El consumo de bienes posicionales y el rol del grupo de referencia

El consumo de bienes posicionales y el rol del grupo de referencia. Un análisis para
cuatro países de América Latina (no citar)
Versión preliminar
Rodrigo Gorga
Martín Leites
Andrea Vigorito
Resumen
Este trabajo se enmarca en el grupo interdisciplinario de Etica, justicia y economía. El grupo
viene desarrollando desde 2011 un análisis de diversas patologías sociales, entre las que se
encuentra el consumismo (Schor, 1999). El objetivo de este estudio es proveer un análisis
empírico de los determinantes del consumo emulativo y, en particular, del consumo de bienes
posicionales, con énfasis en el rol del grupo de pares. El análisis se presenta para los casos de
Argentina, Brasil, México y Uruguay.
En América Latina, la temática del consumo ha sido poco estudiada, tanto desde la economía
como desde el enfoque de las capacidades. Sin embargo, el crecimiento económico actual
plantea la pregunta de en qué medida las personas están en condiciones de transformar los
mayores ingresos en logros de desarrollo humano. Si los mismos se traducen en mayores niveles
de consumo posicional, el mayor acceso a medios no contribuiría necesariamente al desarrollo
de capacidades. Este aspecto es relevante por sus implicancias en términos de bienestar y por
incorporar cómo juegan las interrelaciones sociales en las decisiones de consumo.
Asimismo, la reciente investigación sobre consumo de bienes posicionales resalta el rol de los
grupos de referencia y llama la atención sobre el hecho que, en muchas ocasiones, los sectores
que enfrentan mayores privaciones están más expuestos a este tipo de consumos (Charles et al,
2009; Chai y Kaus, 2012).
Se parte de la clasificación de Heffetz y otros de bienes posicionales en base a encuestas
específicas. En base a ello se toman los siguientes grupos de bienes: cuidado personal,
vestimenta y calzado, joyas y autos.
Para estos grupos se estiman curvas de Engel incluyendo variables que dan cuenta de las
características demográficas y socioeconómicas del hogar, al tiempo que se incluyen diversas
especificaciones de potencial rol del grupo de referencia.
El trabajo se realizó utilizando las Encuestas de Gasto e Ingresos de los Hogares realizadas por
los organismos oficiales de estadísticas en los cuatro países considerados.
Palabras clave: consumo posicional, grupos de referencia,
JEL: D12, D31

Investigadores del Instituto de Economía, Facultad de Ciencias Económicas y de Administración, Universidad de la
República: [email protected], [email protected], [email protected].
I. Introducción
Esta investigación se enmarca en el grupo interdisciplinario de Etica, Justicia y
Economía. El equipo viene desarrollando desde 2011 un análisis de diversas patologías
sociales, entre las que se encuentra el consumismo. En ese contexto resulta de particular
interés conocer los determinantes de las decisiones de consumo, haciendo énfasis en
aquellas que provienen de motivaciones como la búsqueda de estatus y están
fuertemente determinadas por las interacciones sociales (Frank y Heffetz, 2011). En
particular, en este trabajo se explora la relevancia del grupo de pares sobre los niveles
de consumo conspicuo de los hogares. Dentro del amplio grupo de bienes que podrían
considerarse como consumo conspicuo o posicional, en este trabajo nos concentraremos
en aquellos denominados visibles, es decir que pueden ser observados a simple vista, sin
necesidad de tener ningún tipo de proximidad, más allá de la visual con su dueño
(Heffetz, 2011).
La temática del consumo conspicuo se remonta a los escritos de los economistas
clásicos, pero constituyó uno de los temas centrales de los trabajos de Thorsten Veblen
(Veblen, 1899), quien sostuvo que las motivaciones para el consumo presentan un
componente que refiere a la satisfacción que proporcionan los bienes per sé, y otro que
se motiva en la imagen que las personas quieren transmitir al resto de la sociedad. Este
último refiere a la búsqueda de estatus social y se manifestaría en el consumo de ciertos
bienes, cuya selección estaría fuertemente definida por las pautas de consumo de los
estratos altos, a los que denominó la clase ociosa.
Así, las personas quisieran demostrar que han alcanzado ciertos niveles de riqueza, pero
como ello no es visible directamente, optan por consumir ciertos bienes que serían
indicativos de la misma y que pueden ser observados por el resto. Veblen hace también
referencia al ocio de las clases altas, al que llama ocio conspicuo, como otro aspecto a
emular.
Más adelante, esta línea de pensamiento perdió relevancia frente a la teoría neoclásica
del consumidor y fue retomada mucho más tarde y en forma puntual con los trabajos de
Duesenberry, Galbraith, Schor y Frank. Los recientes desarrollos de la economía
comportamental han revigorizado esta línea de trabajo.
La literatura que se ocupa del consumo conspicuo discute cual es la forma precisa que
toma la emulación: se trata de la emulación de las pautas de consumo de los más ricos o
de intentos diferenciación de los más pobres? Las investigaciones al respecto han
brindado ambos tipos de respuesta (véase Charles et al, 2009 y Bowles y Park, 2005),
las cuales tienen fuertes implicancias sobre los efectos que cambios en los niveles de
desigualdad en los países y en los grupos de referencia producirían sobre el consumo
emulativo. Estos aspectos se retomarán más adelante.
La presencia de estos consumos tiene implicaciones sobre diversas ramas de la ciencia
económica. Si a medida que las sociedades aumentan sus niveles de ingreso, el consumo
emulativo aumenta, esto podría comprometer las tasas de ahorro futuras y enlentecer el
proceso de desarrollo. La posible existencia de este tipo de comportamiento puede ser
pensada como una externalidad negativa que generan unos individuos sobre otros (Kaul,
2012). Ello tiene diversas implicancias de política, entre las que se ha destacado la
imposición progresiva a los bienes de consumo conspicuo como posible forma de
mitigar este tipo de conductas (Frank, 1995; Bowles y Park, 2005).
A su vez, si los aumentos en los niveles de ingreso se traducen en mayores niveles de
consumo conspicuo, en detrimento de otros bienes que podrían conducir a logros en
dimensiones como salud, educación, autonomía, la crítica de Sen a la diferenciación
entre medios y logros y el problema de las tasas de conversión de los primeros en los
segundos, cobraría aún más relevancia.
Estos últimos dos aspectos, aunados a los fuertes niveles de desigualdad que
caracterizan a América Latina, vuelven a la región un caso de especial interés para
estudiar la presencia de consumos posicionales y los procesos de emulación. El fuerte
crecimiento económico reciente lleva a que cobre vigencia la discusión acerca de los
posibles efectos del mismo en el desarrollo de largo plazo y en la capacidad de
conversión de mayores medios en logros. Esta temática ha sido poco estudiada en la
región desde la perspectiva económica. Una caracterización de la dinámica reciente del
consumo en América Latina puede encontrarse en Cepal (2014).
En base a las consideraciones anteriores, para realizar este estudio hemos elegido los
casos de de Argentina, Brasil, México y Uruguay. Dadas las diferencias en niveles de
ingreso, desigualdad y cohesión social en los cuatro países, creemos que su
contrastación casos puede ser de interés para conocer la dinámica del consumo visible
en América Latina. Para ello, trabajamos con las encuestas de gasto e ingresos de los
hogares de los cuatro países.
En lo que sigue, se presentan en primer lugar algunos antecedentes de investigación
sobre consumo posicional e interacciones sociales (sección II), luego se describe el
modelo econométrico y la información utilizada (sección III) y se presentan los
principales resultados obtenidos para el caso de México (sección IV). Por último, la
sección V reúne algunos comentarios finales.
II. El consumo posicional y el efecto del grupo de pares
La temática del consumo ha sido tratada con mucho énfasis desde la perspectiva de la
ética. Cortina (2011) sostiene que en las sociedades contemporáneas todos los rituales
se asocian al consumo, al tiempo que el consumo de bienes superfluos se asocia a la
felicidad. La motivación es siempre comparativa. El consumo tiene carácter
compensatorio y, en consecuencia, sirven para el festejo, pero también para compensar
momentos de tristeza. La autora plantea que para definir una ética del consumo se
requiere contestar tres preguntas clave: qué se consume? quién consume? Quién decide
qué se consume? A diferencia de Galbraith, sostiene que la publicidad es un
condicionamiento pero no una determinación y que habría, en consecuencia, un espacio
para plantear lo que denomina ciudadanía del consumidor, responsabilizándolo por
algunas
decisiones.
Este ideal
normativo del
consumo en las sociedades
contemporáneas, se basaría en cuatro atributos: justo, liberador, responsable y felicitante
(en el sentido de proporcionar felicidad en el sentido aristotélico a quien lo consume).
En este esquema, las instituciones cobran un rol central.
Sin embargo, no todas las personas están en condiciones de consumir y los
consumidores en general no sabemos las consecuencias de los consumos que realizamos
ni para el medio ambiente ni para otros humanos. Un prerrequisito, entonces, sería
lograr niveles de acceso a medios mínimos que permitan desarrollar este modelo.
En las ciencias sociales, los estudios de Weber, Baudrillard y Bourdieu han dado cuenta
de la centralidad del consumo en la dinámica social.
Como se señaló en la introducción, los estudios económicos sobre el consumo tienen
como referencia ineludible a los trabajos pioneros de Veblen, para quien el consumo se
motivaba en el deseo de disfrutar de ciertos bienes, así como en el deseo de
posicionamiento social. El sector más rico de la sociedad, la clase ociosa, determinaba
los estándares de consumo del resto de la sociedad. De esta forma, el consumo
emulativo permite fijar el estatus de las personas aún ante aquellos que no los conocen.
