La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la

Hacienda Pública Espaíiola 1 Revista de Economía Pública, 175-(4/2005): 61-101
© 2005, Instituto de Estudios Fiscales
La influencia de la deducción por descendientes
en el tamaño de la familia. Un ejercicio con microdatos
para España *
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ
Facultad de Económicas de Zaragoza
ANABEL ZÁRATE MARCO
Escuela de Estudios Empresariales de Zaragoza
Recibido: Febrero, 2004
Aceptado: Noviembre, 2005
Resumen
En este trabajo analizamos la relación que puede existir entre la deducción por descendientes contemplada en el
JRPF y la elección del tamaño familiar de las mujeres en edad fértil, con objeto de extraer alguna conclusión sobre la
efectividad de dicha deducción para elevar la natalidad. Para ello, utilizando el PHOGUE, hemos estimado un mode­
lo ordenado jerarquizado y un modelo censurado. Los resultados muestran que la deducción por descendientes, junto
con otras variables, resulta relevante en la explicación del tamaño familiar, si bien, el efecto de la deducción sobre la
endógena es modesto. A pesar de ello, la facilidad y rapidez con que se actúa sobre las variables fiscales, frente a
otros aspectos como los culturales, puede apoyar la actuación del Sector Público a través de este instrumento para es­
timular la natalidad, especialmente si se diseña una estrategia que concentre los potenciales recursos adicionales en
la deducción por el segundo descendiente.
Palabras clave: deducción marginal relativa por descendientes, tamaño familiar, probabilidad.
Clasificación JEL: H24, H31.
l.
Introducción
La tasa de fecundidad española ha descendido de fonna notable en las últimas décadas,
hasta situar a nuestro país entre los de menor nivel de fecundidad de Europa (tal y como se
deduce de la tabla 1). No obstante, todos los países de la Unión Europea presentan tasas de
fecundidad que están por debajo del nivel de reemplazo demográfico (estimado en 2,1), lo
cual dificulta claramente el mantenimiento del tamaño de la población y acentúa el problema
del envejecimiento que afecta a muchos de estos países 1.
* Los autores desean agradecer los comentarios y sugerencias de dos evaluadores anónimos, y la financiación del
Instituto de Estudios Fiscales a una versión inicial de este trabajo. Cualquier error es de nuestra exclusiva
responsabilidad.
62
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
Por estos y otros motivos, la mayor parte de los países desarrollados han establecido me­
didas que favorecen la natalidad mediante la reducción del coste de la crianza de los hijos.
Entre estas políticas se encuentran las deducciones por descendientes en los impuestos que
gravan la renta personal, las prestaciones sociales por hijo a cargo, los pe1misos remunerados
de maternidad, etc. Y aunque realmente, como señala Pechman (1983), estas medidas se jus­
tifican no por influir en las decisiones de fecundidad sino por aligerar la presión fiscal y eco­
nómica de las familias con baja renta, podrían ser, junto con otras variables como la edad o la
renta, un factor relevante a la hora de explicar la decisión de tener hijos.
Tabla 1 Tasa de fecundidad total por países y período * Bélgica
Dinamarca
Alemania ( 1)
Grecia
España
Francia
Irlanda
Italia
Luxemburgo
Países Bajos
Austria
Portugal
Finlandia
Suecia
Reino Unido
Chipre
República Checa
Estonia
Hungría
Lituania
Letonia
Malta
Polonia
Eslovenia
Eslovaquia
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
1,57
1,56
1,46
1,50
1,45
1,81
2,17
1,36
1,51
1,55
1,45
1,62
1,69
1,96
1,82
2,41
1,94
2,26
1,81
2,02
2,16
2,07
2,13
1,63
2,15
1,62
1,67
1,45
1,39
1,36
1,78
2,11
1,33
1,61
1,62
1,46
1,57
1,78
2,13
1,83
2,42
1,89
2,04
1,87
2,03
2,01
2,05
2,04
1,46
2,09
1,65
1,76
1,30
1,38
1,32
1,73
1,99
1,31
1,64
1,59
1,51
1,54
1,85
2,09
1,79
2,49
1,72
1,69
1,78
1,94
1,73
2,12
1,93
1,34
1,98
1,56
1,81
1,24
1,35
1,21
1,66
1,85
1,21
1,72
1,57
1,47
1,44
1,85
1,88
1,74
2,23
1,44
1,37
1,65
1,57
1,39
1,89
1,80
1,32
1,66
1,59
1,75
1,32
1,30
1,17
1,72
1,88
1,20
1,76
1,53
1,45
1,44
1,76
1,60
1,72
2,08
1,18
1,30
1,46
1,49
1,16
2,10
1,58
1,28
1,47
1,59
1,72
1,36
1,29
1,15
1,75
1,95
1,19
1,68
1,63
1,37
1,48
1,70
1,50
1,71
1,92
1,16
1,21
1,33
1,46
1,10
1,66
1,77
1,38
1,29
1,24
1,88
1,90
1,24
1,76
1,72
1,36
1,55
1,73
1,54
1,64
1,64
1,14
1,34
1,32
1,39
1,24
1,72
1,34
1,26
1,30
1,62
1,72
1,31
1,25
1,25
1,89
1,97
1,26
1,63
1,73
1,40
1,47
1,72
1,65
1,64
1,49
1,17
1,37
1,30
1,24
1,24
1,46
1,24
1,21
1,19
1,44
1,23
1,38
* Número medio de hijos por mujer en edad fértil.
(!)Alemania (incluye ex RDA desde 1991).
Fuente: EUROSTAT, base de datos Newcronos.
De hecho, como puede verse en la tabla l.A del Anexo A, distintos trabajos empíricos para
Reino Unido, EE.UU. o Canadá, han demostrado que las ayudas públicas por descendientes in­
fluyen favorablemente en la decisión de tener hijos. En nuestro país, donde tradicionalmente se
han venido utilizando ayudas fiscales y sociales relacionadas con los descendientes, también se
han realizado trabajos preliminares con resultados similares 2 . Si bien los trabajos desarrolla­
dos en España tienen el inconveniente de haberse realizado a nivel agregado. Por ello, lo que
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
63
ahora pretendemos es avanzar en esta línea de trabajo y ver, utilizando una base de microdatos,
si la deducción fiscal por descendientes contemplada en el Impuesto sobre la Renta de las Per­
sonas Físicas (en adelante IRPF) ha podido influir en la tasa de fecundidad de los hogares espa­
ñoles y, en caso afirmativo, en qué medida. Para ello, nos vamos a centrar en el estudio de la
deducción contemplada por la normativa del IRPF previa a la reforma de la Ley 40/1998. Has­
ta el año 1988 la deducción fiscal por descendientes adoptaba la fmma de crédito fiscal, pero
con la refonna íntroducida por la Ley 40/1998, la deducción por descendientes ha pasado a
efectuarse en la base imponible. La finalidad perseguida con este trabajo es demostrar si la op­
ción del crédito fiscal por descendientes a la que ha renunciado el legislador, influía en la toma
de la decisión de tener hijos y en qué medida.
Atendiendo a dicha finalidad, el trabajo presenta la siguiente estructura. En la segunda sec­
ción, describimos brevemente cuál ha sido la evolución de la deducción por descendientes
contemplada en el IRPF español. En la tercera sección, explicamos el marco teó1ico y las
especificaciones econométricas alternativas que pueden emplearse en el análisis empÍiico.
Posteriormente, en la cuarta sección, abordamos la descripción de las variables representativas
de las diferentes hipótesis a contrastar y los datos utilizados para su construcción. En la sección
quinta, presentamos los principales resultados obtenidos en las estimaciones econométricas al­
ternativas de los modelos. El artículo finaliza con una sección de consideraciones finales.
2.
La deducción por descendientes en España
Las ayudas públicas por descendientes en España, al igual que en los demás países desa­
rrollados, se han articulado tanto a través del sistema fiscal como a través del sistema de la
Seguridad Social, si bien, en este trabajo vamos a centramos exclusivamente en las ayudas
fiscales. Tradicionalmente, la política fiscal, a través de los impuestos que han gravado la
renta, ha intentado proteger a la familia estableciendo beneficios fiscales en función de las
circunstancias personales y familiares del sujeto pasivo. Por tanto, antes de intentar evaluar
empíricamente la incidencia potencial de la deducción por descendientes contemplada en el
IRPF español sobre la fertilidad, debemos revisar, aunque sea brevemente, cuál ha sido la
evolución que ha experimentado dicha figura tributaria en la nonnativa nacional, prestando
una especial atención al diseño específico de la deducción que procede aplicar en 1996, ya
que dicho ejercicio es el que va a ser objeto del análisis empírico en el presente trabajo.
En este sentido, cabe mencionar que durante el período que concluye con la Ley
50/1977, de Medidas Urgentes de Refom1a Fiscal, se reconocían ciertas desgravaciones en la
cuota y exenciones por motivos familiares, pero su alcance era muy restringido por el escaso
número de personas obligadas a presentar declaración de la renta. Ello hacía que muy pocos
sujetos se beneficiasen de dichas desgravaciones, por lo que no puede decirse que el sistema
fiscal atendiese, realmente y de manera generalizada, a las cargas familiares hasta la aproba­
ción de la Ley 44/1978, que regulaba el IRPF y entraba en vigor en 1979.
Con esta Ley, el IRPF se establecía como un Impuesto sintético, personal y progresivo,
que tenía en cuenta la menor capacidad económica asociada a distintas cargas familiares me­
64
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
diante una serie de deducciones en la cuota, entre las cuales estaba la deducción por descen­
dientes. Para poder disfrutar de dicha deducción era necesario que el descendiente cumpliera
una serie de requisitos, que hacen referencia al parentesco, a la edad y a los ingresos. Tenien­
do siempre en cuenta que la determinación de las circunstancias familiares debe realizarse en
la fecha de devengo del impuesto, podemos resumir dichos requisitos, siguiendo a Carpio et
al. (1999: 52), de la siguiente manera.
a) Parentesco. En los ejercicios impositivos de 1979 a 1988, la deducción se practica­
ba por cada hijo legitimado, natural, reconocido o adoptado que no estuviese casado (hasta
1983 no fue aplicable a los religiosos profesos o miembros de institutos seculares). A partir
de 1986, se aplicaba a hijos solteros, divorciados o viudos, siempre que no fonnasen parte de
otra unidad familiar. En 1989 se amplió el derecho a la deducción por los hijos casados que
conviviesen con los progenitores, siempre y cuando la unidad familiar a la que pe1tenecía el
hijo no obtuviese rentas superiores al salario mínimo interprofesional. Desde 1992 la deduc­
ción aparca a todos los descendientes por línea directa y se hace extensible a aquellas perso­
nas que convivan con el sujeto pasivo por razón de acogimiento no remunerado o tutela.
b) Edad. Hasta 1989 se exigía que el hijo no superase los 25 años, a excepción de los
que fueran invidentes o sufrieran mutilación, invalidez física o psíquica, congénita o sobre­
venida. A partir de dicha fecha y hasta 1998, el límite de edad se amplió a 30 años. Con la ac­
tual legislación, desde 1999, se vuelve a restablecer el límite para poder practicar la deduc­
ción para aquellos descendientes que no hayan cumplido los 25 años en la fecha de devengo
del impuesto.
e) Ingresos. La deducción no se aplicaba si los descendientes obtenían rentas superio­
res a una determinada cuantía. Para los ejercicios comprendidos entre los años 1979 y 1987,
el límite se estableció en 601 euros, incrementándose a 721 euros en 1988, 742,85 euros en
1989, 781,31 euros en 1990 y 820,38 en 1991. Con la entrada en vigor de la Ley 18/1991, di­
cho umbral quedó referido a la cuantía del SMI, cambiándose de nuevo en 1999 y 2000, al fi­
jarse un límite de 6.01 O euros y desde 2001 vuelve a quedar ligado al SMI, exigiéndose ade­
más desde 1999 que el hijo no presente declaración.
Además de los cambios de 1990 y 1999, relativos a la edad límite para que los hijos solte­
ros den derecho a deducción, hay que destacar, tal y como señala Flaquer (2000), la modifica­
ción que se produjo en 1995, año en que se aumentó el impmte de la deducción atendiendo al
número de hijos, si bien, en 1983 y 1984la cuantía de la deducción era mayor a partir del cuar­
to hijo. En cualquier caso, la reforma más relevante es la que se produce en 1999 con el cambio
en la concepción del Impuesto (que ahora no grava la renta que obtienen los sujetos, sino el re­
sultado de disminuir la renta en la cuantía del mínimo personal y familiar), y que afecta a la
forma de aplicar la deducción. Tras dicha refonna del impuesto, los descendientes no dan dere­
cho a una deducción f\ja en la cuota sino a una reducción fija en la base, por lo que ahora, el
ahorro fiscal que generan los descendientes depende del tipo marginal del sujeto pasivo, siendo
aquél mayor cuanto más elevado sea éste y, por lo tanto, la renta del sujeto.
