Cambios en la estructura del ingreso en los hogares y en la desigualdad

En el Cuadro 3, partes A, B, C, D, se presenta para cada país del CSAL la evolución en el tiempo del ingreso per capita promedio del hogar, de sus distintos componentes y la participación de éstos en el total del ingreso per capita y en el ingreso no laboral. En la primer parte del decenio de los 2000, tanto en Argentina, Brasil y Uruguay los cambios en el ingreso per capita reflejan el efecto de la crisis macroeconómica, mientras que en la segunda parte del decenio se observa, como consecuencia de la recuperación económica, el gran incremento del ingreso de los hogares en los cuatro países (que supera los montos de principios de los 2000).

FUENTE: Elaboración propia con base en SEDLAC (CEDLAS y Banco Mundial), agosto de 2010.

Cuadro 3 Composición por fuente del ingreso per capita del hogar 

Respecto a las fuentes de ingreso, el ingreso laboral es la principal fuente de ingreso de los hogares. A excepción de Brasil, el ingreso no laboral ha perdido participación relativa en el ingreso total en el resto de los países del CSAL. Chile es el caso más significativo donde el ingreso no laboral redujo su participación en más de 3 puntos porcentuales (en adelante, pp), mientras que en Argentina y Uruguay los cambios son menos importantes. Por otra parte, al interior del ingreso no laboral de los hogares la fuente pública es aquella con mayor participación, en particular, los ingresos provenientes de la seguridad social. Como era de esperarse, las transferencias de programas públicos, aún con un menor peso relativo, han aumentado su participación en el ingreso total del hogar en el decenio de los 2000 en los cuatro países analizados.

El Cuadro 4 muestra la evolución de la desigualdad del ingreso per capita del hogar medida por el coeficiente de Gini. Al considerar el periodo largo, a excepción de Uruguay, se observa que los países del CSAL redujeron la desigualdad, siendo la caída estadísticamente significativa. Se observa que para Brasil y Argentina la caída en la desigualdad fue estadísticamente significativa tanto en la primer parte como en la segunda del decenio de los 2000 y la magnitud de este cambio fue similar en ambos periodos. En contraste, en Chile se observa que la caída de desigualdad en ese decenio estuvo asociada a una gran reducción del Gini entre 2003 y 2009 (cambio de alrededor de 3 pp).

FUENTE: Elaboración propia sobre la base de SEDLAC (CEDLAS y Banco Mundial), agosto de 2010.

^a Los coeficientes de Gini se encuentran multiplicados por 100. Refiere a la variación en puntos porcentuales del coeficiente de Gini. El asterisco refiere a un cambio en el coeficiente de Gini significativo a 95% de confianza. Se empleó la técnica de bootstrap con 200 repeticiones para construir los intervalos de confianza (entre paréntesis).

Cuadro 4 Desigualdad en países del CSAL. Coeficiente de Gini del ingreso per capita y su variación en los periodos analizados^a 

Finalmente, Uruguay no muestra cambios estadísticamente significativos en la desigualdad en todo el periodo 2001-2009, aunque se observa un aumento estadísticamente significativo, menor a 1 pp, del coeficiente de Gini entre 2005 y 2009.⁷

1. Cobertura de una fuente de ingreso

Cuanto mayor es el número de individuos perceptores de una fuente de ingreso (manteniendo el resto constante), menor es la desigualdad relativa de esa fuente, y por tanto es menos desigual la distribución del ingreso del hogar. En la columna I del Cuadro 5 se presenta para cada uno de los países el porcentaje de personas en hogares en los que al menos un miembro es perceptor de una fuente específica de ingreso.⁸

FUENTE: Elaboración propia con base en SEDLAC (CEDLAS y Banco Mundial), agosto de 2010.

