Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
| Autor | Posso Christian Manuel |
| Páginas | 65-113 |
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SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
ISSN 0120-3584.
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* Agradezco a Carlos Medina, Hugo López, Carlos Eduardo Vélez, Leonardo Morales, Lina
Cardona, Francisco Lasso y a los evaluadores anónimos por sus comentarios y sugerencias
a una versión previa de este documento. Las opiniones expresadas aquí son responsabilidad
exclusiva del autor y no del Banco de la República de Colombia y su junta directiva.
** Investigador del Banco de la República, sucursal Medellín. Correos electrónicos: cpossosu@
banrep.gov.co, cpossosu@gmail.com.
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005:
cambios en la composición del mercado laboral
y retornos a la educación postsecundaria*
Wage Inequality in Colombia 1984-2005:
Changes in the Labor Maket Composition and
Returns of the Post-Secondary Education
Christian Manuel Posso**
Resumen
El período 1984-2005 se caracterizó por un incremento sustancial en
la desigualdad salarial, la cual fue mucho más profunda después de
1995 y más importante en el grupo de los trabajadores más educados.
Adicionalmente, después de 1995 el mercado laboral colombiano
postsecundaria. Este documento presenta nuevas alternativas para el
análisis de la desigualdad en Colombia. Se usa un método para descom-
poner la desigualdad basado en la estimación de la distribución condi-
cional de ingresos mediante el método de regresión por percentiles,
el cual permite descomponer los cambios en la distribución en tres
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del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
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de la descomposición de Juhn, Murphy y Pierce (1993), que se ha
utilizado ampliamente en el caso colombiano.
Los resultados muestran que el crecimiento de la desigualdad salarial
depende principalmente de los cambios en la distribución de carac-
terísticas de los trabajadores para el período 1984-2005. Este resul-
tado es sustancialmente diferente de los encontrados en la literatura
colombiana, los cuales muestran que el crecimiento de la desigualdad
depende de manera crucial de los residuales, especialmente en aque-
llos estudios que aplicaron la metodología de Juhn, Murphy y Pierce
regresión por percentiles, este documento muestra que los retornos a la
de la desigualdad en el grupo de los más educados, particularmente
por la caída que sufren los retornos en la parte baja de la distribución
(50/10) para el período 1995-2005.
Palabras clave: desigualdad salarial, regresión por percentiles, descom-
posición de ingresos, retornos a la educación.
JEL: C14, J31, I21.
Abstract
The period 1984-2005 was characterized by a substantial increase in
wage inequality, which was deeper after 1995 and higher in the group
of the most skilled workers. Also, after 1995 the labor market showed
education. This paper presents new alternatives for the analysis of
wage inequality in Colombia. We used a decomposition method for
inequality based on an estimate of conditional income distribution
using the Quantile Regression method, which is a method that decom-
poses the changes on the distribution in three factors: characteristics,
of the shortcomings of the original method of decomposition of Juhn,
Murphy and Pierce (1993), which has been used widely in the analysis
of the Colombian case.
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Our results show that growth in inequality depends mainly on changes
in the distribution of characteristics of employees for the period 1984-
2005. This result is different from the issues raised by some previous
studies, which showed that growth in inequality depends crucially
on the residuals —particularly those studies that applied the JMP
Regressions method, we show that the returns of post-secondary
education have a major role in explaining the growth of inequality
within the group of the most educated, particularly by a drop in the
return in the lower distribution (50/10) for the period 1995-2005.
Key words: Wage inequality, quantile regression, income decomposi-
tion, returns to education.
JEL C14, J31, I21.
Introducción
En los últimos veinte años la desigualdad de los ingresos laborales
en el mercado de trabajo colombiano ha aumentado1, en especial a
mediados de los años noventa cuando creció notablemente hasta el
período de recesión económica, en el cual disminuyó en forma leve.
En el caso colombiano, la mayoría de los investigadores coinciden en
que el aumento de la desigualdad es producto de un
, hipótesis planteada en algunos
estudios internacionales como el de Juhn, Murphy y Pierce (1993),
entre otros. Así, gran parte del efecto se le atribuye a un incremento en
-
ción postsecundaria.
La literatura reciente muestra que los cambios en la desigualdad pueden
ser producto de cambios en las características de la fuerza laboral, en
1 Siguiendo los análisis de Juhn, Murphy y Pierce (1993), nuestro ejercicio utiliza el ingreso
laboral con la siguiente premisa: “Much of the inequality literature has focused on earnings
or income as a measure of welfare rather than on wages, which are more closely related
to market prices for human capital components. We believe that the emphasis on wages
as prices, instead of on incomes, allows us to make several important contributions to this
literature” (p. 411).
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especial la educación y la experiencia. También se atribuye el cambio
en la estructura salarial al crecimiento de la desigualdad en determi-
nados grupos, como por ejemplo, los asalariados con postsecundaria.
Algunos artículos que documentan estas hipótesis son Gosling, Machin
y Meghir (2000), Autor, Katz y Kearney2 (2005), Lemieux (2005) y
Melly (2005). Este documento tiene como objetivo evidenciar que los
cambios en la desigualdad en Colombia están fuertemente relacio-
nados con los cambios en la composición (características) del empleo
asalariado; además, se desea mostrar que la fuerte desigualdad en el
grupo de los más educados (desigualdad intragrupo) es un factor que
ha desempeñado un papel fundamental en la transformación de la
distribución de los salarios (este segundo efecto también se muestra
en Martins y Pereira, 2003, y Lemieux, 2006).
Este artículo utiliza la información de las encuestas de hogares del
Departamento Administrativo Nacional de Estadística (DANE), desde
1984 hasta 2005. La variable clave del análisis es el ingreso laboral por
hora. La población objetivo son los asalariados hombres que cumplan
con las siguientes restricciones: a) ser mayor de 18 años y menor de
65 años, b) trabajar por lo menos veinte horas a la semana y c) estar
localizado en las siete principales áreas metropolitanas. La metodo-
logía, además de un análisis descriptivo de la información, incluye
la estimación de ecuaciones de ingreso utilizando la regresión por
percentiles. A su vez, se descomponen los cambios en la distribución
de salarios en tres componentes: cambios en las características de los
La descomposición utiliza como insumo la estimación condicional de
la distribución con regresión por percentiles.
El análisis muestra que existen cambios importantes en la composición
de la población asalariada en el período 1984-2005, los cuales se hacen
más notorios entre 1995-2005, debido principalmente a que en este
y la población asalariada con educación universitaria, así como a una
disminución importante del empleo público.
2 La metodología propuesta aquí fue desarrollada de manera independiente por Autor, Katz
y Kearney (2005) y Melly (2005).
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Los resultados de la descomposición muestran que el factor que más
las características de los asalariados, al contrario de lo planteado en la
literatura colombiana donde los residuales se muestran como el factor
educativo en el mercado laboral. Un factor igualmente importante es la
alta desigualdad intragrupo de los asalariados con postsecundaria, el cual
desempeña un papel fundamental en el incremento de la desigualdad.
Este documento cuenta con cinco secciones además de esta intro-
ducción. La primera expone la literatura más relevante para el caso
colombiano. La segunda sección detalla la información utilizada.
En la tercera se muestran los detalles metodológicos del ejercicio
de descomposición, así como la regresión por percentiles. La cuarta
sección presenta los principales resultados. Por último, se presentan
las conclusiones.
I. Desigualdad salarial: literatura colombiana
La desigualdad de ingresos en el mercado laboral colombiano ha sido
de los trabajos más destacados son los de Núñez y Sánchez (1998),
Attanasio, Goldberg y Pavcnik (2003), Santamaría (2004), Arango,
Posada y Uribe (2005) y Tribín (2005).
Núñez y Sánchez (1998) analizan la desigualdad del ingreso laboral
a través de la descomposición de la varianza del logaritmo de los
ingresos laborales y utilizando la metodología de Shorrocks (1982). La
principal conclusión de este artículo es que el diferencial educativo es
el factor que más afecta la desigualdad de los ingresos laborales; así,
con la premisa de promover el acceso a la educación superior de los
individuos ubicados en los quintiles inferiores del ingreso per cápita,
los autores proponen una gran inversión en educación.