Esta modificación en el diseño tributario del IRPF puso de actualidad el debate que ya
existía en la literatura sobre la superioridad, en términos de eficiencia y equidad, de las deduc­
65
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
ciones en la cuota o de las reducciones para el tratamiento del tamaño familiar en la imposición
sobre la renta personal 3 . De hecho, en España, ha sido tras la reforma del IRPF en 1999 cuan­
do ha proliferado la literatura que ha tratado directa o indirectamente este tema, encontrándose
entre las principales aportaciones que analizan dicha cuestión los trabajos de Álvarez y Carras­
cal (2000}, Pazos (2000), Zárate (2000), Bádenes, López Laborda y Onrubia (2001) o Álvarez
y Prieto (2003). En estos trabajos se señala, entre otras cosas, que tras la refonna de 1998 la re­
ducción por hijos es mayor para todas las rentas, si bien, el mayor beneficio lo obtienen los
contribuyentes situados en los tramos de renta más altos; y que el nuevo sistema es más trans­
parente y permite diferenciar más entre las familias con diferentes cargas familiares. No obs­
tante, el trabajo de Bádenes, López Laborda y Onrubia (200 1), concluye que, en un contexto de
bienestar social a la Atkinson y Bourguignon (1987), atmque el sistema de deducciones de la
cuota reduce la desigualdad global más que el sistema de reducciones, no es posible determinar
la superioridad en tém1inos de bienestar de un sistema sobre otro.
En la tabla 2, hemos recogido la evolución de la cuantía de las deducciones por descen­
dientes, si bien, atendiendo a criterios de claridad y simplicidad, no reflejamos los requisitos
Tabla 2 Deducción por descendientes* en el IRPF (en euros) 4." hijo y siguientes
Año
1." hijo
2." hijo
3." hijo
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
36,06
48,08
60,10
72,12
78,13
84,14
90,15
96,16
100,97
105,78
108,78
114,19
120,20
120,20
120,20
120,20
124,41
36,06
48,08
60,10
72,12
78.13
84,14
90,15
96.16
100,97
105,78
108,78
114,19
120,20
120,20
120,20
120,20
124,41
36,06
48,08
60,10
72,12
78,13
84,14
90,15
96,16
100,97
105,78
108,78
114,19
120,20
120,20
120,20
120,20
150,25
36,06
48,08
60,10
72,12
108,18
114,19
90,15
96,16
100,97
105,78
108,78
114,19
120,20
120,20
120,20
120,20
180,30
1996
129,22
129,22
156,26
186,31
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
132,82
150,25
1.202,02
1.202,02
1.202,02
1.202,02
1.400,00
1.400,00
132,82
210,35
1.202,02
1.202,02
1.202,02
1.202,02
1.500,00
1.500,00
160,47
300,5
1.803,04
1.803,04
1.803,04
1.803,04
2.200.00
2.200,00
191,12
300,5
1.803,04
1.803,04
1.803,04
1.803,04
2.300,00
2.300,00
* Entre 1979 y 1998 las deducciones se practican en la cuota, pero desde !999 reducen la base imponible. En cualquier
caso, se aplican por cada hijo que tenga la consideración de dependiente según la nom1ativa fiscal vigente cada año.
Fuente: Elaboración propia.
66
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
que deben cumplir los hijos para dar derecho a la deducción 4 . No obstante, atendiendo al
ejercicio empírico que se desarrolla posteriormente, sí hemos destacado la diferente cuantía
de la deducción que, según el orden de nacimiento del hijo, procede aplicar a partir de 1995.
De esta forma, en el ejercicio 1996, que es el que vamos a modelizar econométricamente en
la sección quinta, la pareja tenía derecho a una deducción en la cuota por cada descendiente
soltero, que conviviese con el contribuyente, que no hubiese cumplido treinta años el último
día del período impositivo, y que no hubiese obtenido en el año natural rentas superiores al
salario mínimo interprofesional garantizado para mayores de 18 años. Así, cada uno de los
dos primeros hijos daba derecho a una deducción de 129,22 euros, por el tercero la deduc­
ción era de 156,26 euros, y por cada uno de los siguientes de 186,31 euros.
En dicha tabla 2, se aprecia que, en términos nominales, la cuantía de la deducción por
descendientes muestra una evolución creciente en el tiempo. No obstante, si ponemos el gas­
to fiscal por este concepto (deducción por descendientes) en relación con el gravamen del
IRPF (para lo cual hemos tomado la cuota líquida, aunque similares resultados se obtienen
para la cuota íntegra), se aprecia una tendencia claramente decreciente, tal y como muestran
las correspondientes series de la tabla 3.
Tabla 3 Importancia relativa de la deducción por descendientes Deducción por
CL. Importe Deducciones
descendientes.
total (miles
hijos/CL
Importe total
de euros)
(%)
(miles de euros)
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
632.775,59
693.604,03
760.592,84
866.262,79
904.505,19
920.407,97
974.192,54
1.047.227,53
1.097.171,64
1.036.848,05
1.049.769,81
1.104.834.54
1.183.476,98
1.217.957,04
1.238.036,85
1.646.478,67
6.044.343
7.484.818
8.009.153
10.468.435
12.340.996
12.661.468
15.930.325
19.981.074
22.612.882
23.653.324
25.241.931
26.655.915
28.091.961
29.695.269
30.544.625
32.838.839
10,47
9,27
9,50
8,27
7,33
7,27
6,12
5,24
4,85
4,38
4,16
4,14
4,21
4,10
4,05
5,01
Deducción por
descendientes
media (euros)
CL media
(euros)
Deducción
media/CL
media(%)
170,00
182,00
188,00
198,00
205,00
199,00
198,00
200,00
204,00
187.00
184,00
179,00
187,00
189,75
191,32
253,79
942,00
1.138,00
1.129,00
1.326,00
1.537,00
1.414,00
1.618,00
1.821,00
1.952,00
1.917,00
1.973,00
1.958,00
1.984,00
2.025,95
2.036,26
2.129,06
18,05
15,99
16,65
14,93
13,34
14,07
12,24
10,98
10,45
9,75
9,33
9,14
9,43
9,37
9,40
11,92
Fuente: Elaboración propia a partir de la base de datos Badespe (Instituto de Estudios Fiscales) y Ministerio de Eco­
nomía y Hacienda (1997, 1999, 2000).
Además de la deducción por descendientes, el IRPF ha contemplado desde su implanta­
ción otros beneficios que pueden ser considerados también incentivos fiscales a la natalidad
y que hemos recogido en la tabla 4.
67
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
Tabla 4 Otras deducciones en el IRPF relacionadas con los descendientes (en euros) Deducción por gastos
custodia hijos (2)
-límite máx. en
euros/a1io0
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992 15% gastos,
1993 15% gastos,
1994 15% gastos,
1995. 15% gastos,
1996 15% gastos,
1997 15% gastos,
1998 20% gastos,
1999
2000
2001
2002
2003
2004
máx. 0
máx.o
máx. 0
máx. 0
máx. 0
máx. 0
máx. 0
Complemento a la
deducción por
descendientes
para hijos 1nenores
de 3 años
Complemento a la
deducción por
Reducción en la
Deducción en la
descendientes para
base imponible por cuota diferencial
hijos con edades
cuidado de hiJos
por maternidad
entre los 3 y
los 15 años
150,25
150,25
150,25
150,25
150,25
150,25
300,50
300
300
300
300
150
150
]50
150
1.200
1.200
1.200
1.200
Fuente: Elaboración propia.
Uno de ellos es la deducción por gastos de custodia de hijos menores de tres años que
introdujo la Ley 18/1991, y que estuvo vigente desde el ejercicio impositivo 1992 hasta
1998. Para poder disfrutar de esta deducción se exigía que el sujeto pasivo no obtuviese ren­
dimientos netos superiores a 12.020 euros (18.030 euros en declaraciones conjuntas), ele­
vándose a 18.030 (27.045 euros) en 1994 y a 21.035 (30.050 euros) en 1995; y que la edad
del hijo fuese inferior a tres años y ambos padres trabajasen fuera del domicilio.
Asimismo, en 1999, junto a la introducción del mínimo por descendientes, que sustitu­
yó a la deducción en la cuota por este mismo concepto, se implementaron unos comple­
mentos a dicho mínimo o reducción en la base por descendientes, de 300 y 150 € , a los que
se tenía derecho por los descendientes menores de tres años, y por los descendientes con
edades comprendidas entre los 3 y los 15 años, respectivamente. Estos complementos de­
jan de aplicarse en 2003, año en el que se introduce una reducción en la base por el cuida­
do de hijos de 1.200 € , aplicable por cada descendiente que sea menor de tres años a la fe­
68
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
cha de devengo del impuesto, y que genere derecho a la aplicación del mínimo por
descendientes.
En 2003 también se implementa una deducción por maternidad de 1.200 euros, que mi­
nora la cuota diferencial y que pueden aplicarse las mujeres con hijos menores de tres años
que tengan derecho a la aplicación del mínimo por descendientes por los hijos a que se refie­
re esta deducción, que realicen tma actividad por cuenta propia o ajena, y que estén dadas de
alta en el régimen correspondiente de la Seguridad Social o Mutualidad. Esta deducción es
independiente de si existe cuota diferencial positiva o retenciones que acrediten el derecho a
devoluciones de cuotas diferenciales negativas, y se puede solicitar opcionalmente como
pago mensual fuera de la estructura del IRPF, es decir, como una transferencia. En cualquier
caso, el importe de esta deducción no puede superar la cuantía de las cotizaciones a la Segu­
ridad Social devengadas en cada período impositivo con posterimidad al nacimiento
3.
Marco teórico relativo a la elección del tamaño familiar
El modelo de fertilidad que utilizamos en este trabajo está en la línea del de Becker
(1960), Becker y Lewis (1973) y Cigno (1986). En estos modelos los hijos entran en la fun­
ción de utilidad de la misma fonna que cualquier bien tradicional. No obstante, siguiendo a
Georgellis y Wall (1992) y Alm y Whittington (1995), nosotros vamos a utilizar una versión
simplificada de dichos modelos y no vamos a considerar la calidad de los hijos.
De esta forma, el problema de elección al que se enfrenta el sujeto es maximizar una fun­
ción de utilidad cuasicóncava como la señalada en la ecuación [ 1], cuyos argumentos son los
artículos que se producen en el hogar empleando los bienes y servicios comprados en el mer­
cado y el tiempo de los padres, dada una restricción presupuestaria. Estos artículos que les
proporcionan utilidad son los hijos H, y otros bienes como la salud, ocio, etc., que combina­
mos en una mercancía agregada, B.
Max U= U (H, B)
[1]
El sujeto (en adelante consideraremos que nuestra unidad de análisis es la mujer) tendrá
un hijo adicional, si la utilidad esperada por unidad de coste esperado de un hijo adicional es
superior a la que pudiera derivarse de cualquier otro gasto.
Para ilustrar el efecto de la deducción por descendientes en la decisión de tener hijos, va­
mos a suponer que todo el tiempo que no se destina a trabajar es utilizado por la mujer en la
crianza de los hijos, de forma que el salario será el coste de oportunidad de los hijos, en vez
del coste del ocio y de los hijos. Consideremos que el total de tiempo disponible, T, para la
mujer se reparte entonces entre el trabajo y los hijos. Supongamos que cada hijo requiere de
una unidad de tiempo, y que Les la cantidad de tiempo que se destina a trabajar en el merca­
do, por lo que la restricción de tiempo será:
T = L + H, siendo H el número de hijos
[2]
69
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
La restricción presupuestaria al problema de maximización de la utilidad será entonces:
I+ WL
=
p 11 H+ nBB =p11 H+B
[3]
donde I es la renta que no procede del trabajo en el mercado de la mujer (se trataría en reali­
dad de la renta del marido y de la renta del capital de la mujer), y que es gastada también en
bienes y en los hijos; WL es la renta de la mujer ganada en el mercado (siendo W el salario y
L la cantidad de tiempo trabajado); PH es el coste monetario de la crianza y educación de los
hijos 5 ; y nB es el coste de B, que nom1alizamos a l.
Si consideramos en este esquema el Impuesto sobre la Renta (que por cuestión de sim­
plicidad suponemos consta de un tipo marginal constante, t), la restricción presupuestaria
quedará de la siguiente manera:
(1- t) I + (1- t) WL
= PH H
+B
[4]
Sustituyendo [2] en [4], tenemos:
(1 - t) I + (1 - t) W (T- H) = PH H + B ~ (1 - t)I + (1 - t) W T
= PHH + (1- t) W H + B, o
H = (1.-t)I +(1-t)WT -B
PH +(l-t)W
=
[5]
[6]
donde el nun1erador de la expresión [6] es la renta total después de impuestos que queda para
destinar a los hijos (renta total después de impuestos menos la renta destinada a otros bie­
nes), y el denominador es el precio total de cada hijo, integrado por el coste de mercado de
cada hijo y el tiempo o coste de oportunidad después de impuestos de cada hijo.
Si el impuesto sobre la renta tuviese en cuenta la existencia de cargas familiares median­
te un crédito fiscal o deducción en cuota por cada descendiente, tal y como se hacía en 1996
(año de nuestro estudio), que denominaremos «etc», la restricción presupuestaria quedaría de
la siguiente manera
'
(1 - t) I + (1 - t) WL + etc H
=
pH H + B
[7]
o
H = (1-t)I +(l-t)WT-B
PH +(1-t)W -etc
[8]
De esta fmm.a, la deducción por descendientes en cuota, etc, pueda afectar a la demanda
de hijos, a través del denominador de la ecuación [8] o coste de cada hijo. Es decir, que un
aumento en el crédito fiscal por descendientes, etc, reducirá el coste de cada hijo y, por tanto,
puede influir positivamente en la demanda de hijos 6 .
