HVWXGLRV VREUH OD HFRQRPLD HVSDÔROD

¢$IHFWD HO ,53) D OD GHFLVLyQ GH FRQWUDHU PDWULPRQLR"

-XOLR /ySH] /DERUGD

$QDEHO =iUDWH 0DUFR

EEE 49

http://www.fedea.es/hojas/publicado.html

¿AFECTA EL IRPF A LA DECISIÓN DE CONTRAER MATRIMONIO?

Julio López Laborda

Anabel Zárate Marco

(Universidad de Zaragoza)

RESUMEN

En este trabajo se realiza una estimación de la incidencia del I.R.P.F. en la decisión de contraer matrimonio, para el período 1979-1996. El estudio presenta tres aportaciones: es la primera aplicación que se realiza en España sobre este tema; se cuantifica el efecto de la fiscalidad sobre toda la duración del matrimonio, y no sólo sobre el año de la boda; y se incluye, entre las variables explicativas, el “coste de la vivienda”, que puede ser relevante dada la forma de acceso a la vivienda predominante en España.

Los resultados obtenidos están en línea con los que presenta la literatura comparada. Las variables que resultan significativas en la explicación de la tasa anual de matrimonios entre 1979 y 1996 en España son el “impuesto/subsidio medio al matrimonio”, el “cambio medio en el tipo marginal de gravamen con el matrimonio”, la “tasa de mujeres con educación superior”, la “tasa de hombres con educación superior”, la “tasa de hombres cumpliendo el servicio militar” y la “tasa de paro de la población en edad casadera”.

PALABRAS CLAVE: I.R.P.F., matrimonio.

CLASIFICACIÓN J.E.L.: H24, H31.

1. INTRODUCCIÓN

Los factores económicos, junto con otros de tipo social y demográfico, influyen en las decisiones familiares de los individuos, tal como Becker (1960, 1973, 1974, 1981) y otros han establecido en el marco de la Nueva Economía de la Familia¹. Uno de esos factores económicos es el impuesto que grava la renta de los individuos.

Dicho impuesto puede afectar a la decisión de contraer matrimonio, de divorciarse, de hacerlo en una fecha determinada, a la decisión de tener hijos, etc. Y aunque esta cuestión ha sido sugerida en la literatura², apenas ha sido objeto de análisis empírico. Hasta finales de los años ochenta, los trabajos aplicados que estudian decisiones matrimoniales o de demanda de hijos lo hacen sin tener en cuenta la variable fiscal³. En 1995, Alm y Whittington (1995a) introducen formalmente por primera vez la variable fiscal en el estudio de las decisiones matruimnoniales⁴. Lo hacen, concretamente, en el contexto del mercado matrimonial de Becker (1973, 1974).

Estos autores establecen que el impuesto sobre la renta influye de dos maneras en la decisión de contraer matrimonio: una, vía renta y otra, vía coste, por lo que las variables a considerar deberían ser realmente dos: una que recogiese la “diferencia en el impuesto pagado de casados y de solteros”, y otra que captase la “diferencia en los tipos marginales de gravamen”. De esta manera, si el matrimonio elevase el “impuesto” a pagar, sin alterar el tipo marginal de gravamen, habría menores ganancias con el matrimonio y un menor incentivo a casarse. Mientras que, si el matrimonio elevara “el tipo marginal de gravamen”, por un lado, al aumentar el impuesto con el matrimonio caería la renta derivada del mismo y, por lo tanto, la probabilidad de matrimonio; pero, por otro, caería el coste de oportunidad del tiempo en el hogar, incentivándose la especialización en el matrimonio y, con ello, mejorando las ganancias derivadas del mismo. El efecto esperado de dicha variable sería entonces, a priori, indeterminado.

¹ Véase Cigno (1991) o Friedman (1990).

² Puede verse, por ejemplo, en Cigno (1991, p. 60), Becker (1973, 1974), Rosen (1977, p. 425).

³ La literatura es numerosa: Freiden (1974), Preston y Richards (1975), Hannan, Tuma y Groeneveld (1977), Keeley (1977, 1979), Hogan (1978), Marini (1978), Hutchens (1979), Grossbard-Shechtman (1982), Boulier y Rosenzweig (1984), Winegarden (1984), Hirschman (1985), Michael y Tuma (1985), Kobrin y Waite (1986) y Peters (1986), explican en sus modelos decisiones matrimoniales. Shultz (1969), Wachter (1975), Ben-Porath (1976), Cain y Dooley (1976), Butz y Ward (1979), Fleisher y Rhodes (1979), Ward y Butz (1980), Winegarden (1984), Rosenzweig y Shutlz (1985) y Shields y Tracy (1986), entre otros, estudian de alguna manera la decisión de tener hijos.

Anteriormente, Whittington, Alm y Peters (1990) habían estimado para los Estados Unidos la tasa de fertilidad en función de una serie de variables económicas y demográficas, entre las que incluían el valor fiscal de la deducción en la base por dependientes. Y Espenshade y Minarik (1987) habían estudiado el impacto que la reforma fiscal de 1986 en los Estados Unidos tuvo en la tasa de fertilidad,

A partir del estudio de Alm y Whittington (1995a) se han sucedido una serie de trabajos que generalmente apoyan la evidencia de que el impuesto que grava la renta personal ha conducido a los individuos, en diversos países desarrollados, a llevar a cabo una serie de actuaciones en el ámbito familiar. Así, Sjoquist y Walker (1995) y Alm y Whittington (1995b, 1997b) han estudiado cómo la variable fiscal influye en la decisión o probabilidad de contraer matrimonio; Sjoquist y Walker (1995), Alm y Whittington (1995b, 1997a) y Gelardi (1996) se han centrado en el momento de celebración de la boda; Cebula y Belton (1995) han analizado cómo la variable fiscal afecta a la decisión de deshacer el vínculo matrimonial mediante el divorcio, mientras que Whittington y Alm (1997) han contrastado cómo el impuesto influye en el momento de celebración del divorcio. Recientemente, Dickert-Conlin y Chandra (1999) han contrastado que el Impuesto sobre la renta también influye en el momento de tener los hijos, y Dickert-Conlin (1999) ha estudiado los efectos del sistema de impuestos y transferencias sobre la decisión de separación.

En España no existen estudios de ese tipo. Los trabajos realizados hasta ahora se han limitado a constatar, mediante simulaciones, la existencia en nuestro IRPF de un impuesto al matrimonio que ha tratado desigualmente a matrimonios y a solteros, y a calcular el ahorro fiscal que proporcionan los hijos.

Nuestro objetivo va a ser contrastar empíricamente, por vez primera, en la realidad social y económica española, si las variables fiscales que recogen el impuesto al matrimonio en nuestro IRPF influyen en la decisión de contraer matrimonio. Lo vamos a hacer para el período que comienza en 1979 con la introducción del I.R.P.F.

aunque en su análisis ignoraron el potencial efecto del cambio en el coste de un hijo y se centraron en el efecto renta.

como un impuesto sintético, personal y progresivo; y termina en 1996, que es hasta donde disponemos de todos los datos necesarios para el análisis.