Attanasio . (2003) examinan el impacto sobre la desigualdad de
ingresos en el mercado laboral urbano de Colombia después de la drás-
tica reducción de las tarifas al comercio en las décadas de los ochenta
y noventa. Los autores plantean tres vías por las cuales la reducción
de tarifas pudo haber afectado la distribución de ingresos. Primera,
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los retornos a la educación universitaria, los cuales fueron guiados
por el . Segunda, el
cambio relativo en los salarios, el cual perjudicó principalmente a los
sectores que presentaban bajos niveles salariales y a una gran porción
la fuerza laboral hacia el sector informal. Así, para los autores existe
cierta causalidad del crecimiento del comercio internacional y el
un mayor crecimiento del sector informal en los sectores económicos
donde hubo un mayor recorte de tarifas y existía una mayor exposición
al comercio internacional.
Santamaría (2004) investiga la evolución de la distribución de ingresos
explican el incremento relativo de los salarios de los trabajadores más
. (2003), Santamaría argu-
menta que el comercio internacional tuvo un efecto ecualizador sobre
la distribución de ingresos laborales en Colombia, aunque advierte que
este efecto es modesto comparado con los efectos producidos por el
cambio en la oferta relativa de trabajo y el sesgo del cambio técnico.
Adicionalmente, el autor muestra que el incremento en el nivel de
desempleo en 1996 reduce la desigualdad, ya que este fenómeno afecta
principalmente a individuos ubicados en la parte inferior de la distri-
bución. La principal conclusión de Santamaría es que el crecimiento
de la oferta relativa de trabajadores educados ha sido más rápido que
las necesidades del país.
Tribín (2005) analiza la desigualdad en el mercado laboral bogotano
Murphy y Pierce (1993) que intenta descomponer los efectos sobre
la desigualdad en tres componentes: a) cambios en la distribución
-
cientes (precios observables) y c) cambios en la distribución de los
residuales. Tribín caracteriza el comportamiento de la desigualdad
desigualdad fue guiada principalmente por los retornos a la educación
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un aumento de la desigualdad, liderada por los cambios en los retornos
se caracterizó por una disminución de la desigualdad guiada por un
cambio en la distribución de las dotaciones, en especial, la educación.
El autor concluye que la teoría de es la expli-
A diferencia del ejercicio de Tribín (2005), la metodología usada en este
documento es capaz de capturar mejor los efectos de las características,
advierten Melly (2005) y Autor . (2005). Además, la estimación
de los errores estándar controla por la presencia de heterocedasticidad,
lo que no sucede en Juhn . (1993).
Por su parte, Arango . (2005) analizan la evolución de los
salarios reales de los trabajadores asalariados. Los autores buscan
contrastar si
en el mercado laboral colombiano. En efecto, el principal hallazgo
es que la concentración de los salarios aumentó en favor de las
personas con mayor nivel educativo. El estudio propone dos técnicas
para descomponer los cambios en la estructura salarial. En primera
instancia, descomponen el índice de Gini utilizando la metodología
de Shorrocks (1982); posteriormente, hacen inferencia sobre los
sustitución entre estos dos factores. No obstante, los autores plantean
una disyuntiva a la hora de contrastar la hipótesis de cambio técnico
como causa de la desigualdad salarial:
¿Fue el aumento del salario relativo de los asalariados de
mayor nivel educativo causado, principalmente, por un cambio
sea el sentido que le demos al término “cambio técnico” más
probabilidades tendrá, a nuestro juicio, una respuesta posi-
tiva. En efecto, si hemos de entender por cambio técnico todo
a favor de personas de mayor nivel educativo, incluyendo las
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hacia actividades y sectores que utilizan tal trabajo en mayor
proporción que otras actividades y sectores, es casi seguro que
., 2005, p. 26].
asociados al tema del cambio técnico se encuentran con esta disyun-
tiva, de ahí la ausencia de test directos del impacto del cambio técnico
este tipo de empleo. Una primera aproximación teórica y empírica del
impacto del cambio técnico sobre la demanda de empleo acorde con
Posso (2010), trabajo en el que los autores encuentran un incremento
en los salarios y el número de empleos de los trabajadores ubicados en
los extremos de la distribución de tareas, cuando estas se condicionan
por educación o ingresos. Estos resultados soportan la tesis de pola-
rización para el mercado laboral colombiano propuesta por Goos y
y Salomons (2009a, 2009b).
II. Datos
En este trabajo se utiliza la información de las encuestas de hogares
del DANE para Colombia, desde 1984 hasta 20053. Se seleccionó una
muestra compuesta por hombres asalariados mayores de dieciocho años
que trabajan por lo menos veinte horas a la semana en las siete prin-
cipales áreas metropolitanas. Estas restricciones permiten en alguna
medida evadir el sesgo de selección, el cual para el caso colombiano es
Badel y Peña (2010). Este ejercicio se concentra en el mercado formal
colombiano, por lo que sus conclusiones no deberían extenderse al
sector informal del mercado laboral. La medida de ingreso utilizada en
este artículo es el ingreso laboral por hora de cada individuo, el cual
IPC, base
2006). Además del ingreso laboral, se incluyó el análisis de algunas
3 Desde 1984 hasta 1999 se usó la Encuesta Nacional de Hogares (ENH); desde 2000 hasta el
segundo trimestre de 2005 se usó la Encuesta Continua de Hogares (ECH).
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variables como la educación, la edad (lineal y al cuadrado), la rama
de actividad económica a la cual pertenece y el área metropolitana en
la que se localiza cada individuo.
La matriz de características con la cual se desarrolló el proceso de
descomposición incluye algunas restricciones adicionales: hombres
entre 18 y 65 años, individuos que ganen al menos un dólar al día y que
trabajen cien o menos horas a la semana, y se excluyeron del análisis
los individuos que tuvieran información missing en la variable depen-
diente o en alguna covariable. Las ecuaciones de ingresos incluyen
como covariables la edad lineal y la cuadrática, la educación incluye
una forma tipo spline que distingue entre nivel básico (5 años o menos
de educación), secundaria (entre 6 y 11 años) y universitario (más de 11
años de educación) (Greene, 2003, p. 121). Adicionalmente se incluyó
una dummy para los empleados del gobierno, así como dummies por
rama de actividad y área metropolitana.
Algunas fuentes de información adicionales fueron las estadísticas
publicadas por el DANE y el Banco de la República. El análisis descrip-
tivo se desarrolló en Stata 10.0 y el cálculo de la descomposición en
Gauss 9.0.
III. Descomposición en la distribución mediante
regresión por percentiles
Las técnicas de descomposición son unos de los esquemas más usados
para analizar la evolución de la desigualdad de los ingresos y existen
múltiples aplicaciones para diferentes países (Fortin, Firpo y Lemieux,
utilizado en economía laboral contemporánea: la descomposición de
Oaxaca-Blinder (OB). Es importante anotar que al igual que los métodos
de descomposición de OB, la metodología usada en este documento
sigue una aproximación de equilibrio parcial. Adicionalmente, esta
metodología —así como la mayoría de las disponibles en la literatura—
no desea encontrar relaciones estructurales entre las covariables y la
variable que se desea descomponer. Una ampliación de las limitaciones
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de este tipo de metodologías y una aproximación al análisis de equili-
brio general se pueden encontrar en Fortin . (2010).
Para el caso colombiano se destacan los métodos de descomposición
tipo Shorrocks (1982) utilizados por Núñez y Sánchez (1998) y Arango
. (2005); y la metodología de Juhn . (1993) en el trabajo
de Tribín (2005). Este documento propone una nueva alternativa,
la descomposición a través de la regresión por percentiles, la cual
tiene ventajas importantes respecto a las metodologías anteriormente
mencionadas (Autor ., 2005; Machado y Mata, 2005; Melly, 2005;
Fortin ., 2010).