Según Veblen, con estas conductas emulativas las personas estarían buscando el autorespeto en base a realizar consumos que no los sitúen por debajo de sus pares.
La relevancia del consumo relativo refiere a aspectos macro y microeconómicos
(Duesenberry, 1949). El consumo posicional tiene diversos problemas: atenta contra la
supuesta soberanía del consumidor, compite contra otros consumos que podrían
conducir a mayores logros (como educación, salud) y a mayores tasas de ahorro. Esto
podría tener repercusiones en el desarrollo económico, por lo que es un área para
intervención de políticas.
El consumo visible corresponde a aquellos bienes de consumo conspicuo que pueden
ser observados por terceros sin que conozcan a las personas en cuestión (Heffetz, 2011).
Relegadas durante mucho tiempo, las ideas de Veblen resurgieron con Galbraith,
Duesenberry, Schor y Frank (1985). Para este último, el consumo posicional según
Frank (1985) estaría constituido por “aquellas cosas cuyo valor depende fuertemente, en
términos relativos, de cómo se comparan con las cosas poseídas por otros”. Para ello
desarrolla un modelo de señalización, basado en los trabajos de Spence (1979) aplicados
a la educación, donde el consumo de bienes posicionales depende del monto consumido
y de cómo el mismo se compara con lo consumido por otros.
El rol del grupo de pares explicaría en buena parte estos consumos. A su vez, dentro del
grupo de pares, las posiciones socioeconómicas de sus integrantes varían dependiendo
de donde se sitúan dentro del grupo. Si se interpreta la señalización como una forma de
distiguirse de los más pobres, los miembros más pobres del grupo tendrían menos
incentivos para señalizar estatus comparados con los de posición alta. El incentivo a
señalizar estatus se incrementa con la posición económica del hogar dentro del grupo de
referencia. Esta visión sería contradictoria con la de Bowles y Park (2005) para quienes
los efectos operarían en la medida en que los más pobres quieren copiar las conductas
de los más ricos.
La consideración del posicionamiento permite relacionar la desigualdad a nivel del
conjunto de la sociedad y dentro del grupo de referencia, el consumo y el ahorro: si los
sectores de menores ingresos tratan de alcanzar los niveles de consumo conspicuo de los
más ricos, a mayor desigualdad, mayores tendrán que ser sus gastos para emular a los
más ricos, en detrimento de sus tasas de ahorro.
Inspirados en la nueva literatura de economía de la felicidad, Eaton y Eswaran (2009)
desarrollan un modelo teórico donde analizan la dinámica económica cuando en
presencia de un bien común, un bien vebleniano y un bien comunitario. Encuentran que
a medida que el ingreso crece, aumenta también el consumo del bien posicional, al
tiempo que se destruye capital social.
Arrow y Dasgupta (2009) presentan algunos cuestionamientos al determinismo de estas
visiones. Critican la noción de que inevitablemente el consumo conspicuo lleva al
problema de los comunes. Para ellos, dichas visiones no toman en cuenta la
intertemporalidad de las decisiones, las cuales permitirían explicar que, en un momento
dado, existan personas que consume más y personas que consume menos que el
promedio.
Las contrastaciones empíricas del modelo de señalización han buscado analizar el rol
del grupo de pares en base a estudios experimentales y a información de encuestas de
gasto y sus resultados no son aún conclusivos, debido a las dificultades empíricas para
atribuir efectos causales a los comportamientos grupales (Heffetz y Frank, 2011). Estos
estudios están fuertemente ligados a los desarrollos realizados en el marco de la nueva
economía de la felicidad, en los que el ingreso y el consumo relativo son utilizados para
entender la paradoja de Easterlin (Clark, 2008; Easterlin, ) A continuación se presenta
una breve reseña de los principales resultados alcanzados.
Carlsson et al (2006) realizan un análisis en base a experimentos para Suecia, basados
en una muestra aleatoria de la población, donde preguntaban por ingreso, ocio,
automóviles otorgados por el empleador, seguridad de los autos. Para estos autores, el
nivel de posicionalidad de un bien viene dado porque las preferencias se expresen en
forma absoluta y no relativa. Encuentran que los automóviles y el ingreso son altamente
posicionales mientras que el ocio y la seguridad en los autos no lo son.
En base a cinco experimentos, Ordabayeba y Chandon (2011) analizan la hipótesis de
que aumentar la igualdad dentro de un grupo genera que las personas consuman menos
y ahorren más, encontrando resultados no conclusivos.
En base a encuestas de gasto en Estados Unidos, Charles et al (2009) contrastan dos
hipótesis: el gasto en consumo conspicuo crece con el ingreso propio; si el ingreso
promedio del grupo aumenta, el gasto en consumo conspicuo cae. Encuentran que los
hispanos y afro americanos 30% mayor gasto en bienes visibles que los blancos y que
las diferencias persisten al interior de cada grupo, en consistencia con el supuesto de
una única función de utilidad para todos los grupos. Esto último implica que los mismos
bienes son considerados como posicionales
Buscando darle validez externa a la investigación anterior en el caso de un país
subdesarrollado y con mayores contrastes sociales, Kaus (2012) testea empíricamente la
hipótesis de Veblen en Sudáfrica y encuentra que los hogares de ascendencia racial
negra gastan un 35-50% más que los blancos con iguales características. A diferencia de
Charles et al (2009) encuentra que hay diferencias al interior de cada grupo.
Interacciones sociales con el grupo propio de referencia. Prueban la validez externa de
Charles et al. Bajo el supuesto de que el consumo conspicuo actúa como un indicador
de la posición socioeconómica del hogar, testean en qué medida el consumo visible
decrece con la media del grupo de referencia. Encuentran que aumentos en el ingreso
medio del hogar, incrementan el gasto en bienes visibles. La incorporación de variables
del grupo, vuelve no significativas las diferencias encontradas entre grupos
socioeconómicos.
Los dos trabajos se basan en la escala de bienes visibles desarrollada por Heffetz (2011)
y utilizan la suma de joyas y relojes, vestimenta, cuidado personal y vehículos, como
aproximación al consumo posicional. Tanto Charles et al (2009) como Kaul (2012)
definen al grupo de referencia en base a criterios de afiliación social y geográficos.
Ambos trabajos utilizan medidas de dispersión del ingreso del grupo, como la
desviación estándar y el coeficiente de variación. En el caso de Sud Africa se agregan
diez variables binarias indicativas del decil al que pertenece el hogar dentro del grupo
de referencia, interactuadas con la media del grupo.
En su libro The overworked American, Julie Schor (1998) constata que las personas que
presentaban un estatus financiero por debajo del nivel del grupo de referencia ahorraban
menos y viceversa.
Perez-Truglia (2013) contrasta la relación entre consumo conspicuo y felicidad
utilizando datos de panel para Rusia y analiza el efecto del grupo de pares. Para su
análisis, se concentra en el gasto en vestimenta, dado su fuerte carácter posicional. Para
definir el grupo de referencia utiliza variables geográficas y demográficas (estas últimas
solo como chequeo de robustez), trabajando con ordenamientos y distancias. Encuentra
que el bienestar subjetivo de un individuo depende de la riqueza de su grupo de
referencia y se asocia al lugar en el ranking de consumo conspicuo de su grupo de
referencia. Además, mientras los bienes posicionales son un determinante de este
desempeño, los bienes no visibles no lo son.
Khun et al (2011) estudian en Holanda el consumo conspicuo en base a un experimento
natural que explota una forma especial de lotería donde se asignan ganadores por
barrios, y encuentran cambios en el comportamiento de los hogares del barrio que no
ganaron la lotería.
Existen otras contrastaciones de la hipótesis de Veblen aplicadas a las decisiones de
trabajo que no aplican el modelo de señalización. En base datos agregados para un panel
de países, Bowles y Park (2005) analizan la presencia de lo que denominan efectos
Veblen en la determinación de horas trabajadas. Encuentran que el consumo posicional
lleva al aumento de las horas trabajadas y que éstas aumentan con el nivel de
desigualdad, en línea con el trabajo de Schor (1998) para Estados Unidos. Como ya se
señaló, para estos autores, las personas se comparan con los grupos más ricos y los
siguen, mientras que no tratan de diferenciarse de las personas más pobres, como
plantean otros autores. Por último, Maurer y Meier (2008) encuentran un efecto de pares
moderado.
Los trabajos empíricos sobre bienes posicionales se enfrentan a la tarea de seleccionar
los bienes que deben ser considerados. Heffetz (Heffetz, 2011; Heffetz, 2012) crea una
escala de visibilidad del consumo (Visibility Index, VINDEX), a partir de una encuesta
realizada a una muestra representativa de 480 personas en Estados Unidos, donde se
pregunta por 32 conjuntos de bienes. Para ello, en la encuesta se les pregunta a las
personas: Imagine que se encuentra con una persona nueva que vive en un hogar
similar al suyo. Imagine que ese hogar no tiene ninguna diferencia, salvo que les
agrada realizar gastos mayores que el promedio en tal bien (lista): ¿qué tan rápido se
daría cuenta que esa persona hizo gastos significativos en (lista). ¿Se daría cuenta
enseguida, luego de un rato, nunca? Heffetz indica que se trata de visibilidad socio
cultural y no física y plantea también el concepto de cultura visible, entendida como el
grupo que tiende a ver las mismas cosas. Esto último permitiría identificar grupos de
referencia. Las variables demográficas que tienen poder explicativo sobre visibilidad,
varían según grupos de bienes, el sexo presenta una asociación débil y la raza una
asociación muy fuerte. La edad solo es significativa en el caso de la ropa.
