Descubre Cómo la Ecuación de Salarios Influye en las Decisiones Laborales del Hogar

Existe numerosa evidencia acerca del aumento de la participación laboral femenina en el mercado de trabajo, pero con una desaceleración significativa en dicho proceso que se inicia a partir de los 2000. Este empoderamiento de las mujeres en el plano laboral tiene su correlato en el proceso de toma de decisiones dentro del hogar.

En particular, es posible que su poder de negociación en la pareja mejore y esta razón las acciones conjuntas sean más consensuadas e interdependientes. Existe numerosa literatura teórica que analiza el proceso de acciones económicas conjuntas dentro de un hogar. Sin embargo, la literatura empírica es menos abundante y solo se limita a validar o refutar modelos teóricos. Este trabajo se basa en esos modelos, pero con un objetivo diferente, como es el de corregir un problema de estimación econométrica.

El trabajo se organiza de la siguiente manera: en la Sección 2 se discuten los antecedentes de toma de decisiones intrahogar en el contexto del mercado laboral, mientras que en la Sección 3 se expone un marco teórico simple que resume las principales ideas de la literatura. La Sección 4 presenta los distintos aspectos metodológicos y en la Sección 5 se muestra los resultados de la aplicación para el caso argentino.

Antecedentes de la Toma de Decisiones Intrahogar en el Mercado Laboral

El estudio de las decisiones laborales intrahogar tiene sus orígenes en el campo de la teoría. Becker (1991) desarrolla la idea de que la división sexual del trabajo se origina en la inversión diferencial entre hombres y mujeres en diferentes tipos de capital humano, la que genera diferentes ventajas comparativas, estas a su vez llevan a la especialización en diferentes tareas. Posteriormente se desarrolló numerosa literatura que modela la forma en la que una pareja decide conjuntamente su oferta laboral en función de los intereses dentro del hogar (algunos ejemplos son: Blundell et al., 1998, 2007; Pierre-André Chiappori, 1988; Pierre-Andre Chiappori, 1992; van Klaveren et al., 2008, entre otros).

Por simplicidad, la mayoría de los análisis de decisiones laborales intrahogar se hacen modelando solo al jefe y su cónyuge. Si bien existe una gran diversidad en estos modelos, en general se analiza la forma en que se distribuyen los recursos dentro del hogar, analizando quién y cuánto trabaja cada miembro del hogar. Algunas variantes consideran decisiones centralizadas mientras que otras suponen un proceso de negociación entre partes.

Respecto del estudio empírico de las decisiones laborales intrahogar Blundell y Macurdy (1999) sostienen que el modelo tradicional de oferta laboral individual no resulta apto para estudiar la división de trabajo intrafamiliar ni tampoco permite estudiar el impacto distributivo de políticas públicas que afecten a, por ejemplo, mujeres casadas con hijos. Ransom (1987) presenta el primer trabajo que utiliza una especificación similar en espíritu a este, ya que estima la oferta de trabajo conjunta de maridos y mujeres teniendo en cuenta la interdependencia de las decisiones de oferta laboral.

Las ofertas de trabajo se estiman por Máxima Verosimilitud partiendo de la distribución de probabilidades conjunta de horas de trabajo de varones y mujeres. La novedad en este modelo es que permite a las mujeres decidir si trabajan o no por medio de la incorporación de dos “regímenes” en la función de verosimilitud. Otro detalle importante es que este modelo permite diferencias en preferencias que, si bien no son observables, son funciones de variables que sí lo son, capturando entonces su heterogeneidad.

El trabajo de Pierre-André Chiappori et al., 2002, estima un modelo de oferta laboral conjunta por medio del Método Generalizado de Momentos (GMM) donde las horas de trabajo ofrecidas en el mercado dependen en simultáneo del salario horario del marido y la mujer, el ingreso no laboral y la razón de hombres con relación a mujeres en el distrito, utilizando datos del Panel Study of Income Dynamics para el año 1988. Los autores encuentran que los coeficientes de salarios, ingreso no laboral y razón de género son significativos.

Respecto de este último, un incremento de la cantidad de hombres relativa a la de mujeres reduce la oferta laboral de las mujeres, mientras que incrementa la de los hombres, resultado que se mantiene en todas las especificaciones. Otro factor exógeno estudiado son las leyes de divorcio en cada estado de la muestra utilizando un conjunto de variables que representan diferentes causales de este (consentimiento mutuo, división de propiedad, obligación de mantener al cónyuge y si la ley considera a los títulos universitarios como bien ganancial).

