¿POR QUÉ hombres casados ​​ganan más

¿POR QUÉ hombres casados ​ganan
más: PRODUCTIVIDAD O LA
SELECCIÓN DE MATRIMONIO?
Presentación de
María Luisa Basurto Hernández
I. Introducción
• Utilizando datos de la Encuesta de Población
Actual Suplemento de marzo de 1999, el estudio
examina por qué los hombres casados ​ganan más
que los hombres que nunca se han casado.
• Nos parece que la prima salarial del matrimonio
no se puede atribuir a lo inobservable como es la
mayor capacidad de ingresos de los hombres
casados. En cambio, los aumentos salariales del
matrimonio se explica por el grado de
especialización dentro del hogar.
• Los economistas laborales han dedicado considerables
esfuerzos a explicar por qué los hombres
casados ​ganan salarios más altos que los hombres que
nunca se han casado.
• Una serie de hipótesis teóricas se han propuesto para
explorar la naturaleza de esta prima salarial del
matrimonio. La teoría dominante es la hipótesis de la
productividad, que sostiene que el matrimonio hace a
los hombres más productivos (Becker, 1991). Los
hombres casados ​tienen más oportunidades para
especializarse en las actividades del mercado de
trabajo cuando sus esposas se especializan en la
producción doméstica. La prima salarial del
matrimonio refleja una brecha de productividad entre
los hombres casados ​y no casados.
• Un argumento de la competencia es la hipótesis
de la selección (Nakosteen y Zimmer, 1987,
1997). Esto invierte la dirección de la causalidad,
proponiendo que los hombres con una mayor
capacidad de las ganancias se valoran más en el
mercado matrimonial y por tanto son más
propensos a contraer matrimonio. La prima del
matrimonio refleja el patrón de selección de
matrimonio. Los hombres casados ​son más
productivos, no porque sean más productivos
después del matrimonio, sino porque eran más
productivos antes del matrimonio.
• En este articulo se presenta un nuevo marco empírico para probar los
meritos de las dos hipótesis que compiten.
• 1° Se desarrolla un modelo de regresión con la selección del matrimonio
endógeno. La hipótesis de la selección se basa en la premisa de que el
atractivo de un hombre como un compañero potencial depende de sus
ingresos observados, así como los rasgos individuales no observables que
están positivamente relacionados con su potencial de ganancias. Nuestro
modelo incorpora una estructura de covarianza entre los que no
observamos la capacidad para generar ingresos y características no
medidas que se valoran en el mercado matrimonial. Las estimaciones de
covarianza se utilizan para probar la hipótesis de selección.
• 2° Se descompone la prima del matrimonio en dos partes: una prima
salarial potencial y una penalización salarial asociada con las horas de la
esposa este en el mercado de trabajo. Esta descomposición nos permite
examinar si la hipótesis de la productividad es consistente con la relación
observada entre la prima del matrimonio y la especialización de los
hogares. Se utilizan las horas de la esposa en el mercado de trabajo para
medir el grado de especialización dentro del hogar. Sin embargo, hay un
problema de endogeneidad en las horas de la esposa en el mercado de
trabajo debido a que la oferta de trabajo de una mujer está sin duda
afectada por las ganancias de su marido. Por tanto, se ha construido una
Variable instrumental (VI) para las horas de la esposa en el mercado de
trabajo.
• Se ha estimado el modelo de regresión a partir de
datos extraídos de la Encuesta de Población
Actual Suplemento marzo de 1999. Los
resultados de la estimación apoyan la hipótesis
de productividad.
• Teniendo en cuenta los efectos de selección, los
hombres casados ​todavía ganan salarios más
altos que los que nunca se han casado. Las
estimaciones de descomposición muestran que
hay un aumento potencial del salario en el
matrimonio, así como una penalización salarial
asociada con las horas que las esposas estén en el
mercado de trabajo. Sin embargo, se ha
encontrado poca evidencia que apoya la hipótesis
de selección.