Charles et al (2009) corroboraron esta escala con una encuesta a 119 estudiantes en
Estados Unidos, encontrando resultados muy similares. Muchos de los estudios
reseñados, así como la presente investigación no han podido realizar escalas propias de
visibilidad, por lo que se basan en la escala de Heffetz (2011).
La revisión anterior ilustra que los avances principales en la contrastación del consumo
conspicuo se han basado en el análisis del rol del grupo de pares sobre un conjunto de
bienes visibles. Se destaca también, que no se encontraron estudios para América Latina
que analicen estas hipótesis.
Si bien los trabajos empíricos reseñados se han ocupado de captar los efectos del grupo
de pares, han prestado menor atención a la forma funcional de la preocupación relativa.
Existen algunas modelizaciones recientes de la preocupación relativa han sido
contrastadas empíricamente, algunas de ellas se detallan en la sección siguiente. En
particular, Leites (2013) realiza un testeo de dichas modelizaciones para el caso
uruguayo, confirma la importancia del grupo de pares como punto de referencias en las
evaluaciones de satisfacción económica y encuentra que las valoraciones son
asimétricas entre las personas que están por encima y por debajo del umbral de
referencia, de acuerdo a la hipótesis de Duesenberry.
III.Modelización e información utilizada
III.1 Un modelo de señalización para el análisis del consumo visible
En lo que sigue, se desarrolla el modelo de señalización estimado en este trabajo. De
acuerdo a estos modelos, el entorno donde el individuo toma las decisiones podría
conducir a que individuos con idénticas preferencias tomen decisiones distintas sobre su
nivel de consumo de este tipo de bienes. Para explicar estos fundamentos resulta útil
partir de un modelo simple que considere la “búsqueda de estatus”, en una situación
donde los bienes se pueden agrupar en posicionales (bp) y no posicionales (bnp). Los
individuos valoran el estatus que les reporta su ingreso relativo dentro de un grupo k.
Cada individuo i enfrenta una restricción presupuestal
y busca optimizar su función
objetivo definida por una función de utilidad
Donde
, y
representan el nivel de consumo de bienes posicionales y no
posicionales del individuo i en el grupo k y
refleja su estatus. Como la riqueza y el
ingreso son inobservables, la sociedad infiere el estatus de cada individuo a partir del
consumo de bienes posicionales. Esto conduce a que el consumo de bienes posicionales
tenga un efecto directo en la utilidad y otro indirecto (externalidad) a través de la
señalización del estatus de cada individuo. Las funciones
,
, y
reflejan la
utilidad que genera cada uno de estos componentes. Se asume que son crecientes y
cóncavas.
Si se asume que los individuos optimizan sus decisiones de consumo y conocen cual es
el consumo de bienes posicionales de su grupo, se puede derivar una función de gasto
en bienes posicionales. En trabajos teóricos recientes se han derivado formalmente las
condiciones de equilibrio y se establecen las siguientes relaciones:
es estrictamente creciente en
.
es decreciente con respecto al ingreso esperado del grupo k
la primer relación es esperable, y plantea que la elasticidad ingreso del consumo de
bienes posicionales es positiva (bienes normales). La segunda relación establece que
ante una caída del ingreso esperado de su grupo, las personas destinan un mayor gasto
al consumo de bienes posicionales. La intuición consiste en que el menor ingreso del
grupo genera incentivos para que el individuo aumente su consumo en bienes
posicionales, de forma de señalizarse y distinguirse de aquellos más pobres.
De esta versión simple del modelo también se desprende que la desigualdad al interior
de los grupos (
podría ser relevante para explicar el consumo de bienes
posicionales. Sin embargo las predicciones son ambiguas y dependen de que
cóncava o convexa con respecto a
sea
.1
La incorporación de la distribución del grupo podría ser relevante por su incidencia en
la calidad de la señal o en la intensidad de la valoración del estatus. Por otra parte, la
situación relativa de cada individuo con respecto al ingreso de su grupo de referencia
también podría ser un factor clave, alternando la sensibilidad marginal del estatus y los
incentivos que operan en la toma de decisiones. Por ejemplo, Kaus (2013) argumenta
que aquellos individuos con una peor posición económica en su grupo de referencia
podrían enfrentar menores estímulos para invertir en "señales de estatus", comparado
con aquellos que se encuentran en una mejor posición. Para los primeros, el retorno en
términos de estatus del consumo de bienes posicionales es esperable que sea menor,
porque compiten con pares más ricos que tienen mayores medios para ampliar su
consumo de bienes posicionales. Esto abre la posibilidad de que el nivel de consumo de
bienes posicionales no sólo dependa del nivel ingreso medio del grupo, de la
1
Charles et al (2009) plantean que la concavidad o convexidad de
mayor (o menor) que la concavidad de
yu
dependen de si la concavidad de
es
desigualdad del mismo, sino también de la posición (ordinal o cardinal) que cada
individuo ocupa en el mismo.
La discusión nos sugiere aproximarnos al consumo de bienes posicionales a través de
cuatro modelos. Una primera ecuación plantea estimar la elasticidad ingreso del
consumo de bienes posicionales. Por la conexión intertemporal de las decisiones de
consumo, sería deseable utilizar el ingreso permanente, el cual usualmente es
aproximado a través del gasto total.
(Ec. 1)
donde i es un subíndice que representa hogares, GBV es el gasto en bienes visibles, GT
es el gasto total del hogar, D es un conjunto de variables demográficas y
socioeconómicas. El coeficiente β1 puede ser interpretado como la elasticidad ingreso
permanente del consumo visible, y por lo argumentado en los párrafos anteriores, es
esperable que
sea significativo y positivo.
Posteriormente, se contrasta la significación del efecto del ingreso del grupo de
referencia, mediante el ingreso promedio del grupo de referencia (Yk)
(Ec.2)
en este caso, se espera que
. Este resultado confirmaría que aquellos que
pertenecen a grupos más pobres buscan incrementar su consumo de bienes posicionales
para distinguirse de los más pobres. Una tercera especificación propone incorporar el
efecto de la desigualdad al interior del grupo de referencia.
(Ec.3)
La desigualdad al interior del grupo será considerada a través de cuatro indicadores:
desviación estándar del ingreso del grupo, el coeficiente de variación del ingreso del
grupo, el índice de Gini del ingreso del grupo y la relación entre el noveno y primer
percentil de ingresos de cada grupo. Bowles y Park (2005) argumentan que la
preocupación relativa es "forward looking", lo que les lleva en su trabajo a utilizar
indicadores de desigualdad a nivel del país que ponderen la cola alta de la distribución.
Los distintos indicadores de desigualdad intra grupo utilizados en este trabajo permiten
considerar esta posibilidad, cambiando la ponderación para los distintos tramos de su
distribución.
En este caso,
estaría indicando la incidencia de la desigualdad al interior del grupo
sobre el consumo de bienes posicionales, y su signo esperado es indeterminado. Por otra
parte, la magnitud y signo de
nos ofrece evidencia indirecta sobre la función de
utilidad de los individuos y la valoración del estatus en relación al consumo de bienes.
(Ec.3)
Esta última especificación permitirá incorporar cómo la situación relativa de cada
individuo al interior del grupo puede afectar el nivel de consumo de bienes posicionales.
Como indicadores de estatus se utiliza la distancia y un ranking que refleja la posición
en el grupo. Esto nos permitirá identificar si el estatus al interior del grupo altera la
sensibilidad a gastar en bienes posicionales. Una derivación más general de la ecuación
anterior es distinguir la situación de aquellos individuos que dentro de su grupo, están
por encima del ingreso medio o por debajo. Siguiendo los fundamentos de Duesenberry
(1949) sobre la posibilidad de que las comparaciones sociales sean asimétricas, se sigue
la especificación propuesta de Ferrer-i-Carbonell (2005) para evaluar valoraciones
asimétricas. Para ello se permite que el estatus al interior del grupo incida de forma
diferencial entre aquellas personas que están por encima del ingreso medio del grupo
(
(Ec.4)
) y aquellas que están por debajo (
).
Si se confirma que
, se encontraría evidencia de que los incentivos para el
consumo de bienes posicionales son mayores para aquellos con una mejor posición
relativa al interior del grupo.
La aplicación empírica que se realiza en esta investigación sigue la metodología
aplicada en Charles et al (2009) y Kaus (2013). Para identificar el gasto en bienes
posicionales se sigue el criterio que se desprende del trabajo de Heffetz (2011). En base
a ello, y a las operacionalizaciones de Charles y Kaus, el consumo visible incorpora el
gasto del hogar en cuidados personales, vestimenta y calzado y joyas2.
Charles et al (2009) argumentan que el gasto total es una variable endógena a cualquiera
de sus subcomponentes, como consecuencia de la simultaneidad de las decisiones. Por
otra parte, en general se argumenta, que las mediciones de gastos están sujetas a errores
de medida, lo cual, podría ser otra fuente de endogeneidad.