La metodología de descomposición implementada en este ejercicio
tiene como objetivo encontrar la función de distribución en presencia
de covariables, que en este caso en particular corresponde a la
función de distribución del ingreso laboral. La distribución conjunta de
los ingresos laborales es estimada a través de la regresión por cuantiles
o percentiles () propuesta por Koenker y Bassett
mecanismo consiste en integrar la distribución condicional sobre el
rango de las covariables y así obtener una distribución incondicional
(Machado y Mata, 2005; Melly, 2005; Chernozhukov, Fernandez-Val
y Melly4, 2009; Chernozhukov, Fernandez-Val y Galichon, 2010).
El insumo esencial es la estimación de ecuaciones de ingresos mediante
regresión por percentiles; esto constituye una primer ventaja, ya que
estos parámetros tienen una interpretación económica explícita. Por
interpretarse como los retornos a la educación en los diferentes puntos
de la distribución, característica usada por Mora (2003), Zárate (2003),
Prada (2006) y Posso (2010) en el caso colombiano. Además, cuando
se trata de caracterizar la distribución condicional de una variable
como los ingresos laborales, el método de estimación por percentiles
es menos limitado que el de mínimos cuadrados ordinarios. Buchinsky
4 -
trica.
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“On the average” has never been a satisfactory statement
with which to conclude a study on heterogeneous population.
Characterization of the conditional mean constitutes only a
limited aspect of possibly more extensive changes involving
Una segunda ventaja está implícita, pues la posibilidad de estimar la
distribución condicional nos permite obtener la distribución incondi-
cional, lo cual no es posible con la media condicional (Melly, 2005, p.
., 2010). Melly (2005) argumenta que esta metodología
tiene en cuenta el impacto de las características (como cambios en la
educación, la experiencia, la edad, etc.) sobre el total de la descom-
posición, contrario a lo que sucede en otras metodologías como la
propuesta por Juhn . (1993), utilizada en el caso colombiano por
Tribín (2005), las cuales pueden llevar a sobreestimar el efecto de los
premios asociados a las habilidades, especialmente las no observadas.
La metodología de Juhn . (1993), basada en una metodología que
posiblemente sobreestima el premio de las habilidades no observadas,
tiene una serie de problemas que Lemieux (2005) resume en tres:
1) Si las habilidades no observadas son sustitutos cercanos de la edu-
cación, el incremento en la oferta de la educación puede reducir
el premio asociado tanto a la educación universitaria como a la
secundaria, así como los retornos a las habilidades no observadas.
2) El patrón de desigualdad de los salarios en los años noventa, en Es-
tados Unidos, es difícil de reconciliar con la tradicional explicación
de oferta y demanda. El premio de la universidad se incrementó
mucho menos en los años noventa que en los ochenta, a pesar de
que la oferta relativa mantuvo el incremento a la misma tasa.
3) Si la principal fuente de desigualdad está asociada al crecimiento
del premio de las habilidades no observadas, como proponen Juhn
. (1993), entonces varias medidas de habilidad y las diferencias
salariales entre hombres y mujeres, así como la de los blancos y
negros, debieron incrementarse también. Sin embargo, ninguna
de estas diferencias creció en las últimas tres décadas en Estados
Unidos.
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En general, el factor que más afectó los residuales es el precio o retorno
de las habilidades no observadas, el cual puede incrementarse por un
aumento en los hábiles, por lo cual tanto la dispersión en las habili-
dades no observadas como la medición del error pueden crecer en el
tiempo (Lemieux, 2005, p. 1). Tal argumento ha sido respaldado por
sustentaba que la dispersión de los residuales de los salarios puede
incrementarse con la experiencia y la educación. En general, el argu-
mento es el siguiente:
Changes in characteristics do not only affect the level wages but
also higher moments of the distribution. A part of the increases
in the variance of residuals found in the literature is maybe
due to changes in the composition of the workforce and not to
Al respecto, Lemieux (2005) argumenta:
However, most of the existing literature simply interprets
growing residual wage inequality as evidence of rising unob-
served skill prices without controlling for changes in the
particular, JMP use a residual imputation procedure to compute
the contribution of changes in unobserved skill prices to the
JMP’s procedure thus imposes,
by assumption, that the growth in the residual variance is solely
De acuerdo con lo anterior, las técnicas de descomposición que no
tienen en cuenta el cambio de las características y su efecto sobre la
varianza del error, en especial cuando el supuesto de independencia
no puede garantizarse, pueden sobreestimar el efecto de los residuales
asociados al premio de las habilidades no observadas. La técnica
propuesta por Autor . (2005) y Melly (2005), basada en los desarro-
llos previos de Machado y Matta (2005) y en los trabajos de Koenker
composición de las características en los cambios de la desigualdad.
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La hipótesis de este artículo es que el efecto de las características
(como la educación, la experiencia y otras características) ha incremen-
tado la desigualdad salarial en Colombia, en especial desde la mitad
de la década de los noventa, cuando la proporción de asalariados con
universidad creció de forma importante. La técnica, en esencia, desea
descomponer los efectos de la desigualdad entre dos períodos55.
La descomposición tiene dos grandes pasos. En el primero se estima la
distribución condicional de la variable dependiente utilizando una regre-
sión por percentiles; en particular, se estimaron 99 diferentes percentiles
distribuidos uniformemente entre 0 y 1 (τ = 0,01, 0,02,..., 0,99) para los
años escogidos (2005, 1995, 1984). Los errores estándar se obtienen a
través de un proceso de remuestreo con cien replicaciones -
ping). El segundo paso consiste en obtener, a partir de las estimaciones
anteriores, la distribución incondicional de la variable de interés.
y Melly (2005)6. Suponga que se tiene el logaritmo del ingreso laboral
(yi) y un vector
i
x
de regresores para i individuos de una muestra. Si
asumimos que:
)1,0( , )()|(
1
|∈∀=
−
ττβτ
iixy xxF
. (1)
Donde
)|(
1
|ixy xF
τ
−
es el
ésimo
τ
percentil de la distribución condi-
cional de y en xi. La estimación de
)(
τβ
puede ser calculada a través
( )( )
∑
=
≤−−=
N
i
iiii
bxybxy
1
1)(
N
1
min
arg)(
ˆ
ττβ
. (2)
5 Se compara 1984 con 2005, por ser representativos del grueso del período para el que se
tiene información para siete áreas metropolitanas. A su vez, se comparan dos subperíodos,
1984 con 1995 y 1995 con 2005. Se escogieron años que abarcaran en gran medida el pe-
ríodo estudiado y que no estuvieran caracterizados por grandes crisis económicas (como
los años 1999 o 2000). En el cuadro A1 del anexo se muestran algunas estadísticas de la
variación del PIB y la tasa de desempleo (TD).
6 La presentación de Autor . (2005) tiene el mismo contexto, aunque la notación es algo
diferente.
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donde 1 (.) es la función indicadora. El objetivo es minimizar la
ponderación de la suma de los errores absolutos estimando a
)(
ˆ
τβ
de forma separada para cada percentil. En este ejercicio se estimaron
99 percentiles, obteniendo un vector
)(
ˆ
τ
β
para todos los diferentes
coeficientes generados a través de la regresión por percentiles,
β β τ
=
( )
=( )
jj donde 1,... 99, de modo que podamos modelar el efecto
de x1 sobre toda la distribución de y.
Para llegar a los percentiles incondicionales se necesita integrar la distri-
bución condicional para todo el rango de la distribución de regresores.
Sin embargo, este proceso tiene un problema asociado a la ausencia
de monotonicidad en la regresión por percentiles, es decir, si
kj
ττ
≤
no necesariamente implica
)
(
ˆ
)(
ˆ
kiji
xx
τβτβ
≤
. La solución a este
problema es propuesta en Autor . (2005), Melly (2005, 2006) y
Chernozhukov . (2009). Melly utiliza la siguiente propiedad de
la población del
ésimo
θ
percentil de y (q0):
( )
( ) ( ) ( ) ( )
( )
( )
( )
( )
θττ
θθθ
=
≤⇔
=≤⇔=≤⇔=
∫ ∫
∫ ∫∫
−
x
xxyyy
dFdqx
xdFdyxyfydFFq
F
qy1
qy1
1
00
1-
xy
00
1
0
(3)
.