Cuadro 5 Evaluación de los factores que afectan la distribución del ingreso 

En los países del CSAL la fuente laboral de ingreso es la que tuvo mayor cobertura (entre 85-93% para todo el periodo) y el número de personas que viven en hogares con al menos un perceptor de ingreso no laboral ha sido significativo. Las fuentes públicas de ingreso han sido el principal factor que explica las tasas de cobertura de los ingresos no laborales y principalmente, los ingresos provenientes de la seguridad social fueron aquellos con mayor número de perceptores en todos los países, a excepción de Chile. A su vez, hacia fin del decenio de los 2000 se incrementó significativamente el porcentaje de personas de hogares beneficiarios de fuentes públicas de ingreso, principalmente en Argentina, Brasil y Uruguay. En Argentina y Brasil, en la primera mitad de 2000 se observa un gran incremento en el porcentaje de personas que viven en hogares que reciben esta fuente de ingreso que coincide con la aplicación de los programas PJJHD y Bolsa Familia, respectivamente. Sin embargo, en la segunda mitad de 2000 la tasa de cobertura de esta fuente de ingreso no cambió considerablemente en ninguno de los países. En Uruguay el incremento en la tasa de cobertura de la fuente pública de ingresos fue de casi 9 pp en los años 2000, asociado básicamente al incremento de casi 19 pp que significó la ampliación en la cobertura del programa Asignaciones Familiares en todo el periodo (^{Alves et al, 2012}). Finalmente en Chile, la Reforma Previsional aplicada en 2008, que amplió la población beneficiaria del pensiones asistenciales (^{Délano, 2010}), explica el gran incremento en la cobertura de este programa hacia fin del decenio.

2. Magnitud del ingreso de una fuente entre los perceptores

Aun cuando no existen variaciones en la cobertura de una fuente específica, la distribución del ingreso del hogar puede ser afectada por cambios en la distribución de esta fuente entre sus perceptores. Modificaciones en este componente son consecuencia de: i) cambios en el valor medio de la fuente entre los perceptores, y ii) variaciones en la desigualdad entre quienes reciben esta fuente. En la columna II del Cuadro 5 se presenta para los cuatro países el ingreso promedio per capita en hogares con al menos un perceptor de cada una de las fuentes analizadas.

En los países del CSAL la fuente laboral es aquella con mayor ingreso promedio per capita en todo el periodo. Entre los ingresos no laborales, el mayor valor promedio corresponde a la fuente pública en hogares con al menos un perceptor con excepción de Chile y se observa que la seguridad social es la fuente de ingresos más importante entre los perceptores. En términos relativos, las transferencias de programas públicos fue la fuente de ingreso con menor valor promedio en todo el periodo. Si se considera que el grado de cobertura de las transferencias de programas públicos en los cuatro países es significativo, al menos en términos relativos, seguramente el poco monto promedio de la transferencia monetaria explique la reducida participación observada de esta fuente en el ingreso total del hogar en los cuatro países.⁹ Aun así, en el periodo se ha observado un incremento en el ingreso promedio de esta fuente de ingreso en todos los países, a excepción de Argentina, vinculado principalmente a un incremento en la magnitud de las transferencias hacia los hogares de los programas de ingreso no contributivos.

3. Desigualdad entre los perceptores

Un mejor reparto entre los perceptores de una fuente de ingreso-ingreso positivo (suponiendo el resto constante), debería reducir la desigualdad relativa de esta fuente y tener así un efecto igualador en la distribución del ingreso del hogar. En la columna III del Cuadro 5 se presenta para los países del CSAL el coeficiente de Gini asociado a cada fuente de ingreso.¹⁰

Para todos los países de CSAL se observa que la fuente no laboral de ingresos se encuentra más desigualmente distribuida entre los hogares perceptores que el ingreso laboral. En general, entre los componentes de la fuente no laboral de ingresos, los derivados de fuentes privadas han sido los más desigualmente distribuidos en el periodo analizado. Entre las fuentes públicas los ingresos provenientes de la seguridad social son aquellos que presentan mayor grado de desigualdad, mientras que las transferencias de programas públicos son las fuentes de ingreso menos desigualmente distribuidas entre los perceptores.