Para tratar este aspecto se utilizan variables instrumentales. En una primera estrategia,
siguiendo a Charles et al (2009) y Kaus (2013) se utilizó como instrumento el logaritmo
del ingreso corriente.3 Para evaluar la posible debilidad de los instrumentos y la
magnitud del potencial sesgo se sigue a Bound et al. (1995), quienes proponen probar la
significación conjunta de los instrumentos en la ecuación auxiliar del método en dos
etapas. Cameron y Trivedi (2005) señalan que valores del F estadístico inferiores a 10
confirmaría la debilidad del instrumento y los problemas de sesgo.
Alternativamente, para tratar el tema de endogeneidad del gasto total, el ingreso
permanente fue aproximado por el ingreso corriente del hogar y por una forma
polinómica de tercer grado del ingreso permanente.
III.2 Fuentes de información utilizadas
Los datos de México corresponden a la Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los
Hogares 2006 (ENIGH 2006) relevada formalmente por el Instituto Nacional de
Estadística y Geografía (INEGI) de ese país. El número de hogares registrados asciende
a 20875. La encuesta incluye los ingresos y percepciones de capital de cada uno de los
2
Debido a que las encuestas de gasto relevan la compra de automóviles durante un período de referencia
que podría considerarse breve a los efectos de este estudio, el el ejercicio empírico se realizó primero sin
considerar autos y en una segunda instancia considerando este rubro. Los resultados no se alteran.
3
Se hicieron algunas pruebas utilizando como instrumentos los deciles de ingreso del hogar y un índice
de riqueza de activos.
integrantes del hogar y los gastos y erogaciones de capital por hogar. Además, recoge
información de las características de los hogares, de las viviendas que habitan en él y
sociodemográficas y ocupacionales de los miembros que la integran.
El gasto en cuidados personales se computa mensualmente, mientras que la vestimenta,
el calzado y los accesorios trimestralmente y el gasto en automóviles semestralmente.
Para definir el grupo de pares se siguieron los antecedentes sobre el tema, tomando
criterios sociodemográficos y regionales.4 Los grupos de pares fueron conformados en
base a la región, la educación y la edad del jefe de hogar. Para clasificar las regiones se
tomaron nueve divisiones geográficas de México. En el caso de la edad, se conformaron
tres categorías: menor a 40 años, entre 40 y 55 y mayor a 55. Por su parte, para la
educación se consideró el máximo nivel educativo alcanzado por el jefe de hogar. Los
niveles considerados fueron: sin instrucción, primaria completa, preparatoria completa y
superior. En general la literatura estima las medias para cada grupo, y a cada persona
que pertenece al mismo le asigna este estadístico como umbral de referencia. Criterios
similares son utilizados en Charles et al, 2009; Kaus, 2013; Vendrik y Wotjer, 2007;
Ferrer-i-Carbonell, 2005, Clark; 2008 y Clark et al 2008.
IV. Principales resultados
En esta versión del trabajo se presentan los resultados para México en base a la encuesta
de gastos e ingresos de los hogares 2009 y para Brasil en base a la encuesta de gasto e
ingresos de los hogares 2002. Los cuadros presentan los resultados para las
estimaciones realizadas mediante variables instrumentales. No se incluyen en esta
versión del documento las pruebas de validez de los instrumentos, cuyos resultados
rechazan la hipótesis de debilidad de los instrumentos. A la vez, cabe destacar que las
estimaciones por MCO son muy similares.
4
En Clark (2008) y Clark et al (2008) se discute el tratamiento de los grupos de referencia. Algunos
autores fundamentan sobre la endogeneidad de la elección de los grupos de referencia, tema que su
tratamiento es aún incipiente. Trabajos recientes han logrado relevar qué grupo de personas son relevantes
para realizar las comparaciones interpersonales, concluyendo que en los países europeos dominan las
comparaciones con los compañeros de trabajo y en China rural los habitantes de la misma villa (Knight at
al, 2007, Clark y Senik, 2010)
IV.1 Principales rasgos del consumo visible en México
El gasto en bienes visibles se enmarca en las decisiones de consumo realizadas por los
hogares. En Cepal (2014) se presenta la evolución del consumo reciente en América
Latina a nivel macro y microeconómico. Se observa un fuerte incremento del consumo
en el período reciente, consistente con el aumento del ingreso de los hogares. En ese
contexto, y debido a la caída de sus precios, se percibe un aumento del acceso a bienes
durables y una caída de la participación del gasto en alimentos en el gasto total.
En el caso de México, el gasto en bienes posicionales representa, en promedio, el 8,5%
del gasto de los hogares. Entre las categorías de bienes, este gasto se reparte en un 33%
en cuidados personales, un 10% en automóviles, 2% en joyas y accesorios y un 55% en
vestimenta y calzado.
El consumo de bienes posicioanes varía según algunas características del jefe de hogar,
como la edad y el máximo nivel educativo alcanzado (gráfico 1). Se observa que la
proporción del gasto en bienes posicionales decae con la edad del jefe de hogar para
todos los niveles educativos. A su vez, a medida que el nivel educativo del jefe de
hogar crece, aumenta la proporción del gasto destinado a ese tipo de bienes. Aquellos
hogares en los que el jefe alcanzó el nivel educativo superior y es menor a 40 años
destinan el 10,6% de su gasto al consumo de bienes posicionales. Mientras que, para
hogares con jefes mayores a 55 años y sin instrucción, este porcentaje desciende al
6,6%.
Gráfico 1. Consumo en bienes posicionales según edad y nivel educativo del jefe de hogar.
,06
,04
0
,02
Proporción GBV
,08
,1
México 2006
1
2
3
Sin instrucción
1
2
3
Prim completa
1
2
3
Prepa completa
1
2
3
Superior
Nota: 1 se refiera al grupo de edad de jefes de hogar menores 40 años, 2 a los que se encuentran entre 40
y 55 y 3 a los mayores de 55.
Fuente: ENIGH 2006
El gasto en bienes posicionales también presenta variaciones de acuerdo al ingreso per
cápita del hogar (gráfico 2). Entre el primer decil de ingresos y el sexto, el gasto en
bienes posicionales cae levemente de 8,3% a 8,0, para luego alcanzar el 10,1% en el
decil superior. Esto estaría dando cuenta de una relación con una leve forma de U entre
ingreso y consumo en bienes posicionales.
Gráfico 2. Consumo en bienes posicionales según decil de ingreso de ingreso per cápita del
,095
,09
,085
,08
Proporción GBV
,1
hogar. México. 2006
0
2
4
6
8
10
decil
Intervalo de confianza
Proporción GBV décil
Fuente: ENIGH 2006
La relación descrita en el párrafo anterior no es uniforme para todos los grupos de
bienes considerados (gráfica 3). El gasto en automóviles es el que acompaña el
movimiento de la curva en el gráfico anterior, especialmente en el crecimiento
mencionado a partir del sexto decil. Mientras que estos representan el 0,0001% del
gasto promedio de los hogares del primer decil, alcanzan el 3,3% para decil 10. En los
grupos de vestimenta y calzado y cuidados personales la tendencia es decreciente a
medida que aumenta el ingreso. Considerados conjuntamente, representan el 99% del
gasto de los hogares del primer decil, contra el 64% del gasto de los hogares del
décimo. El gasto en joyas y accesorios, aunque de forma más atenuada que en el caso de
los automóviles, presenta una tendencia creciente a medida que aumenta el ingreso.
Gráfico 3. Consumo por grupo de bienes posicionales según decil de ingreso per cápita del
0
,01
,02
,03
,04
,05
hogar. México. 2006
0
2
4
6
8
10
decil
Intervalo de confianza
Cuidados personales
Automóvil
Joyas y accesorios
Vestimenta y calzado
Fuente: ENIGH 2006
A continuación se describe la situación de los grupos conformados para el analizar su
rol en el consumo de bienes posicionales. En primer lugar, se puede observar la relación
entre el gasto bienes posicionales y el ingreso, para cada grupo en promedio (gráfico 4).
Dada la heterogeneidad de los grupos conformados en base a un conjunto de variables
definidas, la relación que se observaba a nivel de las personas entre ingreso y consumo
de bienes posicionales es menos clara. Tampoco hay una relación evidente entre el
ingreso del grupo y la desigualdad a la interna del grupo medida por el índice de Gini.
,1
,08
,06
Gasto
,12
,14
Gráfico 4. Gasto en bienes posicionales e ingreso promedio por grupo. México. 2006
8
9
10
11
Log_ingreso
Fuente: ENIGH 2006
En cuanto al comportamiento en el interior de los grupos, en función de la posición que
ocupan los hogares en su distribución (gráfico 5), se puede señalar
que aquellos
hogares consideraros relativamente ricos a la interna de los grupos (es decir, cuyo
ingreso es mayor a la media del grupo) gastan, en promedio, una mayor proporción en
bienes posicionales que el promedio del grupo y que aquellos hogares considerados
relativamente pobres (cuyo ingreso no supera la media del grupo).
Gráfico 5. Consumo de bienes posicionales en el interior del grupo.
Fuente: ENIGH 2006
IV.2 Análisis econométrico
Como se indicó en la metodología, el análisis econométrico consistió en la estimación
de curvas de Engel del consumo de bienes posicionales, incluyendo alternativamente el
gasto per cápita del hogar, el ingreso per cápita del hogar y ambas variables; variables
demográficas tales como presencia de menores de 18 años en el hogar, sexo del jefe de
hogar y una parábola en la edad del jefe; variables binarias que reflejan el nivel
educativo del jefe de hogar (sin instrucción, primaria completa, preparatoria completa y
superior); área geográfica (rural-urbano) y diversas especificaciones a efectos de captar
diversas particularidades del potencial efecto de grupos. En lo que sigue, analizamos, en
primer lugar, los principales resultados para México y Brasil.