Pues bien, la Microeconometría se enfrenta al problema de elección del tamaño familiar
asignando una probabilidad a cada una de las alternativas de un conjunto finito, exhaustivo,
70
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
y mutuamente excluyente de éstas, de entre las que un sujeto puede elegir una determinada.
A tal fin, se establece un valor numérico que permita ordenar las preferencias y que, en nues­
tro caso, está asociado con el hecho probabilístico de la elección de un tamaño familiar espe­
cífico. Por tanto, ·en estos modelos, lo que se explica no es el valor que toma el regresando o
variable endógena, esto es, el tamaño familiar (0, 1, 2, etc. hijos), sino la probabilidad de que
el agente económico «i» elija una dimensión familiar determinada, que dependerá de los fac­
tores que condicionan el proceso de elección (el conjunto de características de cada una de
las alternativas, y los condicionantes propios de cada agente decisor), y de la función de dis­
tribución de la probabilidad que se haya supuesto para cada caso.
Sobre la base de este planteamiento teórico, cabe establecer que la probabilidad (cuanti­
ficación de la utilidad) de que el individuo i-ésimo escoja una de las distintas alternativas a
las que se enfrenta: no tener hijos, tener un hijo, tener dos hijos, etc., depende de que la utili­
dad que le proporciona dicha decisión sea superior a la que le proporcionan sus complemen­
talias. La formulación de esta teoría parte del supuesto de que la utilidad derivada de una
elección «j» para un agente «i» (U¡¡) es función de las variables explicativas de dicha deci­
sión, que son, en definitiva, las características propias de cada una de las alternativas de elec­
ción, y las características personales socioeconómicas y culturales propias de los sujetos.
Igualmente existe una perturqación aleatoria, ~ii' que recoge las desviaciones que los agentes
económicos presentan respecto a lo que sería el compmtamiento medio.
En este caso, el problema de elección se puede plantear como sigue. Supongamos que
representan las utilidades (no en niveles sino en diferenciales de
utilidad) de las M alternativas (tener O, l, 2, ..., M-1 hijos) para el individuo i-ésimo; las va­
riables X70 , X~i ,... , X~n, ..., X7(M-I) son el conjunto de características propias de la elección
tal y como las percibe el individuo; X7* es el conjunto de características personales del indi­
viduo; y oy y son los parámetros o coeficientes de las vmiables. Además, para simplificar, se
supone linealidad en las funciones, de tal forma que la especificación del modelo sea:
U¡ 0, U¡ 1, .•• , U¡n¡,···, U;(M-I)
Uw
=
U;o +~m= ao + X7o o+ X;* Yo+ ~iO
[9]
Como indicábamos antes, el individuo decide una determinada opción si la utilidad que
le proporciona dicha alternativa es mayor que la utilidad que le proporciona el resto de alter­
nativas, es decir, si consideramos que Y¡ es el número de hijos del sujeto i:
y
r
1
, (M -1)
si U¡ 0 >U;m
si U¡¡> U¡m
Vm-=FO
Vm-F1
si ui(M -1) > U¡m
Vm -=F(M -1)
[lO]
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
71
El problema de elección asociado a la toma de una decisión sobre el tamaño familiar res­
ponde, a nuestro juicio, a dos posibles tipos de modelos microeconométricos. Por un lado, de
entre los modelos multinomiales de elección discreta, podemos pensar que dicha elección se
explica con un modelo ordenado jerarquizado, tal y como sugieren Cabrer, Sancho y Senano
(2001). Alternativamente, hemos dado un paso adicional y hemos creído conveniente plan­
tear también un modelo de variable dependiente limitada, esto es, hemos conjeturado que la
elección del tamaño familiar responde a un modelo censurado 7 .
Los modelos ordenados jerarquizados plantean la necesidad de estar en posesión o
cumplir la primera condición para optar a la segunda opción. Así, como explican Cabrer
et al. (2001, págs. 173-174), un ejemplo de este tipo de modelos sería el caso de una fa­
milia que se plantea la decisión de cuántos hijos tener: ninguno, uno, dos, tres o más de
tres. En general, esta elección implicaría un proceso jerarquizado de respuestas, ya que
no se pueden tener dos hijos si no se ha tenido primero uno. Además, el número de hijos
vendrá determinado por las características socioeconómicas de la familia. Bajo dicho
modelo, la probabilidad de elegir cada una de las categorías de Y¡ viene definida por la
siguiente relación:
Prob
Prob
Prob
Prob
(Y¡= O1x;,
(Y¡= 1 1x;,
(Y¡= 2 1x;,
(Y¡= 3 1x;,
[3,
[3,
[3,
[3,
e)= F(e 1 - X;f3)
e)= F(e2 - X;f3)- F(c 1 -X;f3)
e)= F(e 3 - X;f3)- F(e 2 - X;f3)
e)= l-F(e 3 -X;f3)
[11]
donde FO es la función de distribución o de densidad acumulada de la ecuación elegida en la
especificación del modelo. Los valores de los umbrales o barreras cm (en nuestro caso 3) y
los valores de los [3, se deben estimar conjuntamente mediante el método de Máxima Verosi­
militud, y se debe cumplir la siguiente restricción: e 1 ::;; e2 ::;; e3 .
Los modelos censurados (modelos Tobit), por el contrario, tienen en cuenta la naturaleza
secuencial de ciertas decisiones. En nuestro caso, la primera decisión hace referencia a lavo­
luntad del agente de tener hijos o no. Y si el individuo opta por tener hijos, se detemlina en
una .segunda elección la cantidad que está dispuesto a demandar, estableciendo para ello la
consiguiente función de demanda. Los modelos censurados pelTllÍten analizar la demanda de
hijos real, así como la potencial (es decir, la de aquellos ciudadanos que por algún motivo no
han tenido hijos todavía, pero los tendrán), por lo que este análisis puede clarificar la toma de
decisiones relativa al tamaño familiar, ya que permite explicar tanto el número como los mo­
tivos que inducen a la pareja a tener o no descendencia (Cabrer et al. 2001 ).
Respecto al modelo Tobit o censurado, la característica principal es que el regresando,
Y¡, presenta dos opciones, una de ellas es el valor cero (cuando el sujeto decide no tener hi­
jos) y la otra el valor de la variable Y¡', denominada variable latente (que indica el número de
hijos del sujeto). A su vez, la variable Y¡' está relacionada con las vatiables explicativas o re­
72
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
gresores, X 21 , ... , Xki, mediante una función. Con el fin de simplificar la exposición, se supon­
drá que depende linealmente de las variables explicativas:
Y¡'= [1 X2¡ ... Xk¡] [~¡ ~2
... ~d'
+U¡ =X¡~+ U¡= Z¡ +U¡
[12]
donde los regresores (características o variables explicativas), X¡, son fijos en el muestreo, y
u¡ es una variable aleatoria que se distribuye nonnal con parámetros N(O,o2 ). En consecuen­
cia, el regresando Y¡' se distribuirá según una nom1al de parámetms X¡~ y cr2 .
De fom1a esquemática, el Modelo Tobit Censurado se puede describir a través del siste­
ma de desigualdades siguiente:
Y¡=
O
Y¡*
siY¡ :::; O
siY¡ >O
[13]
donde Y¡', es una variable latente (artificial) que está relacionada con las características o re­
gresores a través de la ecuación Y¡' =X¡~+ u1 = Z1 + u1; y Y¡, es una variable real u observada:
el tamaño familiar (que se utiliza como variable endógena o regresando en el modelo a
estimar).
Con el fin de hacer más comprensible la aplicación del Modelo Tobit Censurado se va a
decomponer su especificación en dos fases:
Primera etapa. En la primera etapa, a través de un modelo Probit, es decir, considerando
que la función de densidad es la normal (<D), se ajusta la probabilidad de que la variable Y 1*
valga cero frente a la probabilidad de que Y;' sea positiva (se excluyen los valores negativos),
es decir, la probabilidad de que el sujeto tenga cero hijos frente a que tenga al menos uno.
Ahora bien, con el fm de facilitar la estimación del modelo Probit. la elección se plantea en
ténninos de que Y;" valga cero frente a que Y;' sea igual a la unidad. Analizando el modelo en
ténninos probabilísticos se tiene:
Prob (Y¡' = 1 1 X¡)= <D(X¡~/cr) = P1
Prob (Y1* =O 1X¡)= 1- <D(X¡~/cr) = 1- P1
[14]
Así pues, el valor esperado de la variable Y;' condicionado a los valores de las variables
X¡ es:
E(Y¡' 1X¡)= Valor (Y¡' =O)* Prob (Y¡' =O)+ Valor (Y¡' >O) * Prob (Y¡' >O)=
=O * [1-<D(X¡Wcr)] + 1 *
<D(X¡~/cr) = <D(X¡~/cr)
[15 ]
Segunda etapa. En la segunda etapa de la especificación del Modelo Tobit se asigna a la
variable Y¡, a través de un modelo, un valor real y positivo una vez que a la variable Y¡', en la
primera etapa, se le ha asignado probabilísticamente, mediante el modelo Probit, un valor
mayor que cero (positivo), equivalente a que el sujeto tenga uno, dos, tres o más hijos.
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
73
Para ello se especifica un modelo truncado (ya que no se trabaja con toda la muestra) con
el subconjunto de observaciones cuyo regresando es no nulo (observaciones no censuradas)
en el que se relaciona dicho regresando con los distintos regresares (características) median­
te la ecuación Y¡' = X;l3 + u¡. Pero, dado que en la estimación sólo se utiliza un subconjunto
de la muestra y, además, se tienen en cuenta los resultados de la primera etapa, se trata, en
definitiva, de una regresión condicionada. Así pues, el valor esperado de la variable Y¡ condi­
cionado a los valores de las variables X; es:
E(Y; 1X;)= Valor (Y¡== O)* Prob (Y;= O)+ Valor (Y;> O) * Prob (.Y¡> O)= =O * [l-<D(X;¡3/cr)] + <D(X;¡3/cr) * [X;I3 +O" [0(X;¡3/G)/<D(X;¡3/cr)] =
[16] = <D(X;¡3/cr) * [X;I3 + cr = [0(X;¡3/cr)/<D(X;¡3/cr)] 4.
4.1.
Datos y variables utilizadas en el análisis
Base de Datos
Los dos modelos indicados se estiman utilizando los datos del Panel de HogaTes de la
Unión Europea para España (PHOGUE). El PHOGUE utiliza técnicas de panel fijo y se de­
sarrolla en ciclos anuales, habiéndose recogido el primero en 1994. Este diseño pe1mite se­
guir en el tiempo a los hogares y a las personas. Cada ola del panel proporciona información
sobre la situación socio-económica de una serie de individuos mayores de 16 años, agrupa­
dos por hogares, de los que se conocen sus características personales y familiares en el mo­
mento de realizarse el trabajo de campo (edad, sexo, estado civil, formación, situación labo­
ral, etc.), y los ingresos en el año anterior a la entrevista. En nuestro estudio, vmnos a trabajar
con la infom1ación correspondiente al año 1996. Esta tercera ola del PHOGUE (1996) con­
tiene infonnación de 15.640 individuos.
De la submuestra correspondiente a las 8.116 mujeres, nos vamos a centrar en las muje­
res en edad fértil, casadas, y con esposo presente, porque es la única fonna de poder trabajar
con unidades homogéneas de decisión, identificar al cónyuge-padre, y conocer sus datos so­
cioeconómicos (fundamentalmente la renta), que creemos decisivos en la elección de tener
hijos 8 . Ello nos deja reducida I'a muestra a 1.759 mujeres, de las que 260 no tienen hijos en
1996, 441 tienen un hijo, 781 tienen dos hijos, 210 tienen tres hijos, 44 tienen 4 hijos, y 19
tienen más de 5 hijos. Con objeto de simplificar la exposición, y debido a la complejidad y al
contenido técnico que exige el método seguido para formar los hogares fiscales a partir de
los hogares del PHOGUE, dicho proceso se desarrolla detalladamente en el Anexo B.
4.2.
Variables ·
La selección de variables a utilizar en nuestro modelo se ha hecho a partir del análisis
teórico de la demanda de hijos previamente revisado, y de las diversas aplicaciones empíri­
cas que han explicado la fecundidad. En la tabla l.A del Anexo A, hemos sintetizado los as­
pectos más relevantes de los trabajos que estudian la influencia de las ayudas fiscales por
74
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
descendientes en la fecundidad. En ella recogemos, entre otras cosas, las variables explicati­
vas que utilizan dichos trabajos (entre las que destacan los beneficios fiscales por hijos), la
vmiable a explicar, y el método de estimación utilizado 9 . En concreto, y tras dicho análisis,
las variables que hemos considerado para estimar el tamaño familiar (FAMSIZE) son la de­
ducción fiscal por descendientes (MARCHILDED); cinco variables socioeconómicas -el
valor del tiempo de la mujer (WAGEF), la renta (INCMALE), la educ;ación masculina y fe­
menina (MEDUC y FEDUC) y la antigüedad en la empresa de la mujer al casarse
(WORKEXP)-; y tres variables demográficas -la edad de la mujer al casarse (AGEFMAR),
la edad de la mujer el año de estudio (AGEF) y la duración del matrimonio (TIMEM4RR)-.
Por tanto, el modelo a estimar es:
FAMSIZE
=
f (MARCHILDED, WAGEF, INCMALE, MEDUC, FEDUC
[17]
WORKEXP, AGEFMAR, AGEF, TIMEMARR)
En la tabla 5, hemos recogido la descripción de todas y cada una de dichas variables, así
como su signo esperado, es decir, el efecto que esperamos tengan sobre la variable depen­
diente, todo lo cual va a ser a continuación analizado con mayor detalle.