Los resultados revelan que la desigualdad de la fuente laboral de ingresos en los países del CSAL se redujo a lo largo del decenio de los 2000, que principalmente se explica por la gran caída en la desigualdad de esta fuente en la segunda mitad de 2000. Por otra parte, el grado de desigualdad entre los perceptores de ingresos no laborales (en su conjunto) aumentó en el decenio de los 2000, a excepción de Chile. En general, a lo largo de ese periodo la desigualdad entre los perceptores de fuentes privadas de ingresos aumentó, mientras que los componentes de la fuente pública de ingresos no han mostrado una pauta homogénea entre países ni a lo largo del periodo analizado.

4. Asociación entre fuentes de ingreso¹¹

Una fuente de ingreso puede estar asociada positiva o negativamente con otras fuentes de ingreso del hogar. El primer caso, implicaría que los perceptores de mayores ingresos en esa fuente también tendrán mayores ingresos en las restantes, mientras que si la asociación es negativa, aquellos con mayores ingresos en una fuente tendrán menores ingresos en las restantes. Si bien existen diversos indicadores que permiten medir el grado de asociación entre fuentes de ingreso, en este trabajo se emplea el coeficiente de correlación orden de Spearman entre fuentes de ingreso para los periodos analizados (véase la columna IV del Cuadro 5).¹²

En todos los países del CSAL se observa una correlación de orden negativa entre fuentes laborales y no laborales en el decenio de los 2000. Esto señala que personas en hogares perceptores de altos ingresos laborales han recibido bajos ingresos de fuentes no laborales. Este hecho, parece explicarse por la fuerte y negativa correlación entre la fuente pública de ingreso no laboral y el resto de las fuentes en los hogares. Esto es más claro en los casos de Brasil y principalmente Chile, donde la correlación de orden entre la fuente privada y el resto de las fuentes del hogar (pública y laboral) es cercana a 0 y positiva, respectivamente, mientras que la correlación de la fuente pública con el resto de las fuentes del hogar (privada y laboral) es negativa en ambos casos. Al analizar los componentes de las fuentes públicas de ingreso, se observa que tanto los provenientes de la seguridad social como de transferencias públicas presentaron correlaciones negativas con las restantes fuentes, aunque el coeficiente de esta última fuente de ingreso fue más importante en términos relativos. Esto indicaría una mejor focalización de los ingresos de las transferencias de programas públicos en los hogares más pobres. Por otra parte, considerando el decenio de los 2000 la asociación entre la fuente pública no laboral de ingresos y otras fuentes se redujo en los cuatro países.

1. Cambios en la distribución del ingreso

Se considera a y_it como el ingreso total del i-ésimo individuo en el momento t que se deriva de la sumatoria de M fuentes distintas de ingreso, en la que ytj es la j-ésima fuente y ytM(-j) (por simplificación) representa el ingreso de las restantes fuentes de ingreso (o complemento).

(1)

en el que N representa la población total. Por tanto, la distribución del ingreso total, Dty, puede ser representada como una función de la distribución conjunta de estas dos fuentes de ingreso.

(2)

^{Barros et al (2006)} observan que para cualquier población finita, la distribución conjunta de dos fuentes de ingreso,Fy(yitj,yitM-j), puede obtenerse a partir de sus distribuciones marginales Ytj y YtM(-j) y de una función de asociación entre ellas A(τ)tYj,YM(-j) . En la que A(τ)tYj,YM(-j) representa una correlación de orden (o ranking) entre fuentes de ingreso. Las variaciones en Dty resultan de la combinación de cambios en la asociación y en las distribuciones marginales, tal que:

(3)

La distribución marginal Ytj puede obtenerse a partir de dos características: una que separa los individuos que reciben (perceptores de) esta fuente de ingreso de quienes no la reciben, y otra relacionada con su distribución entre los perceptores (^{Barros et al, 2007}). En términos formales,

(4)

en que qty1 representa la proporción de individuos que reciben la fuente ytj,Ytj+ es su distribución entre los perceptores (individuos con valores positivos de esta fuente, ytj+) y t denota periodos. Además, Ytj+ puede obtenerse a partir de dos elementos que la caracterizan, la media μtyj+ y la curva de Lorenz Ltyj+. Así, la distribución marginal de ytj puede expresarse como:

(5)

Reagrupando (2) a (5) se tiene que la distribución del ingreso total puede expresarse como:

(6)

La ecuación (6) permite identificar los argumentos relevantes que caracterizan una fuente de ingreso y contribuyen a los cambios en la distribución del ingreso del hogar. La contribución de un cambio en la j-ésima fuente de ingreso (por ejemplo de ytj a ytj_′) a la variación de la distribución del ingreso total depende de: i) cambios en el grado de asociación con las demás fuentes de ingreso (∆A(τ)Yj,YM-j) ; ii) cambios en su propia distribución marginal (∆Yj) como consecuencia de variaciones en los tres factores que la caracterizan: a) la proporción de individuos que reciben la fuente (∆qyj), b) el valor medio de la fuente entre los perceptores (∆μyj+) y c) la desigualdad entre quienes reciben esta fuente (∆Lyj+).

Alterando uno o más de los argumentos de la ecuación (6) se puede obtener una simulación de la distribución del ingreso total. Por ejemplo, la siguiente expresión representa la distribución del ingreso del hogar que sería observada en t si μyj+ hubiera sido la observada en t′, permaneciendo constantes el resto de los argumentos.

(7)

El efecto, en este caso de un cambio en el ingreso promedio de una fuente, puede estimarse comparando índices de desigualdad I(D) con la distribución observada y contrafactual de la forma:

(8)

La mecánica de descomposición expresada en (8) desde t a t′ también puede realizarse desde t′ a t, pero ambas sendas llevan a resultados distintos.¹⁴ Además, (8) no proporciona una descomposición exacta de los cambios en la desigualdad y tampoco garantiza que la suma de los distintos efectos realizados uno por uno sea equivalente al cambio total observado en la desigualdad.¹⁵

2. Ejercicios contrafactuales

El método de simulación se basa en un enfoque no paramétrico, que busca asignar ingresos contrafactuales observados en t′ a los individuos en el momento t, en función de las posiciones (ranking) que estos ocupan en la distribución de las fuentes de ingreso en el momento t, sin alterar las distribuciones marginales o la correlación de orden entre ellas en el momento t.

La mecánica de simulación se estructura en dos principios básicos. En primer lugar, una fuente de ingreso y^j, al igual que cualquier variable aleatoria en una población finita de N individuos, Ω = {τ₁, ..., τ_N}, puede obtenerse a partir de dos elementos: i) una función de ordenación R(τ)Yj que indica la posición de los individuos en la distribución, definida como R(τ)Yj = # {τ-: y^j (τ-) ≤ y^j (τ)} para todo τ ∈ Ω; ii) un valor (número real) asociado a cada posición en la distribución, que corresponde a los cuantiles de la distribución de y^j (expresado como la función inversa de la distribución acumulada o Yj-1(t/n)). A partir de i) y ii), el valor de la fuente y^j del individuo que ocupa la τ-ésima posición es:

(9)

En segundo lugar, en una distribución conjunta [véase ecuación (3)] la posición que ocupa un individuo en la distribución de y^j , R(τ)Yj, se vincula con la posición que ocupa en la distribución marginal de otra fuente de ingreso, R(τ)YM(-j), por medio de una función de asociación

(10)

La función A(τ)Yj,YM(-j) representa la posición en Y^j en que se encuentra un individuo que ocupa la τ-ésima posición en YM(-j) , esto es la correlación de orden entre fuentes de ingreso.

Teniendo como base estas dos observaciones se puede realizar dos tipos de simulaciones. Por una parte, pueden modificarse los ingresos de una fuente sin alterar las posiciones que ocupan los individuos en su distribución, y por tanto, mantener incambiada la correlación de orden con las demás fuentes de ingreso. Esto permite estimar una distribución contrafactual de una fuente específica de ingreso, sin alterar la distribución marginal de otros ingresos ni la correlación de orden entre ellas (véase la siguiente subsección). Por otra parte, pueden modificarse las posiciones de los individuos en la distribución de una fuente de ingreso, alterando entonces la correlación de orden con otras fuentes, sin cambiar los ingresos asociados a esas posiciones. Esto permite estimar una estructura de correlación de orden contrafactual, sin alterar las distribuciones marginales (véase la subsección b).