México 2006
Los determinantes individuales
En relación a los determinantes del consumo posicional, se encontró una fuerte relación
positiva y significativa con el gasto per cápita del hogar, reflejando que los consumos de
estos bienes están asociados a los mayores niveles de disponibilidad de recursos por
parte del hogar (Cuadro 1). Las especificaciones que incluyen el ingreso corriente de los
hogares y el ingreso y el gasto simultáneamente, arrojan resultados similares, aunque
los coeficientes son ligeramente menores en el primer caso.
Para el conjunto de bienes posicionales, los resultados muestran una elasticidad ingreso
cercana a la unidad, e incluso en algunos casos la superan. Esto estaría indicando que
los bienes posicionales se podrían clasificar como bienes superiores o suntuarios,
evidenciando que los rubros seleccionados podrían considerarse como consumo
conspicuo.
El tamaño del hogar se asoció en todos los casos a mayores niveles de consumo
posicional y fue siempre significativo. La presencia de menores de 18 en el hogar
presentó siempre signo positivo y fue significativa, mientras que la presencia de adultos
mayores reflejó el signo opuesto, con valores absolutos de los coeficientes muy
similares. Esto es consistente con los hallazgos de los antecedentes, donde se observa
que el consumo posicional es mayor en las etapas tempranas y medias del ciclo de vida.
El sexo masculino del jefe de hogar se asoció a un menor consumo posicional, con
coeficientes imprecisos (no significativos o significativos al 10%) y con magnitudes de
los coeficientes reducidas. En las especificaciones en las que se incluyó el ingreso del
hogar en lugar del gasto, el coeficiente cobró mayor significación y aumentó en
magnitud. Esto estaría indicando que las diferencias entre gasto e ingreso del hogar
podrían relacionarse al sexo del jefe. Por otra parte, estaría sugiriendo la hipótesis de
estos hogares puedan tener distinta propensión al ahorro.
En todos los casos, la parábola en la edad del jefe mostró signo negativo y significativo
para el término lineal y no fue significativa para el término cuadrático, indicando
nuevamente una relación inequívoca entre consumo posicional y etapa del ciclo de vida.
Salvo para el nivel de menor educación que presentó signo negativo, en ningún caso los
niveles educativos del jefe de hogar resultaron significativos. Esto podría indicar que el
efecto de la educación está captado a través de otras variables incluidas en el modelo,
como por ejemplo el gasto, pero estaría indicando, también, que no hay un efecto de la
educación independiente del ingreso.
El estrato muestral, que refleja áreas urbanas y rurales, se mostró siempre significativo,
asociando consumos posicionales a áreas urbanas, tal como se esperaría desde un punto
de vista teórico.
Cuadro 1. Estimaciones MCO y VI de la Ecuación 1 para el total de gastos en bienes posicionales y por tipo de bien. México
2006
Todos
VARIABLES
Log Gasto per cápita
Log tamaño del hogar
Hay menores18
Cuidados
MCO
MCO
Automóvil
MCO
Joyas
MCO
Vestimenta
MCO
Todos
VI
Cuidados per Automóvil
VI
VI
Joyas
Vestimenta
VI
VI
1.11967
0.84651
0.61570
0.67968
1.27322
1.10000
0.80333
0.77757
0.66995
1.13867
(0.019)***
(0.019)***
(0.036)***
(0.032)***
(0.033)***
(0.055)***
(0.041)***
(0.097)***
(0.081)***
(0.097)***
0.33291
0.09570
0.45336
0.33340
0.75718
0.32020
0.06779
0.55799
0.32711
0.67020
(0.031)***
(0.032)***
(0.042)***
(0.046)***
(0.054)***
(0.046)***
(0.039)*
(0.068)***
(0.065)***
(0.081)***
0.15567
-0.05747
0.04853
-0.01349
0.58450
0.15349
-0.06224
0.06643
-0.01456
0.56962
(0.028)***
(0.029)**
(0.049)
(0.053)
(0.057)***
(0.029)***
(0.030)**
(0.050)
(0.054)
(0.058)***
Hay mayores 65
-0.17265
(0.040)***
-0.12677
(0.041)***
-0.06157
(0.046)
-0.02871
(0.070)
-0.21441
(0.073)***
-0.17354
(0.041)***
-0.12873
(0.042)***
-0.05424
(0.047)
-0.02915
(0.070)
-0.22050
(0.073)***
Sexo del jefe
-0.03889
-0.05435
0.12232
0.02058
-0.08973
-0.03969
-0.05612
0.12898
0.02018
-0.09526
(0.023)*
(0.024)**
(0.031)***
(0.038)
(0.043)**
(0.023)*
(0.024)**
(0.032)***
(0.038)
(0.044)**
-0.01391
0.00746
-0.01528
-0.00606
-0.03836
-0.01329
0.00881
-0.02037
-0.00576
-0.03413
(0.004)***
(0.004)*
(0.004)***
(0.006)
(0.008)***
(0.005)***
(0.004)**
(0.005)***
(0.006)
(0.009)***
Edad del jefe
edad * edad
0.00003
-0.00014
0.00010
0.00000
0.00020
0.00003
-0.00015
0.00014
-0.00000
0.00017
(0.000)
(0.000)***
(0.000)**
(0.000)
(0.000)**
(0.000)
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)
(0.000)*
0.00427
0.05172
-0.12595
-0.01305
-0.00675
0.01018
0.06469
-0.17457
-0.01012
0.03367
(0.026)
(0.027)*
(0.036)***
(0.043)
(0.051)
(0.029)
(0.029)**
(0.046)***
(0.048)
(0.057)
Prepa compl
0.00426
0.06715
-0.13783
-0.03172
-0.01842
0.01465
0.08995
-0.22333
-0.02658
0.05266
(0.028)
(0.030)**
(0.040)***
(0.047)
(0.054)
(0.038)
(0.035)**
(0.063)***
(0.061)
(0.071)
Estudios super
0.06108
0.05100
-0.11557
0.19233
0.13177
0.08415
0.10162
-0.30535
0.20373
0.28953
(0.037)*
(0.038)
(0.068)*
(0.066)***
(0.072)*
(0.070)
(0.056)*
(0.119)**
(0.103)**
(0.128)**
0.10216
0.01409
0.17718
0.15548
0.17276
0.09823
0.00546
0.20953
0.15354
0.14587
(0.023)***
(0.023)
(0.044)***
(0.039)***
(0.046)***
(0.025)***
(0.024)
(0.047)***
(0.041)***
(0.049)***
Primaria comp
De 15 a 99999 hab
Menos de 15000 hab
Constant
0.09445
-0.09977
0.19104
0.20385
0.33185
0.08535
-0.11975
0.26595
0.19935
0.26958
(0.026)***
(0.028)***
(0.035)***
(0.044)***
(0.045)***
(0.034)**
(0.032)***
(0.054)***
(0.054)***
(0.060)***
-3.81944
-2.57913
-5.34783
-5.43467
-6.38643
-3.64830
-2.20352
-6.75602
-5.35004
-5.21588
(0.189)***
(0.189)***
(0.348)***
(0.319)***
(0.325)***
(0.491)***
(0.372)***
(0.858)***
(0.721)***
(0.857)***
Observations
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
R-squared
0.500
0.396
0.074
0.106
0.248
0.500
0.396
0.070
0.106
0.247
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
El análisis por tipo de bienes da cuenta de algunas diferencias. En el caso de los
cuidados personales, el signo del coeficiente que refleja la presencia de menores de 18
se volvió negativo, la edad del jefe perdió significación, pero presenta signo positivo y
el estrato perdió significación. Los coeficientes del gasto per cápita del hogar se reducen
a la tercera parte en el caso de los automóviles. Al mismo tiempo, la presencia de niños
y adultos mayores pierde significación, y la presencia de jefe de hogar masculino arroja
un signo positivo y significativo. El estrato recupera significación, asociando una mayor
compra de vehículos a áreas urbanas. La adquisición de joyas presenta niveles del
coeficiente del gasto superiores a los de los automóviles y las variables que resultan
significativas son el número de integrantes del hogar y el nivel educativo alto. En
relación a la vestimenta, el coeficiente del gasto es elevado y mayor que en el caso
general y todas las variables son significativas y con signos similares a la especificación
general.
El efecto de grupos
Un primer comentario general es que la inclusión de controles que incorporan el efecto
del grupo de pares, en general no tiene un efecto en la magnitud y significación de los
parámetros comentados en el apartado anterior.
En relación a la incidencia del grupo de pares, se comienza comentando los resultados
con respecto a la asociación entre el nivel de consumo de bienes posicionales y el
ingreso medio del grupo (Ecuación 2). Los resultados sobre la magnitud y significación
de este parámetro no son robustos, dependen de la especificación y el bien posicional
considerado. En general, en las estimaciones para el consumo agregado de bienes
posicionales, el coeficiente asociado al ingreso medio del grupo de pares no es
significativo, y con algunas excepciones es positivo al 10% de significación (Cuadro
2)5. Este patrón se repite cuando consideramos los bienes posicionales de forma
desagregada, aunque encontramos diferencias con el gasto en vestimenta y en joyas y
relojes. En las estimaciones específicas para estos dos bienes, en general el coeficiente
asociado al ingreso medio del grupo es significativo y negativo, lo cual es consistente
con lo que predicen los modelos de señalización a través de estatus. Es decir, pertenecer
al grupo de pares más pobres genera mayores estímulos para gastar en vestimenta y
joyas, con el objetivo de distinguirse de los más pobres o para emular a los más ricos.