Tabla S Variables del modelo y efectos esperados Descripción de la variable
Variable
Efecto esperado
FAM.SIZE
Número de hijos de la pareja en 1996
MARCHILDED
Deducción marginal por descendientes de la que disfrutarían los padres en
el IRPF si tuvieran un hijo en 1996 *100 1 renta familiar.
AGBFMAR
Edad de la mujer al casarse
AGEF
Edad de la
FVAGEF
Estimación del salario para todas las mujeres de la muestra mediante la téc­
nica de selección de Heckman por máxima verosimilitud.
WORKEXP
Antigüedad en la empresa de la mujer al casarse (en años)
INCMALE
Renta total neta ingresada por el hombre
TIME.IvlARR
Duración del matrimonio (en años)
+
!vL4RCHILD
Deducción marginal por descendientes de la que disfrutarían los padres en
el IRPF si hJVieran un hijo en 1996 *1 00 1 cuota líquida de la pareja.
+
FLFORCE
Dummy que toma valor uno cuando la mujer participa en el mercado labo­
ral, y valor cero en caso contrario
,,­
ml~jer
en 1996
+
+
¿­
¿+
75
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
Tabla 5 (continuación) Variables del modelo y efectos esperados Descripción de la variable
Efecto esperado
TYPEWORKF
Tipo de ocupación de la mujer, que hemos medido mediante una variable
cualitativa construida en base a la clasificación nacional de ocupaciones, y
que toma valor
= O si no trabaja
= l, si su trabajo es del gmpo 9: trabajadores no cualificados
= 2, si su trabajo es del gmpo 8: operadores y montadores de instalacio­
nes ...
= 3, si su trabajo es del gmpo 7: trabajadores cualificados en ind. manufac­
tm'eras ...
= 4, si su trabajo es del grupo 6: trabajadores cualificados en agricultura y
pesca
= 5, si su trabajo es del gmpo 5: trabajadores de serv. de restauración, per­
sonales ...
= 6, si su trabajo es del grupo 4: administrativos
= 7, si su trabajo es del gmpo 3: técnicos y profesionales de apoyo
= 8, si su trabajo es del gmpo 2: técnicos y prof. científicos e intelectuales
= 9, si su trabajo es del grupo l: dirección de empresas y de admínistracio­
nes públicas
¿­
HOURS
Estimación de las horas trabajadas a la semana para todas las mujeres de la
muestra mediante la técnica de selección de Heclanan por máxinia verosi­
militud
¿­
FEDUC
Variable cualitativa que toman el valor asignado al nivel educativo de la
mujer en la encuesta del PHOGUE:
= 2, analfabeto y sin estudios
= 5, estudios primarios (primera etapa o ciclos inicial o medio de EGB)
= 8, l.' nivel de enseñanza secundaria (bachillerato elemental, 2." etapa o
·
ciclos superior de EGB, y ESO)
= 9, fmmación profesional de primer grado, FPI
= 11, formación profesional de segundo grado FPII y modulo 3 de FP
= 12, segundo nivel de enseñanza secundaria (bachillerato superior, BUP y
COU)
= 15, título universitario de ciclo corto y estudios equivalentes a superiores
= 17, título universitario de ciclo largo o equivalentes y reconocido
¿­
MEDUC
Variable cualitativa que toman el valor asignado al nivel educativo del hombre en la encuesta del PHOGUE: = 2, analfabeto y sin estudios = 5, estudios primarios (primera etapa o ciclos inicial o medio de EGB) = 8, l.' nivel de enseñanza secundaria (bachillerato elemental, 2.• etapa o ciclos superior de EGB, y ESO) = 9, formación profesional de primer grado, FPI
= ll, fonnación profesional de segundo grado FPII y modulo 3 de FP
= 12, segundo nivel de enseñanza secundaria (bachillerato superior, BUP y
COU)
= 15, título universitario de ciclo corto y estudios equivalentes a superiores
= 17, título universitario de ciclo largo o equivalentes y reconocido
¿­
JNCCOUP
Renta total neta de la pareja, a excepción de la renta femenina del trabajo
dependiente o por cuenta ajena
¿+
Variable
Fuente: Elaboración propia.
76
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
La variable dependiente que vamos a utilizar es el tamaño familiar (FAMSIZE), es de­
cir, el número de hijos que tiene la pareja en el año objeto de estudio (1996) 10 .
La deducción o ahorro fiscal marginal relativo por descendientes (MARCHIL­
DED), es la variable independiente de interés en este artículo. Con ella queremos medir la
deducción marginal por descendientes esperada por los padres en el año de estudio, expresa­
da en relación a su renta. Es decir, se trataría de considerar, en función del tamaño familiar
que cada pareja tenga en 1995, la deducción por descendientes que podría aplicar en la cuota
si tuviese un hijo adicional en 1996, relativizada con respecto a su renta familiar. Para obte­
ner esta deducción marginal hemos determinado, primero, la cuota íntegra de cada pareja,
para lo cual hemos considerado, lógicamente, que cada pareja elige la modalidad de declara­
ción que le resulta más favorable (la conjunta o la suma de las individuales). Esa tributación
óptima la hemos calculado para cada pareja en base a una estimación de lo que sería su base
imponible regular (el PHOGUE no pr'oporciona infom1ación sobre las rentas irregulares) 11 .
A continuación, hemos operado como si todas las personas de la muestra presentaran de­
claración del IRPF, calculando la deducción marginal que cada pareja podría aplicar en su
cuota por un hijo adicional, considerando su renta y el número de hijos que tiene 12 . Tenien­
do en cuenta la cuota integra óptima, y el número de hijos en 1995 (resultado del procedi­
miento indicado en el Anexo B), hemos detem1inado para cada pareja la deducción adicional
a la que tendría derecho si tUviese en 1996 otro hijo. Y la hemos expresado en ténninos de la
renta total de cada pareja, para medirla en términos relativos 13 • Tal como apuntábamos en la
sección anterior, es de esperar que el impacto de esta variable sobre el tamaño familiar sea
positivo, puesto que la deducción reduce el coste de los hijos.
La edad de la mujer al casarse (AGEFMAR) es otra de las variables consideradas en el
análisis. Ésta debería tener un efecto negativo sobre el tamaño familiar, puesto que cuanto
mayor sea la edad de la mujer al casarse menor será el horizonte temporal del que dispondrá
para completar su fecundidad deseada.
La edad de la mujer (AGEF) en el año del análisis también puede ser relevante en la
explicación del tamaño familiar alcanzado, puesto que cuanto mayor sea la mujer más pro­
bable será que tenga un mayor número de hijos, al haber dispuesto de más tiempo para
tenerlos.
El valor del tiempo de la mujer es una variable fundamental en las decisiones de fecun­
didad, que pretende captar el coste de oportunidad que supone Cliar un hijo 14 . Esta variable
puede tener en principio un efecto ambiguo sobre la fecundidad. Por una parte, cua~to más
valga el tiempo de la mujer (porque gane una mayor renta) más hijos podrá tener (a través del
efecto renta), aunque, en realidad, esa mayor renta puede destinarse a elevar tanto la cantidad
como la calidad de los hijos. Pero, por otra parte, como los h~jos son bienes illtensivos en
tiempo de la madre, y al tener un hijo la madre pierde la oportunidad de ganar renta adicional
o de emprender otras actividades laborales (y esa opmtunidad es un componente muy impor­
tante del coste de criar a los hijos), se produce también un efecto sustitución negativo sobre
la fecundidad, que probablemente pese más que el efecto renta.
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
77
Nos hemos aproximado a esta variable a través de la renta salarial femenina (WAGEF).
Si bien, para corregir el sesgo que resulta de la no observabilidad de esta variable para las
mujeres que no trabajan, hemos estimado el salatio para todas las mujeres de la muestra me­
diante la técnica de selección de Heckman (1980) por máxima verosimilitud, como se ha ve­
nido haciendo en los últimos años en la literatura comparada o, por ejemplo, para el caso es­
pañol, han aplicado Prieto y Álvarez (2002). Así, en primer lugar, hemos estimado un
modelo pro bit para la opción de trabajar en el mercado o no hacerlo. Después, hemos estima­
do la ecuación salarial usando mínimos cuadrados ordinarios para aquellas mujeres que se
incorporan al mercado de trabajo, teniendo en cuenta el sesgo de selección resultante del mo­
delo probit. Este procedimiento nos permite utilizar los s~larios estimados para imputar a to­
das las mujeres tm salatio y, por tanto, también para las que no trabajan. El signo y los valo­
res de los coeficientes de las variables empleadas son consistentes con las predicciones
teóricas y los resultados alcanzados por los trabajos empíricos previos. Las variables que he­
mos empleado en dichas estimaciones se encuentran entre las habituales en la literatura: la
antigüedad en lá empresa y la experiencia laboral de la mujer; el nivel educativo y la edad de
la mujer; los ingresos del marido; y el número de hijos de la pareja.
Además, dada la importancia que creemos que tiene dicha variable para las· decisiones
de fecundidad, alternativamente, hemos aproximado el valor del tiempo de la mujer con las
horas trabajadas a la semana (HOURS), e incluso con una dummy (FLFORCE) que toma·
valor 1 cuando la mujer participa en el mercado laboral y valor cero en caso contrario. De
esta forma, intentamos tener en cuenta si la mujer dispone de tiempo para criar a los hijos por
no pertenecer al mercado laboral y, en consecuencia, si su coste de oportunidad de tener hijos
es bajo. El valor del tiempo de la mujer podría captarse también a través del tipo de trabajo
desempeñado por la mujer en el mercado (TYPEWORK), que hemos medido mediante una
vmiable cualitativa que toma valores desde cero hasta nueve, tomando valor cero si la mujer
no trabaja; valor uno, si el trabajo realizado pertenece al grupo 9 de la clasificación nacional
de ocupaciones, es decir, no requiere ninguna cualificación; y así sucesivamente, hasta tomar
el valor nueve cuando el trabajo pertenece al grupo 1 de la clasificación, en el que entende­
mos que la cualificación exigida en el trabajo es la máxima. Para la construcción de esta va­
riable hemos utilizado los códigos de la clasificación nacional de ocupaciones, invirtiendo la
ordenación (según la clasificación nacional de ocupaciones, en el grupo 1 están los trabajos
muy cualificados y en el9los nada cualificados). En cualquier caso, somos conscientes de la
debilidad de dicha construcción, puesto que en muchos casos la pertenencia a un grupo con­
creto de la clasificación no tiene porqué corresponderse con una detenninada cualificación.
La renta tiene a priori un efecto indetem1inado sobre la fecundidad. Esto es así, ya que,
como apunta Becker (1965), si la renta proviene del trabajo elevará el coste del tiempo de los
sujetos, incrementándose por esta vía el coste de los hijos. Aunque generará también un efecto
renta, y como los hijos no parece que sean bienes inferiores, es probable que un aumento en la
renta eleve la cantidad gastada en los hijos (si bien, ese mayor gasto puede destinarse tanto a
elevar la cantidad como la calidad de los hijos). Además, la elasticidad renta respecto a la can­
tidad demandada de hijos debería ser pequeña comparada con la elasticidad respecto a la cali­
dad, igual que ocurre con los demás bienes de consmno duraderos. Es más, Becker y Lewis
78
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
(1973) y Emlisch (1980), consideran que la elasticidad renta respecto a la calidad de los hijos
puede ser tan alta que contribuya a una elasticidad renta negativa respecto a la cantidad de hijos
demandados (sin necesidad de que los hijos sean un bien inferior en el sentido convencional),
por lo que, el efecto de la renta sobre la cantidad demandada de hijos puede ser negativo.
Para tener en cuenta el efecto de la renta, hemos tenido en cuenta la renta total neta in­
gresada por el hombre, INCMALE. Si bien, una medida altemativa sería la renta total neta
de la pareja, a excepción de la renta femenina del trabajo, INCCOUP. Excluimos la renta fe­
menina del trabajo para diferenciar el efecto renta del efecto precio, que intentamos captar
con el valor del tiempo de la mujer.
El nivel educativo de la mnjer y del hombre. La educación de los padres está íntima­
mente relacionada con su oportunidad de obtener renta (puesto que eleva su capital humano)
y, por tanto, también con el coste de oportunidad que supone para los padres el tiempo dedi­
cado a los hijos. Sin embargo, hay que tener en cuenta que la educación de los padres puede
recoger también otro tipo de efectos sobre la fecundidad. Concretamente, Schultz (1969) y
Michael (1973) explican que la educación pennite que los padres tengan mejor (o más bara­
to) acceso a la información sobre el control de natalidad, haciendo más factible la limitación
de la familia. Además, como explican Michael (1973) y Handa (2000), la educación puede
influir en la fecundidad alterando las preferencias de los sujetos, incluso induciendo la susti­
tución de cantidad por calidad de los hijos, ya que es muy posible que cuanto más educados
sean los padres más se gasten en la educación de sus hijos.
Tenemos entonces que el efecto de la educación femenina sobre la fecundidad, aunque
indeterminado, es muy probable que sea negativo, tanto por el impacto que tiene la educa­
ción en sí sobre los gustos de la mujer, como por el efecto que puede tener a través del valor
del tiempo de ésta. La educación masculina, en cambio, podría tener un efecto menos negati­
vo sobre la fecundidad por incidir positivamente en la renta del hombre (será así sólo si la re­
lación entre renta y fecundidad es positiva).