La última equivalencia se obtiene cambiando la variable de integra-
ción y nótese que
( )
( )
1,0
,1 ∈∀= jj
f
ττ
τ
dado que
j
τ
, se distribuye
uniformemente en este intervalo. Así, reemplazando
( )
x
τ
-1
xy
F
por la
estimación consistente )(
ˆ
ji
x
τβ
, tendríamos que el análogo muestral
de q0 estará dado por:
( )
( ) ( )
( )
≥≤−= ∑ ∑
= =
−
N
i
J
j
jijj
qx
N
qx
q
1 1
1
ˆ
1
1
:inf,
ˆ
ˆ
θτβττβ
. (4)
esta metodología por percentiles para 1984, 1995, 2000 y 2005, mien-
los diferentes períodos. La consistencia y normalidad asintótica del
estimador de q0 es provista por Melly (2006). Este estimador nos da la
posibilidad de simular la distribución contrafactual que será utilizada
para descomponer las diferencias de la distribución.
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Gráfico 1. Ingreso observado y simulado 1984-2005.
678910
678910
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1984 1995
2005
Obs. Simulado
Percentil Ln (ingreso laboral real)
Encuesta de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
Gráfico 2. Diferencias en el ingreso entre períodos 1984-2005.
-0,5
0
0,5
-0,5
0
0,5
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
2005-1984 2005-1995
1995-1984
Diferencia observada Diferencia simulada
Percentil Ln (ingreso laboral real)
Encuesta de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
80
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Se tomará la mediana como medida de tendencia central de la distri-
bución, la cual viene dada por:
( )
10
,
t
t,5,0 tuxy
t
i
tt
i
t
i
=+=
β
, (5)
donde 0 es el año inicial y 1 es el año de comparación. Para ver los
efectos sobre la desigualdad, se desea estimar la distribución contra-
factual de y que puede haber prevalecido en el año inicial (0), si la distri-
bución de los atributos de los individuos hubiera sido como la del año
de comparación (1). Para ello se debe optimizar la ecuación 4, donde
la matriz x será la que prevalezca en 1(
1
t
x
estimados en el año inicial 0 ( 0
ˆ
t
β
). El proceso sería el siguiente:
( )
( ) ( )
( )
≥≤−=
∑ ∑
= =
−
N
i
J
j
j
t
t
ijj
t
t
qx
N
qx
q
1 1
1
ˆ
1
1
:inf,
ˆ
ˆ
0
11
0
θτβττβ
. (6)
La descomposición de la desigualdad se hará en tres componentes:
en los residuales, siguiendo la propuesta de trabajos anteriores (Juhn
al., 1993; Tribín, 2005), con diferente metodología. Los efectos sobre
la desigualdad explicados por cambios en las características están dados
por la diferencia entre
( )
11 ,
ˆ
ˆ
tt
xq
β
y
( )
1
01 ,
ˆ
ˆ
,t
rtmt
xq
β
. Es decir, la matriz
de información de los años 0 y 1 valorada a los “precios” del año
() están dados por la diferencia entre:
( )
1
01
,
ˆ
ˆ
,t
rtmt
xq
β
y
( )
1
0,
ˆ
ˆ
t
txq
β
, donde
( )
( )
( )
( )
( )
5,0
ˆˆ
5,0
ˆˆ
00
1
01,t
j
t
t
j
rtmt
βτββτβ
−+=
Así, se estimará la distribución que podría haber prevalecido si el
de las características fuera el mismo de 1, pero con
los residuales distribuidos como en el año inicial. Este componente
Autor
prices), el cambio en los residuales () y el cambio en las
características ().
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
ISSN 0120-3584.
DES ARROL LO Y SOCIE DAD
81
representa la ganancia asociada al , dado que las
características y los residuales se mantienen inalterados.
Finalmente, el efecto asociado a los residuales está dado por la dife-
rencia entre
( )
11 ,
ˆ
ˆ
tt
xq
β
y
( )
1
01 ,
ˆ
ˆ
,t
rtmt
xq
β
. En el caso de los residuales se
calcula la dispersión de los salarios que es exclusivamente atribuible a
la dispersión del salario estimado con respecto a la medida de tendencia
central, en este caso la mediana (para una ampliación, véase el anexo 2).
.
(8)
Así, el primer componente representa el efecto asociado al cambio en
las características; el segundo componente muestra el cambio asociado
el efecto de los residuales.
IV. Desigualdad salarial en Colombia:
algunos hechos estilizados
El comportamiento de la desigualdad salarial en el período 1984-2005
se puede caracterizar por dos subperíodos. En el primero (1984-1995),
la desigualdad crece a una tasa reducida, mientras que en el segundo
(1995-2005) la desigualdad se acelera de forma notable, en especial
para el período de crisis económica que comenzó a sentirse en la
segunda mitad de los años noventa, y se evidenció en 1999 con una
caída del 4% en el PIB y con tasas de desempleo urbano de más del
20%. A su vez, entre 1984 y 2005 crece la población asalariada con
importante entre 1995 y 2005.
82
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
incrementó en la mitad de los años noventa. En efecto, para 1995 el
diferencial salarial 90-10 así como la desviación estándar se aceleran
de forma importante. Este patrón se revierte en el 2000 cuando estos
indicadores empiezan a caer, aunque la desigualdad para 2005 perma-
1998 y 1999 fueron los años de mayor crecimiento en la desigualdad
salarial. No obstante, después de la recesión no se retorna a los niveles
de desigualdad previos a ella.
Gráfico 3. Ln ingreso real hora: percentiles 90, 50 y 10 (1984 = 1).
Período 1 Período 2
0,96 0,98 1,00 1,02 1,04
1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004
Año
P90 P50 P10
Encuesta de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
El período de análisis se caracteriza por presentar grandes cambios
en las características de la población asalariada, en especial en la
asalariada por niveles educativos, se puede ver que los asalariados
con universidad completa e incompleta crecieron desde 1984 y que
en 1995 este crecimiento se acelera, mientras que el crecimiento de la
población con secundaria se estanca para posteriormente caer.
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
ISSN 0120-3584.
DES ARROL LO Y SOCIE DAD
83
Gráfico 4. Logaritmo ingreso real hora: desviación estándar y diferencial
salarial 90-10.
1,4 1,54 1,68 1,82 1,96 2,1
Diferencial P90 - P10
0,60 0,65 0,70 0,75 0,80 0,85
1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004
Año
SD P90-P10
Encuesta de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
Gráfico 5. Crecimiento población asalariada por nivel educativo.
0,50 1,00 1,50 2,00 2,50 3,00 3,50
1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004
Año
Universidad completa Universidad incompleta
Secundaria Primaria o menos
Encuesta de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
84
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
La relación asalariados con grado de secundaria o menos sobre asala-
riados con postsecundaria cayó aproximadamente en 20% entre 1984
y 2005, mientras que entre 1995 y 2005 cayó aproximadamente en
40%. Es importante anotar que este fenómeno fue precedido por un
crecimiento de la asistencia escolar a partir de 1989 para personas con
período y posiblemente se seguirá profundizando en el futuro próximo,
-
ción básica entre 1984 y 1995 y el gran cambio que sufrió la educación
superior entre 1995 y 2005. Es necesario anotar que el mercado laboral
colombiano, en el período 1984-2005 (con individuos nacidos entre
1900 y 1993), depende de muchos otros mercados, en especial de las
grandes transformaciones que han sufrido los sistemas educativos
público y privado en los últimos cien años.
Gráfico 6. Crecimiento asistencia escolar nivel educativo.
0,00 1,00 2,00 3,00 4,00 5,00
1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004
Año
Universidad completa Universidadincompleta
Secundaria Primaria o menos
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SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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85
Gráfico 7. Población asalariada por nivel educativo: 1984, 1995 y 2005.