Otra de las aportaciones que realizamos en este trabajo es que recogemos la sugerencia realizada por Slemrod (1995) y Sjoquist y Walker (1995) de tener en cuenta toda la duración del matrimonio, y no sólo el año de la boda, a la hora de construir las variables fiscales. Además, incluimos en este estudio una variable específica, el coste de la vivienda, que aunque no ha sido tenida en cuenta en ningún otro trabajo aplicado, creemos que en España puede influir en la decisión de contraer matrimonio.

El trabajo presenta la siguiente estructura. En la sección segunda, describimos de manera somera el tratamiento del matrimonio en el IRPF, desde 1979. En la sección tercera, formulamos las hipótesis a contrastar y presentamos la especificación del modelo. También detallamos la construcción de las variables fiscales y analizamos las limitaciones a las que nos hemos enfrentado y que han condicionado nuestro análisis. En la sección cuarta, presentamos la estimación y los resultados obtenidos, que comparamos con los de otros trabajos. El artículo finaliza con una sección de consideraciones finales.

2. IRPF Y MATRIMONIO

Dentro del proceso de transición hacia un régimen político democrático, España introduce en 1979, en el marco de una reforma tributaria más amplia, un impuesto sobre la renta personal (IRPF) de concepción tradicional: renta sintética, base imponible extensiva, tarifa progresiva y deducciones tanto personales como incentivadoras.

En relación con el tratamiento fiscal del matrimonio, podemos distinguir cuatro períodos diferenciados: 1979-1984, 1985-1987, 1988-1991 y 1992 en adelante. En esta sección vamos a señalar brevemente los elementos identificadores de cada una de estas etapas⁵.

⁵ Para una descripción más detallada, véase Badenes et al. (1997) o Zárate (1999).

En el período 1979-1984, la unidad contribuyente en el I.R.P.F. es la unidad familiar, quedando gravada la totalidad de la renta familiar con la única tarifa existente del Impuesto. Los matrimonios disfrutan de una deducción de la cuota, y de otra adicional cuando los dos cónyuges son perceptores de rentas “ganadas”.

En el período 1985-1987 se mantiene la estructura de la etapa precedente, incrementándose las deducciones anteriores y añadiéndose una nueva deducción de la cuota cuando los cónyuges obtienen rentas del trabajo dependiente.

El período 1988-1991 viene marcado por la sentencia del Tribunal Constitucional que declara la inconstitucionalidad de la obligatoriedad de la tributación acumulada de las rentas de los matrimonios. A consecuencia de este pronunciamiento, se establece un régimen provisional del Impuesto, en el que la unidad contribuyente del I.R.P.F. es el individuo y el régimen general de gravamen, la tributación separada. Con carácter opcional, se mantiene el régimen de tributación familiar conjunta.

En ambos casos -gravamen individual y conjunto- se tributa en la misma tarifa impositiva, si bien la opción de la tributación conjunta sigue estando acompañada de determinadas deducciones en la cuota del impuesto.

Por fin, en 1992 se acaba de perfilar la acomodación del I.R.P.F. a la citada sentencia del Tribunal Constitucional. Se mantiene la generalidad de la tributación separada y el carácter opcional de la tributación conjunta. Pueden apuntarse dos diferencias con el período anterior: la primera, que ahora existen dos tarifas, una individual y otra conjunta, siendo esta última menos progresiva que la anterior; la segunda, que desaparecen las deducciones por matrimonio.

En 1999 ha entrado en vigor la última reforma del I.R.P.F. Aunque el Impuesto ha experimentado cambios muy relevantes en su estructura (como la eliminación aparente de la tarifa conjunta o la transformación de algunas deducciones de la cuota en reducciones de la base) los elementos fundamentales de la tributación de los matrimonios siguen siendo los establecidos en 1992.

Desde la perspectiva que aquí nos interesa, esto es, la existencia o no de un cambio en el I.R.P.F. que pagan los individuos a consecuencia de su matrimonio, podemos resumir la evolución del Impuesto, desde 1979 hasta la actualidad, en los dos resultados generales siguientes. En primer lugar, cuando sólo uno de los cónyuges obtiene rentas, o las obtienen ambos, pero en cuantías reducidas, el I.R.P.F ha operado siempre, desde su implantación, como un “subsidio al matrimonio”. En los demás casos, hasta 1988, el I.R.P.F. ha constituido un auténtico “impuesto al matrimonio”, cuya importancia ha dependido de la cuantía y fuente de las rentas obtenidas, así como de la proporción de las rentas totales del matrimonio percibidas por cada cónyuge; y desde 1988, el Impuesto se ha comportado de manera neutral ante los matrimonios con dos perceptores de renta.

3. ESPECIFICACIÓN DEL MODELO

Este trabajo cuenta con dos importantes limitaciones. Por una parte, la corta duración del período de tiempo objeto de estudio, 1979-1996. Esto hace que contemos únicamente con dieciocho observaciones, lo cual va a afectar a toda conclusión que desde un punto de vista empírico podamos obtener. La otra limitación hace referencia al tipo de datos de que podemos disponer, que van a delimitar la definición de las principales variables a utilizar. Es esta última barrera la que va a afectarnos en el momento de recogida de datos y de construcción de las variables.

Sería muy interesante disponer de un panel de individuos con los suficientes datos sobre ellos desde el momento en que toma vida el Impuesto. Así, podríamos realizar una estimación similar a la que realizan Alm y Whittington (1997a, 1997b), y contrastar, no sólo la probabilidad de contraer matrimonio, sino también el momento idóneo de celebración del mismo. También podríamos construir las variables fiscales utilizando su interesante “aproximación del individuo”, y separar, como hacen ellos, el efecto de los impuestos del de la renta. Sin embargo, en nuestra economía sólo disponemos de datos agregados. Por esta razón, de todos los modelos empíricos existentes, en el único en que podría encajar un estudio aplicado para España sería en el de Alm y Whittington (1995a) .

Vamos a realizar, entonces, un estudio agregado para el conjunto de nuestra economía, en el que contrastaremos si el "impuesto medio al matrimonio" y el "cambio medio en el tipo marginal de gravamen con el matrimonio" influyen en la tasa anual de matrimonios.

El modelo general que planteamos, y sobre el que vamos a trabajar en adelante, es el siguiente:

TBOD = f (cte, DifT, Difg, RNpm, TI, THES, TMES, TACF, TPAR, TPM, DIV)

Variable dependiente

Hubiera resultado adecuado utilizar una variable stock del porcentaje anual de mujeres entre 16 y 44 años que están casadas, por afectar el I.R.P.F. no sólo a la decisión de contraer matrimonio, sino también a la de permanecer casado. Sin embargo, no existe en nuestro país la información necesaria para su construcción. Por ello, la variable dependiente que vamos a emplear, y que llamaremos TBOD, va a ser una variable flujo que recoge el porcentaje anual de mujeres entre 16 y 44 años que se casan⁶. Dicha variable la obtenemos dividiendo el número de mujeres en edad casadera que contraen matrimonio cada año, entre el número anual de mujeres en edad casadera⁷.