Hemos incluido la educación de los padres por separado, a través de sendas variables
cualitativas (MEDUC para el hombre, y FEDUC para la mujer), que toman el valor asigna­
do al nivel educativo del sujeto en la encuesta del PHOGUE.
La antigüedad en la empresa de la mujer al casarse (WORKEXP) puede ser un ele­
mento importante a tener en cuenta por parte de la mujer a la hora de tener hijos, si bien, la
incidencia de dicha variable sobre la fecundidad es ambigua a priori. Por una parte, si una
mujer lleva poco tiempo trabajando en una empresa puede ser atTiesgado para ella adoptar la
decisión de tener familia, por los inconvenientes (bajas maternales, permisos laborales, etc.)
que este hecho ocasiona a las empresas y, en consecuencia, por las posibles represalias labo­
rales que se pueden emprender contra la mujer. De la misma forma, si la mujer lleva un cier­
to tiempo en una empresa, durante el cual ha podido demostrar su valía profesional y dedica­
ción al trabajo, puede tener una base para afrontar con más seguridad y decisión la
maternidad. En cualquier caso, también hay que tener en cuenta que la experiencia laboral de
la mujer está directamente relacionada con su capital humano, de forn1a que esta variable
puede tener perfectamente una incidencia negativa en el deseo de tener hijos.
79
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
La duración del matrimonio (TIMEMARR), debería tener un efecto positivo sobre el
tamaño familiar, puesto que cuanto más tiempo lleve casada la pareja mayor será la probabi­
lidad de haber tenido más hijos.
S.
Resultados
Una vez analizadas las distintas causas que pueden ser sometidas a contraste, hemos es­
timado el tamaño familiar alcanzado por las unidades de decisión en que las mujeres están
casadas y en edad fértil, utilizando los dos tipos de modelos descritos previamente en la sec­
ción tercera, dedicada al análisis del marco teórico, esto es, un modelo ordenado jerarquiza­
do y un modelo Tobit (o probit censurado).
Lo primero que hay que resaltar es que con ambos modelos se obtienen similares resulta­
dos 15 , y que estos se muestran consistentes con lo esperado desde un punto de vista teórico,
y con la evidencia empírica obtenida en otros trabajos aplicados 16 . Vamos a analizar con
algo más de detalle los resultados obtenidos en las estimaciones de los modelos ordenado je­
rarquizado y Tobit, que se recogen en la tabla 6.
Tabla 6 Resultados de las estimaciones econométricas robustas (en términos de error y covarianza) para el tamaño familiar Modelo Censurado
e
MARCHILDED
AGEFMAR
AGEF
WAGEF
WORKEXP
JNCMALE
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Avg. log likelihood
Mean dependen! var
S.D. dependen! var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
LR index (Pseudo-R2)
Fuente: Elaboración propia.
Modelo Ordenado
Coeficiente
z-Statistic
Coeficiente
z-Statistic
-0,230076
0,131099
-0,083394
0,109003
-0,000463
--0,047719
4,46E-08
-1,152528
3,856977
-12,50500
23,30252
-3,612269
-2,331300
3,007367
0,176135
-0,103934
0,134237
-0,000571
-0,041026
5,58E-08
4,054061
-11,80361
20,24672
-3,799969
0,385494
0,383035
0,773064
1.045,251
-2.158,483
-1,228505
1,643711
0,984204
2.466116
2,491029
2,475324
O.I 88521
LR index (Pseudo-R2)
Log likelihood
Restr. log likelihood
LR statistic (7 df)
Probability(LR stat)
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Avg. log likelihood
Akaike info criterion
LIMIT_I :C(7)
LIMIT_2:C(8)
LIMIT_3:C(9)
LIMIT_4:C(IO)
~1,877056
2,940349
0,188521
-1.939,539
-2.390,128
901.1774
0,000000
2,250308
2,230677
-1,103893
2,219168
0,764821
1,901649
3,570068
4,572245
80
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
En primer lugar, es preciso destacar que, tal como viene resultando en los trabajos empí­
ricos sobre el tema, la deducción marginal por descendientes influye positivamente en la
decisión de tener hijos, por el menor coste de los hijos que viene asociado a esta deduc­
ción 17 . Los mismos resultados se obtienen cuando medimos los beneficios fiscales respecto
de la cuota líquida de la pareja (MARCHILD) en vez de en relación a su renta.
La edad de la mujer al casarse tiene claramente un efecto negativo sobre el tamaño fa­
miliar. Esta variable está captando los factores biológicos que afectan a la fecundidad feme­
nina, es decir, el hecho de que cuanto más tarde se case la mujer dispondrá de menos tiempo
para materializar su fecundidad deseada y, por tanto, menor será la probabilidad de tener mu­
chos hijos, tal y como puede verse, por ejemplo, en los trabajos empíricos de Cigno y
Ernlisch (1989) o Barmby y Cigno (1990).
Además, como era de esperar, la edad de la mujer en el año del análisis influye positi­
vamente en el tamaño familiar, esto es, cuanto mayor es la edad de la mujer es más probable
que tenga más hijos, puesto que ha tenido más tiempo para desanollar su fecundidad. Resul­
tados similares han sido obtenidos en otros trabajos aplicados como, por ejemplo, en Ro­
senzweig y Schultz (1985) y Barn1by y Cigno (1990).
Por otra parte, cuanto mayor es el valor del tiempo de la mujer menor es la demanda de
hijos de la pareja, tal y como esperábamos desde un punto de vista teórico, y se viene obte­
niendo en las principales aportaciones empíricas disponibles que explican la fecundidad 18 .
Asimismo, tal y como hemos avanzado, se obtiene el mismo resultado de incompatibilidad
entre trabajo y fecm1didad cuando medimos el valor del tiempo de la mujer con la variable
FLFORCE e incluso cuando lo hacemos con otras variables alternativas, como por ejemplo
TYPEWORKF o HOURS. En estos casos en que el valor del tiempo de la mujer se aproxima
mediante alternativas al salario femenino, el impacto que tiene la educación, FEDUC, en los
gustos o preferencias de la mujer con respecto a la maternidad también resulta relevante en el
modelo. Una mujer más educada suele preferir no tener muchos hijos a cambio de invertir,
probablemente, más tiempo en los que tiene. Además, posiblemente una mayor educación
permita a la mujer obtener un mejor sueldo y, por tanto, ser mayor su coste de oportunidad de
tener hijos 19 . Esto último explicaría por qué cuando medimos el valor del tiempo de la mujer
a través de su salario, la variable equcación femenina no se incluye en el modelo.
Otras dos variables que han resultado relevantes en el modelo son la renta obtenida por
el marido, que incide positivamente en el tamaño familiar 20 , y la antigüedad de la mujer
en la empresa en el momento de la boda, que influye de fonna negativa, captando el mayor
coste de oportunidad que, vía capital humano, tiene para la mujer tener hijos. Sin embargo, ni
la duración del matrimonio, ni la educación masculina, han resultado significativas en la ex­
plicación del tamaño familiar.
Adicionalmente, hemos probado el impacto que tendría sobre el modelo la inclusión de
otras variables de control, entre las que podemos mencionar el hecho de que algún miembro
de la pareja sea inmigrante; si reciben subvenciones empresariales para el cuidado de hijos;
el tipo de contrato femenino (indefinido o no); si el contrato es a tiempo parcial o no; si la
mujer trabaja en el sector público o en el privado; o si la interacción de esta última variable
81
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
con la variable TYPEWORKF, o con la variable WORKEXP, resultaban significativas. No
obstante, ninguna de estas variables se ha mostrado relevante estadísticamente, y su inclu­
sión en el modelo apenas ha alterado los resultados.
En principio, y a nuestro juicio, el modelo censurado sería más adecuado para explicar la
elección del tamaño familiar, puesto que no sólo incorpora la demanda real de hijos, sino
también la potencial. En la tabla 7 presentarnos las elasticidades de las variables que han re­
sultado significativas en el modelo censurado, y en ella puede verse como la elasticidad de la
demanda de hijos con respecto a la deducción por descendientes es muy pequeña (8,5 por
100), lo cual indica que el efecto de la deducción fiscal sobre la fecundidad de las parejas es
muy reducido frente, por ejemplo, a las variables biológicas (indicadores relacionados con la
edad), que presentan elasticidades superiores a uno. No obstante, es el modelo ordenado el
que pemlite obtener infonnación más precisa respecto del efecto de la deducción sobre el ta­
maño faniiliar, puesto que dicho modelo nos pennite calcular las probabilidades condiciona­
das, esto es, la probabilidad de tener un detem1inado número de hijos dada la deducción me­
dia, frente al escenario en que no hay deducción. Estos datos los presentarnos en la tabla 8.
Tabla 7 Elasticidad de las variables en el Modelo Censurado 0,085802
-1,246825
2,430237
--{), 163080
--D,O 14059
0,054789
MARCHILDED
AGEFMAR
AGEF
WAGEF
WORKEXP
INCMALE
Fuente: Elaboración propia.
Tabla 8
Probabilidades condicionadas en el Modelo Ordenado
Si la deducción
esperada relativa
toma el valor medio
actual (1)
Si no hay deducción
Diferencial:.
(2)
(1)- (2)
Probabilidad de tener
cero hijos
un hijo
dos h~jos
tres
cuatro o más hijos
0,0648619
0,2877183
0,5489039
0,0875696
0,0109461
0,1033804
0,3466065
0,4885641
0,0559833
0,0054654
--{),0385185
-0,0588881
0,0603397
0,0315862
0,0054807
Probabilidad acumulada de tener
un hijo
dos hijos
tres
cuatro o más hijos
0,9351380
0,6474196
0,0985157
0,0109461
0,8966195
0,5500129
0,0614488
0,0054654
0,0385185
0,0974066
0,0370669
0,0054806
Fuente: Elaboración propia.
82
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE J1.1ARCO
Tal y como puede verse en el cuerpo superior de la tabla 8, si comparamos las probabili­
dades de tener hijos con y sin deducción, podemos decir que la ayuda fiscal por descendien­
tes incentiva en mayor medida la decisión de tener dos hijos, puesto que el diferencial de
probabilidades es el mayor. Lo mismo ocurre si comparamos las probabilidades «acumula­
das» de tener distinto número de hijos. Este hecho, junto a la reducida elasticidad de la de­
ducción marginal por descendientes que arroja el modelo censurado, nos lleva a pensar que
quizá una éstrategia adecuada para incentivar la natalidad podría consistir en concentrar los
potenciales recursos adicionales en las deducciones por el segundo descendiente, puesto que
dicha política sería más efectiva a la hora de estimular la fecundidad. En este sentido, hay
que tener presente que la mayoría de las parejas prefieren tener dos hijos, tal y como se des­
cribe en la Encuesta de Fecundidad (1999) del INE, y que realmente son pocas las parejas
que alcanzan a cumplir dicho deseo en la ptaxis. En cualquier caso, los diferenciales en las
probabilidades de tener hijos, con y sin deducción, son tan pequeños que el efecto de la de­
ducción en la demanda de hijos es prácticamente irrelevante, lo cual puede ser un indicio de
la debilidad del incentivo que supone la deducción fiscal frente a otras consideraciones, as­
pecto que, muy probablemente, encuentre su explicación en la escasa cuantía de tal ayuda
tributaria.
Por otra parte, el empleo de una base de microdatos nos pe1mite analizar si la deducción
por descendientes tiene efectos distintos en la fecundidad de diferentes subgrupos de pobla­
ción. De esta forma, podemos ver el efecto que la deducción fiscal tiene sobre las familias de
distinto nivel de renta, educación, situación laboral de la madre, edad de la madre, etc. Con
tal propósito, hemos dividido la muestra en dos grupos en función de la edad, para ver si al­
guno de los determinantes de la fecundidad, y en concreto la variable fiscal, ha mostrado una
pauta dispar según el tramo de edad considerado (comportamientos que pueden quedar en~
mascaradas en un análisis conjunto para todas las mujeres en edad fértil). Por ello, y mante­
niendo cierto grado de simplicidad, hemos dividido a las mujeres en edad fértil (15 a 44
años) en dos subgrupos: entre 15 y 29 años, y entre 30-44 años, y hemos estimado de nuevo
los dos tipos de modelos propuestos. Los nuevos resultados econométricos se muestran en la
· tabla 9.