a) Distribución marginal contrafactual de una fuente de ingreso. El contrafactual de una fuente de ingresos puede obtenerse aplicando (9) de la siguiente manera:

(11)

Esto implica que al i-ésimo individuo que ocupa la τ-ésima posición en y ^j en el momento t se le debe asignar el valor del h-ésimo individuo ubicado en la misma posición de esta fuente de ingreso pero observado en el momento t′. La simulación que se deriva de este procedimiento permite obtener una distribución marginal contrafactual para la fuente y^j , YCj , que corresponde a la que se observaría en t′, sin alterar la distribución marginal de otras fuentes y la correlación de orden con ellas (A(τ)tYCj,YM-j=A(τ)tYj,YM-j). Las siguientes tres subsecciones explican los ejercicios contrafactuales que permiten aislar el efecto de los tres factores (a - c) que determinan el cambio en la distribución marginal de y^j.

Cambios en la “cobertura” de una fuente ingreso. La finalidad es obtener una distribución contrafactual para la fuente y^j que refleje la proporción de perceptores que se hubiera observado en el momento t′, manteniendo las características de la distribución entre los perceptores de esta fuente Y^j+, como las observadas en t(μtyj+,Ltyj+).

(12)

De esta simulación se deriva una distribución marginal contrafactual de y^j en la que todos sus argumentos son como los observados en t, mientras que la proporción de perceptores es igual a la observada en t′. Luego se estima (7) y por medio de (8) se computa el efecto de este factor en el cambio en la desigualdad entre t′ y t.

Cambios en el valor medio entre quienes reciben la fuente de ingreso. En este caso se estima la distribución marginal de la fuente y^j que se hubiera observado en t si el valor medio entre los perceptores de esta fuente μyj+, correspondiera al momento t′. Para obtener esta distribución contrafactual los ingresos de la fuente y^j en el momento t son reescalados por la proporción

Cambios en la desigualdad entre perceptores de una fuente de ingreso. El ingreso contrafactual que se quiere obtener mediante este ejercicio deberá ser tal que refleje el grado de desigualdad entre los perceptores de la fuente, Lyj+ en el momento t′, manteniendo en t los restantes argumentos de la distribución marginal de y^j. Esto se realiza mediante el siguiente procedimiento

(13)

Mientras que la distribución que surge de aplicar yiCj+=Yt'j+-1(Yyj+τ) es afectada por μyj+ y Lyj+ en ′t, estimar el efecto de esta última característica requiere construir una distribución contrafactual en la que μyj+ permanezca inalterada como en t. Para resolver este problema se reescala

Finalmente, es posible construir la distribución contrafactual de y^j y simular la distribución del ingreso total para computar el efecto de un cambio en entre t′ y t en la desigualdad.

b) Asociación entre fuentes de ingreso contrafactual. El objetivo es simular la distribución del ingreso total que se hubiera observado si las distribuciones marginales de las fuentes de ingreso fueran como en t, mientras que la asociación entre ellas, A(τ)Yj,YM(-j), hubiera sido como la observada en t′. ^{Barros et al (2006}, ²⁰⁰⁷⁾ no estiman un contrafactual para este componente, sino que el efecto de un cambio en la asociación entre fuentes de ingreso surge como residuo en la secuencia de descomposición. Sin embargo, de manera análoga al procedimiento para simular distribuciones marginales, se puede obtener un ingreso contrafactual para aislar el efecto de este componente.

El procedimiento de simulación utilizado en este estudio es similar al propuesto por ^{Fournier (2001)}. Este implica un proceso de permutación de los ingresos de la fuente y^j entre los individuos observados en t, para aplicar la “estructura” de correlación de orden observada en el momento t′a la población en t. La mecánica de la simulación implica reasignar ingresos de y^j entre individuos, alterando así las posiciones que estos ocupan en la distribución de y^j, tal que sea posible reproducir la correlación de orden entre fuentes observada en t′. Debido a que los ingresos específicos de esta fuente no se alteran, el proceso de reasignación preserva la distribución marginal de y^j (y de las otras fuentes de ingreso) como la observada en t. Finalmente, estimar (7) con una estructura de correlación de orden que simula la observada en t′ y mediante (8) computar el efecto de un cambio en la asociación entre fuentes de ingreso en la desigualdad.