Variables explicativas

Las variables explicativas las hemos obtenido a partir del análisis teórico del mercado matrimonial que Becker (1973, 1974, 1981) planteó y otros autores, como Alm y Whittington (1995a, 1995b, 1997a, 1997b) fueron completando, y de la literatura empírica que ha explicado decisiones matrimoniales. Hemos seleccionado, de todas las variables explicativas que la literatura recoge, las que más se adecuan, tanto a nuestra realidad social, económica y demográfica, como al tipo de análisis que vamos a realizar. En el Cuadro 1 hemos recogido la descripción y nombre de todas las variables que vamos a utilizar, así como su efecto esperado sobre la endógena. También recogemos en dicho cuadro la fuente estadística de cada variable y los autores que la han incluido en sus modelos.

⁶ Entre el 97 y el 98 por 100 de los matrimonios celebrados en España los llevan a cabo mujeres de 16 a 44 años. Ésta es la que consideraremos edad casadera para ambos sexos, aunque las mujeres tiendan a casarse con hombres ligeramente mayores.

⁷ Esta variable recoge el flujo bruto de matrimonios y no el neto, es decir, que no descuenta las mujeres que se divorcian, ya que éstas son las menos. Según el censo de 1981, sólo el 0,76 por 100 de las mujeres estaban separadas o divorciadas mientras que el resto estaban casadas, viudas o eran solteras. En el censo de 1991, el colectivo de las separadas o divorciadas suponía un 1,38 por 100 del total, por lo que entendemos que podemos prescindir del mismo en nuestro análisis.

Cuadro 1. VARIABLES DEL MODELO, EFECTO ESPERADO Y FUENTES

Con ? (+) queremos indicar que el efecto esperado es indeterminado, aunque creemos que prevalecerá el efecto positivo, y lo contrario si el signo esperado es ? (-). ^a Cebula y Belton (1995) y Gelardi (1996) tienen en cuenta en sus trabajos el impuesto que grava la renta, pero de diferente manera, dado el tipo de análisis que realizan. ^b Otros trabajos sólo tienen en cuenta la tasa de paro masculina, como el de Boulier y Rosenzweig (1984) y Sjoquist y Walker (1995). Hogan (1978) considera el estatus del primer trabajo del hombre. ^c Otros trabajos utilizan el salario femenino. Sería el caso de Preston y Richards (1975), Keeley (1977, 1979), Hannan, Tuma y Groeneveld (1978), Hutchens (1979), Alm y Whittington (1995a, 1997b), Sjoquist y Walker (1995), Whittington y Alm (1997). Hirschman (1985), en cambio, tiene en cuenta el tipo de empleo premarital de la mujer, y Kobrin y Waite (1986) y Peters (1986) si está trabajando.

a) Variables fiscales

Ya hemos señalado en la introducción que una de nuestras principales aportaciones en este trabajo es la construcción de las variables fiscales. Por lo tanto, vamos a detenernos especialmente en ellas, y después presentaremos de forma sucinta las demás variables socieconómicas, que coinciden con las que se utilizan tradicionalmente en la literatura.

Hemos utilizado dos variables fiscales, las mismas que introdujeron Alm y Whittington en 1995, es decir, “el impuesto/subsidio medio al matrimonio”, y “el cambio medio en el tipo marginal de gravamen con el matrimonio”. Para su cálculo, hemos seguido la sugerencia de autores como Slemrod (1995, pp. 166 y 167), y Sjoquist y Walker (1995, pp. 551 y 552), que apuntan la conveniencia de considerar toda la duración del matrimonio a la hora de construir las variables fiscales, y no sólo el año de la boda.

La cuestión estriba en que para poder realizar esos cálculos se necesita conocer la duración del matrimonio, la renta de la pareja en los años futuros, así como la normativa que va a regir en el futuro la fiscalidad del matrimonio. Nosotros hemos adoptado los siguientes supuestos sobre todos estos aspectos.

A) Para conocer la duración del matrimonio:

1º. Hemos ignorado los divorcios y hemos supuesto que una pareja permanece casada hasta que uno de sus componentes fallece. Más concretamente, como la edad cuando se contrae matrimonio es superior para el hombre, al tiempo que tiene una menor esperanza de vida, hemos considerado que la duración media de los matrimonios celebrados cada año está limitada por el varón, es decir, que el matrimonio comienza cuando el hombre alcanza la edad media para el matrimonio de su sexo y termina cuando alcanza la edad media de esperanza de vida cuando se contrae matrimonio de su sexo.

2º. Hemos redondeado por defecto las edades medias cuando se contrae matrimonio y de esperanza de vida, y hemos supuesto además que los sujetos se casan el 1 de enero, que es cuando asumimos cumplen también los años. Todo ello para considerar períodos impositivos iguales al año natural, y facilitar así los cálculos.

3º. Hemos supuesto que cuando el hombre alcanza los 65 años y se jubila, la mujer también lo hace.

Con estos supuestos ya tendríamos la duración media de los matrimonios para cada uno de los años del período de tiempo objeto de estudio, 1979-1996.

B) Para conocer la renta que obtiene la pareja durante todo su matrimonio:

1º. Hemos considerado que la renta de los sujetos aumenta con la edad, pero disminuye en el último período de vida, tal como indica la teoría del ciclo vital. Para ello, hemos obtenido, a partir de una función de la evolución de la renta con la edad, el flujo de rentas reales medias de la pareja durante todo su matrimonio, y para cada uno de los dieciocho años.

2º. Al haber tomado como renta media de la pareja el doble de la renta media per capita, hemos tenido que repartirla entre los miembros de la pareja para poder calcular los impuestos que pagarían o el tipo marginal al que tributarían en caso de declarar individualmente. Y esto lo hemos hecho según la proporción resultante de multiplicar la ratio salarial (mujeres/hombres) media del período 1989-96 por la tasa de actividad relativa (mujeres/hombres) de cada año⁸.

Tendríamos así también las rentas que obtendrían los individuos durante todo su matrimonio y para cada uno de los 18 años considerados.

C) Sólo nos faltaría conocer la legislación tributaria futura, para lo cual, hemos considerado que para el sujeto que se casa la legislación permanece constante (en términos reales) durante todo su matrimonio. Dicho de otra forma, hemos supuesto que la pareja prevé que la tarifa y las deducciones del impuesto correspondientes al año de su boda van a permanecer invariables (en términos reales) durante todo su matrimonio.

Si utilizásemos como ponderación únicamente la proporción marcada por el salario relativo estaríamos repartiendo la renta entre la pareja según el salario relativo medio de las familias en las que la mujer trabaja, es decir, estaríamos representando sólo a las familias en las que la mujer trabaja, mientras que haciéndolo de esta manera estamos tomando una representación media de la proporción relativa media de los salarios en la tasa relativa de actividad, representándose así también a las personas que pertenecen al mercado de trabajo, aunque no estén trabajando.

Como la información salarial desagregada por sexos y, por lo tanto, la ratio salarial, sólo existe desde 1989, no hemos podido emplear la ratio salarial de cada año para calcular esa ponderación anual, por lo que hemos hecho una media aritmética simple de la ratio salarial de 1989 a 1996, y es esa media la que hemos empleado para dicha ponderación. Concretamente, utilizamos las ganancias medias/mes en jornada normal y extraordinaria, correspondientes a pagos ordinarios.

Conociendo entonces la duración del matrimonio, las rentas medias de la pareja y de sus integrantes y la legislación futuras, ya podemos construir las dos variables fiscales.