En ella puede verse que la deducción marginal por descendientes y la antigüedad de la
mujer en la empresa dejan de ser significativas para las mujeres pertenecientes al prin1er tra­
mo de edad, y que la renta reduce su significatividad en el modelo censurado, y también deja
de ser significativa en la explicación de la demanda de hijos para las mujeres más jóvenes en
el modelo ordenado. Dicha evidencia empírica nos puede estar indicando que para las muje­
res del primer tramo de edad no son las variables monetarias las que dete1minan la demanda
de hijos, sino que más bien son otros factores los que condicionan el tamaño familiar. En
cualquier caso, habría que destacar que en los resultados obtenidos para este p1imer segmen­
to de edad puede estar influyendo el hecho de que la edad de incorporación al mercado de
trabajo esté más cerca del límite superior de la muestra. Así, para la demanda de hijos de las
mujeres del segundo tramo de edad, se obtiene que todas las variables del modelo miginal
son significativas, a excepción de la antigüedad de la mujer en la empresa, aspecto que po­
83
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
Tabla 9 Resultados de las estimaciones econométric.as robustas (en términos de error y covarianza) por estratos de edad Modelo Censurado
Modelo Ordenado
15-29 años
30-44 años
0,864454
(0,9889)
0,358944
(1,2511)
MARCHILDED
-0,045849
(-0,4300)
0,157245
(4,2960)
--0,030395
(-0,2762)
0,220369
(4,4964)
AGEFMAR
--0,285755
(-10,420)
-0,068160
(-10,431)
--0,311582
(-8,9971)
-0,090063
. (-10,240)
0,239842
(7,91 11)
0,084367
(l1,778)
0,272343
(6,8486)
0,114056
(11,441)
WAGEF
--0,001066
(-2,2018)
--0,000378
(-2,7563)
--0,001127
(-2,2424)
-0,000519
(-2,9901)
WORKEXP
-0,085073
(-1,2075)
--0,034377
(-1,4817)
--0,069916
(-1,0183)
--0,029111
(-1 ,0991)
l,lOE-07
(1,9539)
2,85E-08
(1,8798)
1,03E-07
(1,6287)
4,01E-08
(1,9506)
e
AGEF
INCMALE
15-29 años
30-44 años
Fuente: Elaboración propia.
dría explicarse por la mayor experiencia laboral adquirida por este grupo de mujeres de ma­
yor edad y, en consecuencia, el menor temor al despedido.
Por otro lado, si dividimos la muestra en cuatro sub grupos en función de los ingresos fa­
miliares (por tramos de renta), también se producen alteraciones en los resultados, tal y como
puede verse en la tabla 1O. La deducción marginal por descendientes deja de ser significativa
para las parejas de menor renta, igual que la renta obtenida por el marido 21 . Para las unida­
des familiares con rentas comprendidas entre 7.434,5 y 12.743,13 € , la experiencia laboral
al casarse de la mujer deja de ser significativa; y el salario de la mujer, como indicador del
valor del tiempo, tan sólo es significativo a niveles marginales, dejando de serlo en el modelo
censurado para los matrimonios cuyos ingresos oscilan entre 12.743,13 y 19.588,63 €. Estos
resultados empüicos de las estimaciones econométricas pueden estar indicando que a niveles
bajos de renta son otros factores distintos a los monetarios los que determinan la maternidad.
En la tabla 10 también puede verse como, con carácter general, el efecto marginal de la de­
ducción por descendientes crece con la renta familiar.
0,087739
(8,9370)
--0,000485
(--1,6839)
0,008015
(0,1680)
2,31E-07
(2,1498)
0,126197
(10,867)
-0,001230
(-2,9217)
--0,068471
(-2,0360)
6,36E-08
(0,4567)
WAGEF WORKEXP INCMALE Fuente: Elaboración propia. 2,09E-07
(3,6341)
-0,083849
(-2,3124)
0,000329
( 1,3072)
0,068390
(8,3954)
-0,073650
(-6,1492)
-0,061963
(-5,3749)
-0,092569
(6,8301)
AGEFMAR
AGEF
2,630543
(12,990)
1,088754
(5,5509)
-0,004577
(-0,0954)
MARCHILDED
-2,237072
(-5,7746)
1,670314
(-3,7106)
Entre 12.743,13
y 19.588,63 €
-0,099833
(-0,2281)
Entre 7.434,5
y 12.743,13 €
e
Menor de
7.434,5 €
Modelo Censurado -0,000638
( 1,6506)
-0,001466
(·-2,9867)
1,53E-07
(4,0805)
-0,090256
(-2,9635)
0,000704
(2,6198)
0,121373
(9,0340)
0,149582
(8,8482)
0,082508
(7,6496)
0,028035
(0,4862)
3,34E-07
(2,0513)
--0,082879
(-2,4630)
6,48E-08
(0,3939)
-0,088111
(-4,9432)
--0,109042
(-6,7466)
-0,068755
(-5,4670)
1,600220
(4,6099)
2,30E-07
(4, 1508)
-0,107383
(-2,8387)
-0,105625
(-2,2050)
3,48E-07
(3,3032)
0,001001
(2,7137)
0,000819
(2,0381)
0,109907
(7,7478)
-0,088421
(-5,1878)
-0,126418
(-5,8245)
0,104635
(7,5276)
4,050732
(6,4523)
Mayor de
19.588,63 €
5,325585
(1 1,721)
Entre 7.434,5 Entre 12.743,13
y 12.743,13 €
y 19.588,63 €
0,001555
(0,0276)
Menor de
7.434,5 €
2,636045
(6,6814)
-2,190173
(-4,4078)
Mayor de
19.588,63 €
Modelo Ordenado
Tabla 10
Resultados de las estimaciones econométricas robustas (en términos de error y covarianza) por estratos de renta de la familia
00
o
n
~
t:d
~...,
l'
N
1:0
l"r:l
;¡,.
~
>-<:
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N
t:d·
¡¡:;
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(/"1
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l"r:l·
~
~
~
+>­
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
5.
85
Conclusiones
El objetivo de este trabajo ha sido profundizar en el conocimiento de los determinantes
socioeconómicos de la fecundidad en España y, en concreto, verificar si las ayudas públicas
por descendientes que se conceden a través del IRPF pueden influir en la natalidad. Para ello,
hemos utilizado la información contenida en la tercera y cuarta ola del PHOGUE, que nos ha
permitido explicar el tamaño familiar de los matrimonios integrados por mujeres en edad fér­
til y con esposo presente, a través de dos modelos diferentes para 1996. En primer lugar, he­
mos recurrido a un modelo ordenado jerarquizado, puesto que pensamos que la decisión del
tamaño familiar responde a un proceso de elección ordenado, esto es, por ejemplo, no se pue­
den tener dos hijos si no se ha tenido primero uno. En segundo lugar, hemos planteado un
modelo censurado, puesto que el problema de elección de la dimensión de la unidad familiar
también puede contemplarse como un proceso de selección secuencial: una primera decisión
hace referencia a la voluntad del agente de tener hijos o no; y, si el individuo opta por tener
hijos, se detem1ina eri una segunda elección la cantidad que está dispuesto a demandar. Ade­
más, el modelo censurado nos pennite aproximamos no sólo a la demanda reitl, sino también
a la potencial, lo que desde el punto de vista del diseño de la política de incentivos es más
adecuado, puesto que engloba a toda la población a la que eventualmente puede ir dirigido el
estímulo fiscal.
Los resultados obtenidos tras la estimación econométrica de ambos modelos nos pem1iten
concluir, con carácter general, que las variables representativas de las diferentes hipótesis que
se han sometido a validación se muestran relevantes en la explicación del tamaño familiar, y se
adecuan a lo esper~do según las pautas previstas por la teoría económica. En este sentido, hay
que señalar que la deducción marginal por descendientes incentiva la demanda de hijos, aun­
que de forma muy modesta, probablemente por la escasa magnitud de tales ayudas; en cambio,
la edad de la mt!fer al casarse presenta un efecto negativo muy significativo sobre el tamaño
familiar; por otra parte, la edad de la mujer en el ai'io del análisis, y la renta del marido, ejer­
cen una influencia positiva muy importante sobre la demanda de hijos. También influyen nega­
tivamente en la fecundidad, aunque de forma moderada, el valor del tiempo de la mujer, su ni­
vel de educación, y su antigüedad en la empresa al contraer matrimonio.
La reducida elasticidad de la deducción por descendientes, de la que infotma el modelo
censurado, y el que la deducción influya sobre todo en la probabilidad de tener dos hijos, tal
y como cabe deducir de las estimaciones del modelo ordenado, nos llevan a pensar que un di­
seño adecuado de .un incentivo fiscal aplicado a través de las ayudas por descendientes debe­
ría concentrar los recursos en potenciar las deducciones que se conceden por el segundo hijo,
al objeto de incrementar la efectividad de dicho beneficio fiscal. En este sentido, consideran­
do que, por tem1ino medio, tal y como se describe en la Encuesta de Fecundidad (1999), en
España las parejas quieren tener dos hijos, pero muchas tienen sólo uno, un diseño adecuado
de la deducción puede servir para equiparar deseos y realidades.
Asimismo, posteriormente, cuando hemos replicado las estimaciones máximo verosímiles
para los diversos gmpos de edad y de renta, hemos obtenido indicios de que las mujeres más
jóvenes, y pertenecientes a las parejas de menor renta, reaccionan en menor medida ante los es­
86
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
tímulos fiscales que introduce la presencia de tales ayudas, dado el actual diseño de dicho ins­
trumento tributario. Con todo, y a pesar de que otras variables se han mostrado más relevantes
en los modelos explicativos que hemos estimado para la fecundidad española, pensamos que la
mayor facilidad y rapidez con que se puede actuar sobre las variables fiscales frente a otras al­
ternativas, como por ejemplo los hábitos culturales, pueden hacer que el Sector Público consi­
dere adecuado utilizar esta herramienta. En este sentido, tal y como hemos deducido de la esti­
mación de los modelos econométricos, es muy probable que el diseño más efectivo sea aquel
que concentre los potenciales recursos adicionales en las deducciones fiscales por el segundo
descendiente, además de estimular a las parejas a tener los hijos que desean.
Finalmente, queremos señalar que las conclusiones anteriores responden al objetivo de
paliar el grave problema de la baja natalidad y, por tanto, pretenden fundamentalmente incre­
mentar la efectividad de la deducción fiscal por descendientes. No obstante, es preciso ad­
vertir al decisor público que a la hora de evaluar las potenciales reformas debe tener en cuen­
ta los posibles costes en términos de equidad, tanto horizontal como vertical, que la
instrumentación de tales medidas podría tener, si bien, creemos que son de una cuantía redu­
cida, aunque su importancia dependerá de la intensidad con que se apliquen las recomenda­
ciones relativas a potenciar la deducción por el segundo hijo. En cualquier caso, debe tenerse
presente que dichos efectos sobre la equidad son comunes a todas las medidas de incentivo, y
que los aspectos básicos de equidad se garantizan con base al principio de capacidad pago
definido previamente, limitándonos a proponer estímulos adicionales.
Notas
l. Para un estudio de las consecuencias que estos hechos pueden tener en tma detenninada zona puede verse
Ayuda, Pinilla y Sáez (2000). En cualquier caso, hay que señalar que el fenómeno de la inmigración influye
positivamente en la tasa de natalidad de las economías desarrolladas como España, si bien, como señala León
(2004). la fecundidad de la población inmigrante tiende a atenuarse a largo plazo por la convergencia de sus
patrones reproductivos con los de la población del país receptor. El nivel de reemplazo demográfico puede
verse en Delgado (2000) o León (2004).
2. Zárate (2001) y Vallés y Zárate (2003) demostraban, por primera vez para España, que la política fiscal (en
forma de deducciones por descendientes en el Impuesto sobre la Renta de las Personas Físicas) influía en la fe­
cundidad de las mujeres en edad fértil, además del valor del tiempo de la mujer, de un conjunto de distintas
medidas de política social, de la tasa de paro, y del coste de la vivienda.
3. Véase, por ejemplo, Bram10n y Mors (197J) o Lambert (1997).
4. Además de estas deducciones, los descendientes con una minusvalía superior o igual al33 por 100 han dado y
dan derecho a deducciones adicionales. Éstas, sin embargo, no vamos a tenerlas en cuenta en este trabajo por
no ser realmente deducciones por descendientes, sino por minusvalía, y por ello ser generalizables a cualquier
miembro con discapacidad de la familia. Tampoco las deducciones autonómicas van a ser objeto de nuestro
estudio, por ser posteriores a 1996, año en el que se emnarca nuestro trabajo.
5. EnPH incluimos todos aquellos gastos derivados de la adquisición en el mercado de los bienes y servicios para
los hijos, es decir, los gastos monetarios de alimentación, vivienda, ropa, educación, etc.
6. De la misma forma, variaciones en otras variables monetarias pueden producir efectos en la decisión de tener
hijos: un amnento de la renta salarial de la mujer o del coste de oportunidad del tiempo de la mujer, W. tiene
efectos renta y sustitución opuestos sobre el númem de hijos, siendo su efecto final ambiguo; un aumento de la
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
87
renta, 1, elevará el número de hijos si éstos son bienes nonnales. Aunque también pueden influir en el número
de hijos otras variables de tipo sociodemográfico, como la edad de la mujer, su experiencia laboral, su educa­
ción, etc.
7. Tal y como puede verse en Wooldridge (2001) y Wooldridge (2002), la decisión del tamaño familiar también
podría modelizarse como un caso de variable dependiente de recuento con un modelo de regresión poisson. N o
obstante, los resultados que arrojan las estimaciones para dichos modelos son sensiblemente peores. Asimis­
mo, siguiendo a Greene (1999), hemos considerado la posibilidad de.que la especificación respondiese a un
modelo poisson alterado con ceros, pero los resultados continúan siendo peores que los obtenidos en el modelo
ordenado jerarquizado.
8. Únicamente no serían decisivos en la explicación de la fecundidad de las mujeres que deciden tener hijos sin
una pareja estable, pero esto no es lo habihwl.
9. En la tabla 2.A del Anexo A, señalamos las variables más relevantes que utilizan algunos de los principales
trab~os que, sin tener en cuenta las ayudas públicas por descendientes, también explican la fecundidad.
1O.