0%
20%
40%
60%
80%
100%
1984 1995 2005
Primaria Secundaria Universidad incompleta Universidad completa
Encuesta de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
Por ejemplo, a inicios del siglo XX Colombia se recuperaba de la
guerra civil de los Mil Días (1899-1902) y sufría una profunda crisis
económica, que traía como consecuencia aumentos en la deserción
de Educación Nacional con el nombre con el que lo conocemos hoy en
día—, Colombia se tomó en serio la educación secundaria y produjo
grandes cambios en el sistema educativo. La hora de la educación
superior sólo llegó hasta las décadas de los cuarenta y cincuenta,
cuando el gobierno nacional impulsó la creación de universidades
públicas y privadas8 y del Servicio Nacional de Aprendizaje (SENA),
de los noventa, el gobierno colombiano se concentró en la expansión
de la educación secundaria en Colombia9. La educación superior actual
8 No obstante, la historia de las universidades en Colombia es más amplia. Por ejemplo, la
Universidad del Rosario fue fundada en 1653, aunque inicialmente estaba más enfocada
a la educación básica. La Universidad de Antioquia fue fundada en 1803. La Universidad
Nacional, tal y como se conoce hoy en día, fue impulsada por el presidente Alfonso López
Pumarejo en 1935. La Universidad del Valle fue fundada en 1945, al igual que la Univer-
sidad Industrial de Santander. En 1948 fue fundada la Universidad de los Andes, en 1968
EAFIT.
9 Un ejemplo de esta iniciativa es el Plan de la Ampliación de Cobertura en la Educación
Secundaria (Paces), que inició en 1993.
86
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Finalmente, en la década de los noventa el sistema educativo junto con
el mercado laboral sufrieron grandes transformaciones como producto
de la reducción de los costos de la tecnología y la información. Medina
y Posso (2010) documentan que la entrada de los computadores y el
Internet en Colombia sólo se dio de forma importante a mediados
de la década de los noventa, donde simultáneamente cayó de forma
hasta la actualidad. Todos estos cambios producen que en el mercado
etapas del sistema educativo colombiano con choques tecnológicos
diferenciados.
Por ejemplo, si restringimos el mercado laboral del 2005 a personas
entre 18 y 65 años, nos encontraremos con individuos que nacieron
Los de más edad fueron testigos de grandes transformaciones en la
educación superior con la aparición de instituciones como el SENA, la
Universidad del Valle, la Universidad de los Andes o la Universidad
Industrial de Santander, pero también de los grandes cuellos de botella
que presentaban la educación primaria y secundaria, mientras que
los más jóvenes participaron de un sistema educativo consolidado,
con una expansión sin precedentes en los últimos treinta años y con
fuertes choques tecnológicos debido a la entrada de los computadores
en los hogares y las aulas de clase, así como a la llegada de Internet.
componían predominantemente de individuos con educación primaria,
aunque los trabajadores jóvenes de aquella época —los nacidos entre
-
de 1995, momento en el cual se puede ver un gran cambio, ya que
la mayoría de las cohortes estaban representadas por individuos con
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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laboral colombiano en el 2005, en donde se destaca el hecho de que
aunque para ese año seguían siendo predominantes los individuos con
educación secundaria, ya se observaba una transformación sin prece-
dentes en la educación universitaria, pues la mayoría de las cohortes
contaban con participaciones cercanas al 30%. Es factible pensar que
en las próximas décadas observaremos un mercado laboral donde
predominarán los individuos con educación universitaria.
En general, se puede concluir que las características de los indivi-
duos que participan o participaron en el mercado laboral durante
el período de análisis son heterogéneas. En el período 1984-2005
mercado laboral sufrió fuertes cambios en su composición como
resultado de las grandes revoluciones educativas que ha vivido el
país en los últimos cien años. Con el paso de las décadas, los nuevos
integrantes del mercado asistieron a sistemas educativos diferentes,
con choques tecnológicos pronunciados y nunca antes vividos en la
historia del país.
Gráfico 8A. Nivel educativo por cohortes, 1984.
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
1925-1919 1932-1926 1939-1933 1946-1940 1953-1947 1960-1954 1967-1961
Primaria Secundaria Universidad
Encuesta de Hogares 1984, cálculos propios.
88
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Gráfico 8B. Nivel educativo por cohortes, 1995.
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
1932-1926 1939-1933 1946-1940 1953-1947 1960-1954 1967-1961 1974-1968 1981-1975
Primaria Secundaria Universidad
Encuesta de Hogares 1995, cálculos propios.
Gráfico 8C. Nivel educativo por cohortes, 2005.
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
1946-1940 1953-1947 1960-1954 1967-1961 1974-1968 1981-1975 1982-1987
Primaria Secundaria Universidad
Encuesta de Hogares 2005, cálculos propios.
Simultáneamente a los cambios en composición por educación y
cohortes, el mercado laboral ha sufrido cambios en otras variables. Por
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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89
de las diferentes ramas de actividad en 1984, 1995 y 2005. En dicho
el período de análisis, mientras que la industria, el sector de servicios
y la construcción redujeron su participación.
Gráfico 9. Participación del empleo público.
0,0 5 0,0 7 0, 10 0, 13 0 ,1 5 0,1 7 0,2 0
1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004
Año
Encuesta de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
Por su parte, la rentabilidad de la educación universitaria muestra dos
en especial para los percentiles superiores de la distribución, mien-
tras que entre 1995 y 2005 el retorno de los percentiles superiores se
mantuvo en los niveles de 1995 y los retornos de los percentiles infe-
-
ciales salariales —entre P90 y P10— de los más educados (educación
superior completa y posgrado) crecieron a ritmos importantes después
mantiene a niveles superiores a los de 1984 y 1995 (33% más alto que
en 1984 y 19% más alto que en 1995). En los otros niveles educativos
90
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
se observa un crecimiento de la desigualdad para el período de crisis,
Gráfico 10. Composición por ramas de actividad.
2%
12%
13%
9%
15%
21%
28%
0% 5% 10% 15% 20% 25% 30%
Agricultura
Financiero
Transporte y comunicaciones
Construcción
Servicios
Industria
Comercio
1984 1995 2005
Encuesta de Hogares 1984, 1995 y 2005, cálculos propios.
Gráfico 11. Diferencial salarial 90-10 por nivel educativo.
0,80 1,20 1,60 2,00 2,40
1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004
Año
Universidad completa Universidad incompleta
Secundaria Primariao menos
Encuestas de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
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Gráfico 12. Diferencia Ln (ingreso real hora) por percentiles y nivel educativo
1995-2005.
-0,40 -0,30 -0,20 -0,10 0,00 0,10
5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95
Percentil
Universidad completa Universidad incompleta
Secundaria Primaria o menos
Encuestas de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
2005 y 1995, si se condiciona por el nivel educativo. Se puede apre-
ciar que el ingreso de los más educados (educación superior completa
pagados). En el resto de los niveles educativos se generó una pérdida
en el ingreso real en el conjunto de percentiles. En el caso de los
asalariados con universidad incompleta existe un comportamiento
en forma de U, es decir, donde más cayó el salario fue alrededor del
salario mediano10. En el caso de la primaria y la secundaria se aprecia
un comportamiento en forma de U invertida, es decir, los salarios de
los percentiles inferiores y superiores fueron los que más cayeron.
En general, se plantean dos hipótesis: primera, el crecimiento de la
desigualdad se asocia esencialmente a la distribución de caracterís-
ticas de los asalariados. Segunda, en la parte alta de la distribución la
desigualdad se puede asociar a un fenómeno intragrupo, en especial en
10 Estos hechos son documentados con mayor profundidad en Medina y Posso (2010).
92
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
el grupo de asalariados con educación universitaria. A continuación se
desarrollará una descomposición de los cambios en la distribución del
ingreso utilizando regresión por percentiles entre el período 1984-2005,
con el objetivo de encontrar la fuente de los cambios en la desigualdad
en dicho período.
A. Descomposición de la desigualdad salarial en
Colombia mediante regresión por percentiles
de la desigualdad salarial en el mercado laboral colombiano (véanse
el percentil 10 cayó casi 10%, mientras que el de los asalariados en el
percentil 90 creció 5%.
