En la tercera columna de la Tabla 9, se muestran las covarianzas entre el crecimiento del consumo no explicado e incrementos pasados en el ingreso no explicado. Con excepción del año 2012 y 2014, los coeficientes no muestran ser estadísticamente diferentes de cero.
En lo que se refiere al análisis regional, para la región norte podemos observar que la varianza en el crecimiento tanto del ingreso como del consumo se ha mantenido constante (Ver Tabla A.1, en el Anexo). Para el análisis de los componentes temporal y permanente, se encuentran resultados similares a los del nivel nacional, aunque en este caso la evidencia es más débil, debido a que un año no es significativo en 2014 en la covarianza contemporánea del ingreso y consumo (primera columna de la Tabla 10).
Tabla 10 Matrices de Covarianzas para el Crecimiento del Consumo y el Ingreso no explicado (ecuaciones 3 y 4). Región Norte
| Matriz de Autocovarianzas del Crecimiento del Consumo-Ingreso | |||
| Año |
|
|
|
| 2002 | 0.015** (0.006) |
-0.002 (0.003) |
0.006 (0.006) |
| 2004 | 0.017*** (0.004) |
0.002 (0.004) |
0.006 (0.005) |
| 2006 | 0.009* (0.005) |
-0.009** (0.004) |
-0.006 (0.004) |
| 2008 | 0.009** (0.004) |
0.001 (0.002) |
0.001 (0.002) |
| 2010 | 0.007*** (0.002) |
-0.002 (0.002) |
-0.003 (0.002) |
| 2012 | 0.006** (0.003) |
-0.006 (0.004) |
-0.003 (0.003) |
| 2014 | 0.001 (0.003) |
0.003 (0.003) |
0.002 (0.001) |
| 2016 | 0.006** (0.002) |
||
| Test |
p-value 25% | ||
| Test |
p-value 27% | ||
| Errores estándar en paréntesis. Significancia: *** al 1%; ** al 5%; * al 10%. | |||
| Estimación de la matriz de auto covarianzas basado en las ecuaciones 3 y 4. Las variables | |||
Fuente: estimación propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Para la región centro norte, y centro (Tablas 11 y 12) la varianza del ingreso y del consumo se incrementa en el 2004 y hacia el 2014, para luego disminuir, lo mismo para la región sur (Tabla 13) que alcanza su primer máximo en 2006, aunque no es significativo. Las covarianzas contemporáneas del incremento del ingreso y consumo no explicado, son estadísticamente significativas (primera columna). En la región centro norte, la covarianza del crecimiento del ingreso futuro con el crecimiento del consumo no explicado (segunda columna) no es significativa con excepción del año 2004, con resultados mixtos para la región centro y sur con cifras significativas para distintos años. En la Tabla A.2. se presentan las matrices de covarianzas para el crecimiento del ingreso-consumo de la Región Centro Norte. Lo anterior apunta a que los choques temporales son cubiertos por las familias en las regiones norte y centro norte, con resultados no concluyentes para las otras regiones. Por su parte, para los choques permanentes existen indicios de posibles impactos al consumo para todas las regiones.