1. Argentina

De acuerdo con la información que surge del Cuadro 6, parte A, se observa que el cambio en la distribución marginal del ingreso laboral fue la principal fuerza que afectó la dinámica de la desigualdad en el decenio de los 2000. El efecto del cambio en la distribución marginal del ingreso laboral en la desigualdad total del ingreso en el periodo 2001-2009 fue de -4.7 para Argentina (fila 1, columna 12). En términos contrafactuales este valor puede interpretarse como la caída que se hubiera observado en el coeficiente de Gini, esto es de 4.7 pp, si únicamente la distribución marginal de la fuente laboral de ingresos hubiera cambiado en ese periodo . Esta cifra refleja que el cambio en la distribución marginal del ingreso laboral tuvo un efecto igualador en la distribución del ingreso del hogar y que el mismo ha sido más importante que el cambio en la asociación de esta fuente con las demás (fila 1, columna 11). Es posible observar que este efecto es básicamente explicado por una mejora en la desigualdad entre los perceptores de la fuente (fila 1, columna 15).

Las estimaciones revelan que el cambio en la distribución marginal del ingreso no laboral representó un importante factor igualador en los 2000. Al analizar las fuentes de ingreso que la componen, los resultados de la simulación arrojan que son los ingresos públicos los que más contribuyeron. Particularmente los cambios en su distribución marginal por medio de un fuerte efecto igualador de variaciones en la cobertura de esta fuente. Este efecto es explicado por mejoras en la cobertura de los ingresos provenientes de la seguridad social, principalmente en el periodo 2005-2009, y por el incremento en la cobertura de las fuentes públicas de ingreso, que es posible atribuir a la creación del PJJHD en 2002. A diferencia de la importante aportación de la seguridad social a la caída observada en la desigualdad entre 2001 y 2009, los cambios en la distribución de las transferencias comprendidas en el componente Plan Familia tuvieron un papel poco significativo. La caída observada en la cobertura de estos programas luego de la recuperación económica de la crisis de 2001-2002 tuvo un efecto desigualador en la segunda parte del decenio de los 2000. Este fenómeno, probablemente haya sido consecuencia de las limitaciones al ingreso de nuevos beneficiarios, la estructura de incentivos y requisitos de participación del PJJHD y de los nuevos programas, en particular del SCE (^{Cruces y Gasparini, 2008}). Además, la caída del beneficio promedio en los hogares en los que al menos hay un perceptor de estas transferencias tuvo un efecto desigualador en la distribución del ingreso entre 2005 y 2009. Esto en parte puede estar asociado a que los valores corrientes del beneficio del PJJHD y SCE no se han alterado desde la creación de estos programas. Aunque no considerado en este estudio, la instrumentación de la AUH hacia fines de 2009 es probable que haya revertido esta tendencia (^{Cruces y Gasparini, 2010}).¹⁷

Finalmente, si bien el factor de asociación entre fuentes de ingreso tuvo un papel menor en términos relativos para explicar la dinámica de desigualdad del ingreso en el decenio de los 2000, su efecto ha sido igualador.

2. Brasil

Los resultados del Cuadro 6, parte B, muestran que el cambio en la distribución marginal del ingreso laboral fue el principal factor que contribuyó a la caída de la desigualdad del ingreso observada en el decenio de los 2000. En particular, la caída en la desigualdad entre los perceptores de esta fuente parece haber sido la fuerza más importante que explica estos cambios, tanto en el periodo 2001-2008 como en los dos subperiodos.

Los cambios en la distribución marginal del ingreso no laboral también tuvieron un efecto igualador significativo en la distribución del ingreso del hogar en los años 2000, incluso siendo tan importante como la aportación del ingresos laboral para explicar la caída de la desigualdad en el periodo 2001-2004. A partir de las estimaciones se observa que el cambio en la distribución marginal de la fuente pública de ingresos fue el componente que mayor aportación tuvo entre el ingresos no laboral y si se considera el periodo 2001-2008, representa casi 3/4 partes del efecto observado en el ingreso laboral.