Esta vmiable la hemos calculado para la mayoría de parejas cruzando la infom1ación del número de miembros
de cada hogar (HDOOl) y la composición del hogar segím la clasificación económica (HD006A), an1bas conte­
nidas en el fichero de hogares del PHOGUE. Pero para los 333 hogares cuya composición del hogar, según la
clasificación económica, tiene el código 9 (otros hogares sin niños dependientes económicaJUente) o 14 (otros
hogares con niños dependientes), hemos tenido que recurrir al recuento manual en el tlchero de relaciones de
parentesco.
11. Dada la importancia para nuestro trabajo de dicha variable, y la complejidad del desarrollo técnico que exige,
hemos creído conveniente detallar su cálculo en el Anexo C.
12: Hemos adoptado este supuesto porque, en realidad, mmque la deducción por descendientes propiamente dicha
sólo la disfrutan los padres que presentan la declaración de la renta, a los que no la presentan (por no alcanzar
el umbral de renta que marca la obligación de declarar) también se les tiene en cuenta la menor capacidad eco­
nómica que sus hijos les ocasionan, a través del cálculo de las retenciones, por lo que no creemos que este su­
puesto altere demasiado el resultado. La retención se calcula mediante w1a tabla de doble entrada en función
del salario bruto anual, y del número de hijos, siendo las retenciones el impuesto pagado en caso de no presen­
tar declm·ación.
13. Alternativamente; y a sugerencia de un evaluador anónimo, hemos construido la variable fiscal como el ahorro
marginal por descendientes respecto a la cuota líquida de la pareja (MARCHJLD).
14. Cabe señalar que algunos trabajos se han planteado la posible endogeneidad del valor del tiempo de la nuger.
Sin embargo, como nuestra variable endógena es el tamaño familiar y realizamos un estudio de corte transver­
sal, es de esperar que los problemas asociados a la endogeneidad sean de magnitud muy reducida.
15. Debido a los problemas de multicolinealidad que existen entre el salario estimado por el método Heckman
(WAGEF) y el nivel educativo de la mujer (FEDUC), hemos tenido que excluír esta última variable de las esti­
maciones. No obstante, dada la importancia que puede tener el nivel educativo en la toma de decisiones sobre
fec1mdidad, hemos realizado una estimación alternativa que sustituye el salario estimado por el método Heck­
man (WAGEF) por una variable representativa del nivel educativo (FEDUC) y una dummy que distingue entre
las mujeres que trabajan y las que no lo hacen (FLFORCE), arrojando esta estimación resultados muy simila­
res y mostrándose los coeficientes estimados significativos y con el signo previsto desde un punto de vista teó­
rico. También son consistentes con las predicciones teóricas los resultados que se obtienen para esta estima­
ción con w1 modelo poisson alterado con ceros.
16. Los estadisticos descriptivos de las variables explicativas aparecen en la tabla 3.A del Anexo A.
17. En la tabla 4.A del Anexo A hemos incluido los resultados obtenidos cuando hemos replicado la simulación
para el nuevo sistema de incentivos fiscales por descendientes que entra en vigor el año 1999. En ella puede
verse cómo la deducción sigue siendo significativa, si bien no podemos concluir si el efecto sobre la fertilidad
es mayor o menor que antes de la reforma. Ello requeriría un análisis diferente, que se aleja del objetivo y de
las pretensiones de la presente investigación.
88
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRA TE MARCO
18. El válor del tiempo de la mujer se ha mostrado significativo en trabajos como los de Schultz (1969), Jones
(1981), Shields y Tracy (1986), Ennisch (1987) o Álvarez (1997).
19. No obstante, es preciso señalar que las estimaciones empíricas de la literatura comparada presentan cierta am­
bigüedad con respecto a los resultados de la variable educación. Así, por ejemplo, las aportaciones de Álvarez
(1997) y Handa (2000) muestran resultados similares, si bien, hay otras investigaciones como las de Cigno y
Ennisch (1989) y Bannby y Cigno (1990). que obtienen un signo positivo para la educación femenina.
20. La variable renta influye de forma positiva en la fecundidad en trabajos como el de Cigno y Ennisch (1989),
aunque en otros como los de Hotz y Miller (1988), Borg (1989), Barmby y Cigno (1990) o Whittington
(1993), viene siendo común una relación negativa, que es reflejo del trade-ojfque existe entre calidad y canti­
dad de hijos. Cuando hemos medido la renta coino INCOUPLE en vez de cómo INCMALE, los resultados no
se alteran significativamente. Por otro lado, la variable experiencia laboral de la mujer ha resultado significati­
va en trabajos como el de Cigno y Emrisch (1989).
21. No hemos desglosado más el último cuartil de renta para no reducir en exceso las submuestras.
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Abstract
In this paper, we analyze the relation between the child tax credit, ofthe Spanish Personal Income Tax, and the fam­
ily size for married women of child-bearing age, with the aim ofverify whether child allowances stimulate the birth
rate. To this end, we have utilised data provided by the European Union's Household Panel for Spain, and we have
estimated a hierarchical ordered model anda censored model. The results obtained shown that the child tax credits,
and other variables, are relevan! to explaining family size, although the effect ofthe tax variable on the endogenous
one is modest. Nevertheless, we believe that the ease and speed with which it is possible to act on tax variables com­
pared to other alternatives such as cultural habits could encourage government to consider using this too!, especially
if it would design a strategy that would focus potential additional economic resources on the allowance for the sec­
ond child.
Key words: relative marginal child tax saving. family size, próbability.
JEL C/assification: H24, H31.
Beneficios fiscales por el 1.0 hijo
Beneficios fiscales por el2. 0 hijo
Ganancias anuales brutas del marido
Tipo de ocupación de la mujer antes de tener hijos
Salario relativo mujer/hombre
Edad de la mujer al casarse
Año de nacimiento de la mujer
Experiencia laboral de la mujer al casarse
Años de educación no obligatoria de la mujer
Probabilidad de que nazca un
niño en el año t
Tamaño familiar en 1O años
de matrimonio
Momento del 1. 0 nacimiento
Barmby y ·Cigno
(1990)
•
•
•
•
•
•
•
•
•
Tamaüo de la familia en los • Inversa de beneficios por hijos
matrimonios que duran 1O • Ganancias vitalicias del marido
años. Frecuencia de la fertili- • Ganancias del marido después de impuestos
dad: proporción de nacimien- • Tipo de empleo antes del 1. 0 hijo: 6 dummies
tos en los primeros 1O años... • Generaciones de mujeres nacidas cada 5 aüos
• Edad de la mujer al casarse
• Años de educación femenina no obligatoria
• Años de experiencia laboral al casarse
Tasa salarial de la mujer después de impuestos
Cigno y Ermisch (1989) • Deducción adicional por tm hijo
• Salario por hora neto masculino
• Salario por hora neto de impuestos mujer/hombre
• Tasa de empleo de la cohorte nacida en k
• Tamaüo relativo de la generación de la cohmte k
• Tasa de desempleo masculino
• IPC
• Precio. vivienda
• Porción de la coho.rte k en riesgo de tener un
hijo n.o j a la edad a
Variable independientes
Logaritmo natnral (logit) de la
tasa de nacimiento condicionada (por el número de hijos
existentes)
Variable dependiente
1
1954-1980
1980
1971-85
Período
País
Reino Unido
Reino Unido
Reino. Unido.
Tabla l.A
Trabajos que explican la fecundidad en función de variables fiscales
Ermisch (1987) Anexo A
Máxima verosimilitud
Probit ordenado
Méto.do. de Corrección de
Error de Engle Granger en
dos etapas
Método de estimación
\0
w
¡:;;·
§,
:t>
"03"
0..
o
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§
g..
g
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S:
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Subvenciones por hijo
Deducción en cuota por hijo para familias de
poca renta
Baja maternal remunerada
Renta masculina
Si la mujer trabaja o no
Salario femenino
Exención personal por hijos x t/g marginal medio
Exención al cuadrado
Renta familiar excepto la de la mujer
Salario femenino neto de impuestos
Mortalidad infantil
Tasa de desempleo
Tasa de inmigración
IIGM
Píldora (dummy)
Abmto (dummy)
Logaritmo de la tasa total de
fe1tilidad
N. 0 nacimientos * 1.000/mu­
jeres entre 15 y 44 años
Hyatt y Milne
(1991)
Georgelis y Wall
(1992)
1913-1984
1948-86
1913-1984
Exención personal por dependientes x tipo mar­
ginal de gravamen medio
Renta salarial del hombre +renta del capital fami­
liar
Estimación del salario femenino neto de impuestos
Tasa de mortalidad infantil
Desempleo
Tasa de inmigración
Il GM: ausencia de hombres jóvenes (dummy)
Píldora anticonceptiva (dummy)
Tendencia temporal
Población urbana
Raza
Tasa general de fe1tilidad: tasa
de natalidad por cada l.000
mujeres entre 15-44 años
Whittington, Alm
y Peters (1990)
Variables alternativas: Educación femenina en vez del salario femenino
Período
Variable independientes
Variable dependiente
País
USA
Canadá
USA
Tabla l.A (continuación)
Trabajos que explican la fecundidad en función de variables fiscales
Mínimos Cuadrados Genera­
lizados. Método de correc­
ción de la autocorrelación de
primer orden: Yu1e-Wa1ker
Mínimos Cuadrados Genera­
lizados. Método de correc­
ción de la autocorrelación de
primer orden: Yule-Walker
Método de estimación
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USA
1915-88
Exención personal por hijo t/g marginal me­
dio
Exención al cuadrado
Renta familiar neta de las ganancias femeninas
Salario femenino después de impuestos
Tasa de mortalidad infantil
Tasa desempleo
Tasa de inmigración
IIGM
Píldora
Abolio
Tendencia
Gohmann y
Ohsfeldt (1994)
Tasa general de fertilidad
Tasa total de fertilidad
USA 1982-85
Exención estatal por hijo t/g marginal estima­
do
Exención federal por hijo * t/g marg estimado
Deducción en cuota por el cuidado de hijos
Renta neta de las ganancias femeninas
Salario femenino estimado por Heckman
Edad de la mujer
Whittington (1993) Medida Binaria de nacimien­
tos ( 1 si tiene un hijo; O si no
tiene un hijo
USA
País
1979-1983
Período
ExenCión personal por dependientes t/g mar­
ginal
Renta salarial del hombre+ renta del capital fa­
miliar
Salario femenino neto de impuestos (Heckman)
Tasa de mortalidad infantil
Desempleo
Tasa de inmigración
IlGM: ausencia de hombres jóvenes (dummy)
Píldora anticonceptiva (dummy)
Tendencia temporal
Población urbana
Variable independientes
Whittington (1992) Medida Binaria de nacimien­
tos (1 si tiene un hijo; o O si no
tiene un hijo)
Variable dependiente
Tabla l.A (continuación)
Trabajos que explican la fecundidad en función de variables fiscales
Logít condicional (efectos fi­
jos)
Logit condicional
Método de estimación
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Dummy que toma valor 1, si el
nacimiento se produce en la
última semana de diciembre,
o O, si ocurre en la primera se­
mana de enero
Di.ckert-Conliu y
Chandra (1999)
Fuente: Elaboración propia. Beneficios familiares por 1, 2 y 3 hijos/ ganan­
cias medias masculinas
Duración de la baja maternal
Remuneración durante la baja
Logaritmo del salario masculino
Logaritmo del salario femenino
Tasa de desempleo
Diferencia de 1." orden en la tasa de desempleo
Logaritmo de la tasa total de
fertilidad en el país i en el año
t+l
Gauthier y Hatzíus
(1997)
Ahorro fiscal que obtiene la fiunilia si se tiene al hijo
en diciembre en vez de la primera semana de enero
Renta familiar
Ganancias de la madre
Edad de la madre
1. 0 o 2." hijo de la madre Educación de la madre Estatus marital de la madre Residencia Urbana Afro-americana Variable complementaria: Renta familiar ahorro
fiscal al adelantar el parto
Exención por descendientes
Beneficio social por descendiente
Deduccion en cuota por hijos (reembolsable)
Baja maternal remunerada
Renta masculina
Salario femenino
Mortalidad infantil
Tasa de desempleo
Inmigración femenina
IIGM (mide la ausencia de hombres en esos años)
Píldora anticonceptiva
Tendencia temporal
Educación femenina
Variable independientes
Zhang, Quan y Van Tasa total de fertilidad
Meerbergen (1994)
Variable dependiente
1979-93
1970-90
1921-1988
Periodo
País
Mínimos Cuadrados Genera­
lizados. Método de corrección
de la autocorrelación de pri­
mer orden Cochrane-Orcutt
Método de estimación
USA
Probit
22 países de la Método Generalizado de Mo­
OCDE
mentos (GMM)
<;:anadá
Tabla l.A (continuación)
Trabajos que explican la fecundidad en función de variables fiscales
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La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
Tabla 2.A Principales variables utilizadas por trabajos que no explican la fecundidad en función de variables fiscales Variable Trabajos que utilizan la variable
Edad de la mujer Ben-Porath (1973), Butz y Ward (1979), Joseph (1980), Ward y Butz (1980),
Newman y McCulloch (1984), Rosenzweig y Schultz (1985), Schultz (1994),
Álvarez (1997), Verdugo y Cal (2000)
Tasa de actividad femenina Freedman (1963), Gregory, Campbell y Cheng (1972), Conger y Campbell
(1978), Butz y Ward (1979), Joseph (1980), Ennisch (1980), Ward y Butz (1980),
Winegarden (1984), Shields y Tracy (1986), Chen, Bendaraf, Hicks y Jolmson
(1987), Groot y Pott-Buter (1992), Álvarez (1997), Masih y Masih (2000), Ver­
dugo y Cal (2000)
Renta mujer
Freedman (1963) Joseph (1980), Ermisch (1980), Ward y Butz (1980), Winegar­
den (1984), Groot y Pott-Buter (1992), Schultz (1994)
Renta del hombre Ben-Porath (1973), Conger y Campbell (1978), Butz y Ward (1979), Gregory,
Campbell y Cheng (1972), Ennisch (1980), Joseph (1980), Ward y Butz (1980),
Rosenzweig y Schultz (1985), Groot y Pott-Buter (1992), Schultz (1994), Shields
y Tracy (1986), Masih y Masih (2000)
Experiencia laboral
de la mujer
Freedman (1963), Wolfe (1980), Cigno y Ennisch (1989), Bannby y Cigno
(1990)
Educación femenina Ben-Porath (1973 ), Congery Campbell (1978), Joseph (1980), Newman y McCu­
lloch (1984), Rosenzweig y Schultz (1985), Groot y Pott-Buter (1992), Álvarez
(1997)
Educación masculina
Ben-Porath ( 1973), Joseph (1980), Newman y McCulloch (1984), Álvarez (1997)
Mortalidad infantil
Gregory, Campbell y Cheng (1972), Ben-Porath (1976), Shields y Tracy (1986),
Masih y Masih (2000)
Raza Gregory, Campbell y Cheng (1972), Joseph (1980)
Fuente: Elaboración propia.
