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Margarita Velín y Paúl Medina
Analíti a
k
1
Revista de Análisis Estadístico
Journal of Statistical Analysis
AÑO NACIMIENTO 1946-50 1951-55 1956-60 1961-65 1966-70 1971-75 1976-80
(EDAD)
56-60 51-55 46-50 41-45 36-40 31-35 26-30
Observado
0.41066 0.38945 0.36260 0.35313 0.33145 0.31563 0.29405
efecto parcial-sesgo máximo 0.48136 0.46898 0.41945 0.43432 0.45437 0.40927 0.41792
efecto parcial-sesgo mínimo 0.47996 0.46806 0.41979 0.43408 0.45454 0.40952 0.41780
efecto parcial-sesgo medio 0.48014 0.46811 0.41978 0.43426 0.45451 0.40962 0.41780
efecto total-sesgo máximo 0.41860 0.40161 0.40188 0.40579 0.42460 0.40198 0.41793
efecto total-sesgo mínimo 0.41754 0.40102 0.40179 0.40565 0.42459 0.40187 0.41780
efecto total-sesgo medio
0.41768 0.40106 0.40179 0.40565 0.42459 0.40188 0.41780
Tabla 28.
Coeficiente de Gini considerando los sesgos de los estimadores de MCO para el caso de los hombres entre 26 y 60 años.
Fuente: elaboración propia a partir de la encuesta ECV (2006).
Con los resultados obtenidos y que se presenta en la
tabla 28, se puede decir que para ninguna generación de
los hombres, la desigualdad mejora, es decir, el coeficiente
de Gini no disminuye; sin embargo, se puede notar que la
desigualdad para el efecto total es menor que para el efec-
to parcial, es decir, el efecto total de las variables heredadas
sobre el ingreso de los individuos, permite que el coeficien-
te de Gini sea menor, y por consiguiente la desigualdad
disminuya.
Ahora, resta analizar la desigualdad con escenarios di-
ferentes, hasta conseguir que la desigualdad de los ingre-
sos mejore. Por ejemplo, para el caso de los hombres entre
56 y 60 años de edad la diferencia entre el coeficiente de
Gini, calculado en base a los ingresos observados y el cal-
culado en base a la simulación efecto total, es de -0,7 %, por
lo que se podría decir, que si las variables heredadas me-
joraran, por ejemplo, la educación de los padres fuera ma-
yor que la que asumimos, la desigualdad de los ingresos
fácilmente se vería mejorada, es decir, el coeficiente de Gi-
ni, efecto total, sería menor que el calculado con el ingreso
observado, y la diferencia entre éstos fuera positiva.
A diferencia de los hombres, la desigualdad de los in-
gresos en el caso de las mujeres sí mejoró con los escenarios
que asumimos, es decir, al asumir que la población mues-
tral se autodefina como mestiza, que la provincia de na-
cimiento sea Pichincha, que la educación promedio de los
padres sea de 12 años, que la diferencia de estudio de los
padres sea cero (que el padre y la madre tengan el mismo
nivel de educación) y que haya nacido en zona urbana. Es
así, que para el caso de las mujeres entre 56 y 60 años de
edad. Por ejemplo, la desigualdad de los ingresos (conside-
rando la diferencia entre el efecto total - sesgo medio y el
observado) mejoró en un 9 %. Solamente, el ingreso de las
mujeres entre 26 y 35 años no mejoró, debido a los antece-
dentes mencionados en los correspondientes análisis de los
resultados para cada variable. Sin embargo, restaría anali-
zar estos intervalos con otros escenarios mejorados, con la
finalidad de que la desigualdad de los ingresos se reduzca.
AÑO NACIMIENTO 1946-50 1951-55 1956-60 1961-65 1966-70 1971-75 1976-80
(EDAD)
56-60 51-55 46-50 41-45 36-40 31-35 26-30
Observado
0.53693 0.49133 0.46404 0.45295 0.41652 0.42799 0.40436
efecto parcial-sesgo máximo **
0.45449 0.42546 0.43424 0.46075 0.43270 0.42166
efecto parcial-sesgo mínimo **
0.45457 0.42517 0.43412 0.46031 0.43261 0.42162
efecto parcial-sesgo medio 0.52841 0.45455 0.42522 0.43413 0.46035 0.43262 0.42162
efecto total-sesgo máximo
**
0.45449 0.42547 0.43522 0.40210 0.45205 0.42128
efecto total-sesgo mínimo
**
0.45457 0.42517 0.43483 0.40190 0.45132 0.42097
efecto total-sesgo medio
0.45168 0.45455 0.42521 0.43485 0.40191 0.45136 0.42098
Nota:
** Para este rango los sesgos son números imaginarios.
Tabla 29.
Coeficiente de Gini considerando los sesgos de los estimadores de MCO para el caso de las mujeres entre 26 y 60 años.
Fuente: elaboración propia a partir de la encuesta ECV (2006).
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Analítika,
Revista de análisis estadístico
, 1 (2011), Vol. 1(1): 59-90