5
En los Cuadros A1 a A4 se presenta las estimaciones presentadas en el Cuadro 2 pero para los distintos
bienes posicionales de forma desagregada.
En segundo lugar, se estima una versión de la ecuación 3, considerando cinco medidas
de dispersión alternativas al interior de los grupos: (i). índice de Gini, (ii). coeficiente de
variación, (iii).brecha con el ingreso de referencia (
),(iv).proporción de la
brecha de ingresos con respecto al ingreso de referencia (
), (v) posición
ordinal en el grupo; (vi) valor absoluto de la brecha de ingresos con respecto al ingreso
de referencia.
Las estimaciones por variables instrumentales para el consumo total de bienes
posicionales, arrojan un coeficiente de variación significativo y negativo, mientras que
el Gini no es significativamente distinto de cero. A nivel desagregado, estos resultados
se mantienen para el gasto en cuidados, al tiempo que no son robustos para el resto de
los bienes.
Cuadro 2. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en todos los bienes posicionales agregados.
México 2006.
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
VARIABLES
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
Media grupo
-0.00001
0.00000
-0.00000
0.00002
0.00001
0.00000
0.00000
0.00002
0.00001
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)*
(0.000)*
(0.000)
(0.000)
(0.000)*
(0.000)*
Gini grupo
0.17987
(0.213)
Coef variación grupo
-0.06266
(0.016)***
Distancia
0.33928
(0.185)*
Distancia ordinal
0.00534
(0.003)*
Distancia proporcional
0.02741
(0.264)
Distancia valor absoluto
-0.03659
(0.025)
Rico
0.34812
Pobre
-0.34328
(0.220)
(0.196)*
Rico ordinal
0.00689
(0.003)**
Pobre ordinal
-0.00504
(0.003)*
Constant
-3.70011
-3.68698
-3.35746
-0.08969
-2.08506
-2.97936
-3.72436
-0.01624
-1.83745
(0.503)***
(0.531)***
(0.530)***
(2.352)
(1.234)*
(5.939)
(0.456)***
(2.587)
(1.308)
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
0.512
0.500
0.501
0.491
0.501
0.499
0.501
0.490
0.501
Observations
R-squared
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Por otra parte, la distancia cardinal en su versión absoluta y la posición ordinal,
muestran un coeficiente positivo y significativo para el gasto total en bienes visibles y a
nivel desagregado para el gasto en cuidados y en vestimenta. Esto en cierta medida
representa evidencia indirecta sobre la importancia del ingreso de los pares en las
decisiones de consumo de este tipo de bienes y sugiere, que aquellos relativamente más
ricos o mejor posicionados al interior del grupo, son los que mayores recursos destinan
a este tipo de bienes. Resultados menos conclusivos, e incluso contradictorios, se
observa en relación al gasto en automóviles.
La siguiente especificación utilizada intenta avanzar sobre esta discusión sobre las
distintas sensibilidades en función de la posición en el grupo, considerando la media del
grupo, la desigualdad del grupo y una interacción entre ambas variables. El coeficiente
de la interacción nos permitirá analizar si la desigualdad al interior del grupo afecta de
forma diferencial según el ingreso de las personas. En contextos de alta desigualdad, a
los más ricos les es más fácil señalizar su estatus, mientras que los más pobres, podrían
tener menores retornos en este tipo de gastos.
El coeficiente asociado al ingreso medio del grupo da significativo y positivo en las
especificaciones que se usa el Gini, mientras que no es significativo cuando se utiliza el
coeficiente de variación. Los indicadores de dispersión, son significativos, pero con
signos opuestos, lo que podría estar asociado a las distintas propiedades del coeficiente
de variación y el Gini. Mientras que el primero es sensible a los valores extremos, el
segundo se ve más afectado por los estratos medios de cada grupo. Finalmente, la
interacción es significativa y negativa en ambos casos, lo cual estaría indicando que la
desigualdad genera menores estímulos para que los más ricos consuman más bienes
posicionales, y en situación opuesta, estarían los más pobres. Esto resulta consistente
con la teoría de bienes posicionales.
En un siguiente paso se realiza una estimación de la ecuación 4, considerando un
modelo más flexible que permite que las valoraciones de la situación relativa sean
distintas, según el lugar que cada persona ocupa en la distribución al interior del grupo.
Para el gasto total en bienes posicionales, los resultados confirman la hipótesis de que
las valoraciones no son simétricas, cuestión que se mantiene en las estimaciones
desagregadas por tipo de bienes. Es decir, mientras que los más pobres dentro del grupo
gastan relativamente menos en bienes posicionales, aquellos relativamente más ricos
gastan más, o no son sensibles a la situación relativa. Los resultados son consistentes
con los modelos que explican el consumo conspicuo en base al estatus y parecen
confirmar que la situación relativa en el grupo de pares afecta los estímulos a realizar
este tipo de gasto. La evidencia sería consistente con la hipótesis planteada por Kaus
(2013), sobre los menores estímulos que enfrentan los más pobres dentro de un grupo
para gastar en bienes posicionales, en relación a aquellas personas que están en una
mejor situación relativa.
b) Brasil 2002
Los determinantes individuales
En relación a este grupo de variables cabe destacar que los coeficientes de Brasil en
relación al gasto y al ingreso reflejan significaciones, magnitudes y signos muy
similares a los de México, identificando a los bienes posicionales como bienes
superiores. Asimismo, el tamaño del hogar, la presencia de adultos mayores, la edad y
el sexo del jefe presentan también fuertes similitudes, pese a que esta última variable es
siempre significativa (Cuadro 3).
Sin embargo, cabe destacar en este caso dos diferencias sustanciales en referencia a la
presencia de niños en el hogar y al rol de la educación. En el primer caso, el coeficiente
es significativo y negativo. Las razones deberán explorarse en futuras versiones de este
trabajo. Dentro de las variables educativas, la que da cuenta de nivel terciario resultó
siempre significativa, dando cuenta de un efecto diferencial no asimilable a la posesión
de recursos, como se observó en el comentario sobre México.
En relación a los grupos de bienes, el efecto negativo de la presencia de menores de 18
permanece en cuidados personales (al igual que lo observado en el caso de México), se
vuelve positivo en tenencia de automóviles, no es significativo en joyas y vuelve a ser
negativo en vestimenta. El coeficiente negativo de la jefatura masculina aumenta
fuertemente de magnitud en el caso de los cuidados personales (-0.22 en promedio), se
vuelve positivo y de mayor magnitud en caso de los automóviles (0.34 en promedio),
deja de ser significativo en joyas y vuelve a ser positivo pero de menor magnitud en
vestimenta (0.14 en promedio). Las variables binarias que reflejan niveles educativos
superiores a la variable omitida resultaron significativas en todas las especificaciones y
de mayor magnitud que en el caso general, en las estimaciones del gasto en cuidados
personales. En el caso de los vehículos, el nivel educativo superior resultó positivo y
significativo, mientras que el nivel intermedio resultó negativo y significativo. Este
último comportamiento requiere un análisis en mayor profundidad. En el caso de las
joyas, todos los niveles educativos resultaron con signos negativos y significativos, tal
vez en línea con los comentarios vertidos en el trabajo de Kaul (2013) que refieren a que
los sectores de mayores niveles educativos realizan la señalización vía títulos más que
vía consumo de joyas. Mientras tanto, las variables educativas resultaron positivas y
significativas en el caso de la vestimenta.