Un aspecto menos explorado en la literatura es la repercusión de la decisión laboral en parejas en la estimación de ecuaciones de salarios. Es usual que en los modelos salariales a la Mincer se corrija por sesgo de selección muestral provocado por el hecho de que la decisión de participar del mercado laboral no es una decisión independiente del salario.

Marco Teórico Simple

En esta sección se presenta un marco teórico simple que sirve como motivación para la estrategia empírica. donde wh y wm son los salarios por hora de cada miembro de la pareja, T es su tiempo disponible y a representa el ingreso no laboral del hogar. m es la utilidad alcanzada por el miembro m pero acordada entre ambos. m particular tiene implícito un juego entre ambos miembros que define una regla para compartir los recursos del hogar y que depende del poder de negociación de cada uno de ellos.

A modo de simplificación, supongamos que ese poder para negociar depende de un conjunto de variables exógenas q = (qh, qm) observables en una encuesta y otro η = (ηh ,ηm) del que no tenemos información. m = B (qh, qm ,ηh ,ηm) = B(q,η). Asimismo, supongamos que el mercado laboral opera en un equilibrio donde asigna salarios en función de las características del trabajador. Es decir, sea Wj = Wj (Xj,Uj) una función de salarios para j = h, m, donde x = (xh, xm) es el conjunto de características observables en una encuesta y u = (uh, um) las no observables.

Claramente los atributos u y η están correlacionados, ya que existen algunos factores inobservables que si bien determinan el poder de negociación dentro de la pareja también son retribuidos en el mercado laboral (inteligencia, talento, perseverancia, etc.). Sin embargo, a diferencia de los atributos observables, no es posible distinguir entre ambos inobservables.

El Sesgo por Selección en la Estimación de Ecuaciones de Mincer

El problema fundamental del sesgo por selección en la estimación de ecuaciones de Mincer es que solo se observan los salarios en aquellos individuos que trabajan. Como se discute en la sección previa, la decisión de trabajar no es independiente del salario. Aun controlando por las diferencias generadas por las características observables z, es claro que el mecanismo de selección induce una endogeneidad, porque aun pueden existir otros factores que correlacionan la decisión de entrar al mercado laboral con los salarios.

Además, la toma de decisiones laborales conjunta hace interdependiente el mecanismo de selección dentro de una misma pareja generando una fuente adicional de endogeneidad en el proceso. Si consideramos que los inobservables ψ son una variable aleatoria, esto define un modelo de probabilidad conjunta para (Sh, Sm) condicional en los factores z, donde a priori parecería difícil sostener que sean independientes debido a que ambos son funciones de ψ. Además, porque el vector z=(zh, zm), el modelo de probabilidad conjunta debe de ser función de factores observables de ambos miembros de la pareja.

donde el vector (sh ,em) tiene distribución normal bivariada con corr (εh ,εm) = ρ, E(εj) = 0 y V(εj) = 1 para j = h,m. Por tanto, el parámetro ppermite la posibilidad de incorporar la interdependencia en las decisiones laborales de la pareja vinculada a factores inobservables. Solo es posible observar los salarios para los individuos que trabajan y debido a que dicha decisión no es independiente de (Uj ,um), existe un problema de selección latente.

En este caso, intervienen las decisiones de ambos miembros de la pareja y por tanto es necesario modelar ambas interrelaciones. Debido a que en cada paso se utilizan métodos consistentes, este procedimiento da como resultado estimaciones consistentes de (βj δj1, δj2), para j = h, m. El cómputo de los errores estándar de estos estimadores no es trivial, ya que involucra complicaciones similares al caso univariado (Heckman, 1979).

Experimentos de Monte Carlo y Aplicación Empírica

Como paso previo a la aplicación empírica a continuación se muestran los resultados de varios experimentos de Monte Carlo de la metodología expuesta previamente ya que el argumento utilizado para justificar el procedimiento de estimación es la propiedad de consistencia. El diseño de los experimentos considera n datos generados por un modelo lineal muy simple (ver Anexo A.2) que difiere en los grados de correlación tanto entre los errores de las ecuaciones de selección como en su relación con las ecuaciones de salarios.

Por un lado, para la correlación en la decisión de participar en el mercado laboral se consideraron tres valores alternativos para ρ = {0,0.50, 0.75}. Por el otro, se alternaron los valores 0 y 1 para los parámetros (θ1,θ2,τ1,τ2) , a modo de explorar la identificación del origen activo en el proceso de selección de la muestra utilizada para estimar las ecuaciones de regresión. Para la simulación se consideraron 1000 réplicas del experimento con n = {5000,100000}.