El cuadro 1 muestra el comportamiento de la desigualdad salarial para
el período 1984-2005 y algunos subperíodos, al utilizar una descompo-
sición con regresión por percentiles propuesta por Autor . (2005)
y Melly (2005), ya presentada en la sección 3. El análisis por percen-
tiles permite tener un panorama más amplio de lo que sucede en la
distribución de salarios, ya que mientras la mediana puede ser usada
como una medida de tendencia central, los percentiles alrededor de ella
pueden ser usados para caracterizar los cambios en la dispersión u otros
aspectos de la distribución de salarios (Gosling
El cuadro 1 presenta los resultados de la estimación de la ecuación 8.
En ella se muestra la descomposición del cambio total en tres compo-
Juhn . (1993). Se incluyen algunas mediciones como la mediana,
la desviación estándar (SD), el diferencial entre percentiles 90-10,
50-10 y 90-5011.
Los resultados revelan que las características tienen un efecto positivo y
períodos, en particular para el período 1984-2005. Es decir, al valorar
11 Para la descomposición se usó Gauss 9.0.
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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DES ARROL LO Y SOCIE DAD
93
observa un incremento importante del salario mediano en este período
(igual ocurre en todos los subperíodos). Este efecto es positivo y
creciente con respecto a los percentiles, pero los bajos niveles salariales
es decir, el premio de las características del trabajador mediano cayó de
Caracterizar la distribución de salarios usando percentiles permite
valorar directamente efectos no observables en la evolución de toda
la distribución de salarios y no únicamente en la media y la varianza
condicional (Gosling ., 2000; Melly, 2005; Lemieux, 2006). Las
medidas de desigualdad (véase cuadro 1) muestran que las caracte-
rísticas de los asalariados son el factor que más ha incrementado la
desigualdad salarial en los diferentes períodos analizados, mientras
igual que los residuales, aunque en menor proporción. Así, podríamos
estándar se explica principalmente por el cambio en las características
a través de los períodos.
Como se aprecia en la ecuación 8, el efecto asociado a las caracte-
rísticas se calcula con la matriz de información de los dos años de
para calcular el diferencial 90-10 en el período 1984-2005 se toman
de 1984, de tal forma que el diferencial será explicado exclusivamente
por el cambio en las características entre estos dos años.
En el período 1984-2005 el incremento más importante se dio en la
parte baja de la distribución, como se aprecia en el diferencial 50-10.
Sin embargo, cuando este período se descompone en dos subperíodos
(1984-1995 y 1995-2005), se observa que en el primer período la
desigualdad salarial medida como el diferencial 90-10 o la desvia-
ción estándar fue mucho menor que en el segundo subperíodo, lo
que implica que el diferencial salarial para el período 1984-2005 se
explica principalmente por lo acontecido en el subperíodo 1995-2005.
También se observa que para este primer subperíodo la desigualdad
es más importante en la parte baja de la distribución, mientras que
en la parte alta de la distribución (diferencial 90-50) la desigualdad
94
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
disminuyó levemente, en parte por un gran efecto de los residuales o
las características no observadas. Para el segundo período la historia es
diferente: la desigualdad creció tanto en la parte alta como en la parte
baja de la distribución y mostró su mayor efecto en el diferencial 90-50,
en especial por el efecto de las características. Así, entre 1984-1995 la
desigualdad fue más fuerte en la parte baja de la distribución, mientras
que para el período 1995-2005 la desigualdad fue más importante en
la parte alta de la distribución.
parte baja como en la alta de la distribución, efecto guiado en esencia
por el cambio en la composición de la masa asalariada. Lo anterior
posiblemente esté asociado a un cambio generacional en el mercado
laboral; es decir, que con el crecimiento de la oferta educativa (que se
dio principalmente en la década de los noventa) se fue desarrollando
un mercado asalariado más educado, en especial con educación postse-
cundaria, que fue dejando rezagados a los empleados más antiguos que
no contaban con este tipo de formación. De esta manera, los nuevos
asalariados que pudieron acceder a la educación superior generaron
un efecto diferencial sobre los que ya estaban en el mercado laboral y
no alcanzaron esta característica. Así, un componente importante de la
desigualdad es el debido al crecimiento de los diferenciales educativos.
Este análisis podría complementarse con metodologías que analicen
las cohortes que han ingresado al mercado laboral, como la propuesta
por Gosling . (2000) o por nuevas metodologías como las de Firpo,
. (2010), que permiten
ver el efecto diferenciado de cada una de las covariables.
grande en los percentiles superiores, particularmente después del
Los resultados anteriores son la manifestación de un mercado laboral
cambiante, en especial el impacto que tiene el sistema educativo sobre
él. El crecimiento de la oferta educativa genera un fenómeno “natural”
sobre la desigualdad salarial, asociado a las diferencias a través de
las generaciones en la adquisición del capital humano (Gosling .,
2000).
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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95
Cuadro 1. Descomposición de las diferencias en distribución usando
regresión por percentiles 1984, 1995 y 2005.
Período Estadístico Cambio
total Características Residuales
Panel A
2005-1984
Mediana 0,20 -0,35 -0,02
(0,004) (0,004) (0,005) (0,003)
SD 0,05 0,09 -0,04 0,00
(0,004) (0,003) (0,003) (0,004)
90-10 0,11 0,26 -0,11 -0,04
(0,011) (0,009) (0,008) (0,009)
50-10 0,08 0,14 -0,06 0,00
(0,008)
90-50 0,03 0,12 -0,05 -0,04
(0,004) (0,003)
Panel B
2005-1995
Mediana 0,09 -0,15 -0,02
(0,004) (0,003) (0,004)
SD 0,04 -0,03 0,01
(0,004) (0,003) (0,005) (0,004)
90-10 0,09 -0,08 0,00
(0,011) (0,008) (0,013) (0,009)
50-10 0,04 0,11 -0,05 -0,01
(0,009) (0,011) (0,006)
90-50 0,05 -0,03 0,01
(0,003) (0,005) (0,005)
Panel C
1995-1984
Mediana -0,10 0,08 -0,18 0,0004
(0,004) (0,003) (0,004)
SD 0,01 0,02 -0,01 -0,01
(0,004) (0,002) (0,004) (0,003)
90-10 0,02 0,08 -0,03 -0,03
(0,010) (0,006) (0,009) (0,006)
50-10 0,04 0,04 -0,01 0,01
(0,008) (0,005) (0,009) (0,005)
90-50 -0,02 0,04 -0,02 -0,04
(0,005) (0,002) (0,005) (0,003)
Encuestas de Hogares 1984, 1995 y 2005, cálculos propios. Entre paréntesis los errores estándar.
Los errores estándar fueron estimados con métodos con 100 replicaciones. SD: desviación
estándar.
96
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Sin embargo, los resultados anteriores dejan algunos hechos sin
analizar. En particular, para el período estudiado se observan grandes
cambios en los premios a la educación postsecundaria y metodologías
como las aplicadas en este documento no permiten recoger el impacto
de una covariable en particular.
Gráfico 13A. Descomposición del ingreso simulado: características.
0,00 0,05 0,10 0,15 0,20 0,25 0,30
5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95
Percentil
1995-1984 2005-1995
Encuestas de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
Lo anterior hace necesario aplicar metodologías con un mayor grado
de desagregación como la propuesta por Firpo
en el caso colombiano, es aplicada por Posso, Riegler y Riegler (2011)
para estudiar las diferencias asociadas al género. Adicionalmente, la
metodología propuesta por Firpo
cualquier funcional de la distribución de ingresos, en particular la
descomposición de la varianza y el Gini. La siguiente sección de este
documento explora parcialmente la heterogeneidad en el retorno en la
educación postsecundaria, la cual se dio paralelamente con el creci-
miento de la asistencia educativa y de la población de asalariados con
educación postsecundaria.
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SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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97
Gráfico 13B. Descomposición del ingreso simulado: coeficientes.