Cuadro 3. Estimaciones MCO y VI de la Ecuación 1 para el total de
gastos en bienes posicionales y por tipo de bien. Brasil 2002
VARIABLES
Log Gasto per cápita
Log tamaño del hogar
Hay menores18
Hay mayores 65
Sexo del jefe
Edad del jefe
edad * edad
Area geográfica 2
Secundaria compl
Estudios super
Constant
Observations
R-squared
Todos
Cuidados per
Automóvil
Joyas
Vestimenta
Todos
Cuidados per
Automóvil
Joyas
Vestimenta
MCO
MCO
MCO
MCO
MCO
VI
VI
VI
VI
VI
1.23901
0.90409
1.09716
0.01020
0.86829
1.16808
0.82818
1.37151
0.03686
0.77253
(0.012)***
(0.011)***
(0.020)***
(0.003)***
(0.012)***
(0.032)***
(0.032)***
(0.058)***
(0.014)***
(0.037)***
0.65419
0.43223
0.64687
-0.03116
0.55232
0.61644
0.39184
0.79286
-0.01697
0.50136
(0.024)***
(0.024)***
(0.034)***
(0.005)***
(0.026)***
(0.028)***
(0.028)***
(0.041)***
(0.008)**
(0.031)***
-0.06464
-0.19710
0.06160
0.00976
-0.10137
-0.08305
-0.21680
0.13280
0.01668
-0.12622
(0.024)***
(0.026)***
(0.039)
(0.007)
(0.028)***
(0.025)***
(0.027)***
(0.042)***
(0.007)**
(0.029)***
-0.15889
-0.11384
-0.17232
0.00784
-0.16909
-0.16280
-0.11801
-0.15722
0.00931
-0.17436
(0.035)***
(0.036)***
(0.049)***
(0.006)
(0.040)***
(0.035)***
(0.036)***
(0.049)***
(0.006)*
(0.040)***
-0.04398
-0.22605
0.36306
-0.00402
-0.14905
-0.03074
-0.21188
0.31186
-0.00900
-0.13117
(0.021)**
(0.021)***
(0.029)***
(0.004)
(0.023)***
(0.021)
(0.022)***
(0.032)***
(0.005)**
(0.024)***
-0.01686
-0.00871
-0.01246
-0.00006
-0.01686
-0.01396
-0.00561
-0.02368
-0.00115
-0.01294
(0.004)***
(0.004)**
(0.005)**
(0.001)
(0.004)***
(0.004)***
(0.004)
(0.006)***
(0.001)
(0.005)***
0.00005
0.00003
0.00007
0.00000
0.00007
0.00002
0.00000
0.00016
0.00001
0.00004
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)***
(0.000)
(0.000)
0.04580
-0.15722
0.24627
0.00214
-0.01988
0.01452
-0.19070
0.36724
0.01390
-0.06211
(0.018)**
(0.017)***
(0.022)***
(0.003)
(0.019)
(0.022)
(0.022)***
(0.033)***
(0.007)**
(0.025)**
0.00416
0.13422
-0.06338
0.00251
0.03906
0.05169
0.18508
-0.24720
-0.01536
0.10322
(0.022)
(0.023)***
(0.035)*
(0.004)
(0.025)
(0.029)*
(0.030)***
(0.050)***
(0.010)
(0.034)***
-0.09710
0.11499
0.26501
0.00641
-0.03884
0.01096
0.23062
-0.15292
-0.03420
0.10705
(0.036)***
(0.037)***
(0.064)***
(0.008)
(0.043)
(0.056)
(0.057)***
(0.102)
(0.020)*
(0.066)
-4.08325
-3.47906
-5.97918
-0.03390
-2.62738
-3.72099
-3.09143
-7.38019
-0.17004
-2.13834
(0.102)***
(0.096)***
(0.149)***
(0.024)
(0.110)***
(0.189)***
(0.187)***
(0.314)***
(0.073)**
(0.208)***
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
0.561
0.439
0.343
0.008
0.343
0.560
0.438
0.331
0.001
0.341
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
El efecto de grupos
Al igual que en el caso de México, los coeficientes que reflejan el valor medio del
ingreso del grupo de referencia resultaron en todos los casos negativos. Como se señaló,
este resultado se ubica en línea con los resultados de la bibliografía sobre consumo
posicional (Cuadro 4). 6
La desigualdad del grupo, medida a través del índice de Gini y coeficiente de variación
no resultó significativa para explicar el consumo agregado de bienes posicionales. Sin
embargo, y, a diferencia de México, cuando estos se interactúan con la media del grupo,
se encuentra una relación positiva, que refleja que a medida que aumenta el ingreso, a
mayores niveles de desigualdad dentro del grupo, mayor consumo posicional, en línea
con la literatura internacional que refiere a emulación ascendente. Estos efectos se
6
En los cuadros A5 a A8 se presenta las estimaciones presentadas en el Cuadro 3 pero para los distintos
bienes posicionales de forma desagregada.
encontraron también para el caso de los cuidados personales, en el que, además,
resultaron fuertemente significativos y de signo positivo los coeficientes de desigualdad
sin interactuar con la media de ingresos, lo cual se ubica en línea con las hipótesis del
consumo posicional. Asimismo, en el caso de los automóviles solo resultó significativa
la interacción del coeficiente de variación con la media del grupo, aplicándose las
consideraciones vertidas antes en cuanto a las propiedades de este índice. Mientras
tanto, la desigualdad con y sin interacciones no se asoció al consumo de joyas, al tiempo
que el caso de la vestimenta presenta una conducta similar al caso general pero con
menores magnitudes de los coeficientes. La distancia al promedio del grupo, resultó
significativa y positiva en todos los casos, reflejando un mayor consumo posicional para
quienes se sitúan en los extremos del grupo. Aquí las motivaciones podrían diferir, pero
eso se retomará al estudiar las asimetrías.
Cuadro 4. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en todos los bienes posicionales agregados.
Brasil 2002
VARIABLES
Media grupo
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
Todos
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
-0.00019
-0.00019
-0.00016
0.00041
0.00017
-0.00009
-0.00018
0.00035
0.00015
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)*
(0.000)
(0.000)***
(0.000)**
(0.000)
Gini grupo
0.10871
(0.162)
Coef variación grupo
0.00275
(0.001)***
Distancia
0.51061
(0.111)***
Distancia ordinal
0.01106
(0.002)***
Distancia proporcional
0.04614
(0.027)*
Distancia valor absoluto
-0.10597
(0.019)***
Rico
0.43154
(0.131)***
Pobre
-0.47962
(0.113)***
Rico ordinal
0.01008
(0.003)***
Pobre ordinal
-0.01112
(0.002)***
Constant
-3.92507
-3.97216
-4.03346
0.16515
-1.68803
-3.17046
-3.87543
-0.26441
-1.79847
(0.206)***
(0.238)***
(0.233)***
(1.089)
(0.679)**
(0.524)***
(0.209)***
(1.154)
(0.720)**
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
0.562
0.562
0.562
0.496
0.542
0.555
0.564
0.510
0.545
Observations
R-squared
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
En el caso de las valoraciones asimétricas, al igual que en el caso de México, las
estimaciones de gasto total en bienes posicionales para aquellos hogares cuyos ingresos
se sitúan por debajo de la media del grupo, la mayor distancia (menor ingreso) se asocia
a un menor consumo posicional. Mientras tanto, la mayor distancia a la media para
aquellos hogares situados por encima de la misma, se asocia a un mayor consumo
posicional. Se destaca que si bien el signo de los coeficientes es opuesto, sus
magnitudes son similares. Los resultados son similares al considerar distancias
ordinales. En cuidados personales se obtuvieron resultados similares, mientras que en el
consumo de automóviles y de joyas las distancias no resultaron significativas, excepto
en el caso de la distancia ordinal por debajo de la media, que arrojó un coeficiente
positivo de baja magnitud. En el caso de la vestimenta resultaron significativos y
negativos los coeficientes de distancia ordinal por debajo de la media, revelando un
menor consumo posicional en los grupos de mayor privación relativo.
V. Comentarios finales
El presente análisis constituyó un primer esfuerzo para identificar el consumo
posicional en algunos países de la región. Se encontró una fuerte asociación con el gasto
per cápita, sexo del jefe de hogar y variables regionales. En línea con los roles
tradicionales asociados a mujeres y hombres, la jefatura femenina implica mayores
niveles de consumo en cuidados personales y la jefatura masculina mayor consumo de
automóviles. Al igual que en la literatura revisada, la edad de las personas y la presencia
de adultos mayores se asocia con menores niveles de consumo posicional. Sin embargo,
la presencia de niños en el hogar presentó resultados dispares, presentando un signo
positivo en el caso de México y negativo en el de Brasil. Las razones deberán ser
analizadas en futuras versiones de este trabajo, pero seguramente se vinculan a la
estructura demográfica y distributiva de cada país. Las variables educativas resultaron
significativas en el caso de Brasil pero no en el de México.
En relación a la magnitud de la elasticidad ingreso del consumo de bienes posicionales,
los coeficientes estimados son consistentes con los antecedentes. Estos resultados,
arrojarían evidencia favorable sobre el conjunto de bienes seleccionados para analizar el
consumo conspicuo.
En relación al comportamiento de los grupos de referencia, estos tienen un claro rol,
pero su influencia es fuertemente sensible a la especificación y al lugar del individuo en
el grupo. La media del grupo presentó un signo consistente con las teorizaciones de
consumo posicional, fundamentalmente para Brasil, reflejando mayor consumo a menor
ingreso grupal. Una mayor desigualdad dentro del grupo, medida por índices de
resumen (Gini, coeficiente de variación), resultó asociada al consumo posicional cuando
interactúa con la media del grupo. Sin embargo, las distancias al grupo de referencia en
algunos casos llevan a rechazar la hipótesis de consumo emulativo y en otros casos no:
parecería que en el caso de Brasil no se podría hablar de consumo posicional en los
hogares situados por debajo de la media del grupo de referencia en el caso general y de
la vestimenta, pero sí en automóviles y joyas. Para el caso de México, la evidencia es
consistente con el consumo conspicuo y una valoración asimétrica en relación al ingreso
del grupo de referencia. Esto estaría indicando, que entre aquellos relativamente más
pobres del grupo, los estímulos hacia el consumo conspicuo es relativamente menor, en
relación a aquellos más ricos.
En etapas futuras se incorporarán estimaciones para otras dos rondas de Brasil y
México, así como estimaciones para Argentina y Uruguay, países más homogéneos
desde el punto de vista distributivo.