Tabla 11 Matrices de Covarianzas para el Crecimiento del Consumo y el Ingreso no explicado (ecuaciones 3 y 4). Región Centro Norte
| Matriz de Autocovarianzas del Crecimiento del Consumo-Ingreso | |||
| Año |
|
|
|
| 2002 | 0.008* (0.004) |
0.000 (0.004) |
-0.002 (0.002) |
| 2004 | 0.015*** (0.003) |
-0.004* (0.002) |
-0.000 (0.003) |
| 2006 | 0.005** (0.002) |
-0.002 (0.001) |
-0.001 (0.001) |
| 2008 | 0.004** (0.002) |
0.001 (0.002) |
-0.001 (0.001) |
| 2010 | 0.004** (0.002) |
-0.002 (0.001) |
-0.001 (0.002) |
| 2012 | 0.006** (0.002) |
-0.000 (0.002) |
-0.007** (0.003) |
| 2014 | 0.009*** (0.003) |
-0.002 (0.002) |
-0.002 (0.002) |
| 2016 | 0.006*** (0.002) |
||
| Test |
p-value 73% | ||
| Test |
p-value 60% | ||
| Errores estándar en paréntesis. Significancia: *** al 1%; ** al 5%; * al 10%. | |||
| Estimación de la matriz de auto covarianzas basado en las ecuaciones 3 y 4. Las variables | |||
Fuente: estimación propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Tabla 12 Matrices de Covarianzas para el Crecimiento del Consumo y el Ingreso no explicado (ecuaciones 3 y 4). Región Centro
| Matriz de Autocovarianzas del Crecimiento del Consumo-Ingreso | |||
| Año |
|
|
|
| 2002 | 0.017*** (0.004) |
-0.006* (0.003) |
-0.007 (0.005) |
| 2004 | 0.043** (0.017) |
-0.003 (0.003) |
-0.001 (0.004) |
| 2006 | 0.005*** (0.001) |
-0.003*** (0.001) |
-0.001 (0.002) |
| 2008 | 0.007*** (0.002) |
0.001 (0.002) |
-0.002* (0.001) |
| 2010 | 0.004*** (0.001) |
-0.001 (0.001) |
-0.003** (0.001) |
| 2012 | 0.005 (0.003) |
-0.007** (0.004) |
-0.005 (0.004) |
| 2014 | 0.009*** (0.003) |
-0.002* (0.001) |
-0.002 (0.002) |
| 2016 | 0.006*** (0.002) |
||
| Test |
p-value 23% | ||
| Test |
p-value 57% | ||
| Errores estándar en paréntesis. Significancia: *** al 1%; ** al 5%; * al 10%. | |||
| Estimación de la matriz de auto covarianzas basado en las ecuaciones 3 y 4. Las variables | |||
Fuente: estimación propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Tabla 13 Matrices de Covarianzas para el Crecimiento del Consumo y el Ingreso no explicado (ecuaciones 3 y 4). Región Sur
| Matriz de Autocovarianzas del Crecimiento del Consumo-Ingreso | |||
| Año |
|
|
|
| 2002 | 0.008*** (0.002) |
0.005* (0.003) |
0.002 (0.002) |
| 2004 | 0.013*** (0.004) |
-0.003* (0.002) |
-0.001 (0.003) |
| 2006 | 0.017 (0.011) |
-0.008** (0.003) |
-0.004 (0.004) |
| 2008 | 0.009*** (0.003) |
-0.007** (0.003) |
-0.004** (0.002) |
| 2010 | 0.008*** (0.002) |
0.001 (0.002) |
-0.003* (0.002) |
| 2012 | 0.006** (0.003) |
-0.008** (0.003) |
-0.011*** (0.003) |
| 2014 | 0.012*** (0.003) |
-0.001 (0.002) |
-0.001 (0.002) |
| 2016 | 0.006** (0.002) |
||
| Test |
p-value 7% | ||
| Test |
p-value 38% | ||
| Errores estándar en paréntesis. Significancia: *** al 1%; ** al 5%; * al 10%. | |||
| Estimación de la matriz de auto covarianzas basado en las ecuaciones 3 y 4. Las variables | |||
Fuente: estimación propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Adicionalmente, en las Tablas A.3 y A.4 se incluyen las matrices de covarianzas para el crecimiento del ingreso-consumo de las regiones centro y sur, respectivamente.