-0,05
-0,10
-0,15
-0,20
-0,25
-0,30
5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95
Percentil
1995-1984 2005-1995
Encuestas de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
Gráfico 13C. Descomposición del ingreso simulado: residuales.
-0,30 - 0,20 -0,10 0,
00 0,
10
5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95
Percentil
1995-1984 2005-1995
Encuestas de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
98
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
B. Desigualdad intragrupo: asalariados
con educación postsecundaria
El proceso de descomposición requiere estimar regresiones para
diferentes percentiles, en este caso en particular para 99 percentiles.
14 muestra las rentabilidades de los diferentes niveles educativos que
fueron tenidos en cuenta en este ejercicio12. Como se puede apreciar,
entre 1984 y 2005 el premio asociado a la educación universitaria cayó
para los primeros 62 percentiles y de ahí en adelante se observa una
diferencia positiva que empieza a ser importante después del percentil
85. Entre 1984 y 1995 este retorno se incrementó para los percentiles
superiores al 90, con un incremento cercano al 16% en promedio.
Entre 1995 y 2005 el retorno se mantiene constante para los percentiles
10 y el mediano se generó una pérdida aproximadamente de 20% en
el retorno a la educación universitaria.
Así, a la pregunta de David Card (1994, p. 33): “Is the labor force
reasonably well described by a constant return to education for all
que a su vez respalda el uso de regresión por percentiles.
Esta caída en el retorno se dio en el mismo período en que la relación
entre asalariados con secundaria o menos y asalariados con postse-
cundaria cayó aproximadamente en 40%; es decir, mientras crecía
la población asalariada con educación superior, caía el retorno de la
educación universitaria de los percentiles inferiores y se incrementaba
el de los percentiles superiores. Este resultado no es perfectamente
compatible con la hipótesis del (SBTC)
propuesta por Katz y Murphy (1992) y Acemoglu (2002)13, pues según
el modelo básico propuesto por los autores ante un incremento en
12
para los diferentes períodos de análisis.
13 Estimaciones de esta hipótesis para el caso colombiano se pueden encontrar en Núñez y
Sánchez (1998), Santamaría (2004) y Medina y Posso (2010).
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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99
factores constantes— el premio a educarse debería caer; no obstante,
para el caso colombiano esta hipótesis parece no cumplirse para los
trabajadores mejor pagados.
Este resultado necesariamente tiene consecuencias en la desigualdad
en este grupo. Como hipótesis podríamos plantear que conforme
crecían la asistencia escolar y la población asalariada con educación
postsecundaria, también se generaba una calidad de la educación más
educación, lo cual puede ser evidencia del incremento en la desigualdad
que fueron formados en diferentes etapas del sistema educativo colom-
biano, el cual, como se mencionó previamente, ha sufrido cambios
Sin embargo, autores como Forero y Ramírez (2008) plantean que los
diplomas de niveles educativos iguales afectan de forma diferente la
de educación superior en Colombia:
Los graduados de IES acreditadas tienden a obtener mayores
educativo se remuneran de manera distinta, como consecuencia
de la heterogeneidad de las IES. Además de la calidad de las
IES
IES, evidenciándose que los graduados de instituciones públicas
Algunas hipótesis adicionales son expuestas en Martins y Pereira
(2003), quienes sugieren que la educación postsecundaria tiene un
efecto positivo sobre la desigualdad a través de tres mecanismos:
sobreeducación, complementariedad entre las habilidades de los
individuos y altos niveles de educación, y la calidad de la educación.
100
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Gráfico 14. Rentabilidad educación universitaria por percentiles.
0,00 0,05 0,10
0,000,050,10 0,15
0,000,050,10 0,15
0,05 0,10 0,15
0,05 0,10 0,15
0,05 0,10 0,15
0,10 0,15 0,20
0,10 0,20 0,30
0,10 0,20 0,30
0 10 20 30 40 50 60 70 8090100 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90100 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90100
Primaria, 1984 Primaria, 1995 Primaria, 2005
Secundaria, 1984 Secundaria, 1995 Secundaria, 2005
Universidad, 1984 Universidad, 1995 Universidad, 2005
Intervalo de confianza 95% Coeficiente
Percentil
Encuestas de Hogares 1984-2005, cálculos propios.
En el caso de la educación secundaria se observa un fenómeno similar.
En un primer momento, en el período 1984-1995 se aprecia una caída
En un segundo momento, en el período 1995-2005 se genera una
ganancia en el premio en las colas de la distribución; sin embargo,
entre los percentiles 28 y 93 se observa una pérdida, la cual se hace
más fuerte alrededor del percentil mediano (comportamiento en forma
de U). En el caso de la educación primaria se observa una ganancia en
el 2005, especialmente en los percentiles inferiores; mientras que en los
percentiles superiores el premio se mantiene estable.
En general, este artículo muestra que el comportamiento de la
desigualdad puede estar ligado a dos factores: al componente carac-
terísticas, asociado a la dinámica de acumulación de capital humano
en el mercado laboral como producto de una oferta educativa cada
vez más amplia; y a un incremento en la desigualdad en el grupo de
esta oferta educativa.
66
SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
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101
V. Conclusiones
Este documento busca explicaciones alternativas al fenómeno de
desigualdad salarial en Colombia. Una primera explicación se asocia
al crecimiento en el nivel educativo de la población asalariada en el
país; así, se expone que la composición de la masa laboral afecta de
forma importante la desigualdad salarial. Una segunda explicación se
asocia a un patrón de desigualdad intragrupo. La desigualdad salarial
entre los asalariados con postsecundaria ha crecido de forma notoria
en el período estudiado. Esta desigualdad se atribuye principalmente
a un fenómeno de heterogeneidad en el retorno de los más educados,
de tal forma que el retorno de los percentiles superiores crece mientras
que el de los percentiles inferiores cae.
Metodológicamente, la contribución de este trabajo está en proponer
una variante a las descomposiciones tradicionalmente utilizadas en
Colombia. En particular, se utilizó una descomposición de la distribu-
ción salarial mediante regresión por percentiles, propuesta por Autor
. (2005) y Melly (2005).
Se utiliza la regresión por percentiles para calcular la distribución condi-
cional de los ingresos. Con este insumo se obtiene la distribución
incondicional (se simula el ingreso), con la cual se descompone el
efecto de la desigualdad en tres factores: cambios en la distribución
residuales. En general, se observa un incremento de la desigualdad para
el período estudiado, el cual se explica principalmente por el efecto
de cambio en la distribución de las características de los individuos,
es decir, un cambio en la composición del mercado asalariado.
En términos globales, se plantea que el cambio en la composición
educativa del mercado laboral ha llevado a un crecimiento de la
desigualdad. Un crecimiento de la población con educación superior
permite que esta acceda a mayores niveles salariales, especialmente en
un mercado formal como lo es el asalariado, donde existen mercados
internos de trabajo, lo cual lleva a diferenciales entre los más educados
y los menos educados. De este modo, una política adecuada consistiría
en incrementar el acceso a los niveles superiores de educación, ya que
102
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
la existencia de cuellos de botella entre la secundaria y la postsecun-
daria puede llevar a una aceleración de la desigualdad salarial.
A su vez, en la década de los noventa y hasta el año 2005 se observa
un crecimiento de la desigualdad en el grupo de los más educados
(postsecundaria), lo que explica en gran medida el incremento de la
desigualdad en el conjunto de la distribución. Este patrón puede ser
explicado por un incremento importante de asalariados con educación
postsecundaria, pero con retornos a la educación dispersos al interior
de la distribución, fenómeno que puede estar asociado al tema de la
heterogeneidad en las dotaciones de educación. Este factor puede
la política, pues aunque incrementar el acceso a la educación es un
factor fundamental para disminuir la desigualdad salarial, como se
la dispersión salarial y con ello la desigualdad en el mercado laboral,
debido a la desigualdad en la calidad de la educación ofrecida. Tal
conclusión es similar a la ofrecida por Santamaría (2004). Este efecto
de la acreditación institucional, como lo mencionan Forero y Ramírez
(2008).