La primera variable, “el impuesto/subsidio medio al matrimonio” la hemos construido en tres fases. En una primera fase, hemos determinado, para cada año, el flujo de impuestos óptimos de casados que pagaría la pareja durante todo su matrimonio (entendiendo por óptima, la menor de entre la tributación conjunta o la individual, cuando tal opción sea posible) y el flujo de impuestos si permaneciesen solteros durante todo ese tiempo. En una segunda fase, hemos llevado esos flujos de impuestos reales al año del matrimonio, para obtener su valor actualizado⁹. Y en la tercera fase, hemos construido la variable “impuesto/subsidio medio al matrimonio”, haciendo la diferencia entre el impuesto actualizado de casados y los impuestos actualizados de solteros, llamando a la variable DifT¹⁰.

El signo esperado de esta variable, como ya apuntamos anteriormente, es negativo, puesto que al aumentar el impuesto al matrimonio disminuirán las ganancias derivadas del mismo y, por lo tanto, caerá la tasa anual esperada de bodas.

La segunda variable fiscal, “el cambio medio en el tipo marginal de gravamen con el matrimonio”, la construimos en otras tres etapas. En la primera, descontamos la renta real obtenida por la pareja y por sus componentes durante su matrimonio, y para cada uno de los 18 años. En un segundo paso, determinamos el flujo de tipos marginales óptimos a los que sería gravada la pareja de casada durante todo su matrimonio (entendiendo por tipo óptimo, el menor entre el que soportaría el matrimonio tributando conjuntamente y la media ponderada¹¹ de los que corresponderían a cada cónyuge en caso de tributar por separado, cuando así fuese posible), y calculamos su media. Determinamos también el flujo de tipos marginales de gravamen (la media ponderada) a los que sería gravada la pareja si permaneciese soltera durante todo ese tiempo, haciendo a continuación su media. En una tercera etapa construimos la variable “cambio medio en el tipo marginal de gravamen con el matrimonio”, que llamaremos Difg, haciendo la diferencia entre estas dos medias¹².

⁹ Para ello, hemos tomado como tasa de descuento la rentabilidad real de las obligaciones eléctricas, que hemos mantenido constante durante todo el ciclo vital de los sujetos.

10 Haciendo el cociente entre esos valores actualizados hemos obtenido una medida alternativa de dicha variable, que hemos llamado RatT.

Ya hemos señalado que el efecto esperado de esta variable es indeterminado a priori. Se producen simultáneamente pérdidas y ganancias con el matrimonio, ya que, por una parte, al aumentar el tipo marginal de gravamen y, por lo tanto, los impuestos pagados con el matrimonio, disminuyen las ganancias derivadas del mismo y, en consecuencia, la probabilidad de contraerlo. Pero, por otro lado, mayores tipos marginales con el matrimonio reducen el coste de oportunidad del trabajo en el hogar, incentivando la especialización en el matrimonio y, por lo tanto, elevando las ganancias derivadas del mismo.

Si, al casarse, aumentan (disminuyen) los impuestos que debe pagar la pareja, estaremos ante un impuesto (subsidio) al matrimonio, tomando la variable DifT valores positivos (negativos). Si lo que ocurre cuando la pareja se casa es que aumenta (disminuye) el tipo marginal de gravamen al que se debe enfrentar, la variable Difg tomará valores positivos (negativos).

b) Otras variables socieconómicas

Como hemos dicho antes, también hemos considerado otras variables socioeconómicas que se han venido incluyendo tradicionalmente en los trabajos empíricos. Estas otras variables socioeconómicas y sus signos esperados serían los siguientes.

¹¹ Utilizando la misma ponderación que la descrita en la nota 8.

¹² Haciendo el cociente entre esas medias obtenemos una medida alternativa de dicha variable, que llamamos Ratg.

“La renta de la pareja”. Hemos definido esta variable como el doble de la renta nacional per capita, bien a coste de factores, bien a precios de mercado, que llamaremos RNcf y RNpm, respectivamente. El efecto esperado de esta variable es indeterminado a priori, aunque quizás fuera de esperar que pesasen más los efectos positivos que relacionan una mayor renta de la pareja con una mayor probabilidad de independencia y, por lo tanto, de contraer matrimonio. En cualquier caso, hay que tener en cuenta que si el incremento en la renta fuese salarial, esa mayor renta podría estar asociada con mayores costes directos de la búsqueda de pareja, que llevarían a una menor tasa matrimonial.

“La tasa de paro”, TPAR, que hemos definido como el porcentaje de población activa en edad casadera que está parada. El efecto esperado de esta variable es también indeterminado a priori, aunque es probable que tengan más peso los efectos negativos que indican que cuanto más se complique y retrase el logro de un empleo menor será la capacidad económica de la pareja y más incertidumbre relacional se producirá, siendo menor la probabilidad de matrimonio¹³. Además, la dificultad y la incertidumbre en el empleo disminuirán el coste de oportunidad de la prolongación de los estudios, por lo que la probable mayor dedicación al estudio disminuirá la probabilidad media de que las diversas cohortes contraigan matrimonio. No obstante, también hay que considerar que cuanto mayores sean las tasas de desempleo, menor será el coste de oportunidad de buscar pareja, lo que actúa en favor del matrimonio.

“La participación de la mujer en el mercado laboral”, que podemos medir tanto a través de la tasa de actividad femenina, TACF, como del número de mujeres en edad casadera que trabajan, TOCF. El efecto esperado de esta variable es nuevamente indeterminado, aunque dada la dificultad para alcanzar la independencia que existe en España, quizás pesen más los efectos positivos que indican que una mayor participación de la mujer en el mercado laboral contribuye a mejorar la economía de la pareja, y, por lo tanto, facilita el matrimonio. Además, una mujer con rentas puede resultar más atractiva como esposa y recibir mejores ofertas en el mercado matrimonial, influyendo este hecho positivamente en la tasa matrimonial. Sin embargo, también hay que tener en cuenta que si la mujer tiene más rentas no tendrá tanta necesidad de casarse con un perceptor que le mantenga, y además, al trabajar, mayor será el coste de oportunidad de participar en el proceso de búsqueda marital, con lo cual, entrarán menos mujeres al mercado matrimonial y será menor la probabilidad del matrimonio.

¹³ Este último argumento estaría en la línea de la relación que Cebula y Belton (1995, p. 346) establecen entre la tasa de inflación y el divorcio.

“La tasa de mujeres con educación superior”, TMES, medida como el porcentaje de mujeres en edad casadera con estudios superiores. También esta variable tiene efectos contrarios sobre la dependiente, aunque parece probable que el efecto negativo que relaciona una mayor educación de la mujer con un rechazo de la división tradicional de funciones en el hogar, y con ello posiblemente del matrimonio, tenga más fuerza. No obstante, la mujer más educada puede resultar a los hombres más atractiva como esposa.

“La tasa de hombres con educación superior”, THES, medida como el porcentaje de hombres en edad casadera con estudios superiores. Aunque el efecto esperado de esta variable sobre la dependiente sea indeterminado, será de esperar que los efectos positivos -que relacionan una mayor educación masculina con una mayor renta de estos individuos en el mercado laboral, lo que los hace más atractivos como esposos y aumenta su probabilidad de matrimonio- tengan más fuerza que el desincentivo a buscar una esposa derivado del mayor coste de oportunidad de dicha búsqueda.