V. Referencias bibliográficas
Anexo
Cuadro A1. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en cuidados personales. México 2006
Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per
VARIABLES
VI
VI
VI
Media grupo
-0.00003
0.00001
0.00000
(0.000)
(0.000)***
(0.000)
Gini grupo
VI
VI
VI
VI
VI
VI
0.00004
0.00002
-0.00001
0.00001
0.00003
0.00002
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)***
-0.27590
(0.221)
Coef variación grupo
-0.08977
(0.018)***
Distancia
0.39094
(0.135)***
Distancia ordinal
0.00562
(0.002)***
Distancia proporcional
-0.21765
(0.354)
Distancia valor absoluto
-0.06966
(0.022)***
Rico
0.25760
Pobre
-0.33055
(0.163)
(0.141)**
Rico ordinal
0.00377
Pobre ordinal
-0.00597
(0.003)
(0.002)***
Constant
-2.01203
-1.96097
-1.67235
2.01788
-0.43366
-7.18332
-2.24473
0.90965
-0.72912
(0.400)***
(0.398)***
(0.404)***
(1.696)
(0.883)
(8.037)
(0.342)***
(1.856)
(0.953)
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
0.413
0.396
0.398
0.376
0.395
0.353
0.397
0.387
0.396
Observations
R-squared
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Cuadro A2. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones
por
VI
para
el
gasto
en
automóviles
México
2006.
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
VARIABLES
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
Media grupo
0.00012
-0.00002
-0.00001
-0.00005
-0.00003
0.00006
-0.00001
-0.00003
-0.00003
(0.000)*
(0.000)**
(0.000)*
(0.000)**
(0.000)**
(0.000)
(0.000)**
(0.000)
(0.000)**
Gini grupo
0.92904
(0.405)**
Coef variación grupo
-0.00445
(0.030)
Distancia
-0.55299
(0.332)*
Distancia ordinal
-0.01016
(0.005)**
Distancia proporcional
0.76609
(1.090)
Distancia valor absoluto
0.15490
(0.047)***
Rico
-0.07020
Pobre
0.33434
(0.361)
(0.329)
Rico ordinal
-0.00647
Pobre ordinal
0.01086
(0.006)
(0.005)**
Constant
-7.33818
-7.23740
-6.89894
-12.68037
-9.84981
11.12993
-6.49792
-8.66756
-9.26099
(0.884)***
(0.939)***
(0.922)***
(4.304)***
(2.353)***
(24.126)
(0.788)***
(4.347)**
(2.455)***
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
0.087
0.071
0.070
0.028
0.059
0.074
0.065
0.063
Observations
R-squared
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Cuadro A3. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones
por
VI
para
el
gasto
en
joyas
y
accesorios
México
2006.
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
VARIABLES
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
Media grupo
0.00004
-0.00002
-0.00002
0.00000
-0.00001
0.00001
-0.00002
0.00001
-0.00000
(0.000)
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)***
(0.000)
(0.000)
Gini grupo
0.73951
(0.366)**
Coef variación grupo
-0.03315
(0.024)
Distancia
0.28169
(0.266)
Distancia ordinal
0.00567
(0.004)
Distancia proporcional
0.22922
(0.723)
Distancia valor absoluto
-0.01046
(0.039)
Rico
0.39299
Pobre
-0.33209
(0.319)
(0.282)
Rico ordinal
0.01012
(0.005)**
Pobre ordinal
-0.00482
(0.004)
Constant
-5.55221
-5.80803
-5.41216
-2.61850
-3.91687
-0.15362
-5.58213
-1.69339
-3.20729
(0.743)***
(0.780)***
(0.784)***
(3.412)
(1.793)**
(16.248)
(0.666)***
(3.719)
(1.871)*
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
0.123
0.107
0.107
0.104
0.108
0.071
0.106
0.101
0.108
Observations
R-squared
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Cuadro A4. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en para vestimenta. México 2006.
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
VARIABLES
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
Media grupo
-0.00009
-0.00001
-0.00001
0.00004
0.00001
0.00004
-0.00001
0.00003
0.00002
(0.000)
(0.000)
(0.000)*
(0.000)**
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
Gini grupo
0.00824
(0.402)
Coef variación grupo
-0.02551
(0.031)
Distancia
0.86747
(0.315)***
Distancia ordinal
0.01320
(0.005)***
Distancia proporcional
0.49381
(0.820)
Distancia valor absoluto
-0.14070
(0.048)***
Rico
0.64394
Pobre
-0.76624
(0.378)*
(0.335)**
Rico ordinal
0.01682
(0.006)***
Pobre ordinal
-0.01251
(0.005)***
Constant
-5.09499
-5.33297
-5.22115
3.70924
-1.52029
6.30344
-5.71170
1.85136
-0.94253
(0.896)***
(0.931)***
(0.932)***
(4.021)
(2.132)
(18.225)
(0.793)***
(4.429)
(2.252)
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
20,875
0.256
0.247
0.247
0.210
0.243
0.110
0.249
0.224
0.241
Observations
R-squared
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Cuadro A5. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en cuidados personales. Brasil 2002
Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per Cuidados per
VARIABLES
VI
VI
Media grupo
0.00000
(0.000)
Gini grupo
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
-0.00019
-0.00008
0.00028
0.00016
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)*
(0.000)
-0.00011
-0.00018
0.00023
0.00017
(0.000)*
(0.000)***
(0.000)
(0.000)
0.84176
(0.162)***
Coef variación grupo
0.00817
(0.001)***
Distancia
0.39552
(0.107)***
Distancia ordinal
0.01056
(0.002)***
Distancia proporcional
0.03205
(0.024)
Distancia valor absoluto
-0.08141
(0.018)***
Rico
0.33806
(0.130)***
Pobre
-0.37300
(0.111)***
Rico ordinal
0.01118
(0.003)***
Pobre ordinal
-0.01051
(0.002)***
Constant
-2.84823
(0.205)***
Observations
R-squared
48,284
0.452
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
-3.65501
-3.61187
-0.12212
-1.15455
-2.76629
-3.25230
-0.43430
-1.08416
(0.236)***
(0.230)***
(1.051)
(0.684)*
(0.510)***
(0.206)***
(1.135)
(0.736)
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
0.441
0.442
0.386
0.416
0.435
0.441
0.397
0.414
Cuadro A6. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en automóviles. Brasil 2002.
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
Automóvil
VARIABLES
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
Media grupo
-0.00022
(0.000)***
-0.00021
-0.00011
-0.00075
-0.00058
-0.00035
-0.00022
-0.00050
-0.00047
0.00002
(0.000)***
(0.000)**
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)**
(0.000)**
(0.000)
Gini grupo
-0.09946
(0.248)
Coef variación grupo
0.00822
(0.002)***
Distancia
-0.46269
(0.173)***
Distancia ordinal
-0.01159
(0.004)***
Distancia proporcional
-0.06241
(0.043)
Distancia valor absoluto
0.14010
(0.033)***
Rico
-0.14470
Pobre
0.33807
(0.207)
(0.177)*
Rico ordinal
-0.00538
Pobre ordinal
0.01202
(0.005)
(0.004)***
Constant
Observations
R-squared
-7.21477
(0.336)***
48,284
0.343
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1Automóvil
-7.56219
-7.92857
-11.31164
-9.94992
-8.62589
-7.67089
-9.58415
-9.24878
-7.60223
(0.399)***
(0.387)***
(1.693)***
(1.195)***
(0.853)***
(0.358)***
(1.802)***
(1.260)***
(0.344)***
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
0.328
0.331
0.234
0.275
0.303
0.331
0.292
0.298
0.328
Cuadro A7. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en joyas y accesorios. Brasil 2002.
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
Joyas
VARIABLES
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
Media grupo
0.00001
(0.000)
0.00001
0.00001
-0.00010
-0.00006
-0.00002
0.00001
-0.00009
-0.00006
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
Gini grupo
-0.01387
(0.042)
Coef variación grupo
0.00005
(0.000)
Distancia
-0.09052
(0.043)**
Distancia ordinal
-0.00228
(0.001)**
Distancia proporcional
-0.01333
(0.011)
Distancia valor absoluto
0.01742
(0.006)***
Rico
-0.08415
Pobre
0.08802
(0.055)
(0.047)*
Rico ordinal
-0.00205
Pobre ordinal
0.00229
(0.001)
(0.001)**
Constant
-0.14783
(0.075)**
-0.15388
-0.16183
-0.88497
-0.62067
-0.37791
-0.16805
-0.85039
-0.59510
(0.094)
(0.091)*
(0.425)**
(0.288)**
(0.236)
(0.083)**
(0.483)*
(0.314)*
48,284
0.012
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
0.002
0.002
Observations
R-squared
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
0.005
Cuadro A8. Regresiones considerando la influencia de los grupos de referencia.
Estimaciones por VI para el gasto en para vestimenta. Brasil 2002.
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
Vestimenta
VARIABLES
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
VI
Media grupo
(0.039)***
0.00000
(0.000)
-0.00017
-0.00019
0.00050
0.00020
-0.00009
-0.00016
0.00034
0.00011
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)***
(0.000)*
(0.000)
(0.000)***
(0.000)*
(0.000)
Gini grupo
0.37265
(0.183)**
Coef variación grupo
-0.00140
(0.001)
Distancia
0.57131
(0.128)***
Distancia ordinal
0.01159
(0.003)***
Distancia proporcional
0.03880
(0.026)
Distancia valor absoluto
-0.13771
(0.021)***
Rico
0.37583
(0.148)**
Pobre
-0.49470
(0.127)***
Rico ordinal
0.00638
Pobre ordinal
-0.01195
(0.003)*
(0.003)***
Constant
-2.31114
(0.223)***
Observations
R-squared
48,284
0.359
Robust standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
-2.48455
-2.26794
2.25331
0.02160
-1.68868
-2.25864
1.19136
-0.56682
(0.267)***
(0.257)***
(1.254)*
(0.778)
(0.539)***
(0.233)***
(1.288)
(0.810)
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
48,284
0.343
0.343
0.235
0.311
0.334
0.346
0.282
0.328