Al analizar la fuente pública de ingresos, la magnitud del efecto de cambios en la distribución de la seguridad social como de las transferencias de programas públicos fue significativa. Sin embargo, considerando que la participación de los ingresos de estos programas en el hogar era 15 veces menor en 2008 que los provenientes de la seguridad social, la aportación en términos “relativos” de esta última fuente de ingreso ha sido más relevante.

Entre los ingresos de la seguridad social el componente que primó fue el cambio en la desigualdad entre quienes reciben esta transferencia. Respecto a los programas de transferencias, tanto los cambios en la cobertura como en la magnitud del beneficio de esta fuente fueron componentes importantes para explicar el efecto igualador en la distribución del ingreso del hogar. El papel de cambios en la cobertura tanto para el BPC como Bolsa Familias fue predominante entre 2001 y 2004.¹⁸ En los siguientes cuatro años el factor más importante para explicar la aportación del Bolsa Familias fue el cambio en el beneficio medio de este programa entre sus perceptores. Estos resultados confirman el gran efecto en la reducción de la desigualdad en el decenio de los 2000 de las mejoras documentadas en la subsección II.1 y II.2, tanto en la cobertura como en valor promedio per capita del beneficio de las transferencias de programas públicos.

Finalmente, al igual que en Argentina los cambios en la asociación entre fuentes de ingreso tuvieron un efecto igualador en la distribución del ingreso del hogar en el periodo 2001-2008. Estos resultados parecen estar relacionados con la caída en la correlación entre la fuentes públicas de ingresos, principalmente de las transferencias de programas públicos, con las otras fuentes de ingreso observadas en los años 2000 (véase la subsección II.4). Este resultado podría sugerir mejoras en la “focalización” de las transferencias de programas públicos.

3. Chile

El Cuadro 7, parte C, muestra que el cambio en la distribución marginal de los ingresos laborales ha tenido un efecto igualador y ha sido la principal fuerza que explica la caída de la desigualdad del ingreso observada en Chile en el periodo 2000-2009. Este efecto fue más grande en magnitud en el periodo 2003-2009, y contrasta con el efecto desigualador de este factor entre 2000 y 2003. En particular, ha sido el cambio en la desigualdad entre los perceptores de la fuente laboral el principal factor igualador en la distribución del ingreso entre 2000 y 2009, contrarrestando el efecto desigualador de los cambios observados en su cobertura y el valor medio per capita. El cambio en la distribución marginal del ingreso no laboral contribuyó positivamente a la caída de la desigualdad en el decenio de los 2000, que es básicamente explicado por cambios en la distribución de la fuente pública de ingresos en el periodo. Este factor ha tenido un gran efecto igualador en la distribución del ingreso del hogar, siendo casi tan importante en magnitud como el efecto de cambios en la distribución del ingreso laboral. En este caso, tanto los ingresos derivados de la seguridad social como las transferencias de programas públicos han sido importantes para explicar la magnitud de este efecto. Mientras que el efecto igualador de la seguridad social es casi enteramente explicado por los cambios ocurridos en su cobertura entre 2000 y 2003, en el caso de las transferencias de programas públicos, esto responde en mayor medida al efecto igualador en la distribución del ingreso del hogar de cambios en el valor medio del beneficio entre los perceptores.

Al centrarnos en los distintos componentes considerados como transferencias de programas públicos, se observa que es el cambio en la distribución de pensiones asistenciales la fuerza que casi exclusivamente influye en el agregado. El efecto de este factor ha sido muy igualador en la distribución del ingreso del hogar en el decenio de los 2000, en particular en el periodo 2003-2009. Esto ha sido consecuencia de la ampliación en la cobertura de esta fuente y del incremento en el valor medio del beneficio observado en la segunda parte del decenio. Como se analizó en la sección II.1 y II.2 estos resultados pueden estar relacionados con los cambios en estos dos parámetros (cobertura y monto del beneficio) del programa pensiones asistenciales introducidos en la Reforma Previsional del año 2008. En contraste, la aportación del SUF y del BP no tuvo efectos significativos en la dinámica de la desigualdad del ingreso en todo el decenio.¹⁹ Este resultado se podrían explicar por tres factores: focalización en grupos muy específicos (básicamente indigentes), el reducido monto de la transferencia y la poca participación en los ingreso del hogar (^{Agostini y Brown, 2011}).