“El servicio militar”, definido como el porcentaje de población masculina en edad casadera cumpliendo con el servicio militar o haciendo la Prestación Social Sustitutoria, TPM. Como ambas actividades (obligatorias) son actividades intensivas en tiempo, los sujetos no pueden adquirir en el mercado laboral la independencia económica que el matrimonio requiere, y tampoco pueden llevar a cabo un proceso óptimo de búsqueda en el mercado matrimonial, por lo que el efecto esperado de esta variable será negativo.

“El divorcio”, DIV, representado por una variable dummy que toma valor 0 los años en que no existe en España la posibilidad de que una pareja se divorcie (1979 y 1980), y valor 1 cuando sí es posible el divorcio (desde 1981). Esta variable estaría captando, en cierta forma, la incertidumbre que un sujeto tiene ante la decisión de contraer matrimonio. El divorcio puede interpretarse como una forma de corregir el error del matrimonio, de manera que, si es posible el divorcio, las ganancias esperadas del matrimonio deberían crecer, porque un matrimonio que produce menos renta de la esperada podría deshacerse más fácilmente. Además, si existe la posibilidad de divorciarse, los individuos no esperarán a estar tan seguros de su potencial compañero como lo estarían en caso de que tal posibilidad no existiera, lo que puede implicar un mayor incentivo a contraer matrimonio. Por lo tanto, el signo esperado para esta variable es positivo.

Por último, hemos creído conveniente incluir adicionalmente “el coste de la vivienda”, por la importancia que este factor tiene en España cuando un sujeto se quiere independizar. En España, la población tiende a adquirir la propiedad de una vivienda más que a vivir de alquiler¹⁴, por lo que la medida relevante para nosotros será el coste de la vivienda en propiedad. Además, como, por cuestiones económicas, resulta prácticamente imposible adquirir una vivienda sin ayuda de financiación, la casi totalidad de los individuos adquiere su vivienda a través de préstamos hipotecarios. Por ello, entendemos que será mejor utilizar como medida de la accesibilidad a la vivienda los tipos de interés del mercado hipotecario, en vez del precio medio de la vivienda (que, además, no existe para todo el período que estudiamos).

No obstante, tampoco resulta sencillo disponer de una serie completa de tipos de interés que reflejen adecuadamente la evolución de los precios de los préstamos hipotecarios a los que se ha tenido que enfrentar el individuo desde 1979, ya que las series más interesantes y adecuadas para nuestro propósito, como el MIBOR a 1 año, o el Índice de la Asociación Hipotecaria, o cualquier tipo de referencia del mercado hipotecario, no existen hasta bien entrados los años 80. Por este motivo, hemos tenido que recurrir al tipo real de interés del mercado interbancario a tres meses, que llamaremos TI, por considerarla la serie completa más similar a las ideales comentadas. Esperamos que un aumento en los tipos reales de interés tenga un efecto negativo sobre la fracción anual de bodas.

¹⁴ Según la Encuesta Continua de Presupuestos Familiares del INE, en 1996 el 80 por 100 de las viviendas se tenían en régimen de propiedad, mientras que sólo el 14 por 100 eran arrendadas.

4. ESTIMACIÓN Y RESULTADOS

Los escasos datos de series temporales con los que contamos para nuestro análisis van a limitar en todo momento los resultados de la estimación. Realmente, los estadísticos y contrastes existentes son eficientes en un marco asintótico, pero nuestra muestra se compone sólo de 18 observaciones, siendo imposible ampliarla, justamente por la naturaleza de la materia que estamos analizando. El I.R.P.F. se introduce en nuestra legislación en 1979, por lo que no podemos retroceder más allá de esta fecha. Esta limitación debemos tenerla presente al interpretar cualquier resultado que obtengamos.

El primer paso que debemos dar cuando se tienen datos de series temporales es ver el orden de integración que presentan las variables. Para ello, podemos servirnos de sus funciones de autocorrelación simple y de autocorrelación parcial, y de los contrastes de raíz unitaria de Dickey-Fuller (DF), Dickey-Fuller Aumentado (DFA) y de Phillips-Perron (PP), así como del contraste de raíz unitaria con cambio estructural de Perron¹⁵.

Del análisis de estos instrumentos (pueden verse los estadísticos de los contrastes en el CuadroA1 del ANEXO), además de los gráficos de las series, podemos deducir que todas nuestras variables son I(0), por lo que no vamos a emplear, para estimar, la técnica de cointegración, sino que vamos a seguir el procedimiento de regresión hacia atrás, para seleccionar regresores, estimando por Mínimos Cuadrados Ordinarios.

El programa informático utilizado ha sido el TSP 4.3., y el modelo óptimo obtenido, el siguiente:

\[T B O D = \beta_ {0} + \beta_ {1} \text { Dif } T + \beta_ {2} \text { Difg } + \beta_ {3} \text { TMES } + \beta_ {4} \text { THES } + \beta_ {5} \text { TPM } + \beta_ {6} \text { TPAR }\]

El contraste RESET ha confirmado la linealidad de este modelo a un nivel de significación del 5%. Por otra parte, dicho modelo no presenta problemas de autocorrelación (estadísticos de DW y de Breusch-Godfrey) ni de heteroscedasticidad (estadísticos ARCH y Breusch-Pagan), lo cual nos está confirmando, entre otras cosas, que no hemos omitido variables relevantes en el mismo. El contraste de Jarque y Bera, por su parte, corrobora la normalidad del término de error del modelo, y el contraste de exogeneidad de Hausman confirma la exogeneidad de las variables explicativas con respecto a la variable a explicar, a un nivel de significación del 5%. Pueden verse todos los estadísticos en el Cuadro 2.

Del análisis de todos estos datos se deduce que en la perturbación aleatoria del modelo no existe ningún componente sistemático relevante para la explicación de la variable endógena y que, por lo tanto, por lo que a la perturbación respecta, este modelo es adecuado para explicar el flujo anual de matrimonios.

Por lo que a la parte sistemática del modelo se refiere, entendemos que no existen problemas graves de multicolinealidad ya que al excluir las primeras observaciones de las series (y, alternativamente, las últimas) no se han producido variaciones importantes en las estimaciones mínimo cuadráticas. Tampoco se da la situación de que las variables sean poco significativas individualmente a pesar de que lo sean conjuntamente.

¹⁵ Véase Maddala (1992) y Enders (1995).

Cuadro 2. RESULTADOS

Los t-estadísticos de significatividad individual están entre paréntesis. ** Indica que el nivel de significación es del 1%; * Nivel de significación 5%.

Podemos decir, por consiguiente, en términos generales, que ni la perturbación ni la parte sistemática del modelo presentan problemas graves, y que, por lo tanto, éste sería un modelo válido para explicar la tasa anual de bodas. Además, su recogido en el Cuadro 2, se aproxima bastante a la unidad.