II. Marco teórico
• Considere una variable latente
, que denota un índice
inobservable de la propensión de un individuo i que es
casado en un punto en el tiempo. El índice latente se
expresa:
…(1)
• Donde:
es el vector de variables explicativas
predeterminadas que afectan el estado civil.
•
son el log de los salarios por hora del
individuo i en el estado soltero y casado, respectivamente.
• α representa un vector de coeficientes desconocido.
•
y
son salarios tentativos, recibidos en el marco del
estado civil alternativo.
•
termino de error, se supone que se distribuye
normalmente con media cero y varianza
.
• Un individuo está casado, si MS*≥ 0 y no está casado, si MS*<0. La
variable latente MS* no puede ser observada. En su lugar, se observa el
indicador de estado civil
Las ecuaciones de salarios tienen estructuras diferentes que corresponden a
cada uno de los estados de matrimonio mutuamente excluyentes:
• donde X, denota un vector de variables explicativas y otras variables de
control,
y
denotan variables aleatorias normales con media cero y
varianzas
respectivamente. Los vectores de las variables
explicativas Xi y los coeficientes β en cada ecuación se supone que son
idénticos. El parámetro ϒ son las medidas de la prima salarial obtenida
por los hombres casados. La prima salarial obtenida en esta especificación
es un promedio de la prima salarial de matrimonio en el sentido de que el
grado de especialización de los hogares se promedian.
•
la prima matrimonial promedio puede descomponerse en una prima salarial
potencial y una penalización salarial asociada a las horas de trabajo de la
esposa tal
 ( WH i )   1   2WH i
•
Las ecuaciones de salarios resultantes se expresan como
•
Donde WHi indica las horas de trabajo del hombre casado. La
hipótesis de productividad predice que  1 (la prima salarial
potencial) será positiva y  2 (la pena asociada a las horas que la
esposa dedique al mercado de trabajo) será negativa. El problema
obvio en la ecuación (3) es la endogeneidad entre las horas de
trabajo de la esposa y los salarios de su esposo. Se utilizó la
estimación VI para resolver este problema.
• Sustituyendo las ecuaciones de salarios (2) o (3) en la ecuación (1)
se obtiene la ecuación de selección del matrimonio de forma
reducida :
•
• donde Z incluye aYi, y todas las variables explicativas
en las ecuaciones de salarios. El término de error
,
, se distribuye normalmente
con media cero y varianza
Puesto que se puede estimar sólo hasta un factor de
escala, vamos a normalizar la varianza del términos
de error en la ecuación de selección del matrimonio
de tal manera que var(vi)=l. Suponemos también
que, si e, e mi, y vi, siguen una distribución normal,
que tiene un vector de media cero y una matriz de
covarianza:
• Los parámetros de la matriz de covarianza
describen el proceso de selección en el
mercado matrimonial. Si     0 entonces el
estado civil de un hombre está determinado
por factores exógenos a las ganancias, y la
prima de matrimonio puede ser estimada por
mínimos cuadrados ordinarios (MCO). Si
 sv < 0 y  mv > 0. En este caso, como propone la
hipótesis de selección, los hombres de alta
capacidad para generar ingresos se
seleccionan en el matrimonio. En caso
contrario, sv > 0 y  mv <0, arroja dudas sobre la
pertinencia de la hipótesis de la selección.
sv
mv
• Finalmente, la función de probabilidad del modelo puede
ser escrita como:
• donde f y g son funciones de densidad normales de
correo (millas, v;) y (e ", respectivamente. La notación
(WH,) se utiliza como una expresión compacta para
dos especificaciones que se calcula:
• Desde la función de verosimilitud, se puede
estimar β. Sin embargo, se puede estimar
yyyyyyyymv yyyyyyysólo a una escala constante.
No se puede estimar sm ya que no aparece en la
función de probabilidad. Al igual que en el caso
de MCO, la identificación del coeficiente del
estado civil, ϒ o ϒ1, exige la igualdad en los
vectores de coeficientes, β, especialmente en el
coeficiente de términos constantes. La
penalización salarial asociada con las horas de las
esposas en el mercado de trabajo, ϒ2, es siempre
estimable incluso sin el supuesto de igualdad.