En la (Tabla 1) se muestran los resultados para el caso con muestras de 5000 observaciones y en la Tabla 2 para el caso con 100 mil observaciones. En ambas se observa que cuando está activa alguna fuente de selección muestral (mediante la correlación entre los inobservables) el método en dos etapas reduce notablemente el sesgo por selección que comete MCO. Solo con tamaños grandes de la muestra (Tabla 2) la diferencia entre ambos métodos se hace palpable, siendo la opción bivariada la mejor en términos de insesgadez.

Estos resultados muestran una baja tasa de convergencia en las propiedades del método en dos etapas. La razón principal es la baja potencia generada por la inclusión como regresores de las variables auxiliares 1 y 2, ya que están altamente correlacionadas con las Xj.

Para la aplicación empírica se consideran datos de la Encuesta Permanente de Hogares elaborada por el Instituto Nacional de Estadística y Censos (INDEC) de Argentina. La muestra utilizada son parejas de hombres y mujeres mayores de 25 años de edad y que no hayan superado la edad jubilatoria. A la luz de los resultados de los ejercicios de simulación, se utiliza un pool de datos de dos años contiguos como forma de morigerar parcialmente la convergencia lenta del método bivariado.

Los periodos considerados en el análisis son 1997-1998, 2005-2006 y 2013-2014, quedando una muestra de 25774, 29394 y 30364 observaciones de parejas con datos completos, respectivamente. Las variables incluidas en los modelos de regresión de cada miembro de la pareja son las usuales en la literatura: logaritmo del salario horario en la ocupación principal como variable dependiente y la edad, los años de educación (y sus cuadrados) y variables regionales como regresores.

La (Tabla 4) muestra las estimaciones de las ecuaciones de salario para el periodo 1997-1998, la (Tabla 5) para 2005-2006 y finalmente la (Tabla 6) para el pool 2013 2014. De manera consistente con la evidencia empírica previa, el sesgo por selección estimado por el método univariado para el caso de las mujeres pierde relevancia en los años más recientes, posiblemente como consecuencia de su mayor participación en el mercado laboral.

Además, la correlación entre los factores inobservables en las decisiones individuales de participar dentro de la pareja (medido por el parámetro p) muestra evidencia de una leve asociación positiva entre ambas decisiones en el primer y el último periodo, mientras que en la muestra de 2005-2006 dicha relación no es estadísticamente significativa.

Analizando la ecuación salarial de las mujeres, el sesgo de selección solo está presente en el periodo 1997-1998 y los resultados muestran que en dicho sesgo no es relevante su decisión individual, debido a que se ve afectada fundamentalmente por la decisión conjunta con su pareja. Aun en el periodo 2005-2009, donde pareciera no existir dependencia en las decisiones laborales de la pareja, el método bivariado revela que en la ecuación salarial de los hombres la decisión de su pareja juega un rol significativo en el sesgo por selección.

El canal por el que opera la decisión de la mujer es mediante la correlación entre los inobservables de la selección conjunta y los salarios que paga el mercado, medidos por los parámetros θ1 y θ2. Este ejemplo muestra que si el objetivo es estimar consistentemente β1 da lo mismo utilizar la versión univariada o bivariada cuando P « 0.

Conclusiones

En este trabajo se intenta dar un paso más en la estimación de ecuaciones de salarios sujeto a procesos de selección muestral basados en decisiones de un conjunto de individuos. En particular, se consideró como unidad de análisis la decisión de participar del mercado laboral de la pareja. Las estimaciones realizadas representan un aporte a la literatura empírica incorporando una versión bivariada del método de Heckman para estimar ecuaciones de salarios.

Al igual que en el caso univariado, el método también consta de dos etapas, pero modelando una selección interdependiente entre los miembros de las parejas y sus posibles fuentes de endogeneidad en sus respectivas ecuaciones salariales. Los resultados de los experimentos de Monte Carlo muestran una convergencia asintótica relativamente lenta del método bivariado, lo que sugiere la necesidad de utilizar una cantidad de datos considerables en su implementación empírica.

Si bien algunos de los resultados de la aplicación empírica están en línea con la literatura previa, el método bivariado muestra evidencia cuantitativa de que la interdependencia en las decisiones laborales de las parejas es un factor importante en la determinación del sesgo por selección muestral.