Cuando se dispone de series temporales es siempre interesante contrastar la hipótesis nula de homogeneidad temporal del modelo, frente a la alternativa de que se ha producido algún cambio a lo largo del período muestral, es decir, contrastar si es posible que a lo largo de estos dieciocho años que abarcan los datos, haya ocurrido algún evento que contradiga la hipótesis de una relación estable de largo plazo entre las variables.

El caso de interés más obvio en estos años de vigencia del I.R.P.F. como posible origen de cambios estructurales en la relación, es la posibilidad que se da a las unidades familiares de elegir la forma de tributación a partir del año 1988, que hace que muchos de los años siguientes el impuesto al matrimonio sea nulo, por ser más interesante la modalidad de tributación individual y tributar entonces lo mismo estando soltero que casado.

El contraste más utilizado para llevar a cabo este tipo de análisis es el test de Chow, en el que hay que especificar el año en que se sospecha puede haber habido un cambio. Como puede verse en el Cuadro 2, realizado el test para nuestro modelo, con un nivel de significación del 5% no podemos rechazar la hipótesis nula de estabilidad¹⁶.

Podemos afirmar, por lo tanto, que la relación estimada entre las variables del modelo manifiesta la estabilidad necesaria, al no haberse podido detectar ninguna influencia de los cambios en la normativa del I.R.P.F., por lo que a la unidad contribuyente se refiere, en la estructura general de dicho modelo.

Interpretación de los resultados

Una vez discutidas las propiedades del modelo, vamos a presentar sus resultados, relacionándolos con los obtenidos en otros trabajos.

En primer lugar, debemos destacar que los signos de todas las variables, detallados en el Cuadro 2, resultan los esperados desde el punto de vista teórico, aunque también es cierto que algunas de esas variables tenían un efecto esperado indeterminado.

¹⁶ Para corroborar la existencia de estabilidad hemos realizado el mismo análisis para cada uno de los otros años en que se modificó la Ley del I.R.P.F., es decir, en 1985 y en 1992. Los resultados nuevamente son los adecuados y apoyan la estabilidad del modelo.

Además del test de Chow, existen otros contrastes basados en los denominados “residuos recursivos” que son el estadístico Cusum, que se basa en la suma acumulada de residuos normalizados, y el Cusumsq, que utiliza los cuadrados de los residuos normalizados. Estos estadísticos, a los que no hay que imponerles una fecha determinada para el contraste, tampoco recogen inestabilidad en el modelo.

Concretamente, el signo obtenido por la variable DifT se interpreta como explicábamos en la teoría, es decir, que la existencia de un “impuesto medio al matrimonio” ha influido negativamente en la fracción anual de matrimonios. El mismo resultado se suele presentar en la literatura comparada.

El signo obtenido por la otra variable fiscal utilizada, Difg, el “cambio en el tipo marginal de gravamen con el matrimonio”, es positivo, a diferencia de lo que ocurre en las aplicaciones empíricas, concretamente norteamericanas, en las que el signo que resulta significativo es el negativo. Dicho signo positivo está indicándonos que pesan más las ganancias matrimoniales derivadas de la reducción del coste de oportunidad del tiempo en el hogar (efecto precio) y, por lo tanto, de la caída en el salario relativo neto de la mujer; que las pérdidas en las ganancias matrimoniales derivadas del aumento en los impuestos pagados por los matrimonios (efecto renta).

Por otra parte, hay que decir que aunque estas variables fiscales han resultado estadísticamente significativas, el valor de los coeficientes estimados de las mismas son pequeños, como puede verse en el Cuadro 2. Esto nos está indicando que la importancia del efecto de estas variables fiscales (sobre todo de la primera, DifT) es reducido.

Una importante limitación, que ya fue apuntada por Sjoquist y Walker (1995, p. 552) y por otros, como Alm y Whittington (1996), cuando calculaban el impuesto al matrimonio, es que un análisis de este tipo mide el impuesto al matrimonio sólo para las ganancias medias, mientras que cuando las parejas se analizan por separado incurren en impuestos de diversa magnitud e incluso en subvenciones. Como cualquier dato agregado, las variables fiscales agregadas engloban comportamientos muy dispares. Sin embargo, con los datos existentes, este es el tipo de estudio que nos vemos obligados a hacer.

La “tasa de mujeres en edad casadera con educación superior”, TMES, tiene un efecto negativo sobre la tasa anual de matrimonios, al igual que ocurre en los demás trabajos empíricos. Este signo nos confirma las hipótesis realizadas de que las mujeres más educadas y más preparadas no tienen tanto incentivo a casarse. El hecho de que la educación condicione, como hemos comentado, la valoración de la división sexual de funciones, está haciendo que la mujer educada rechace el reparto tradicional de labores y, por lo tanto, el matrimonio. Además, la independencia psicológica y material que proporciona la posibilidad de un mayor salario extradoméstico derivado de esa mayor educación, hace que no necesiten ser mantenidas por un hombre y sean más reacias al matrimonio. De la misma forma, al estar estudiando o trabajando como consecuencia de esa formación superior, no disponen de tanto tiempo ocioso para participar en el mercado matrimonial, lo cual reduce también la probabilidad de matrimonio.

En cambio, la “tasa de población masculina en edad casadera con educación superior”, THES, y su consecuente efecto sobre los salarios, genera un efecto positivo sobre la variable dependiente, que muestra que la mayor renta derivada de la educación del hombre resulta tan interesante en el mercado matrimonial, que las mejores ofertas que recibe en el mismo le compensan del mayor coste de oportunidad de búsqueda de pareja. Con respecto a esta variable, no se ha apreciado ninguna regularidad destacable en los resultados de los otros modelos aplicados.

También ha resultado estadísticamente significativa, y con el signo esperado, la “tasa de hombres cumpliendo el servicio militar”, TPM. Esta variable se ha incluido pocas veces en las aplicaciones empíricas, y sólo en una, la de Kobrin y Waite (1986), ha influido de manera relevante en la endógena, aunque, en realidad, sólo ha influido negativamente en la probabilidad de matrimonio de los hombres y no de las mujeres. En nuestro modelo, TPM influye negativamente en el flujo anual de bodas. Ello nos indica que cuanto mayor proporción de hombres en edad casadera esté cumpliendo el servicio militar o haciendo la Prestación Social Sustitutoria, menor será la fracción anual de bodas, lo cual no es sino un reflejo de las peores condiciones que estos sujetos tienen en el mercado matrimonial.

Y por último, en nuestro modelo resulta significativa una variable que nunca ha sido relevante en otros modelos empíricos, la “tasa de paro de la población en edad casadera”, TPAR. El paro influye en España negativamente en la tasa anual de matrimonios, de manera que los efectos positivos que apuntaban a un menor coste de oportunidad de la búsqueda marital se ven anulados, tal como se esperaba, por los efectos negativos más relevantes que indican que una situación laboral precaria desincentiva y dificulta económicamente la independencia y el matrimonio. Además, una situación en la que resulta difícil encontrar empleo hace que resulte más interesante la prolongación de los estudios, al tiempo que provoca un clima de incertidumbre en la pareja, que genera a su vez inestabilidad y que hace que, en definitiva, sea menos probable el matrimonio.