Colombia debe procurar reducir la heterogeneidad en la educación
postsecundaria. Un camino factible es continuar con los procesos
de estandarización a través de la acreditación de universidades y
programas educativos, además de la estandarización de exámenes
como los ECAES. Así mismo, este proceso debe estar acompañado de
una mayor igualdad en la calidad de las instituciones, ya que si se
amplía la oferta educativa con calidad heterogénea entre instituciones,
intragrupo, y por este camino la desigualdad global. En cualquier caso,
la calidad de la oferta educativa universitaria es un factor fundamental
para lograr la disminución de la desigualdad laboral, pues todas las
en el mercado laboral.
Así, los aportes de este estudio van en dos vías. Primera, aunque dife-
rentes estudios realizados en Colombia hacen énfasis en la educación
como mecanismo para reducir la desigualdad, es necesario resaltar
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103
es diferente y se concentra en la composición de la fuerza de trabajo,
de la desigualdad intragrupo. Sin negar la existencia de otros factores,
los resultados presentados en este documento dan importancia a la
política educativa de Colombia como el mecanismo que puede reducir
la desigualdad y se muestra que el paradigma de cobertura con calidad
es y será cada vez más importante. Finalmente, desde el punto de
vista técnico, futuros trabajos deberían explorar metodologías que
las propuestas por Firpo . (2010). Con
estas metodologías tal vez se pueda distinguir el efecto asociado a la
educación postsecundaria.
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Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Anexos
Anexo 1
Cuadro A1. Estadísticas generales Colombia 1984-2005
Año Var% PIB TD hombres Tasa de empleo
total
Tasa de empleo
asalariado
1984 3,4 11% 89% 58%
1985 3,1 11% 89% 58%
1986 5,8 10% 90% 59%
5,4 9% 91% 59%
1988 4,1 9% 91% 60%
1989 3,4 8% 92% 60%
1990 4,3 8% 92% 61%
1991 2,4 8% 92% 60%
1992 4,4 93% 61%
1993 6% 94% 61%
1994 5,1 6% 94% 62%
1995 5,2 93% 59%
1996 2,1 9% 91% 58%
3,4 10% 90% 55%
1998 0,6 12% 88% 54%
1999 -4,2 83% 49%
2000 2,9 15% 85%
2001 1,5 16% 84% 46%
2002 1,9 16% 84%
2003 3,9 14% 86% 49%
2004 4,9 13% 50%
2005 12% 88% 51%
DANEPEA y tasa de empleo asalariado
como asalariados sobre PEA.
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Gráfico A1. Coeficientes estimados 1984.
0,03
0,04
0,05
0,06
-0,0007
-0,0006
-0,0005
-0,0004
-0,2
0
0,2
0,4
-0,5
0
0,5
-1
-0,5
0
0,5
-0,.2
-0,1
0
0,1
-0,4
-0,2
0
0,2
0,4
-0,3
-0,2
-0,1
0
0,1
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,3
-0,2
-0,1
0
-0,2
-0,1
0
0,1
-0,1
0
0,1
0,2
-0,2
-0,1
0
0,1
-0,1
0
0,1
0,2
-0,6
-0,4
-0,2
0
-0,8
-0,6
-0,4
-0,2
0
6
6,5
7
7,5
8
0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100
0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100
Edad Edad 2 Público Agricultura Minería
Manufactura Electricidad Construcción Comercio Transporte
Servicios Medellín Cali Barranquilla Bucaramanga
Manizales Pasto Cons.
Intervalo de confianza 95% Coeficiente
Percentil
Encuesta de Hogares 1984, cálculos propios.
Errores estándar calculados por métodos .
110
Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Gráfico A2. Coeficientes estimados 1995.
0,02
0,03
0,04
0,05
-0,0006
-0,0005
-0,0004
-0,0003
-0,0002
-0,2
0
0,2
0,4
-0,6
-0,4
-0,2
0
-0,5
0
0,5
1
-0,2
-0,1
0
0,1
-0,4
-0,2
0
0,2
0,4
-0,1
0
0,1
0,2
-0,2
-0,1
0
0,1
0,2
-0,2
0
0,2
0,4
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,6
-0,4
-0,2
0
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,8
-0,6
-0,4
-0,2
0
-0,8
-0,6
-0,4
-0,2
6
7
8
9
0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100
0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100
Edad Edad 2 Público Agricultura Minería
Manufactura Electricidad Construcción Comercio Transporte
Servicios Medellín Cali Barranquilla Bucaramanga
Manizales Pasto Cons.
Intervalo de confianza 95% Coeficiente
Percentil
Encuesta de Hogares 1984, cálculos propios.
Errores estándar calculados por métodos .
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Gráfico A3. Coeficientes estimados 2005.
0,02
0,04
0,06
-0,001
-0,0008
-0,0006
-0,0004
-0,0002
-0,2
0
0,2
0,4
0,6
-1,5
-1
-0,5
0
0,5
0
1
2
3
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,4
-0,2
0
0,2
0,4
-0,8
-0,6
-0,4
-0,2
0
-0,6
-0,4
-0,2
0
-0,6
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,4
-0,2
0
0,2
-0,2
0
0,2
0,4
-0,2
-0,1
0
0,1
0,2
-0,5
0
0,5
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0
0,2
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0
0,2
-0,6
-0,4
-0,2
0
0,2
5
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7
8
0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100
0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100 0 20 40 60 80 100
Edad Edad2 Público Agricultura Minería
Manufactura Electricidad Construcción Comercio Transporte
Servicios Medellín Cali Barranquilla Bucaramanga
Manizales Pasto Cons.
Intervalo de confianza 95% Coeficiente
Percentil
Encuesta de Hogares 1984, cálculos propios.
Errores estándar calculados por métodos .
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Desigualdad salarial en Colombia 1984-2005: cambios en la composición
del mercado laboral y retornos a la educación postsecundaria
Christian Manuel Posso
Anexo 2. Efecto en la desigualdad asociado a los residuales.
-
ción alrededor de la medida de tendencia central de la distribución,
en este caso la mediana condicional, la cual se obtuvo a través de la
(ecuación 2). Se pueden presentar varios casos
(véanse Autor ., 2005, appendix 2; Melly, 2005, appendix 1).
En un primer escenario podemos tener un simple caso en donde no
existen regresores y se tiene únicamente una constante. En este caso,
los residuales serán simplemente la diferencia entre el estimador del
percentil
j
y el percentil mediano. En este ejercicio tendríamos
1−j
estimadores que se compararían con el estimador mediano.
Ahora supóngase un segundo caso en el que se tienen covariables y se
asume que los residuales son independientes de los regresores. Este es
el caso de Juhn . (1993). Bajo esta situación las regresiones por
percentiles serán paralelas y únicamente la constante diferirá entre
percentiles. En este caso, se toma la diferencia entre dos predicciones
de percentiles condicionados (percentil respecto al percentil mediano),
lo cual es asintóticamente idéntico a tomar los percentiles de la distri-
bución de residuales MCO. Autor . (2005) y Melly (2005) advierten
que si los supuestos clásicos del modelo de mínimos cuadrados ordi-
narios como la homocedasticidad se cumplen, entonces el método más
. (1993). Melly (2005) realiza
algunas simulaciones para comparar métodos y concluye lo siguiente:
To conclude, these simulations show that the JMP decomposition
-
dent residuals strongly affects the conclusions in the presence
Cuando existe heterocedasticidad y no se garantiza la independencia,
entonces los cambios en la distribución condicional cambian con el
valor de las covariables. En estos casos la regresión por percentiles es
consistente para cada percentil condicionado. Por lo tanto, la diferencia
j
en la mediana multiplicados por la matriz de covariables es consistente
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SEGUNDO SEMESTRE DE 2010, PP. 65-113.
ISSN 0120-3584.
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113
con la distribución de los residuales para los valores de esta matriz.
Algunas limitaciones adicionales de la metodología de Juhn .
(1993) y algunas comparaciones de las metodologías se pueden ver
en Fortin . (2010).