Tabla 3.A
Características de la muestra
Variable
FAMSIZE
MARCHILDED
MARCHlD
AGEFMAR
AGEF
WAGEF
FLFORCE
FEDUC
WORKEXP
INCMALE
INCCOUP
MEDUC
TIMEMARR
Mean
Median
1,64
1,04
1,62
23,45
34,93
553,78
0,49
8,69
0,47
11.744,49
15.252,69
8,56
11,49
2,00
0,97
1,30
23,00
35,00
508,10
0,00
8,00
0,00
10.119,28
12.477,01
8,00
12,00
Fuente: Elaboración propia.
Maximum Minimum
4,00
4,93
15,06
41,00
44,00
1.496,81
1,00
17,00
15,00
121.704,95
127.414.83
17,00
39,00
0,00
0,00
0,00
5,00
18,00
0,00
0,00
2,00
0,00
0,00
0,00
-9,00
0,00
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis
0,98
0,71
1,67
3,94
5,97
256,46
0,50
3,95
1,57
8.871,42
11.335,92
4,09
6,86
0,03
1,01
2,36
0,74
-0,30
0,76
0,03
0,61
4,37
3,51
2,60
0,42
0,02
2,72
5,25
13,16
4,70
2,16
3,69
1,00
2,50
25,78
31,44
17,29
2,98
2,09
98
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
Tabla 4.A Resultados de las estimaciones econométricas robustas (en términos de error y covarianza) para el tamaño familiar en 1999 Modelo Censurado
e
MARCHILDED
AGEFMAR
AGEF
WAGEF
WORKEXP
INCMALE
Anexo B.
Modelo Ordenado
Coeficiente
z-Statistic
Coeficiente
z-Statistic
0,3131072
0,0872696
--0,0994598
0,1014263
-0,0001899
-0,0027436
1,21E-08
1,42
2,63
-15,55
16,22
-1,67
-D,72
0,77
0,1075091
-0,1257599
0,1284657
-0,0002748
-0,0039718
1,75E-08
2,36
-12,63
13,95
-1,78
-0.75
1,01
Formación de los hogares a partir del PHOGUE
El PHOGUE emplea como unidad de análisis el hogar económico, determinado por la
residencia común (registra 6.267 hogares en 1996). Sin embargo, nosotros hemos considera­
do como unidad de análisis los matrimonios en los que la mujer está en edad fértil, para lo
cual, hemos partido del fichero de personas adultas de 1996, seleccionando en él a las muje­
res en edad fértil ( 15-44) y casadas. Ello es Ílm1ediato puesto que el fichero de personas adul­
tas proporciona el sexo (variable PD004), edad (PD003) y estado civil (PD005) de cada per­
sona, identificada mediante la variable PID.
A continuación hemos identificado a los correspondientes maridos en el fichero de rela­
ciones de parentesco de 1996, mediante la variable RELATION, que nos mdica mediante un
código el parentesco entre las distintas personas del hogar económico (1 es el código para
identificar a las parejas o matrimonios). También hemos verificado que ambos cónyuges es­
tán en los ficheros de 1997, puesto que vamos a necesitar información sobre las rentas de
ambos en 1996, y esa infom1ación está en el fichero de personas adultas de 1997. Todo este
proceso de selección nos ha dejado tma muestra de 1.797 matrimonios.
También hemos tenido que determinar para cada pareja el número de hijos que le da de­
recho a deducción. Para la mayoría de parejas lo hemos hecho de la siguiente manera. Como
en el fichero de personas adultas aparece consignado el código de identificación del hogar
(HID) al que pertenece cada mujer (PID), para calcular el número de hijos de cada pareja he­
mos localizado en el fichero de hogares el número de miembros de cada hogar (HDOOl) y la
composición del hogar según la clasificación económica (HD006A). Cruzando esta infonna­
ción hemos podido saber para la mayoría de parejas cuántos h~jos tienen, siendo todos ellos
dependientes económicamente (esto es, menores de 16 años o que tienen entre 16 y 25 años y
sin rentas relevantes), y, por lo tanto, con derecho a deducción en el IRPF.
Únicamente para los 333 hogares cuya composición del hogar, según la clasificación
económica, tiene el código 9 (otros hogares sin niños dependientes económicamente) o 14
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
99
(otros hogares con niños dependientes) hemos tenido que recurrir al recuento manual del nú­
mero hijos en el fichero de relaciones de parentesco de 1996. En dicho fichero de relaciones
de parentesco los hijos vienen identificados con el código de parentesco (PID2) 2 (hijo/a car­
nal) o 3 (hijo/a adoptivo o hijastro), en relación a cualquiera de los padres (PIDl).
Una vez identificados los hijos (PID2), el fichero de miembros de hogar nos facilitaría la
infonnación de su edad a 31. de diciembre (RD003), y el fichero de personas adultas nos da­
ría también su renta (Pil 00), por lo que se podría identificar qué descendientes dan derecho a
la deducción y cuáles no. No obstante, dada la laboriosidad de dicha tarea, hemos optado por
suponer para estas 333 parejas que sus hijos cmnplen los requisitos para dar derecho a la de­
ducción por descendientes, esto es, que tienen menos de 30 años, ganan menos renta del sala­
rio mínimo interprofesional, etc. Lo primero no es descabellado, si tenemos en cuenta que
sólo estamos considerando a las mujeres en edad fértil (15-44 años), por lo que es dificil que
tengan hijos de treinta años; aunque lo segundo es más arriesgado, puesto que es posible que
haya descendientes que ganen más renta de la pennitida para generar derecho a deducción.
En cualquier caso, creemos que la hipótesis adoptada no alterará sustancialmente los resulta-·
dos del cálculo que estamos haciendo (no olvidemos que pretendemos calcular la deducción
a la que tendría derecho la pareja en su cuota si tuviera un hijo adicional), si bien simplifica
mucho el proceso.
Anexo C.
Estimación de la base imponible del IRPF
Para estimar la base imponible del IRPF hemos utilizado la cuarta ola del PHOGUE, que
es la que proporciona información sobre las rentas percibidas por los sujetos en 1996.
Antes de nada, hay que hacer notar que el PHOGUE no proporciona información sobre
las rentas irregulares, por lo que con las rentas contenidas en el PHOGUE sólo hemos podido
obtener la base imponible regular de cada pareja (en 1996, las rentas se agrupaban en base
imponible regular e irregular).
Asimismo, el PHOGUE solamente ofrece infom1ación sobre la renta líquida percibida
por los sujetos, esto es la renta efectivamente percibida una vez descontadas las retenciones
del IRPF y las correspondientes cotizaciones sociales. Esta renta líquida la hemos tenido que
elevar a bruto para poder liquidar el impuesto. Para obtener una aproximación a los ingresos
brutos de los sujetos, hemos utilizado como factor conversor la variable HI020, que el mis­
mo INE (en la propia encuesta del PHOGUE) proporciona, y que está estimada a partir de un
procedimiento estadístico basado en el cociente entre ingresos brutos y netos de las variables
para las que se solicitan ambos conceptos. Dividiendo los ingresos netos entre la varia­
ble HI020 obtenemos los ingresos brutos necesarios para comenzar la liquidación del
Impuesto 1.
Para el cálculo de la rentas netas del trabajo personal, hemos incluido como rendimien­
tos íntegros por dicho concepto la suma de las variables Pilll (ingresos por rentas del traba­
jo por cuenta ajena) y Pl130 (ingresos totales por prestaciones sociales), deduciendo de esta
última la variable PI135 (ingresos percibidos por becas para la escolaridad obligatoria) por
100
JAIME VALLÉS GIMÉNEZ Y ANABEL ZÁRATE MARCO
estar exenta 2 , todas ellas oportunamente elevadas a bruto. Del total de rendimientos íntegros
hemos deducido como gasto las cotizaciones a la seguridad social (que hemos calculado a
partir de la estructura de cotizaciones vigente en el ejercicio) 3 , y en concepto de gastos sin
justificar el 5 por 100 de los rendimientos íntegros, siempre que no superen 1.502 euros.
Para la estimación de las rentas netas de las actividades económicas hemos considerado
como rendimiento íntegro el de la variable PI112 (oportunamente elevado a bruto), del que
hemos descontado las cotizaciones a la seguridad social correspondientes a este régimen 4 .
Las rentas netas del capital mobiliario las hemos estimado deduciendo de la variable
PI121 (ingresos por rentas del capital), oportunamente elevada a bruto, la deducción fija per­
mitida de 168,28 euros, siempre que no convierta el rendimiento neto en negativo.
Finalmente, hemos considerado como rentas del capital inmobiliario las que proporciona
la variable PI122A s.
Agregando los rendimientos netos del trabajo personal, de las actividades económicas, y
del capital, obtenemos la estimación de la base imponible regular, que gravamos conla tarifa
del año 1996 para obtener la cuota íntegra.
Notas
l. La opción que hemos seguido para convertir las rentas netas en brutas no está exenta de problemas, puesto que
hasta la Ley 40/1998la retención se calculaba con una tabla de doble entrada atendiendo a las variables renta
bruta y número de hijos económicamente dependientes. Concretamente, como reconocen Sanz et al. (2004)1,
en esa tabla de retenciones, la renta era en general una variable continua convertida a discreta mediante
intervalos amplios, y el incremento en el tipo de retención entre intervalos también era discreto, con lo que
podía ocurrir que individuos con rentas brutas próximas al límite superior de un intervalo, tuvieran rentas netas
de retención superiores a las de individuos con rentas brutas próximas al límite inferior del intervalo
inmediatamente superior. Es decir, que podía producirse un solapamiento de intervalos de renta neta de
retención, originando un problema de enor de salto. Cuestiones de este tipo son tenidas en cuenta en el
proceso de elevación a bruto que siguen Sanz et al. (2004). Estos autores utilizan lm algoritmo, con el que
construyen tablas de retención y cotización inversa, que pennite calcular, a partir de la renta líquida que
proporciona el PHOGUE, los ingresos brutos. Procedimientos diferentes son empleados por Levy y Mercader
(2001) y Fuenmayor et al. (2004).
2. Somos conscientes de estar incluyendo entre los rendimientos del trabajo declarados, otras rentas exentas,
como las becas durante la escolaridad no obligatoria o la prestación por incapacidad pem1anente absoluta y
gran invalidez, pero el PHOGUE no proporciona información tan detallada sobre las rentas, por lo que hemos
tenido que trabajar con esta aproximación.
3. Para calcular las cotizaciones a la seguridad social hemos utilizado el tipo general del 6,4 por 100 (suma del
tipo general de contingenCias comunes y de seguro de desempleo y formación). Además, siguiendo a Sanz et
al. (2004; 39), hemos presciodido de los límites mínimos de las bases de cotización, ya que el PHOGUE no
proporciona información sobre si el individuo ha trabajado todo el año y si lo ha hecho a tiempo completo. De
la misma fonna, como los criterios de clasificación de categorías profesionales utilizados por la Seguridad
Social y el PHOGUE no coinciden, hemos prescindido de las bases máximas.de cotización por categoría
profesional, y sólo hemos considerado el máximo de la base máxima de cotización.
4. Hemos aplicado el tipo general de cotización (un 30,8 por 100), prescindiendo de la cotización por
contingencias profesionales, que se calcula mediante una tarifa de primas (RD2930/1979), que varía según el
La influencia de la deducción por descendientes en el tamaño de la familia ...
101
riesgo de la actividad desarrollada, y que se aplica reducida, en el régimen general, linealmente en un 1Opor
1OO. Dicho tipo general de cotización lo hemos aplicado, siguiendo a Sanz et al. (2004), a la base mínima de
cotización fijada para 1996.
5.
Prescindiendo de la elevación a bruto por no practicarse retención sobre las rentas del capital inmobiliario.
Fuente: Elaboración propia.