En este mismo sentido, cabría argumentar que el hecho de que el “coste de la vivienda” no haya resultado significativo en nuestro modelo nos está indicando que hay más miedo al paro que al alto coste de la independencia. Con un trabajo estable y sin miedo a acabar en el paro, unas viviendas caras no serían un obstáculo para que el sujeto se independizase. En cambio, sin renta o sin una garantía de renta futura, sería imposible adquirir dicha independencia.

Tampoco “el divorcio” es relevante en España a la hora de decidir contraer matrimonio, a diferencia de lo que ocurre en otros trabajos. Ello va en consonancia con la poca importancia que el divorcio tiene aún en nuestra sociedad, y está indicándonos que los españoles no parecen tener en la mente la opción del divorcio cuando contraen matrimonio.

Además de este modelo que acabamos de comentar, hemos obtenido otros dos que incluyen también como variables significativas las dos fiscales, las dos que miden la educación, y la que recoge la capacidad de independencia de la pareja, bien sea a través de la “renta”, bien de la “tasa de paro”. Sin embargo, estos otros modelos, que presentamos en el Cuadro A2 del ANEXO, los hemos rechazado finalmente porque, aunque presentan también propiedades adecuadas, éstas no son tan puras como las que reúne el modelo que hemos elegido (uno presenta un estadístico Durbin Watson algo elevado, y el otro, adolece de cierta endogeneidad en sus variables explicativas), además de que éste capta de una manera más general y completa todas las variables que teóricamente consideramos podían afectar a la tasa anual de matrimonios¹⁷.

En cualquier caso, la presencia en todos ellos de las variables fiscales, las educativas, y las que recogen la capacidad de independencia de la pareja, estaría indicándonos la fuerte relación existente entre las citadas variables y la tasa anual de matrimonios, y corroborándonos la oportunidad de su inclusión en dichos modelos, así como dando robustez al modelo finalmente elegido. El hecho, además, de que la eliminación de las primeras observaciones, y alternativamente las últimas, apenas afecte a los resultados obtenidos, aumenta la validez y estabilidad de nuestro modelo y ratifica la presencia de las citadas variables en el mismo.

5. CONSIDERACIONES FINALES

El objetivo de este trabajo ha sido la contrastación empírica, por primera vez en la realidad española, de uno de los incentivos personales contenidos en el I.R.P.F. que tantas veces ha sido puesto de manifiesto de manera teórica en la literatura: la influencia del I.R.P.F. sobre la decisión de contraer matrimonio.

Trabajos empíricos con este propósito se han emprendido recientemente en diversos países desarrollados, a partir de Alm y Whittington (1995a). Nosotros hemos continuado esa línea de investigación. Teniendo en cuenta nuestra realidad socioeconómica y las limitaciones a las que nos somete nuestro I.R.P.F. -que sólo existe desde 1979-, y los datos existentes en España, hemos estimado, de manera agregada y con datos de series temporales, el flujo anual de bodas de las mujeres en edad casadera en función, entre otras, de dos variables fiscales, para cuya construcción hemos tenido en cuenta toda la duración del matrimonio, y no sólo el año de su celebración.

¹⁷ Cuando hemos utilizado las variables fiscales construidas con el cociente, en vez de con la diferencia entre los impuestos o los tipos marginales de gravamen, esto es RatT y Ratg, no hemos obtenido modelos tan buenos como los que estamos comentando, aunque hemos de destacar que dichas variables fiscales han resultado normalmente significativas y del mismo signo que las variables DifT y Difg.

También hemos incluido en el modelo una variable que constituye una peculiaridad española, “el coste de la vivienda”, aunque no ha resultado estadísticamente significativa.

Los resultados obtenidos son consistentes con las hipótesis establecidas teóricamente y, con algunas excepciones, con los resultados obtenidos en los demás trabajos empíricos. Las variables que han resultado significativas en la explicación de la tasa anual de matrimonios entre 1979 y 1996 en España han sido el “impuesto/subsidio medio al matrimonio”, el “cambio medio en el tipo marginal de gravamen con el matrimonio”, la “tasa de mujeres con educación superior”, la “tasa de hombres con educación superior”, la “tasa de hombres cumpliendo el servicio militar” y la “tasa de paro de la población en edad casadera”.

En definitiva, hemos podido comprobar que, tal como indica la teoría del mercado matrimonial, hay una serie de factores económicos (entre los que se encuentran las variables fiscales que miden el impuesto al matrimonio) sociales y demográficos, que cambian los rendimientos de estar soltero o casado y, por lo tanto, influyen en las decisiones matrimoniales.

El análisis realizado en este trabajo presenta una serie de limitaciones, a las que ya hemos ido haciendo referencia en las secciones anteriores, y que queremos recordar antes de concluir, para valorar adecuadamente los resultados obtenidos. Para empezar, hemos contado sólo con dieciocho observaciones. Además, hemos tenido que emplear datos agregados. Por otra parte, las variables que hemos utilizado, tanto la dependiente como las exógenas, no han sido las óptimas. Y asimismo, hemos adoptado supuestos simplificadores para construir las variables fiscales, siendo conscientes de las limitaciones y arbitrariedad de los mismos.

El estudio que aquí hemos iniciado tiene diversas extensiones. Por un lado, las limitaciones que acabamos de señalar ya indican la conveniencia de mejorar la aplicación llevada a cabo, enriqueciendo las variables utilizadas, perfeccionando los supuestos adoptados y retomándola en años posteriores, cuando se disponga de una serie más larga de observaciones. Por otra parte, el ejercicio que hemos realizado puede completarse con algunas aplicaciones que ya se han hecho en otros países, como la contrastación de la incidencia del I.R.P.F. sobre la elección del momento de contraer matrimonio o sobre la decisión de disolverlo.

ANEXO

Cuadro A1. ANÁLISIS DEL ORDEN DE INTEGRACIÓN: I(1) frente a I(0)

* Indica que es significativo al 5%, ⁺⁺significativo al 20%.

Cuadro A2. MODELOS ALTERNATIVOS AL ÓPTIMO

Los t-estadísticos de significatividad individual están entre paréntesis: ** Indica que el nivel de significación 1%; * Nivel de significación 5%.

REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS

References

1. ALM, J. y L. A. WHITTINGTON (1995a): “Income taxes and the marriage decisions”, Applied Economics, 27 (1): 25-31.

References

1. ALM, J. y L. A. WHITTINGTON (1995b): “Does the Income Tax affect marital decisions?”, National Tax Journal, 48 (4): 565-572.

References

1. ALM, J. y L. A. WHITTINGTON (1996): “The rise and fall and rise...of marriage tax”, National Tax Journal, 49 (4): 571-589.

References

1. ALM, J. y L. A. WHITTINGTON (1997a): “Income Tax and the timing of marital decisions”, Journal of Public Economics, 64 (2): 219-240.

References

1. ALM, J. y L. A. WHITTINGTON (1997b): “For love or money? The impact of Income Taxes on marriage”, University of Colorado, Working Paper.

References

1. BADENES, N., J. LÓPEZ LABORDA, J. ONRUBIA y J. RUIZ-HUERTA (1997): “Family taxation: inequality reduction and social welfare enhancement. An application to the Spanish personal income tax”, 53º Congreso del International Institute of Public Finance, Kyoto, Japón, 25-28 de agosto de 1997.