Los cambios en la asociación entre fuentes de ingreso tuvieron un efecto igualador en la distribución del ingreso del hogar en el periodo 2000-2009, y en términos relativos más importante en magnitud a los observados en Brasil y Argentina. Al igual que en este último país, los resultados parecen estar relacionados con la caída en la correlación entre las fuentes públicas de ingreso con las demás fuentes, en particular entre 2003 y 2009 (véase la sección II.4).

4. Uruguay

En Uruguay los cambios en la distribución marginal del ingreso laboral tuvieron un efecto desigualador en la distribución del ingreso del hogar entre 2001 y 2005, y un efecto igualador en el periodo 2005-2009 (Cuadro 7, parte D). Al considerar todo el decenio de los 2000, los cambios en esta fuente de ingresos fueron igualadores, pero a diferencia de lo observado en los otros países del CSAL, su aportación fue menos importante en relación con el efecto del cambio en la distribución de la fuente no laboral.

A diferencia de lo observado en los otros tres países del CSAL, en Uruguay los cambios en la asociación entre fuentes de ingreso desempeñaron un papel importante en la dinámica de la desigualdad del ingreso total. Este factor tuvo un efecto desigualador en la distribución del ingreso del hogar en el periodo 2001-2009, que contrarrestó en gran medida el efecto igualador de los cambios en la distribución marginal del ingreso laboral y de los ingresos derivados de las fuentes públicas. Dado que la asociación de la fuente pública con el resto tuvo un efecto igualador en la distribución del ingreso, probablemente el efecto desigualador de este factor haya sido resultado de un incremento en la correlación de los ingresos no laborales privados con los ingresos laborales. Esto se observa más claramente entre 2005 y 2009, cuando el efecto desigualador, tanto de cambios en la distribución marginal de la fuente privada como de la correlación de los ingresos laborales y no laboral (en particular, de las fuentes privadas), compensó el efecto de las variaciones en la distribución marginal del ingreso laboral y de la fuente no laboral de ingresos.

Al analizar los componentes de la fuente pública de ingreso se advierte que las variaciones en la distribución marginal de los ingresos que provienen de la seguridad social tuvieron un efecto desigualador en la distribución del ingreso del hogar entre 2001 y 2009. Aunque este efecto parece centrarse en la segunda mitad del decenio. Por otra parte, los cambios en la distribución de las transferencias de programas públicos tuvieron un fuerte efecto igualador. Mientras que el Gini observado aumentó 0.4 pp en el periodo 2001-2009, si el único componente que hubiera cambiado hubiera sido la distribución de las transferencias de programas públicos, esto es las transferencias de ingreso del programa asignaciones familiares, se habría observado una caída del Gini de 0.6 pp. Tanto los cambios en la cobertura como en el beneficio promedio entre los perceptores de esta fuente, contribuyeron significativamente a la caída de la desigualdad del ingreso en ese periodo. Estos efectos son particularmente importantes en el periodo 2005-2009, en el que los cambios en el programa de asignaciones familiares tuvieron un gran efecto en la desigualdad total.²⁰

El incremento de casi 100% entre 2005 y 2009 en el monto promedio per capita (en dólares de la PPA05) en hogares con al menos un perceptor del asignaciones familiares fue el factor más importante por el cual los cambios en la distribución de esta fuente de ingreso afectó la desigualdad total (véase la sección II.2). Como se señaló líneas arriba, en parte este efecto es resultado de la importante mejora en el monto de la transferencia de este programa luego de los cambios en su elaboración en 2008. A partir de entonces, la política de transferencias de ingreso a los hogares vulnerables básicamente se ha canalizado por medio del sistema de asignaciones familiares.