Resultados formales de los coeficientes de aseguramiento de los choques del ingreso al consumo
A diferencia de Blundell et al. (2008) y por limitaciones de la base de datos, asumiremos que los coeficientes de aseguramiento del consumo ante choques en el ingreso permanente
En la Tabla 14 se muestran los resultados para ambos coeficientes a nivel nacional y para cada una de las regiones, el coeficiente del impacto del consumo debido a choques permanentes en el ingreso
Tabla 14 Estimación de los coeficientes de los choques permanente y transitorio (ecuación 4) por mínima distancia
| Parámetro | Nacional | Norte | Centro Norte | Centro | Sur |
|---|---|---|---|---|---|
|
Choque permanente |
0.679** (0.298) |
0.675 (1.032) |
0.792** (0.337) |
0.750 (0.912) |
0.917** (0.448) |
|
Choque transitorio |
0.0874 (0.233) |
-0.115 (0.300) |
-0.201 (0.222) |
0.217 (0.202) |
-0.220 (0.152) |
| Errores estándar en paréntesis. Significancia: *** al 1%; ** al 5%; * al 10%. Estimación utilizando la metodología basada en Blundell et al. (2008) Apéndice C. | |||||
Fuente: estimación propia con datos del INEGI-ENIGH 2000-2016.
Así los resultados a nivel nacional sugieren que las cohortes mexicanas estudiadas en este documento aseguran parcialmente los choques no esperados en el ingreso permanente, ya que el coeficiente es menor a uno, pero estadísticamente diferente de cero. Asimismo, las estimaciones indican que el consumo no registra cambios ante choques temporales no esperados en los ingresos. Dichos resultados son consistentes con la hipótesis de ahorro precautorio, en otras palabras, al enfrentar mercados incompletos, las familias no pueden diversificar los impactos, por lo que se ven forzadas a un aseguramiento ad-hoc (ahorro para imprevistos, red familiar o de amistades, o acceso a créditos). No obstante, las estimaciones no descartan la hipótesis del ingreso permanente a nivel nacional, debido a que
Dichos impactos permanentes pueden tener efectos, tanto positivos como negativos en la movilidad en el ingreso. Krebs et al. (2019) estiman que gran parte de la movilidad convergente (convergencia en los ingresos de individuos con las mismas características) se debe a choques transitorios en el ingreso, que en nuestro caso son absorbidos de manera inter-temporal por el consumo.
A nivel regional, se estiman coeficientes con niveles similares a los del nivel nacional para los choques permanentes en el ingreso en las regiones norte, centro norte y centro, y de mayor magnitud en el sur, si bien con significancia estadística solo en las regiones centro norte y sur.24 En referencia a los choques temporales, el coeficiente no resulta estadísticamente significativo en ninguna de las regiones, lo que sugiere que los hogares son capaces de suavizar su consumo ante cambios temporales en su ingreso.
Conclusiones
En el presente documento de investigación, se analizaron los efectos de choques inesperados en el ingreso de los hogares sobre el consumo de bienes no durables, tanto temporales como permanentes, a nivel nacional y para cada una de las regiones de México. Los resultados de la investigación arrojan que a nivel nacional existe un impacto parcial en el consumo de las familias ante choques permanentes en el ingreso estadísticamente significativo
Así, los resultados sugieren para el caso de México: i) la magnitud del impacto en el consumo ante choques permanentes en el ingreso es acorde a la hipótesis de aseguramiento parcial, debido a que su estimador puntual
A nivel regional, los coeficientes del efecto del choque permanente en el ingreso sobre el consumo son similares al estimado a nivel nacional en las regiones norte, centro norte y centro, y de mayor magnitud en el sur, si bien con significancia estadística solo en las regiones centro norte y sur. En referencia a los choques temporales, el coeficiente del efecto del choque al ingreso sobre el consumo no resulta estadísticamente significativo a nivel regional, lo que sugiere un suavizamiento del consumo por parte de los hogares ante cambios temporales en su ingreso.
En suma, estos resultados sugieren que, a nivel nacional, los hogares mexicanos ven afectado su consumo ante choques inesperados en sus ingresos permanentes, pero que suavizan su consumo ante cambios no esperados y temporales en sus ingresos. Cabe señalar que se analiza un periodo de la economía mexicana en el que, si bien se registraron variaciones en el ingreso, dichos cambios no fueron tan grandes comparados con el choque observado en los ingresos en 1995 o más recientemente en 2020 como consecuencia de la pandemia de COVID-19. Aunado a lo anterior, el análisis propuesto se fortalecería con la presencia de datos longitudinales para capturar cambios en los patrones de consumo, los cuales no disponemos a la fecha de la elaboración del presente documento.