References

1. BECKER, G. (1960): “An economic analysis of fertility”, en Demographic and economic change in developed countries, Conferencia de Universidades-National Bureau Committee of Economic Research, Princeton, serie 11, N. J.: Princeton University Press, para el National Bureau of Economic Research: 209-231.

References

1. BECKER, G. S. (1973): “A theory of marriage: part I”, Journal of Political Economy, 81 (4): 813-846.

References

1. BECKER, G. S. (1974): “A theory of marriage: part. II”, Journal of Political Economy, 82 (2), part. II: s11-s27.

References

1. BECKER, G. (1981): A treatise on the family, Cambridge: Harvard University Press.

References

1. BEN-PORATH, Y. (1976): “Fertility response to child mortality: micro data from Israel”, Journal of Political Economy, 84 (4), part. II: s163-s178.

References

1. BOULIER, B. L. y M. R. ROSENZWEIG (1984): “Schooling search, and spouse selection: testing economic theories of marriage and household behavior”, Journal of Political Economy, 92 (4): 712-732.

References

1. BUTZ, W. P. y M. P. WARD (1979): “The emergence of countercyclical U. S. fertility”, The American Economic Review, 69 (3): 318-328.

References

1. CAIN, G. G. y M. D. DOOLEY (1976): “Estimation of a model of labor supply, fertility, and wages of married women”, Journal of Political Economy, 84 (4), part. II: s179-s199.

References

1. CEBULA, R. J. y W. J. BELTON, Jr. (1995): “Taxes, divorce-transactions costs, economic conditions, and divorce rates: an exploratory empirical inquiry for the United States”, Public Finance, 50 (3): 342-355.

References

1. CIGNO, A. (1991): Economics of the family, New York: Oxford University Press.

References

1. DICKERT-CONLIN, S. y CHANDRA, A. (1999): Taxes and the timing of births”, Journal of Political Economy, 107 (1): 161-177.

References

1. DICKERT-CONLIN, S. (1999): “Taxes and transfers: their effects on the decision to end a marriage”, Journal of Public Economics, 73: 217-240.

References

1. ENDERS, W. (1995): Applied Econometric Time Series, New York: Wiley.

References

1. ESPENSHADE, T. y J. J. MINARIK (1987): “Demographic implications of the 1986 U. S. Tax Reform”, Population and Development Review, 13: 115-127.

References

1. FLEISHER, B. M. y G. F. RHODES, JR. (1979): “Fertility, women’s wage rates, and labor supply”, The American Economic Review, 69 (1): 14-24.

References

1. FREIDEN, A. (1974): “The United States marriage market”, Journal of Political Economy, 82 (2), part. II: s34-s53.

References

1. FRIEDMAN, D. (1990): Price theory: an intermediate text, 2ª ed., South-Western Publishing Co.

References

1. GELARDI, A.M.G. (1996): “The influence of tax Law changes on the timing of marriages: A two countries analysis”, National Tax Journal, 49 (1): 17-30.

References

1. GROSSBARD-SHECHTMAN, A. (1982): “A theory of marriage formality: The case of Guatemala”, Economic Development and Cultural Change, 30 (4): 813-830.

References

1. HANNAN, M. T., N. B. TUMA y L. P. GROENEVELD (1977): “Income and marital events: evidence from an income-maintenance experiment”, American Journal of Sociology, 82 (6): 1186-1211.

References

1. HIRSCHMAN, C. (1985): “Premarital socioeconomic roles and the timing of family formation: a comparative study of 5 asian societies”, Demography, 22 (1): 35-60.

References

1. HOGAN, D. P. (1978): ”The effects of demographic factors family background, and early job achievement on age at marriage”, Demography, 15 (2): 161-75.

References

1. HUTCHENS, R. M. (1979): “Welfare, remarriage, and marital search”, The American Economic Review, 69 (3): 369-379.

References

1. KEELEY, M. C. (1977): “The economics of family formation”, Economic Inquiry, 15 (2): 238-250.

References

1. KEELEY, M. C. (1979): “An analysis of the age pattern of first marriage”, International Economic Review, 20 (2): 527-544.

References

1. KOBRIN, F. y L. J. WHITE (1986): “Sex differences in the entry into marriage”, American Journal of Sociology, 92 (1): 91-109.

References

1. MADDALA, G. S. (1992): Introduction to econometrics, 2ª ed., New York: McMillan.

References

1. MARINI, M. M. (1978): ”The transition to adulthood: sex differences in education attainment and age at marriage”, American Sociological Review, 43: 483-507.

References

1. MICHAEL, R. T. y N. B. TUMA (1985): “Entry into the marriage and parenthood: by young men and women: the influence of family background”, Demography, 22 (4): 515-44.

References

1. NAVARRO, M. C. (1998): El valor económico de la educación. Una propuesta metodológica aplicada a la estimación del valor de la educación superior en España, tesis doctoral inédita, Universidad de Zaragoza.

References

1. PETERS, H. E. (1986): “Marriage and divorce: informational constraints and private contracting”, The American Economic Review, 76 (3): 437-454.

References

1. PRESTON, S. H. y A. T. RICHARDS (1975): “The influence of women’s work opportunities on marriage rates”, Demography, 12 (2): 209-222.

References

1. ROSEN, H. S. (1977): “It is time to abandon joint filing?”, National Tax Journal, 30 (4): 423-428.

References

1. ROSENZWEIG, M. R. y SCHULTZ, T. P. (1985): “The demand for and supply of births: fertility and its life cicle consequences”, The American Economic Review, 75 (5): 992-1015.

References

1. SHIELDS, M. P. y R. L. TRACY (1986): “Four themes in fertility research”, Southern Economic Journal, 53 (1): 201-216.

References

1. SCHULTZ, T. W. (1969): “An economic model of family planning and fertility”, Journal of Political Economy, 77 (2): 153-180.

References

1. SJOQUIST, D. L. y M. B. WALKER (1995): “The marriage tax and the rate and timing of marriage”, National Tax Journal, 48 (4): 547-558.

References

1. SLEMROD, J. (1995): “Income creation or income shifting: Behavioral responses to the Tax Reform Act of 1986”, The American Economic Review, 85 (2): 175-180.

References

1. WACHTER, M. L. (1975): “A time-series fertility equation: the potencial for a babyboom in the 1980’s”, International economic Review, 16 (3): 609-624.

References

1. WARD, M. P. y W. P. BUTZ (1980): “Completed fertility and its timing”, Journal of Political Economy, 88 (5): 917-940.

References

1. WHITTINGTON, L. A. y J. ALM (1997): “Till death or taxes do us part: Income Taxes and the divorce decision”, Journal of Human Resources, 32 (2): 388-412.

References

1. WHITTINGTON, L. A., J. ALM y H. E. PETERS (1990): “Fertility and the personal exemption: implicit pronatalist policy in the United States”, The American Economic Review, 80 (3): 545-556.

References

1. WINEGARDEN, C. R. (1984): “Women’s fertility, market work and marital status: a test of the new household economics with international data”, Economica, 51(3): 447-456.

References

1. ZÁRATE MARCO, A. (1999): Tributación de la familia e incentivos ¿Afecta el I.R.P.F. a la decisión de contraer matrimonio?, tesis doctoral inédita, Universidad de Zaragoza.